股權質押與分析師獨立性

鄭涵歆，潘煜雙

(1.上海財經大學會計與財務大數據研究中心，上海 200433；2.嘉興學院商學院，浙江 嘉興 314001)

一、引 言

證券分析師作為資本市場的重要組成部分，其對資本市場的經濟后果一直受到學術界與實務界的關注。分析師在資本市場的主要功能，是以專業(yè)的信息挖掘能力、基本面分析能力向資本市場的普通投資者們傳遞反饋上市公司內在價值的真實信息，從而降低投資者與上市公司間的信息不對稱程度，使得投資者能夠更合理地配置資產、投資決策，進而提高資本市場的資源配置效率與市場定價準確度。但證券分析師這一功能并不總能得到有效發(fā)揮，尤其當面臨利益沖突時，便會與審計師一樣受到獨立性問題的干擾，且由于分析師直接面對投資者與上市公司，其獨立性的問題會帶來更直接的影響。

國內外對于證券分析師的獨立性已有不少研究，歸結起來主要從“委托人-受托人”“投資中介-投資者”“股東-公司”“信息需求者-供給者”四個角度對分析師獨立性研究居多。其中前3者為券商與分析師利益沖突，使得分析師獨立性受到干擾，主要為券商承銷業(yè)務(Dugar & Nathan，1995[1]；Lin & Mcnichols，1997[2]；Michaely & Womack，1999[3]；原紅旗&黃倩茄，2007[4])、投行業(yè)務(Mcnichols & Lin，2005)[5]、經紀收入(Francis et al.，2004[6]；Jackson，2005[7]；Gu et al.，2013[8])、投資收益(Mola & Guidolin，2009[9]；曹勝&朱紅軍，2011[10]；姜波&周銘山，2015[11])的影響，第4個為分析師為從管理層獲取私有信息而對獨立性造成的影響(Francis & Philbrick，1993[12]；Ke & Yu，2006[13]；Mayew，2008[14]；趙良玉等，2013[15])。隨著我國股權質押業(yè)務的不斷擴大，券商逐步加入爭奪股權質押市場份額的這塊“大蛋糕”隊伍之中。根據wind咨詢金融終端統計，自2013年至2016年末，已有1546家上市公司在券商有過股權質押業(yè)務，其中2016年將近有1300家公司在券商有過股權質押業(yè)務，因此券商在資本市場便多了一重身份——債權人。本文從債權人的角度研究債權人與債務人的利益干涉對分析師獨立性的影響，研究發(fā)現股權質押使得券商與上市公司間利益合謀程度加深、潛在的壞賬風險增大，為增大私利獲取、減小潛在的壞賬風險，券商便會施壓旗下分析師，使其對股權質押客戶發(fā)布更偏樂觀的投資評級，致使分析師獨立性降低。且這一效應在信息透明度低的公司、個人聲譽低的分析師中更加嚴重。

本文主要貢獻如下：(1)已有研究主要從“委托人-受托人”“投資中介-投資者”“股東-公司”“信息需求者-供給者”對分析師獨立性研究居多，本文從“債權人-債務人”角度研究券商利益對分析師獨立性的干擾，豐富了分析師獨立性的理論研究。(2)已有不少研究發(fā)現股權質押使得公司內部治理水平下降，例如謝德仁等(2016)研究發(fā)現股權質押使得公司股價崩盤風險降低，但這一降低不是通過努力提高經營業(yè)績而改善的，而是公司通過盈余管理等行為對負面信息進行隱藏，使得公司信息透明度降低而導致的[16]。分析師作為公司與投資者的信息中介，原本職能是為降低投資者與上市公司間的信息不對稱程度，但券商股權質押業(yè)務的介入使其并沒有發(fā)揮出職能，反而進一步惡化了股權質押帶來的低信息透明度效應，使得公司與市場間的信息不對稱程度進一步加深。本文進一步拓展了股權質押信息質量惡化效應的研究。(3)證券分析師行業(yè)在我國資本市場的地位已越來越重要，本文的研究結論直接指出了行業(yè)內存在的弊端，并進一步分析了其機理，希望能為監(jiān)管部門規(guī)范分析師行業(yè)提供一定的經驗證據與實踐啟示。(4)隨著我國股權質押業(yè)務的愈演愈烈，資本市場有必要進一步加強對公司股權質押業(yè)務的監(jiān)管，盡量避免類似于保千里、超日太陽等質押大股東“外逃”“跑路”等現象的出現，減少類似于顧地科技、樂視網爆倉現象的出現，進而減少投資者的損失。因此本文希望在豐富理論研究的同時，也為政策制定者提供一定的經驗證據，以便進一步完善股權質押政策。

