影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度

顏恩點(diǎn) 錢川陽 高思佳

(上海大學(xué)，上海 200444)

一、引言

近年來，我國非金融企業(yè)紛紛涉足金融領(lǐng)域，金融化趨勢明顯,原因主要在于:一方面，信貸歧視、信貸約束導(dǎo)致中小企業(yè)很難通過正規(guī)途徑獲得融資(Allen et al.，2019)，非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)充當(dāng)了重要的信用中介角色；另一方面，實(shí)體經(jīng)濟(jì)低迷，傳統(tǒng)行業(yè)回報(bào)率下滑，而金融行業(yè)利潤高企(韓珣 等，2017)，非金融企業(yè)為謀求高額利潤不斷提高金融化水平。盡管影子銀行業(yè)務(wù)能夠在一定程度上改善初次信貸資源的配置失衡，但其高杠桿率、期限錯(cuò)配等特點(diǎn)也隱藏著巨大風(fēng)險(xiǎn)。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，學(xué)者圍繞非金融企業(yè)影子銀行業(yè)務(wù)的識別、度量及其對審計(jì)質(zhì)量、融資結(jié)構(gòu)和經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)的影響(王永欽 等，2015；顏恩點(diǎn) 等，2018；韓珣 等，2017；李建軍 等，2019)展開了深入探討，但鮮有關(guān)注非金融企業(yè)影子銀行業(yè)務(wù)對資本市場的影響。

分析師作為資本市場重要的信息中介，擁有專業(yè)的分析能力和豐富的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，他們通過發(fā)布研究報(bào)告、傳遞公司信息，有效地緩解了投資者和上市公司之間的信息不對稱。但是，在我國新興加轉(zhuǎn)軌的資本市場中，分析師更傾向于出具樂觀的研究報(bào)告，從而對中小投資者的投資決策產(chǎn)生了較為嚴(yán)重的誤導(dǎo)(周冬華 等，2016)。這一現(xiàn)象也引發(fā)學(xué)界的密切關(guān)注，既往研究主要從分析師自身認(rèn)知偏差和利益沖突的視角探討造成其盈余預(yù)測樂觀的原因，也有少數(shù)學(xué)者考察了外部制度的影響(Gu et al.，2013；Bradshaw，2011；官峰 等，2015；王攀娜 等，2017；褚劍 等，2019)。與上述研究不同，本文從非金融企業(yè)影子銀行業(yè)務(wù)的視角出發(fā)，深入探究分析師盈余預(yù)測樂觀度的影響因素及相關(guān)作用機(jī)制問題。

本文利用Compustat Global企業(yè)數(shù)據(jù)庫提供的2008—2017年我國非金融上市企業(yè)樣本，考察了非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)對分析師盈余預(yù)測樂觀度的影響。較之已有研究，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：其一，拓寬了分析師盈余預(yù)測樂觀度影響因素理論研究的視角?，F(xiàn)有文獻(xiàn)分別從分析師自身認(rèn)知偏差、利益沖突、外部制度等視角出發(fā)探究分析師盈余預(yù)測樂觀度的影響因素，而本文著重考察了非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)對分析師盈余預(yù)測樂觀度的影響及其作用機(jī)制，這是對分析師盈余預(yù)測度影響因素方面文獻(xiàn)的有益補(bǔ)充。其二，豐富了非金融企業(yè)參與影子銀行業(yè)務(wù)的經(jīng)濟(jì)后果方面的研究。已有相關(guān)文獻(xiàn)圍繞影子銀行業(yè)務(wù)的識別、度量及其對企業(yè)自身行為的影響展開了深入探討，而本文則側(cè)重于考察非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)與分析師預(yù)測樂觀度的關(guān)系，即探究其對資本市場信息中介的影響。其三，研究結(jié)論對于促進(jìn)分析師行業(yè)健康發(fā)展、完善企業(yè)信息披露制度以及加強(qiáng)政府市場監(jiān)管具有重要的啟發(fā)意義。

