大股東股權(quán)質(zhì)押與分析師預(yù)測質(zhì)量

吳昊

【摘 要】 文章以2007—2017年我國滬深兩市A 股上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了大股東股權(quán)質(zhì)押對分析師預(yù)測質(zhì)量的影響。研究發(fā)現(xiàn)：大股東股權(quán)質(zhì)押顯著降低了分析師預(yù)測質(zhì)量，而機(jī)構(gòu)投資者持股和公司市場勢力會(huì)顯著弱化大股東股權(quán)質(zhì)押對分析師預(yù)測質(zhì)量的負(fù)向影響，這說明大股東股權(quán)質(zhì)押對分析師預(yù)測質(zhì)量的影響主要體現(xiàn)為信息效應(yīng)和風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng);進(jìn)一步基于制度背景的拓展性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，大股東股權(quán)質(zhì)押所產(chǎn)生的上述影響在市場化進(jìn)程較高的區(qū)域更加顯著。研究將大股東股權(quán)質(zhì)押與分析師預(yù)測質(zhì)量相結(jié)合，為大股東股權(quán)質(zhì)押與投資者信息處理行為之間的關(guān)系提供了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

【關(guān)鍵詞】 大股東股權(quán)質(zhì)押; 分析師預(yù)測質(zhì)量; 信息效應(yīng); 風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)

【中圖分類號】 F276 ?【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】 A ?【文章編號】 1004-5937（2020）16-0002-10

一、引言

股權(quán)質(zhì)押是指股權(quán)持有人（即出質(zhì)人）通過將股權(quán)作為標(biāo)的物抵押給金融機(jī)構(gòu)取得貸款資金的一種債務(wù)融資行為。在股權(quán)質(zhì)押過程中，股票權(quán)屬清晰、流動(dòng)性強(qiáng)，且股權(quán)質(zhì)押資金用途不受限制，質(zhì)押后大股東的控制權(quán)、表決權(quán)、決策權(quán)并不受影響[1]，因此，通過質(zhì)押活動(dòng)取得債務(wù)融資備受上市公司大股東青睞。然而，由于大股東通過股權(quán)質(zhì)押融得的資金使用情況無需披露，因而股權(quán)質(zhì)押很可能成為大股東掏空上市公司的手段之一[2]，在此情況下，大股東股權(quán)質(zhì)押帶來的潛在風(fēng)險(xiǎn)也日益受到監(jiān)管部門和學(xué)者的關(guān)注。就國內(nèi)研究來看，眾多學(xué)者主要從控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)[3-4]、代理成本[2，5]、信號傳遞[6]等角度探究了股權(quán)質(zhì)押的經(jīng)濟(jì)后果。還有一些學(xué)者將股權(quán)質(zhì)押經(jīng)濟(jì)后果的研究拓展到公司外部，探究了股權(quán)質(zhì)押對審計(jì)師決策的影響[7-9]。

本文與已有研究不同，考慮到分析師在信息傳遞和公司治理中所發(fā)揮的重要的作用[10]，集中探討了股權(quán)質(zhì)押對分析師預(yù)測準(zhǔn)確度的影響。在目前本文能檢索到的文獻(xiàn)中，華鳴等[11]研究了股權(quán)質(zhì)押對券商的影響，其研究內(nèi)容則是將分析師樂觀預(yù)測作為券商與出質(zhì)方之間利益沖突的集中體現(xiàn)。本文關(guān)于大股東股權(quán)質(zhì)押與分析師預(yù)測質(zhì)量的研究與華鳴等[11]的研究結(jié)論明顯不同，首先，本文的目的不在于對券商及其分析師身份屬性的判定，而更加側(cè)重于探討分析師在預(yù)測時(shí)的信息搜集和風(fēng)險(xiǎn)感知以及股權(quán)質(zhì)押在其中起到的作用;其次，本文的研究基于分析師預(yù)測準(zhǔn)確度和分歧度兩個(gè)維度考察了分析師的盈余預(yù)測質(zhì)量，而并未將分析師樂觀預(yù)測作為主要研究內(nèi)容。