二、文獻回顧

證券分析師在資本市場中所發(fā)揮的作用飽受學術界與實務界的關注，在不考慮其他因素影響的情況下，分析師為個人晉升與聲譽，有動機提供更準確的預測報告，但當有其他利益干涉至分析師時，其預測便易受到干擾。以往文獻對于分析師獨立性的研究集中于券商的利益干涉居多，主要為以下四方面：“委托人-受托人”“投資中介-投資者”“股東-公司”“信息需求者-供給者”。

從“委托人-受托人”角度，Dugar & Nathan(1995)較早發(fā)現與非承銷商分析師相比，承銷商分析師對公司的盈余預測與投資評級更加樂觀[1]。之后Lin & Mcnichols(1997)、Michaely & Womack(1999)也發(fā)現了類似的結論，也即承銷商分析師更多的發(fā)表“買入”的投資評級[2][3]。在我國，原紅旗&黃倩茄(2007)研究發(fā)現承銷商分析師普遍比非承銷商分析師的盈余預測、投資評級均更高，證明了券商承銷業(yè)務影響了分析師的獨立性[4]。同時Mcnichols & Lin(2005)研究發(fā)現，對公司有投行業(yè)務的券商，其關聯分析師調增評級的速度要快于其他分析師[5]。

從“投資中介-投資者”角度，券商的經紀收入主要來自傭金與手續(xù)費等，而傭金與手續(xù)費主要源于機構投資者。Francis et al.(2004)、Jackson(2005)研究發(fā)現若分析師對基金重倉持有的股票發(fā)布更樂觀的評級，那么機構投資者在此券商便會有更多的交易席位，也就有更多的傭金、手續(xù)費產生[6][7]。同時與此相對應的，Gu et al.(2013)基于中國數據研究發(fā)現，當機構投資者在券商分配的交易席位越多、交易傭金越大時，此時該券商的分析師對該機構所重倉持有的股票發(fā)布的評級越偏樂觀[8]。

從“股東-公司”角度，若券商直接或間接持股上市公司，那么券商便可從上市公司獲得投資收益。曹勝&朱紅軍(2011)研究發(fā)現分析師總體上對所屬券商已重倉持有股票的投資評級會更加樂觀[10]。Mola & Guidolin(2009)研究發(fā)現，關聯分析師對于所屬券商的參股基金所重倉持有的股票，發(fā)布的評級更樂觀，因為較高的評級有利于提升基金的投資收益[9]。在我國，姜波&周銘山(2015)研究發(fā)現關聯分析師對參股基金公司重倉持有股票的評級顯著高于非關聯分析師[11]。

最后，從“信息需求者-供給者”角度，分析師對于個人利益的訴求也會影響其獨立性。Francis & Philbrick(1993)研究發(fā)現分析師為了個人聲譽、晉升等，通過發(fā)布樂觀的評級取悅公司管理層以獲取私有信息，Ke & Yu(2006)、Mayew(2008)更是為這一現象提供更直接的證據[12][13][14]。在我國，趙良玉等(2013)以盈余預測的準確度衡量私有信息的獲取程度，研究發(fā)現在上市公司需要時，發(fā)布樂觀評級的分析師，其之后的盈余預測更準確[15]。

根據我們所掌握的文獻，尚未有文獻從“債權人-債務人”角度出發(fā)對分析師獨立性予以研究。股權質押作為公司的融資方式，當其股權在券商予以質押，并獲得抵押融資后，券商與公司便形成了“債權人-債務人”的關聯關系。本文從“債權人-債務人”關系角度出發(fā)，分析股權質押對分析師獨立性的影響，豐富與拓展分析師獨立性文獻。

三、理論分析與研究假設

Jenson & Meckling(1976)提出的代理理論認為，當個體或團體置身于同時存在多個“委托-代理”關系的復雜關系環(huán)境之中時，代理人將很難做到同時最大化兩個委托人的利益[17]。從該角度，當公司在券商有股權質押之后，那么該券商旗下的分析師便陷入此多重“委托-代理”關系的沖突之中。一方面，市場的投資者們由于對上市公司的信息獲取缺乏專業(yè)性，需利用分析師的報告作為其投資決策的參考意見，希望分析師預測是無偏的，因此分析師的職能便是為投資者發(fā)布精確、無偏的研究報告，以降低投資者與公司間的信息不對稱。另一方面，券商為分析師所在單位，關系分析師薪酬、晉升等，因此當券商出于自身利益不希望旗下分析師發(fā)布精確、無偏的報告時，關聯分析師的預測便易有偏。股權質押業(yè)務形成的“債權人-債務人”關系使分析師陷入此沖突之中，對獨立性的影響至少體現在以下三方面。