二、文獻(xiàn)回顧

(一)分析師盈余預(yù)測樂觀度

證券分析師憑借其專業(yè)分析能力、信息優(yōu)勢和豐富經(jīng)驗(yàn)，通過盈利預(yù)測等方式對外發(fā)布關(guān)于公司價(jià)值的分析報(bào)告，報(bào)告的準(zhǔn)確性對于資本市場的資源配置效率提升以及投資者做出正確的投資決策至關(guān)重要。已有研究著重從三個(gè)方面考察了分析師盈余預(yù)測樂觀度形成的原因：一是分析師自身認(rèn)知偏差的角度。分析師對好消息過度反應(yīng)、對壞消息反應(yīng)不足以及自身情感因素都會導(dǎo)致其出現(xiàn)樂觀偏差(Hilary et al.，2006；周冬華 等，2016；伍燕然 等，2012)。二是利益沖突的角度。當(dāng)分析師自身獲利需求與公司其他利益相關(guān)者的需求存在較大分歧時(shí)，為提高交易傭金、迎合管理層、維護(hù)與機(jī)構(gòu)投資者的關(guān)系、增加所在券商承銷收入等(Jackson，2005；Bradshaw，2011；曹勝 等，2011；Lim，2001；趙良玉 等，2013；Gu et al.，2013；官峰 等，2015；周冬華 等，2016)，分析師出具有偏報(bào)告的可能性顯著增大。三是外部制度的視角。還有一些研究考察了賣空機(jī)制、融資融券等制度對分析師盈余預(yù)測樂觀度的影響(李丹 等，2016；王攀娜 等，2017；褚劍 等，2019)。

綜上所述，鑒于分析師作為資本市場信息中介的重要地位以及分析師盈余預(yù)測樂觀度的普遍性，國內(nèi)外學(xué)者從不同方面對分析師盈余預(yù)測樂觀度的影響因素進(jìn)行了廣泛探討，并取得了一系列極具價(jià)值的成果。但是，已有研究的視角較為有限，仍然存在進(jìn)一步拓展的空間。

(二)影子銀行

金融穩(wěn)定理事會將影子銀行體系界定為游離于正規(guī)銀行體系之外、可能引發(fā)系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)和監(jiān)管套利風(fēng)險(xiǎn)等問題的信用中介體系。與發(fā)達(dá)國家相比，我國影子銀行體系的運(yùn)行有著自身鮮明的特點(diǎn)(祝繼高 等，2016)。

近年來，學(xué)者主要從以下幾個(gè)方面對我國金融機(jī)構(gòu)的影子銀行業(yè)務(wù)展開研究。一是影子銀行的定義。裘翔等(2014)認(rèn)為，我國影子銀行業(yè)務(wù)的本質(zhì)仍是一種借貸活動；孫國峰等(2015)指出，我國的影子銀行包括銀行影子和非銀行金融機(jī)構(gòu)形成的傳統(tǒng)影子銀行。二是影子銀行形成的原因。已有研究發(fā)現(xiàn)，金融抑制、行政管制、信貸歧視等是影子銀行形成的主要驅(qū)動因素(Maddaloni et al.，2011；Chen et al.，2018；裘翔 等，2014)。三是影子銀行的經(jīng)濟(jì)后果。王永欽等(2015)、盧盛榮等(2019)認(rèn)為，影子銀行作為對傳統(tǒng)商業(yè)銀行的補(bǔ)充，為民營中小企業(yè)提供了新的融資渠道，滿足了其投融資需求，有利于解決初次信貸資源的配置失衡問題。但是，影子銀行游離于監(jiān)管之外的高風(fēng)險(xiǎn)性，不僅會降低貨幣政策傳導(dǎo)的有效性(Chen et al.，2018；高然 等，2018；溫信祥 等；2018；高蓓 等，2020)，還可能引發(fā)系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)(Gennaioli et al.，2012)。此外，還有部分研究著重考察了我國非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)，內(nèi)容涉及影子銀行業(yè)務(wù)的識別(王永欽 等，2015)、度量(顏恩點(diǎn) 等，2018)，以及其對審計(jì)質(zhì)量(顏恩點(diǎn) 等，2018)、融資結(jié)構(gòu)(韓珣 等，2017)、經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)(李建軍 等，2019)的影響?？傮w來看，影子銀行業(yè)務(wù)問題已經(jīng)引發(fā)了學(xué)界的密切關(guān)注和熱烈討論，但有關(guān)非金融企業(yè)影子銀行業(yè)務(wù)經(jīng)濟(jì)后果的研究依然較為匱乏。

三、理論分析與研究假設(shè)