研究發(fā)現(xiàn)，大股東股權(quán)質(zhì)押在降低分析師盈余預(yù)測準(zhǔn)確性的同時(shí)也增加了分析師盈余預(yù)測的分歧度。機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，大股東股權(quán)質(zhì)押所產(chǎn)生的影響在機(jī)構(gòu)投資者持股較低的企業(yè)和市場勢力較低的企業(yè)中更加顯著，說明了“信息效應(yīng)”和“風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)”的存在;基于制度背景的拓展性分析發(fā)現(xiàn)，大股東股權(quán)質(zhì)押所產(chǎn)生的這種負(fù)向影響在市場化進(jìn)程較高的區(qū)域更加顯著。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：（1）立足于當(dāng)前上市公司廣泛存在的股權(quán)質(zhì)押，分析了大股東股權(quán)質(zhì)押對分析師預(yù)測質(zhì)量的影響，有助于拓展分析師預(yù)測質(zhì)量之影響因素的相關(guān)研究;（2）基于分析師預(yù)測質(zhì)量的視角探究了大股東股權(quán)質(zhì)押的經(jīng)濟(jì)后果，為大股東股權(quán)質(zhì)押與投資者信息處理之間的關(guān)系提供了新的證據(jù);（3）揭示了大股東股權(quán)質(zhì)押影響分析師預(yù)測質(zhì)量的具體路徑，這有助于拓展相關(guān)研究并為實(shí)務(wù)界提供明確的政策借鑒。

二、文獻(xiàn)綜述、理論分析與假設(shè)提出

（一）股權(quán)質(zhì)押與分析師預(yù)測質(zhì)量

已有研究發(fā)現(xiàn)，公司信息質(zhì)量和公司經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)是影響分析師預(yù)測質(zhì)量的兩個(gè)重要因素。有關(guān)公司信息質(zhì)量與分析師預(yù)測質(zhì)量的研究指出，公司信息質(zhì)量對分析師行為有重要影響。Lang et al.[12]的研究就發(fā)現(xiàn)，分析師對信息披露質(zhì)量高的公司的盈余預(yù)測準(zhǔn)確度較高且分歧度較小。其基本原因就在于，信息披露質(zhì)量的增加有助于減少分析師獲取公司信息的成本，分析師能夠充分、及時(shí)、準(zhǔn)確地獲取上市公司信息，進(jìn)而其預(yù)測質(zhì)量也大大提升[13]。基于中國上市公司的數(shù)據(jù)也支持了信息披露質(zhì)量與分析師預(yù)測質(zhì)量之間的正向關(guān)系，李丹蒙等[14-16]的研究均發(fā)現(xiàn)，信息質(zhì)量的高低顯著影響分析師盈余預(yù)測的準(zhǔn)確性。在后續(xù)的研究中，一些學(xué)者探究了影響企業(yè)信息披露的深層次因素，徐鑫等[17]的研究以企業(yè)公司治理水平為切入點(diǎn)，研究發(fā)現(xiàn)，公司治理水平越高，分析師預(yù)測準(zhǔn)確度越高。董望等[18]的研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制質(zhì)量高顯著提升了分析師盈余預(yù)測的準(zhǔn)確性。何熙瓊等[19]探究了影響信息質(zhì)量的戰(zhàn)略動(dòng)因，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)的戰(zhàn)略差異度顯著加大了分析師盈余預(yù)測偏差。