首先，從券商角度。隨著我國股權質押業(yè)務的愈演愈烈，已有越來越多的上市公司通過股權質押獲得融資，根據wind終端統計，2013年共有909家上市公司股權有被質押，而至2016年，這一數量增加至1635，增幅達79.9%。因此當業(yè)務的市場需求量大幅增加時，券商更有動機建立股權質押業(yè)務關聯，以“債權人-債務人”關系強化與上市公司間的社會關系網絡、提高自身的社會資本，進而能夠低成本地獲得公司更多的私有信息，提高券商的私有收益。因此，券商便有動機“討好”公司以建立股權質押業(yè)務關聯，通過旗下分析師發(fā)布更樂觀的報告便有利于幫助公司穩(wěn)定公司股價，提高市場信心。因此為建立或強化與上市公司間的社會關系網絡，券商便有動機使其旗下分析師發(fā)布更樂觀的報告，使獨立性降低。

其次，從公司角度。若股價下跌，那么股東股權喪失的風險便會加大，若為控股股東更會喪失其控制權，因此公司自身也有強烈的動機穩(wěn)定股價，降低下跌風險。當其與券商建立“債權人-債務人”式股權質押業(yè)務關系后，其自身也希望券商旗下分析師能為其發(fā)布更樂觀的報告，助其穩(wěn)定股價。因此公司也有動機“討好”券商及其分析師，例如公司可通過透露內幕消息或私有消息給券商，以達到“討好”券商及其分析師的目的，從而使其分析師發(fā)布更偏樂觀的報告。

最后，從股權質押業(yè)務角度。我國《擔保法》規(guī)定，股權質押到期時，若公司股東自身償債能力不足，債權人有權將股東的股份出售；即便質押期限未到，抵押品的價值(即股價)下降，債權人有權要求股東追加擔保；若無法追加擔保，債權人也可強行平倉。實際環(huán)境中，作為債權人的券商，在其風控把關嚴格時，質押款壞賬損失是很少發(fā)生的，但現有文獻發(fā)現股權質押使公司內部治理水平下降，(鄭國堅等，2014；謝德仁等，2016；謝德仁等，2017；張瑞君等，2017)[18][16][19][20]，這使得股權質押仍隱含了一定的風險，因為資本市場仍頻出“爆雷”現象，例如保千里、超日太陽等質押大股東“外逃”“跑路”，顧地科技、樂視網爆倉等。因此股價的下跌，使債權人潛在的風險大大增加。作為理性的債權人，在不損失自身利益的前提下，都會設法降低潛在壞賬風險，因此當債權人為有能力影響公司股價的券商時，其必然施壓旗下分析師發(fā)布更樂觀的報告，使得股價盡可能地穩(wěn)定，避免大幅下跌，降低潛在的壞賬風險。此時分析師的預測已不再獨立無偏。

基于以上分析，本文提出如下假設：

H1：若券商與公司有股權質押業(yè)務關聯，那么券商旗下分析師對該公司預測報告的獨立性更低。

四、研究設計

(一)分析師獨立性衡量方法

以往研究分析師獨立性的文獻對于獨立性一般使用盈余預測樂觀偏差與投資評級進行衡量，其中有文獻同時運用該兩指標進行衡量，也有文獻單獨運用盈余預測樂觀偏差或投資評級進行衡量。但不少文獻發(fā)現投資評級本身也會對盈余預測產生影響，進而使得盈余預測并不能干凈度量分析師獨立性。例如Francis & Philbrick(1993)研究發(fā)現分析師對公司出具的投資評級越不利，盈余預測的樂觀性越強[12]。Mayew(2008)、Mayew et al.(2013)研究發(fā)現，當分析師予以公司較高的投資評級時，那么其在公司的投資者電話會議中給予提問的概率便大大增加，使分析師獲得更多私有信息，提高其盈余預測準確度[14][21]。同時在我國，趙良玉等(2013)也以盈余預測的準確度度量分析師私有信息獲取程度，研究發(fā)現分析師會通過發(fā)布樂觀的投資評級“討好”管理層以獲得更多的私有信息，使盈余預測準確度提高[15]。使用盈余預測來度量分析師的獨立性將會存在一定的誤差，因為盈余預測偏差并不一定是由獨立性問題直接導致的，而是由于獨立性問題帶來的樂觀投資評級導致的。因此本文采用更干凈的分析師投資評級樂觀程度作為獨立性的衡量指標。