(一)影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度

本質(zhì)上，非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)仍是一種風(fēng)險(xiǎn)性與隱蔽性較高的借貸行為。開展影子銀行業(yè)務(wù)可能會對企業(yè)日常生產(chǎn)經(jīng)營中的生產(chǎn)性投資活動產(chǎn)生負(fù)面影響，進(jìn)而造成企業(yè)主業(yè)經(jīng)營不善、經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)升高(李建軍 等，2019)；與此同時(shí)，由于影子銀行業(yè)務(wù)游離于金融監(jiān)管之外，一旦借款方違約，則可能導(dǎo)致企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和訴訟風(fēng)險(xiǎn)增加(顏恩點(diǎn) 等，2018)。這會對分析師預(yù)測產(chǎn)生以下兩方面的影響：一方面，為掩蓋上述風(fēng)險(xiǎn)，管理層通過盈余管理粉飾財(cái)務(wù)報(bào)表、減少信息披露的動機(jī)進(jìn)一步增強(qiáng)，由此導(dǎo)致企業(yè)公布的信息質(zhì)量降低，分析師預(yù)測難度增加；另一方面，上述風(fēng)險(xiǎn)可能會加劇公司業(yè)績波動性，促使分析師解讀信息的難度大幅提高。由于企業(yè)對外披露的信息和管理層掌握的私有信息是分析師作出盈余預(yù)測的重要信息來源(周開國 等，2014)，當(dāng)公開的信息難以解讀和預(yù)測時(shí)，從上市公司獲取私有信息就成為分析師構(gòu)筑核心競爭力的關(guān)鍵(Lim，2001；趙良玉 等，2013)。分析師出具樂觀盈余預(yù)測報(bào)告，能夠幫助管理層維持公司良好形象和建立投資者信心，進(jìn)而有利于分析師與上市公司高管建立良好的私人關(guān)系，并借此獲取更多的私有信息。綜上所述，當(dāng)影子銀行業(yè)務(wù)導(dǎo)致企業(yè)公布的信息質(zhì)量降低時(shí)，分析師為了獲取更多的私有信息以降低信息解讀難度和提高預(yù)測精度，傾向于發(fā)布樂觀盈余預(yù)測以迎合管理層?；诖耍疚奶岢觯?/p>

假設(shè)

1

：

非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)規(guī)模越大，分析師盈余預(yù)測樂觀度越高。

(二)機(jī)構(gòu)投資者持股比例、影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度

近年來，我國機(jī)構(gòu)投資者的種類、數(shù)量和規(guī)模迅速增長，其參與公司治理發(fā)揮積極監(jiān)督的作用也得到學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界的一致認(rèn)可。一方面，機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，投資者越關(guān)注公司的長期發(fā)展和持續(xù)盈利能力；并且，為了維護(hù)自身利益，機(jī)構(gòu)投資者更有意愿也有能力監(jiān)督公司管理層的機(jī)會主義行為和短視行為，可以通過“用手投票”的方式促使公司信息透明度增加、信息披露質(zhì)量提高(Cheng et al.，2010；楊海燕 等，2012)。因此，當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高時(shí)，分析師工作難度較低。另一方面，由于機(jī)構(gòu)投資者是分析師所在券商經(jīng)紀(jì)業(yè)務(wù)的主要客戶和利潤來源(褚劍 等，2019)，同時(shí)在《新財(cái)富》最佳分析師的評選活動中機(jī)構(gòu)投資者還擁有關(guān)鍵投票權(quán)(許年行 等，2012)，因而其對分析師的薪酬、晉升及個(gè)人職業(yè)生涯發(fā)展等存在重要影響，這有助于降低分析師迎合管理層的可能?；诖?，本文提出：

假設(shè)

2

：

在機(jī)構(gòu)投資者持股比例高的非金融企業(yè)中，影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度的正相關(guān)關(guān)系會被削弱。

(三)內(nèi)部控制質(zhì)量、影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度

內(nèi)部控制是企業(yè)通過制定制度、實(shí)施措施及執(zhí)行程序?qū)︼L(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行有效防范和管控的重要途徑。一方面，高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以增強(qiáng)會計(jì)穩(wěn)健性(Goh et al.，2011)，提高應(yīng)計(jì)質(zhì)量(方紅星 等，2011)，推動財(cái)務(wù)信息傳遞(Ettredge et al.，2006)，減少內(nèi)部報(bào)告錯(cuò)誤，為真實(shí)完整的財(cái)務(wù)報(bào)告及相關(guān)信息提供保證；另一方面，高質(zhì)量的內(nèi)部控制還有助于約束管理層的機(jī)會主義行為。由此可見，內(nèi)部控制質(zhì)量的提高能夠顯著提升企業(yè)財(cái)務(wù)信息披露透明度，幫助分析師以較低的成本獲取更加真實(shí)可靠的信息。進(jìn)一步，高質(zhì)量的信息有助于減少分析師工作難度和認(rèn)知偏差，降低其迎合管理層獲取私有信息的可能?；诖耍疚奶岢觯?/p>

假設(shè)

3

：

在內(nèi)部控制質(zhì)量高的非金融企業(yè)中，影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度的正相關(guān)關(guān)系會被削弱。