對證券分析師而言，企業(yè)經(jīng)營不確定性（風(fēng)險(xiǎn)）是影響分析師預(yù)測準(zhǔn)確性的另一因素[20-21]。其基本原因就在于，企業(yè)經(jīng)營不確定性的增加擴(kuò)大了會(huì)計(jì)要素的估值空間，會(huì)計(jì)盈余的波動(dòng)空間亦隨之增加[22]，此時(shí)，分析師預(yù)測的難度也將急劇提升。吳錫皓等[22]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)所面臨不確定性的增加引致了較高的分析師盈余預(yù)測誤差和分析師盈余預(yù)測分歧度。王雄元等[23]的研究則認(rèn)為，穩(wěn)定的客戶對企業(yè)盈余以及盈利穩(wěn)定性產(chǎn)生了提升作用，進(jìn)而提升了分析師的盈余預(yù)測準(zhǔn)確性。何熙瓊等[19]的研究進(jìn)一步指出，企業(yè)戰(zhàn)略差異顯著加大了分析師盈余預(yù)測誤差和分歧度，且環(huán)境不確定性強(qiáng)化了上述效應(yīng)，進(jìn)而說明戰(zhàn)略差異所引致的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)的增加是分析師盈余預(yù)測偏差產(chǎn)生的重要原因。

考慮到當(dāng)前資本市場上股權(quán)質(zhì)押的普遍性，本文認(rèn)為企業(yè)的信息披露質(zhì)量及其經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)與大股東股權(quán)質(zhì)押密切相關(guān)。一方面，大股東股權(quán)質(zhì)押顯著提高了企業(yè)的信息不對稱，其基本原因就在于，大股東股權(quán)質(zhì)押往往伴隨著較為嚴(yán)重的代理問題[2]，代理成本的上升則顯著降低了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。王斌等[24]的研究就發(fā)現(xiàn)，股權(quán)質(zhì)押增加了真實(shí)盈余管理;黎來芳等[25]的研究進(jìn)一步指出，控股股東股權(quán)質(zhì)押加劇了信息不對稱程度，而其中表現(xiàn)為信息選擇性披露動(dòng)機(jī)的增加和信息披露質(zhì)量的降低。另一方面，股權(quán)質(zhì)押往往伴隨著企業(yè)控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)的提升，這是因?yàn)楫?dāng)股價(jià)逼近質(zhì)押警戒線時(shí)，控制股東必須追加質(zhì)押抑或提前贖回股票，否則質(zhì)權(quán)人有權(quán)力強(qiáng)制平倉并向法院申請拍賣股票，此時(shí)，出質(zhì)方的控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)隨之增加。孫建飛[26]研究發(fā)現(xiàn)，在2015年股災(zāi)期間，股權(quán)質(zhì)押會(huì)顯著提高停牌概率。張俊瑞等[27]以審計(jì)師的審計(jì)決策為切入點(diǎn)，研究指出，股權(quán)質(zhì)押的比例越高，公司越有可能被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見，而其基本原因就在于股權(quán)質(zhì)押提升了審計(jì)師的審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)。王雄元等[4]的研究還發(fā)現(xiàn)，在股權(quán)質(zhì)押后企業(yè)往往進(jìn)行稅收規(guī)避以避免控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)。

梳理已有研究不難發(fā)現(xiàn)，企業(yè)信息質(zhì)量的高低及其整體風(fēng)險(xiǎn)的大小深刻影響分析師預(yù)測質(zhì)量，而股權(quán)質(zhì)押與企業(yè)信息質(zhì)量以及整體風(fēng)險(xiǎn)高度相關(guān)。因此，可以預(yù)期，大股東的股權(quán)質(zhì)押時(shí)會(huì)降低企業(yè)整體的信息質(zhì)量，增加企業(yè)的整體風(fēng)險(xiǎn)，最終可能引致分析師盈余預(yù)測準(zhǔn)確度隨之降低，其預(yù)測分歧度則顯著提升。據(jù)此，本文提出假設(shè)1。

H1：大股東股權(quán)質(zhì)押與分析師預(yù)測質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)。

（二）機(jī)構(gòu)投資者持股、大股東股權(quán)質(zhì)押與分析師預(yù)測質(zhì)量：“信息效應(yīng)”分析

股權(quán)質(zhì)押主要通過兩條路徑影響了分析師預(yù)測質(zhì)量，其中企業(yè)整體的信息質(zhì)量發(fā)揮了主要的傳導(dǎo)作用。因此，有必要基于信息角度對股權(quán)質(zhì)押影響分析師盈余預(yù)測的路徑進(jìn)行縱深研究。