參考Gu et al.(2013)、趙良玉等(2013)、姜波&周銘山(2015)，本文使用以下三個指標對投資評級進行衡量，分別為初始評級(recomm1)、相對評級(recomm2)、調高評級(recomm3)[8][15][11]。其中分析師在當季度對某股票的首次評級即為初始評級(recomm1)，其取值1、2、3、4及5，分別代表賣出、減持、中性、增持與買入。相對評級(recomm2)為0-1虛擬變量，若分析師在當季度對某公司的初始評級recomm1大于所有分析師當季對該公司初始評級recomm1的均值，則相對評級recomm2取值為1，否則為0。調高評級(recomm3)也為0-1虛擬變量，若分析師在當季度對某公司的初始評級recomm1相對于上次調高了評級，或者予以了最高評級，則recomm3取值為1，否則為0。

(二)研究模型

為檢驗股權質押對分析師獨立性的影響，本文建立模型如下：

Recommi,t=β0+β1Ple_seci,t+β2Controlsi,t+∑Industry+∑Quarter+εi,t

(1)

對于recomm1，本文使用ologit模型對(1)進行回歸分析，對于recomm2、recomm3，本文使用logit模型對(1)進行回歸分析。同時解釋變量Ple_sec為是否關聯分析師，若券商與公司有股權質押業(yè)務關聯，且券商旗下分析師對該公司當季度發(fā)布過投資評級，那么Ple_sec取值為1，否則為0。參考Gu et al.(2013)、姜波&周銘山(2015)，本文選取表1所示控制變量，并控制了季度固定效應與行業(yè)固定效應[8][11]。同時，所有回歸均對標準誤進行了公司維度的cluster處理。

(三)數據與樣本

自2007年開始，我國《物權法》出臺并對擔保物權制度進行了改革，明確規(guī)定動產可作為抵押品進行融資，因此股權自2007年開始可正式進行質押融資。由于我國新會計準則也從2007年開始執(zhí)行，2007年后的企業(yè)財務數據均采用公允價值計量體系?；谝陨蟽牲c，本文選取2007～2016的季度數據為樣本期間，這一樣本期間既為股權質押正式成文批準之際，同時也保證了公司財務數據量綱的一致性。另外本文參考謝德仁等(2016)，對B股公司、ST/PT標記的樣本、金融類行業(yè)、質押期限小于1年的樣本、缺失值的樣本予以剔除，最終獲得185897個樣本觀測值[16]。為消除極端值影響，對所有連續(xù)變量進行了1%和99%的Winsorize處理。本文股權質押數據來自wind數據庫，其余分析師預測數據、股票市場數據、財務數據均來自CSMAR數據庫，并對wind股權質押數據庫的券商數據與CSMAR分析師預測數據庫中的券商數據進行了手工匹配。

表1 變量定義

五、實證分析

(一)描述性統計

表2為所有變量描述性統計結果，在185897個樣本觀測值中，初始評級recomm1的平均數為4.2832，中位數為4，此結果與以往文獻結果相似，說明我國分析師大多發(fā)布更偏正面的投資評級，即以增持與買入居多，recomm2與recomm3的統計結果也與以往文獻相似。另外，解釋變量ple_sec的均值為0.67%，表明樣本觀測值中有0.67%比例的分析師觀測值(具體為1254個分析師觀測值)，其預測的公司與所屬券商存在股權質押業(yè)務關聯。相關性分析結果顯示(1)限于篇幅，相關性分析結果略，作者備索。，ple_sec與recomm1、recomm2、recomm3在Pearson與Spearman相關系數表中均在1%的水平上顯著正相關，初步證明了當券商與公司有股權質押業(yè)務關聯時，券商旗下分析師對該公司的投資評級更加樂觀。

表2 描述性統計

注：*** 、** 和*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著；限于篇幅，本表省略了對控制變量的報告。下同。