(四)兩權(quán)分離度、影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度

現(xiàn)代企業(yè)所有權(quán)和控制權(quán)的分離產(chǎn)生了委托代理問題，兩權(quán)分離導(dǎo)致的信息不對稱為高管的機(jī)會主義行為提供了機(jī)會(趙息 等，2013)。為掩蓋高風(fēng)險(xiǎn)的影子銀行業(yè)務(wù)給企業(yè)帶來的各類風(fēng)險(xiǎn)，同時(shí)最大化自身效用，實(shí)現(xiàn)激勵(lì)機(jī)制的設(shè)定目標(biāo)，管理層傾向于實(shí)施刻意隱瞞或歪曲信息、虛增收入等短視行為。兩權(quán)分離程度高的公司治理較差(李維安 等，2010)，內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制的作用難以充分發(fā)揮，管理層的短視行為得不到有效抑制，從而導(dǎo)致財(cái)務(wù)報(bào)告的真實(shí)性和可靠性降低，分析師無法獲取高質(zhì)量的公開信息；同時(shí)，兩權(quán)分離也為管理層與分析師之間建立密切聯(lián)系提供了機(jī)會，為分析師迎合管理層提供了便利。基于此，本文提出：

假設(shè)

4

：

在兩權(quán)分離程度低的非金融企業(yè)中，影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度的正相關(guān)關(guān)系會被削弱。

(五)股價(jià)同步性、影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度

股價(jià)同步性是指單個(gè)公司股票價(jià)格的變動與市場平均變動的關(guān)聯(lián)性。股價(jià)同步性越高，表明股價(jià)越多地反映了市場層面和行業(yè)層面的信息，而公司特質(zhì)信息含量越少，即上市公司私有信息價(jià)值越低(伊志宏 等，2015)。如果樂觀盈余預(yù)測報(bào)告并非對公司真實(shí)狀況的描述，則分析師可能要面臨較高的成本，比如來自監(jiān)管部門的懲罰、自身職業(yè)生涯聲譽(yù)受損等(趙良玉 等，2013)。因此，理性的分析師會對獲取私有信息所能得到的價(jià)值與所需付出的成本進(jìn)行權(quán)衡，只有當(dāng)前者足夠大且明顯高于后者時(shí)，其才會選擇發(fā)布樂觀預(yù)測(趙良玉 等，2013)。基于此，本文提出：

假設(shè)

5

：

在股價(jià)同步性高的非金融企業(yè)中，影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度的正相關(guān)關(guān)系會被削弱。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文借鑒譚松濤等(2015)、李丹等(2016)、顏恩點(diǎn)等(2018)的研究，以Compustat Global數(shù)據(jù)庫2008—2017年的我國非金融上市企業(yè)為研究樣本，并對初始樣本按以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行了篩選：剔除被特殊處理(ST、ST、PT)的公司；剔除金融、保險(xiǎn)類企業(yè)；剔除分析師預(yù)測日期超過財(cái)務(wù)報(bào)表日的樣本；保留每個(gè)分析師當(dāng)年度的最后一個(gè)每股收益預(yù)測值。經(jīng)過上述處理，本文最終獲取的樣本包含15615個(gè)有效觀測值。

分析師每股收益預(yù)測值、上市公司每股收益實(shí)際數(shù)據(jù)、機(jī)構(gòu)投資者持股比例、兩權(quán)分離度、股票收益以及控制變量數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，企業(yè)內(nèi)部控制指數(shù)數(shù)據(jù)來自迪博(DIB)數(shù)據(jù)庫。此外，為降低個(gè)別離群值對回歸結(jié)果的影響，對所有連續(xù)型變量在1%和99%水平上進(jìn)行了Winsorize處理。

(二)變量說明

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為分析師盈余預(yù)測樂觀度(Fepspost)，該指標(biāo)反映了分析師預(yù)測偏差的方向，如果分析師對公司每股收益的預(yù)測值大于實(shí)際值，即預(yù)測偏差為正，則為樂觀。由于每一會計(jì)年度內(nèi)都可能有新的分析師加入預(yù)測行列，分析師也可能會結(jié)合所獲得的信息對預(yù)測值進(jìn)行不斷修正，本文參考已有研究(王玉濤 等，2012；譚松濤 等，2015)的做法，分析師的每股收益預(yù)測值等于公司實(shí)際盈余公布前每個(gè)分析師對當(dāng)年度最后一個(gè)每股收益預(yù)測值的算術(shù)平均值。在此基礎(chǔ)上，定義分析師盈余預(yù)測樂觀度為分析師的每股收益預(yù)測值與真實(shí)每股收益之差除以真實(shí)每股收益的絕對值，具體如式(1)所示：

(1)