機(jī)構(gòu)投資者持股為本文探究上述問題提供了一個(gè)絕佳的視角，因?yàn)楸姸嗟难芯堪l(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者持股作為一種重要的外部治理機(jī)制深刻影響企業(yè)的代理成本并最終對其信息質(zhì)量產(chǎn)生影響。孫光國等[28]的研究指出，總體上看，機(jī)構(gòu)投資者持股比例與盈余管理程度呈顯著負(fù)相關(guān)。譚勁松等[29]研究也認(rèn)為，機(jī)構(gòu)投資者有助于通過改善公司治理水平來提升公司的信息披露質(zhì)量。

由此可見，機(jī)構(gòu)投資者對改善企業(yè)的整體信息質(zhì)量意義重大。當(dāng)股權(quán)質(zhì)押通過影響信息質(zhì)量進(jìn)而影響分析師預(yù)測質(zhì)量，即股權(quán)質(zhì)押對分析師預(yù)測質(zhì)量的影響集中體現(xiàn)為信息效應(yīng)時(shí)，股權(quán)質(zhì)押對分析師預(yù)測質(zhì)量的影響將在機(jī)構(gòu)投資者持股較低即信息質(zhì)量差的企業(yè)中更加顯著。基于此，本文提出假設(shè)2。

H2：機(jī)構(gòu)投資者持股更多會(huì)弱化大股東股權(quán)質(zhì)押對分析師預(yù)測質(zhì)量的負(fù)向影響。

（三）市場勢力、大股東股權(quán)質(zhì)押與分析師預(yù)測質(zhì)量：“風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)”分析

股權(quán)質(zhì)押可能通過影響企業(yè)整體風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)而影響分析師預(yù)測質(zhì)量，因此有必要分析和驗(yàn)證股權(quán)質(zhì)押影響分析師預(yù)測質(zhì)量的“風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)”。考慮到市場勢力不同的企業(yè)在面對外部經(jīng)營環(huán)境變化時(shí)所經(jīng)歷的沖擊具有異質(zhì)性，亦即市場勢力不同的企業(yè)其控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)也將存在差異。因此，如果能夠證明企業(yè)市場勢力對股權(quán)質(zhì)押與分析師預(yù)測質(zhì)量之間產(chǎn)生了調(diào)節(jié)效應(yīng)，那么，就可以找出股權(quán)質(zhì)押影響分析師預(yù)測質(zhì)量的“風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)”。

較高的市場勢力會(huì)提升企業(yè)的抗風(fēng)險(xiǎn)能力[30-34]，進(jìn)而其控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)也相應(yīng)較小[35-36]。首先，基于融資方面考慮，中國商業(yè)信用的貸款在長期以來均主要遵循“風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)向”，即傾向于將大量貸款貸給企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)較低的企業(yè)，而相對于市場勢力低的企業(yè)，高的市場勢力往往擁有較大的企業(yè)規(guī)模、較長的經(jīng)營歷史，因此，銀行信貸風(fēng)險(xiǎn)較低，企業(yè)也能夠獲得足額的信貸。當(dāng)企業(yè)發(fā)生業(yè)績波動(dòng)時(shí)，充足的資金將有助于企業(yè)平抑股價(jià)波動(dòng)，最終降低控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn);基于產(chǎn)品市場考慮，市場勢力高的企業(yè)可憑借其自身的競爭優(yōu)勢采取諸如價(jià)格戰(zhàn)等方式對競爭對手進(jìn)行掠奪[37-39]，進(jìn)而可以有效占領(lǐng)市場，搶奪競爭對手的投資機(jī)會(huì)，最終使得企業(yè)在產(chǎn)品市場競爭中處于競爭優(yōu)勢地位，增加其風(fēng)險(xiǎn)容納能力。