(二)實證分析

表3為H1的回歸結果。當被解釋變量為初始評級recomm1時，解釋變量ple_sec的系數在1%的水平下顯著正相關，說明當券商與公司有股權質押業(yè)務往來時，券商旗下分析師對該公司當季度的評級會偏樂觀。當被解釋變量為相對評級recomm2時，解釋變量ple_sec的系數在5%的水平下顯著正相關，說明當券商與公司有股權質押業(yè)務往來時，券商旗下分析師對該公司當季度的評級要高于其他所有分析師平均對該公司的評級。當被解釋變量為調高評級recomm3時，解釋變量ple_sec的系數在1%的水平下顯著正相關，說明當券商與公司有股權質押業(yè)務往來時，券商旗下分析師對該公司當季度更傾向于調高評級。結論表明，股權質押使得分析師投資評級更偏樂觀，從而有失其獨立性，H1得到了支持。

表3 假設1回歸結果

注：括號內數值為t檢驗值；*** 、** 和*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著；所有回歸均對標準誤進行了公司維度的cluster處理。下同。

六、進一步檢驗

以上研究證明，若券商與公司存在股權質押業(yè)務關聯，那么旗下分析師對該公司發(fā)布預測報告時會更有失獨立性。這一現象的源于券商、公司自身利益維護等，使券商旗下分析師對公司發(fā)布有偏的報告，以減小股權質押潛在的風險。因此公司自身因素會決定股權質押所帶來的風險大小，進而影響券商與分析師的應對措施；而分析師的個人因素也會決定其對風險的應對能力。本文進一步考慮什么類型的公司，以及什么類型的分析師會加劇或緩解股權質押對分析師獨立性的影響。

(一)公司信息透明度

根據以往研究，謝德仁等(2016)發(fā)現股權質押使得股價崩盤風險降低，但這一降低不是通過努力提高經營業(yè)績而改善的，而是公司通過盈余管理等行為對負面信息進行隱藏，使得公司信息透明度降低而導致的[16]。因此，若公司的信息透明度越低，那么其負面信息被隱藏的概率便越大(Kim & Zhang，2014；Kim et al.，2016)，股權質押所帶來的風險便也越大[22][23]。首先，從私有信息獲取角度，信息透明度更低的公司隱藏更多的負面信息，券商若能獲得更多的隱藏信息，便能謀取更多的私有收益，因此建立股權質押業(yè)務關聯并發(fā)布更樂觀報告便能達到“討好”上市公司的目的，從而強化社會關系網絡，以便獲取更多的私有信息。因此對于信息透明度較低的公司，券商為謀取私有信息便易發(fā)布樂觀評級以“討好”客戶。

同時，當券商與信息透明底較低的公司有股權質押業(yè)務關聯后，這便也意味著券商該項股權質押業(yè)務可能潛在的壞賬風險也更大，因為信息透明度越低的公司未暴露的風險也更多。而作為專業(yè)性較高的分析師，對公司的信息透明度以及盈余操縱行為均具有識別能力(Yu et al.，2008；Degeorge et al.，2013；張宗新&楊萬成，2016)[24][25][26]。因此對信息透明度較低的股權質押客戶，券商也更會施壓分析師對此類公司發(fā)布更樂觀的報告，降低股權質押給券商帶來的風險。

參考Hutton et al.(2009)、趙靜等(2018)，本文使用過去3年的可操縱性應計利潤的絕對值之和作為信息透明度的衡量指標，記為Opaque[27][28]。同時本文按照同行業(yè)、同年度Opaque的中位數將樣本劃分為兩組，用模型(1)分組回歸。Opaque高于中位數意味著公司過去3年操縱性應計利潤較高，屬于信息透明度較低組；Opaque低于中位數意味著公司過去3年操縱性應計利潤較低，屬于信息透明度較高組。

結果由表4可知，當公司的信息透明度較低時，recomm1、recomm2、recomm3的ple_sec系數分別在5%、10%、5%的水平上顯著正相關；而當公司的信息透明度較高時，三者均沒有顯著相關關系。說明股權質押對分析師獨立性的影響僅在信息透明度較低的公司中顯著，公司的信息透明度越低，那么券商面臨的風險便越大，分析師獨立性更低，結論符合預期。