其中，F(xiàn)eps表示分析師預(yù)測的每股收益值，Eps表示真實(shí)每股收益值。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量為影子銀行業(yè)務(wù)(Shadow_sales1、Shadow_sales2)。借鑒王永欽等(2015)、李建軍等(2019)的做法，考慮銷售收入的平減作用，Shadow_sales1和Shadow_sales2分別用我國非金融企業(yè)其他應(yīng)收款與總收入的比率減去美國同行業(yè)的均值和中值進(jìn)行度量。

3.調(diào)節(jié)變量

(1)機(jī)構(gòu)投資者持股比例(Holder)。借鑒張嬈(2014)的做法，利用所有機(jī)構(gòu)投資者持有股份數(shù)額總和所占的比例衡量機(jī)構(gòu)投資者持股比例。機(jī)構(gòu)投資者持股比例大于行業(yè)中值的企業(yè)賦值為1，否則賦值為0。

(2)內(nèi)部控制質(zhì)量(IC)。借鑒耿云江等(2019)的做法，使用DIB內(nèi)部控制指數(shù)反映公司內(nèi)部控制質(zhì)量。內(nèi)部控制指數(shù)大于行業(yè)中值的企業(yè)賦值為1，否則賦值為0。

(3)兩權(quán)分離度(Separation)。借鑒馬磊等(2010)的做法，使用最終控制大股東的控制權(quán)減去所有權(quán)度量兩權(quán)分離度。兩權(quán)分離度大于行業(yè)中值的企業(yè)賦值為1，否則賦值為0。

(4)股價(jià)同步性(Synch)。借鑒Morck et al.(2000)、伊志宏等(2015)的做法，使用模型回歸得到的R來衡量股價(jià)同步性。股價(jià)同步性大于行業(yè)中值的企業(yè)賦值為1，否則賦值為0。

4.控制變量

參考已有研究(Barron et al.，2017；譚松濤 等，2015；李丹 等，2016；楊青 等，2019；褚劍 等，2019)的做法，本文選取的控制變量具體包括：企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)成長性(TobinQ)、凈資產(chǎn)收益率(Roe)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、股權(quán)集中度(Cri)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)、分析師跟蹤規(guī)模(Coverage)、券商更新預(yù)測的頻率(Update)。此外，本文還控制了年度(Year)和行業(yè)(Industry)效應(yīng)。

本文變量的具體說明見表1。

表1 變量說明

(三)研究模型

為檢驗(yàn)非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)對分析師盈余預(yù)測樂觀度的影響，本文構(gòu)建如下模型：

Fepspost=β+βShadow_sales1/Shadow_sales2+βSize+βTobinQ+βRoe+

βLev+βCri+βSoe+βCoverage+βUpdate+Year+Industry+ε

(2)

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。Fepspost的均值為0.829，表明分析師對每股收益的預(yù)測值比公司實(shí)際值高，整體上傾向于高估公司的實(shí)際盈利能力，普遍存在預(yù)測樂觀的情況。Shadow_sales1、Shadow_sales2的均值分別為-0.013和0.028，標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.095和0.054，表明企業(yè)間影子銀行業(yè)務(wù)開展情況差異較大。控制變量的結(jié)果與已有研究(譚松濤 等，2015；褚劍 等，2019)基本一致，不再贅述。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)相關(guān)性分析

表3列示了本文主要變量的相關(guān)系數(shù)。Shadow_sales1和Shadow_sales2與Fepspost分別在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著正相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)較大，本文假設(shè)1得到初步證實(shí)。此外，其余變量間的相關(guān)性系數(shù)大多在0.4以下，說明各變量之間相關(guān)性較小，不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表3 主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)

(三)回歸分析

1.影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度

表4報(bào)告了非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度的回歸結(jié)果。由表4列(1)、(2)可見，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)分別為0.443和0.974，且均在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這表明非金融企業(yè)影子銀行業(yè)務(wù)越大，分析師盈余預(yù)測樂觀度越高。因此，本文假設(shè)1得到驗(yàn)證。此外，控制變量的回歸結(jié)果也與現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)(曹勝 等，2011；譚松濤 等，2015；楊青 等，2019)的發(fā)現(xiàn)基本保持一致。

表4 影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度的回歸分析結(jié)果

2.機(jī)構(gòu)投資者持股比例、影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度

表5報(bào)告了機(jī)構(gòu)投資者持股比例對影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度關(guān)系影響的檢驗(yàn)結(jié)果。由列(1)、(3)可見，在機(jī)構(gòu)投資者持股比例高組，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)均不顯著；由列(2)、(4)可見，在機(jī)構(gòu)投資者持股比例低組，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)分別為0.678和1.325，且均在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。同時(shí)，Suest檢驗(yàn)結(jié)果顯示，組間系數(shù)存在顯著差異。這表明影子銀行業(yè)務(wù)對分析師盈余預(yù)測樂觀度的正向影響在機(jī)構(gòu)投資者持股比例高的企業(yè)有所弱化。由此，本文假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表5 機(jī)構(gòu)投資者持股比例的影響