由此可見，企業(yè)市場勢力深刻影響其控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)，當(dāng)股權(quán)質(zhì)押通過影響企業(yè)整體風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)而影響分析師預(yù)測質(zhì)量時(shí)，亦即股權(quán)質(zhì)押對分析師預(yù)測質(zhì)量的影響集中體現(xiàn)為風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)時(shí)，那么，上述影響將在市場勢力低的樣本中更顯著，亦即股權(quán)質(zhì)押對分析師預(yù)測質(zhì)量的影響將在市場勢力較低的企業(yè)中更加顯著。基于此，本文提出假設(shè)3。

H3：更強(qiáng)的市場勢力會(huì)弱化大股東股權(quán)質(zhì)押對分析師預(yù)測質(zhì)量的負(fù)向影響。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本

本文選取2007—2017年滬深A(yù)股上市公司為初始樣本，在初始樣本中剔除了金融保險(xiǎn)行業(yè)、ST企業(yè)和數(shù)據(jù)缺失的公司樣本，并對連續(xù)變量進(jìn)行了1%～99%之外的極端值縮尾處理。最終得到17 345個(gè)公司年度樣本。

（二）模型

經(jīng)由上述理論分析，本文采用模型1進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。

FDISP/FERRORi，t=β0+β1PLEDGEi，t+β2Xi，t+Industry+Year+εi，t ? （1）

1.被解釋變量。分別采用分析師預(yù)測分歧度（FDISP）和分析師預(yù)測偏差度（FERROR）度量分析師預(yù)測質(zhì)量，借鑒董望等[18]以及何熙瓊等[19]的研究計(jì)算分析師預(yù)測質(zhì)量。

FDISP=Std（FEPS）/ABS（MEPS） ? （2）

FERROR=Abs[Mean（FEPS）-MEPS]/Abs（MEPS）

（3）

其中，F(xiàn)EPS表示分析師每股收益預(yù)測值，Mean（FEPS）表示分析師每股收益預(yù)測值的平均值，MEPS為當(dāng)年實(shí)際每股收益值。當(dāng)分析師預(yù)測分歧度（FDISP）和分析師預(yù)測偏差（FERROR）越大時(shí)，說明分析師預(yù)測質(zhì)量越差。

2.解釋變量。PLEDGE表示大股東股權(quán)質(zhì)押，借鑒張俊瑞等（2017）與王雄元等（2018）的研究，本文采用虛擬變量衡量上市公司年末是否存在大股東股權(quán)質(zhì)押。當(dāng)公司年末前十大股東中，存在任一股東將股權(quán)質(zhì)押，則PLEDGE1為1，否則PLEDGE1為0;當(dāng)公司年末第一大股東將股權(quán)質(zhì)押，則PLEDGE2為1，否則PLEDGE2為0。正文檢驗(yàn)采用PLEDGE1，穩(wěn)健性檢驗(yàn)采用PLEDGE2。

3.控制變量?？刂谱兞縓是由幾個(gè)控制變量構(gòu)成的向量，借鑒已有研究，本文控制了公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）、成長性（Growth）、盈余波動(dòng)率（EV）等公司基本特征的影響以及管理層持股比例（MS）、第一大股東持股比例（Top1）、會(huì)計(jì)信息透明度（ABSDA）等公司治理變量的影響。此外，本文還控制了行業(yè)啞變量和年度啞變量以消除行業(yè)和年度的影響。

主要變量定義如表1所示。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示，分析師預(yù)測分歧度（FDISP）的最大值為22.339，最小值為0.004，標(biāo)準(zhǔn)差為3.280，說明就總體而言，分析師預(yù)測的分歧度較大且在不同樣本之間存在明顯差異，同時(shí)，通過觀察分析師預(yù)測準(zhǔn)確度（FERROR）也可以看出，不同樣本之間的分析師預(yù)測準(zhǔn)確度差異仍然比較大。PLEDGE1的均值為0.498，PLEDGE2的均值為0.383，相關(guān)統(tǒng)計(jì)結(jié)果與張俊瑞等[20]的研究接近，也說明接近一半的上市公司存在股權(quán)質(zhì)押。