表4 公司信息透明度回歸結果

(二)分析師聲譽機制

盡管券商施壓使得分析師發(fā)布了更有偏的報告，但是作為理性的經濟人，均是為了自身利益的最大化。分析師之所以會選擇遵從券商利益選擇發(fā)布有偏的研究報告，主要還是由于其為所屬券商員工，遵從券商的利益有利于分析師的薪酬與晉升等，使得個人利益最大化。但是分析師的利益并不完全取決于所屬券商，Hong & Kubik(2003)研究發(fā)現良好的個人聲譽有助于大幅度增加分析師個人年薪收入、升遷機會以及市場認可度，Fang et al.(2010)更是發(fā)現聲譽可以約束分析師和券商潛在的利益沖突行為，高聲譽的分析師往往發(fā)布的研究報告更準確而獨立[29][30]。從長遠收益和職業(yè)生涯角度考慮，分析師不會不珍惜、維護自己的聲譽，若分析師發(fā)布了有偏的研究報告，勢必對其個人聲譽造成影響，相反發(fā)布更獨立、無偏的報告卻有利于其提高個人聲譽。因此，若分析師聲譽越高，那么分析師個人可獲得的總凈收益便越大，當個人聲譽機制帶來的收益大于遵從券商利益帶來的收益時，分析師便會選擇發(fā)布更獨立無偏的報告。具體到股權質押業(yè)務，若分析師的聲譽較高，那么便沒必要遵從券商利益選擇發(fā)布有偏的報告，相反若發(fā)布有偏的報告反而會降低個人聲譽使其利益受損。所以本文預測，高聲譽的分析師并不會因券商與公司存在股權質押業(yè)務關聯而有失獨立性。

各國分析師聲譽機制均是通過一套明星分析師評選的社會實施機制實現的，我國主要為《新財富》雜志評選明星分析師。因此借鑒Gu et al.(2013)、吳超鵬等(2013)，本文采用是否為明星分析師對分析師的聲譽進行衡量，記為rank，若分析師在當年的該季度為明星分析師，則rank等于1，否則為0[8][31]。本文按照rank是否等于1將樣本劃分為兩組，按模型(1)分組進行回歸。結果由表5可知，當分析師聲譽較低時，recomm1、recomm2、recomm3的ple_sec系數均在1%的水平上顯著正相關；而聲譽較高時，三者均沒有顯著的正相關關系，甚至recomm1與recomm3出現了顯著的負相關關系。這說明高聲譽的分析師并不會因券商與公司存在股權質押業(yè)務關聯而有失獨立性，相反低聲譽的分析師獨立性更低，以上結果符合預期。另外，對于recomm1、recomm3在rank=1組出現的顯著負相關關系，已有不少文獻發(fā)現股權質押活動使公司內部治理水平下降(鄭國堅等，2014；謝德仁等，2016；謝德仁等，2017；張瑞君等，2017)[18][16][19][20]。因此本文認為可能的解釋為，作為不易受所屬券商利益干擾的明星分析師，由于其獨立性更高，更傾向于發(fā)布無偏、準確的報告，而股權質押使得公司增加了更多的利空消息，所以明星分析師對于此類公司的投資評級便自然會更低。

表5 分析師聲譽機制回歸結果

七、穩(wěn)健性檢驗

本文對假設1及兩項進一步檢驗共進行了6項穩(wěn)健性檢驗：(1)更換被解釋變量：使用調整評級度量分析師獨立性；(2)更換解釋變量：以券商與控股股東間是否存在股權質押關聯建立解釋變量；(3)僅保留分析師當年首次預測樣本；(4)僅保留分析師當年最后一次預測樣本；(5)更換標準誤調整方式：對標準誤進行分析師維度的cluster處理；(6)雙重差分(DID)+傾向得分匹配法(PSM)：以有無關聯分析師為橫截面維度的差分，以分析師關聯前與后為時間維度的差分，以所有控制變量為配對指標進行DID+PSM檢驗。以上結果均支持原結論，限于篇幅，本部分省略了對實證結果的報告。

八、結 論

證券分析師是投資者與上市公司之間重要的信息中介，其本職是為投資者提供決策有用的信息，從而使得投資者與上市公司之間的信息不對稱程度降低。然而其他利益的干涉往往使證券分析師的獨立性難以保證，股權質押業(yè)務使得券商成為了上市公司的債權人，“債權人-債務人”的利益干涉使得券商旗下分析師獨立性受到影響。本文研究發(fā)現股權質押使得券商與上市公司間利益合謀程度加深、潛在的壞賬風險增大，因此為增大私利獲取、減小潛在的壞賬風險，券商便施壓旗下分析師，使其對股權質押客戶發(fā)布更偏樂觀的投資評級。同時進一步研究發(fā)現，若公司的信息透明度越低、分析師的聲譽越低，這一現象更加嚴重。

本文從“債權人-債務人”的角度對分析師獨立性予以深入研究，同時也為股權質押的信息質量惡化效應進一步提供了經驗證據，豐富與拓展了兩大領域內的研究。希望能為行業(yè)規(guī)范與政策制定提供一定的經驗證據與實踐啟示。