3.內(nèi)部控制質(zhì)量、影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度

表6報(bào)告了內(nèi)部控制質(zhì)量對影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度關(guān)系影響的檢驗(yàn)結(jié)果。由列(1)、(3)可見，在內(nèi)部控制質(zhì)量高組，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)均不顯著；由列(2)、(4)可見，在內(nèi)部控制質(zhì)量低組，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)分別為0.731和1.128，且均在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。同時(shí)，Suest檢驗(yàn)結(jié)果顯示，組間系數(shù)存在顯著差異。這表明高質(zhì)量的內(nèi)部控制會削弱影子銀行業(yè)務(wù)對分析師盈余預(yù)測樂觀度的正向影響。由此，本文假設(shè)3成立。

表6 內(nèi)部控制質(zhì)量的影響

4.兩權(quán)分離度、影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度

表7報(bào)告了兩權(quán)分離度對影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度關(guān)系影響的檢驗(yàn)結(jié)果。由列(1)、(3)可見，在兩權(quán)分離度高組，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)分別為0.667和1.239，且均在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；由列(2)、(4)可見，在兩權(quán)分離度低組，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)均不顯著。同時(shí)，Suest檢驗(yàn)結(jié)果顯示，組間系數(shù)存在顯著差異。這表明企業(yè)兩權(quán)分離度越高，影子銀行業(yè)務(wù)對分析師盈余預(yù)測樂觀度的正向影響越明顯，實(shí)證結(jié)果與假設(shè)4的預(yù)期一致。

表7 兩權(quán)分離度的影響

5.股價(jià)同步性、影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度

表8報(bào)告了股價(jià)同步性對影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度關(guān)系影響的檢驗(yàn)結(jié)果。由列(1)、(3)可見，在股價(jià)同步性高組，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)均不顯著；由列(2)、(4)可見，在股價(jià)同步性低組，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)分別為0.809和1.831，且均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。同時(shí)，Suest檢驗(yàn)結(jié)果顯示，組間系數(shù)存在顯著差異。這表明影子銀行業(yè)務(wù)對分析師盈余預(yù)測樂觀度的正向影響在股價(jià)同步性高的企業(yè)中受到了抑制。由此，本文假設(shè)5得到證實(shí)。

表8 股價(jià)同步性的影響

(四)內(nèi)生性問題的解決

上述實(shí)證檢驗(yàn)得到的影子銀行業(yè)務(wù)和分析師盈余預(yù)測樂觀度的分析結(jié)果，可能受到遺漏變量、互為因果的困擾，進(jìn)而導(dǎo)致本文存在內(nèi)生性問題。為盡可能緩解潛在的內(nèi)生性影響，本文采用工具變量兩階段最小二乘法(IV-2SLS)進(jìn)行了檢驗(yàn)。

(1)年度行業(yè)地區(qū)均值充當(dāng)影子銀行業(yè)務(wù)規(guī)模的工具變量。借鑒顏恩點(diǎn)等(2018)的做法，本文用公司所處年度行業(yè)地區(qū)內(nèi)的平均再借貸規(guī)模(Shadow_sales1_mean、Shadow_sales2_mean)表示影子銀行業(yè)務(wù)規(guī)模。從相關(guān)性來看，公司所處年度行業(yè)地區(qū)內(nèi)的平均再借貸規(guī)模越大，表明借貸活動越多，從事影子銀行業(yè)務(wù)的可能性越大；從外生性來看，公司所處年度行業(yè)地區(qū)平均再借貸規(guī)模不會對分析師盈余預(yù)測樂觀度產(chǎn)生影響。由表9可知，在控制內(nèi)生性問題后，影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測樂觀度仍然顯著正相關(guān)。

表9 工具變量檢驗(yàn)結(jié)果：年度行業(yè)地區(qū)均值

(2)信息優(yōu)勢充當(dāng)影子銀行業(yè)務(wù)規(guī)模的工具變量。參考顏恩點(diǎn)等(2021)的做法，本文利用非金融企業(yè)在供應(yīng)鏈上游接觸的公司數(shù)量代表的信息優(yōu)勢(Supplier)衡量影子銀行業(yè)務(wù)規(guī)模。從相關(guān)性來看，企業(yè)在供應(yīng)鏈上接觸的供應(yīng)商數(shù)量越多，其信息來源越廣泛、越多樣，能獲得的信息越多，信息優(yōu)勢越明顯，越有助于其參與影子銀行業(yè)務(wù)，且影子銀行業(yè)務(wù)規(guī)模越大；從外生性來看，目前尚無證據(jù)顯示企業(yè)接觸供應(yīng)鏈上游的公司數(shù)量會影響分析師盈余預(yù)測樂觀度，故滿足外生性原則。由表10可見，在控制內(nèi)生性問題后，非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)對分析師盈余預(yù)測樂觀度仍然存在顯著的正向影響。