（二）組間比較

在描述性統(tǒng)計(jì)的基礎(chǔ)上，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)大股東股權(quán)質(zhì)押對分析師預(yù)測質(zhì)量的影響，本節(jié)首先以大股東股權(quán)質(zhì)押虛擬變量為分組，對被解釋變量組間均值差異性檢驗(yàn)，詳細(xì)結(jié)果參見表3。從上述分組檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，分析師預(yù)測分歧度（FDISP）在前十大股東中有股權(quán)質(zhì)押的樣本中（PLEDGE1=1）的均值為1.793，在沒有股權(quán)質(zhì)押的樣本中的均值為1.432。由此不難看出，有股權(quán)質(zhì)押組樣本（PLEDGE1=1）的分析師預(yù)測分歧度（FDISP）顯著低于無股權(quán)質(zhì)押組樣本（PLEDGE1=0）的分析師預(yù)測分歧度（FDISP），且通過了顯著性檢驗(yàn)。同時(shí)，有關(guān)分析師預(yù)測準(zhǔn)確度（FERROR）以及第一大股東是否存在股權(quán)質(zhì)押（PLEDGE2=1）的組間也呈現(xiàn)出明顯差異。據(jù)此可以初步推斷本文研究假設(shè)基本成立，即大股東股權(quán)質(zhì)押顯著降低了分析師預(yù)測質(zhì)量。

（三）回歸分析

本文對模型1進(jìn)行估計(jì)，從總體上檢驗(yàn)大股東股權(quán)質(zhì)押是否降低了分析師預(yù)測質(zhì)量，估計(jì)結(jié)果如表4所示?？刂颇甓群托袠I(yè)固定效應(yīng)，結(jié)果如表4中（1）列和（2）列所示，在（1）列中，大股東股權(quán)質(zhì)押（PLEDGE1）對分析師預(yù)測分歧度（FDISP）的回歸系數(shù)為0.190且在1%顯著性水平顯著。在（2）列中，（PLEDGE1）對分析師預(yù)測分歧度（FERROR）的回歸系數(shù)為0.298，且在1%顯著性水平顯著，說明大股東股權(quán)質(zhì)押顯著加大了分析師預(yù)測分歧度和偏差，進(jìn)而說明大股東股權(quán)質(zhì)押顯著降低分析師預(yù)測準(zhǔn)確度，H1得以驗(yàn)證。

（四）機(jī)制檢驗(yàn)

1.機(jī)構(gòu)投資者持股、大股東股權(quán)質(zhì)押與分析師預(yù)測質(zhì)量：“信息效應(yīng)”分析

本文認(rèn)為，機(jī)構(gòu)投資者持股會(huì)提升企業(yè)的信息質(zhì)量，進(jìn)而弱化大股東股權(quán)質(zhì)押對分析師預(yù)測質(zhì)量的影響。由此，大股東股權(quán)質(zhì)押影響分析師預(yù)測質(zhì)量的“信息效應(yīng)”便得以證明。

當(dāng)企業(yè)的機(jī)構(gòu)投資者持股比例小于行業(yè)中位數(shù)時(shí)，則賦值為Institution=0，反之，則賦值Institution=1，并在此基礎(chǔ)上對模型1進(jìn)行分組估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表5所示。從表5中（1）列和（3）列可以看出，大股東股權(quán)質(zhì)押（PLEDGE1）的系數(shù)僅在機(jī)構(gòu)投資者較低組（Institution=0）中顯著為正，而在機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高的樣本中，股權(quán)質(zhì)押對分析師盈余預(yù)測質(zhì)量的影響不顯著。上述結(jié)果說明，大股東股權(quán)質(zhì)押降低分析師預(yù)測質(zhì)量的效應(yīng)在機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低的樣本中更加顯著，進(jìn)而說明大股東股權(quán)質(zhì)押影響分析師預(yù)測偏差的信息效應(yīng)是存在的。H2得以驗(yàn)證。

2.市場勢力、大股東股權(quán)質(zhì)押與分析師預(yù)測質(zhì)量：“風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)”分析

本文認(rèn)為市場勢力會(huì)提升企業(yè)緩沖外部沖擊的能力，進(jìn)而降低企業(yè)的控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)，最終弱化大股東股權(quán)質(zhì)押對分析師預(yù)測質(zhì)量的影響。由此，大股東股權(quán)質(zhì)押影響分析師預(yù)測質(zhì)量的風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)便得以有效證明。

本文以企業(yè)收入占行業(yè)的比重度量企業(yè)的市場勢力，當(dāng)企業(yè)的市場勢力小于中位數(shù)時(shí)，則賦值為Power=0，反之，則賦值Power=1，并在此基礎(chǔ)上對模型1進(jìn)行分組估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表6所示。從表6中（1）列和（3）列可以看出，在市場勢力較低組（Power=0），大股東股權(quán)質(zhì)押（PLEDGE1）的回歸系數(shù)均顯著為正。反觀表6中（2）列與（4）列，在市場勢力較高組（Power=1），大股東股權(quán)質(zhì)押（PLEDGE1）的回歸系數(shù)均不顯著。上述結(jié)果說明，大股東股權(quán)質(zhì)押降低分析師預(yù)測質(zhì)量的效應(yīng)在市場勢力較低的樣本中更加顯著，進(jìn)而說明大股東股權(quán)質(zhì)押影響分析師預(yù)測偏差的風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)是存在的。H2得以驗(yàn)證。

（五）基于制度背景的拓展性檢驗(yàn)

處于特定制度環(huán)境中的企業(yè)其經(jīng)濟(jì)行為及經(jīng)濟(jì)行為所引致的經(jīng)濟(jì)后果必然會(huì)受到相應(yīng)制度環(huán)境的影響，而上述影響在中國典型的新興市場國家尤為重要。本節(jié)立足于當(dāng)前中國制度背景，認(rèn)為市場化進(jìn)程深刻影響企業(yè)的股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)，并最終影響股權(quán)質(zhì)押的經(jīng)濟(jì)后果。

處于不同區(qū)域的企業(yè)所面臨的股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)并不一致。相較于市場化進(jìn)程低，市場化進(jìn)程高的地區(qū)擁有更加活躍的控制權(quán)市場。同時(shí)，東部地區(qū)市場化程度較高，法律環(huán)境也相應(yīng)比較完善，質(zhì)權(quán)人通過司法途徑拍賣上市公司股權(quán)所遭受的干擾更小，反觀西部地區(qū)市場化進(jìn)程較低，由于上市公司數(shù)目較少，且往往成為當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)支柱，因此，政府有足夠的動(dòng)機(jī)干涉司法，阻礙股權(quán)拍賣，企業(yè)的控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)相應(yīng)較低。由此可見，相較于市場化程度低的區(qū)域，市場化進(jìn)程較高省份的企業(yè)在進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押時(shí)將面臨更大的控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)，股權(quán)質(zhì)押對分析師預(yù)測質(zhì)量的影響隨之顯現(xiàn)。

基于上述考慮，采用王小魯?shù)萚40]所編制的市場化指數(shù)，當(dāng)企業(yè)所處的市場化進(jìn)程小于中位數(shù)時(shí)，則賦值為Market=0，反之，則賦值Market=1，并在此基礎(chǔ)上對模型1進(jìn)行分組估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表7所示。從表7中（1）列和（3）列可以看出，在市場化進(jìn)程較低組（Market=0），大股東股權(quán)質(zhì)押（PLEDGE1）的回歸系數(shù)均不顯著。而在表7中（2）列與（4）列市場勢力較高組（Market=1），大股東股權(quán)質(zhì)押（PLEDGE1）的系數(shù)均顯著為正。上述結(jié)果說明，大股東股權(quán)質(zhì)押降低分析師預(yù)測質(zhì)量的效應(yīng)在市場化進(jìn)程較高組中更加顯著。上述預(yù)期得以驗(yàn)證。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）遺漏變量問題