表10 工具變量檢驗(yàn)結(jié)果：信息優(yōu)勢

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.被解釋變量的敏感性測試

參考相關(guān)文獻(xiàn)(王玉濤 等，2012；趙良玉 等，2013；褚劍 等，2019；Francis et al.，2019)的做法，選擇分析師評級樂觀性(Fopt)和預(yù)測分歧度(Fdisp)指標(biāo)對分析師盈余預(yù)測樂觀度進(jìn)行敏感性測試。Fopt的定義如下：標(biāo)準(zhǔn)化的分析師評級一般分為“買入”“增持”“中性”“減持”“賣出”五種。若評級為“買入”“增持”,則賦值為1；若評級為“中性”“減持”“賣出”，則賦值為0。Fdisp采用每個(gè)分析師最近一次盈余預(yù)測值的標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行衡量。重新回歸后的結(jié)果列于表11，從中可見，當(dāng)被解釋變量為Fopt時(shí)，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正；當(dāng)被解釋變量為Fdisp時(shí)，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)均在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。這表明非金融企業(yè)影子銀行業(yè)務(wù)對分析師評級樂觀性和預(yù)測分歧度均存在顯著的正向影響，該結(jié)論與本文基準(zhǔn)回歸的結(jié)果一致。

表11 變更被解釋變量測量指標(biāo)后的檢驗(yàn)結(jié)果

2.解釋變量的敏感性測試

借鑒已有研究(王永欽 等，2015；顏恩點(diǎn) 等，2018；李建軍 等，2019)的做法，采用以下指標(biāo)重新度量影子銀行業(yè)務(wù)：(1)我國非金融企業(yè)其他應(yīng)收款與總收入的比率減去中國同行業(yè)的均值和中值，分別記為NewSS1和NewSS2；(2)我國非金融企業(yè)其他應(yīng)收款與總資產(chǎn)的比率減去美國同行業(yè)的均值和中值，分別記為Shadow_assets1和Shadow_assets2；(3)在原衡量指標(biāo)的基礎(chǔ)上減去其他應(yīng)收款中的關(guān)聯(lián)方其他應(yīng)收款，以減輕掏空行為或資金占用的第二類代理成本的影響，分別記為Nonshadow_sales1和Nonshadow_sales2；(4)“實(shí)質(zhì)性信用中介”和“影子信貸鏈條”兩類影子銀行業(yè)務(wù)規(guī)模占總資產(chǎn)的比重之和，記為SB。由表12列(1)～(7)可見，影子銀行業(yè)務(wù)對分析師預(yù)測樂觀度均存在顯著的正向影響。這意味著，在變更核心解釋變量的測度指標(biāo)后，研究結(jié)論并未發(fā)生根本性變化。

表12 變更解釋變量測量指標(biāo)后的檢驗(yàn)結(jié)果

六、作用機(jī)制檢驗(yàn)

(一)應(yīng)計(jì)盈余管理的中介效應(yīng)分析

根據(jù)前文的理論分析，分析師預(yù)測的主要信息來源為公開信息和私有信息，由于非金融企業(yè)從事影子銀行業(yè)務(wù)會強(qiáng)化管理層利用盈余管理操縱公司業(yè)績、粉飾財(cái)務(wù)報(bào)表的動機(jī)，導(dǎo)致分析師獲取的公開信息質(zhì)量降低，私有信息的重要性進(jìn)一步凸顯，最終使得分析師通過發(fā)布樂觀預(yù)測迎合管理層以獲取管理層掌握的私有信息的可能性顯著提升。因此，本文預(yù)期，非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)通過影響企業(yè)應(yīng)計(jì)盈余管理進(jìn)而對分析師盈余預(yù)測樂觀度產(chǎn)生作用。為驗(yàn)證上述推斷，本文構(gòu)建模型(1)和如下模型(3)、模型(4)進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。其中，DA為采用修正的Jones模型(Dechow et al.，1995)計(jì)算得到的指標(biāo)，控制變量的含義與模型(1)相同。

DA=β+βShadow_sales1/Shadow_sales2+βSize+βTobinQ+βRoe+

βLev+βCri+βSoe+βCoverage+βUpdate+Year+Industry+ε

(3)

Fepspost=β+βDA+βShadow_sales1/Shadow_sales2+βSize+βTobinQ+βRoe+

βLev+βCri+βSoe+βCoverage+βUpdate+Year+Industry+ε

(4)