大股東是否進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押還可能受到一些未能觀測到樣本特征的影響，最終回歸結(jié)果可能產(chǎn)生遺漏變量問題。為弱化上述問題，本文分別采用PSM傾向得分匹配。傾向得分匹配時(shí)，匹配標(biāo)準(zhǔn)為企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）、成長性（Growth）、收益波動(dòng)（EV）、管理層持股（MS）、第一大股東持股比例（Top1）等變量以及企業(yè)所處行業(yè)，匹配方法為有放回1■1最近鄰匹配。上述回歸結(jié)果如表8所示，結(jié)論與上文保持一致。

（二）聚類分析

考慮到不同類型的企業(yè)因個(gè)體差異而受到股權(quán)質(zhì)押的影響并不一致，雖然本文控制了相關(guān)的公司個(gè)體特征，但仍有一些未能觀測到的信息影響文章結(jié)論，故對企業(yè)層面進(jìn)行聚類分析，表9的回歸結(jié)果未見明顯差異。

（三）更換變量

在回歸檢驗(yàn)中，本文在度量股權(quán)質(zhì)押時(shí)采用前十大是否存在股權(quán)質(zhì)押，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，采用第一大股東是否存在股權(quán)質(zhì)押度量企業(yè)的大股東股權(quán)質(zhì)押（PLEDGE2），同時(shí)考慮到分析師預(yù)測參照到的是期初的報(bào)表數(shù)據(jù)，故也采用下一期的分析師預(yù)測準(zhǔn)確度（FDISPt+1/FERRORt+1）作為被解釋變量進(jìn)行回歸，表10的結(jié)果未見明顯差異。

六、研究結(jié)論與啟示

當(dāng)前資本市場上股權(quán)質(zhì)押的普遍性使得諸多學(xué)者基于不同層面對股權(quán)質(zhì)押的經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)行探究，但鮮有文獻(xiàn)從分析師預(yù)測質(zhì)量的角度出發(fā)探討大股東股權(quán)質(zhì)押的經(jīng)濟(jì)后果。本文基于分析師在資本市場上的重要作用，深入研究了大股東股權(quán)質(zhì)押對分析師預(yù)測質(zhì)量的影響。研究發(fā)現(xiàn)：大股東股權(quán)質(zhì)押顯著降低了分析師預(yù)測質(zhì)量，而機(jī)構(gòu)投資者持股和市場勢力會(huì)顯著弱化大股東股權(quán)質(zhì)押與分析師預(yù)測質(zhì)量間的這種負(fù)向關(guān)系，說明大股東股權(quán)質(zhì)押主要是通過降低信息質(zhì)量（即“信息效應(yīng)”）和提升公司風(fēng)險(xiǎn)（即“風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)”）進(jìn)而降低了分析師預(yù)測質(zhì)量;進(jìn)一步基于制度背景的拓展性檢驗(yàn)表明，大股東股權(quán)質(zhì)押對分析師預(yù)測質(zhì)量的影響在市場化進(jìn)程高的區(qū)域會(huì)更加顯著。

通過本文的研究可以看出，分析師在進(jìn)行預(yù)測時(shí)會(huì)充分考察企業(yè)的大股東股權(quán)質(zhì)押情況，而分析師預(yù)測的質(zhì)量往往可以作為投資者異質(zhì)信念的一個(gè)有效度量。本文的研究結(jié)果清晰地表明，大股東股權(quán)質(zhì)押顯著加劇了投資者異質(zhì)信念，對我國資本市場的健康運(yùn)行產(chǎn)生了顯著負(fù)面的影響。因此，對于上市公司而言，應(yīng)該嚴(yán)格控制股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)一步提升企業(yè)的整體信息透明度，以期盡可能降低股權(quán)質(zhì)押帶來的負(fù)面影響，這有助于資本市場的穩(wěn)健運(yùn)行。

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