表13報(bào)告了應(yīng)計(jì)盈余管理中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。由列(1)和列(3)可見，解釋變量(Shadow_sales1、Shadow_sales2)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明非金融企業(yè)從事影子銀行業(yè)務(wù)增加了企業(yè)的應(yīng)計(jì)盈余管理。列(2)和列(4)的結(jié)果顯示，解釋變量(Shadow_sales1、Shadow_sales2)和中介變量(DA)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明應(yīng)計(jì)盈余管理在非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)對分析師盈余預(yù)測樂觀度的影響中發(fā)揮部分中介作用。通過計(jì)算可得，中介效應(yīng)比例分別為2.56%和3.49%。

表13 應(yīng)計(jì)盈余管理的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

(二)公司業(yè)績波動性的中介效應(yīng)分析

由于影子銀行業(yè)務(wù)的風(fēng)險(xiǎn)性較高，一旦非金融企業(yè)從事金融資產(chǎn)投資的現(xiàn)金流無法及時(shí)收回，必然會影響企業(yè)的正常經(jīng)營活動(李建軍 等，2019)，從而導(dǎo)致公司業(yè)績波動性增加，提高分析師的客觀信息偏差和預(yù)測難度。進(jìn)一步，分析師為獲取管理層掌握的私有信息而迎合管理層發(fā)表樂觀盈余預(yù)測的動機(jī)明顯增強(qiáng)。因此，本文預(yù)期，非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)通過影響公司業(yè)績波動性進(jìn)而對分析師盈余預(yù)測樂觀度產(chǎn)生作用。為驗(yàn)證上述理論邏輯，本文構(gòu)建模型(1)和如下模型(5)、模型(6)進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。其中，以企業(yè)凈資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差(Vroe)作為公司業(yè)績波動性的衡量指標(biāo)，控制變量的含義與模型(1)相同。

Vroe=β+βShadow_sales1/Shadow_sales2+βSize+βTobinQ+βRoe+

βLev+βCri+βSoe+βCoverage+βUpdate+Year+Industry+ε

(5)

Fepspost=β+βVroe+βShadow_sales1/Shadow_sales2+βSize+βTobinQ+βRoe+

βLev+βCri+βSoe+βCoverage+βUpdate+Year+Industry+ε

(6)

表14為公司業(yè)績波動性中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。由列(1)和列(3)可見，解釋變量(Shadow_sales1、Shadow_sales2)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明非金融企業(yè)從事影子銀行業(yè)務(wù)增加了業(yè)績波動性。列(2)和列(4)的結(jié)果顯示，解釋變量(Shadow_sales1、Shadow_sales2)和中介變量(Vroe)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明業(yè)績波動性在非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)對分析師盈余預(yù)測樂觀度的影響中發(fā)揮部分中介作用。通過計(jì)算可得，中介效應(yīng)比例分別為14.80%和15.11%。

表14 公司業(yè)績波動性的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

七、結(jié)論與啟示

本文以Compustat Global企業(yè)數(shù)據(jù)庫提供的2008—2017年我國非金融上市公司為樣本，研究了影子銀行業(yè)務(wù)對分析師預(yù)測樂觀度的影響。主要研究結(jié)論包括：非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)規(guī)模越大，分析師盈余預(yù)測樂觀度越高；在機(jī)構(gòu)持股比例低、內(nèi)部控制質(zhì)量低、兩權(quán)分離度高和股價(jià)同步低的企業(yè)中，非金融企業(yè)影子銀行業(yè)務(wù)對分析師盈余預(yù)測樂觀度的正向影響更顯著；作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明，非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)會增加企業(yè)的應(yīng)計(jì)盈余管理、提高公司業(yè)績的波動性，進(jìn)而強(qiáng)化分析師發(fā)布樂觀盈余預(yù)測的動機(jī)。

本文研究具有如下政策啟示：第一，監(jiān)管部門應(yīng)進(jìn)一步建立健全信息披露的相關(guān)制度，提高資本市場信息質(zhì)量，同時(shí)加強(qiáng)對分析師行業(yè)的規(guī)范和監(jiān)督，完善新形勢下關(guān)于分析師的法律法規(guī)，維護(hù)資本市場健康有序發(fā)展；第二，投資者應(yīng)理性對待分析師等信息中介發(fā)布的預(yù)測報(bào)告，樹立理性投資理念，增強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)防范意識，提升自我保護(hù)能力；第三，企業(yè)應(yīng)努力完善業(yè)務(wù)隔離制度，不斷加強(qiáng)內(nèi)部控制建設(shè)，有效遏制分析師與管理層的一致行為。