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1、 分析师评级修订对股票收益的过度反应一种“合谋” 李颖摘 要：采用20032014年的数据，考察分析师评级修订时是否会对股票收益过度反应，哪些因素有可能加剧或者抑制过度反应的程度。研究发现：仅明星分析师评级修订时会对无形股票收益反应过度；当机构投资者重仓持股或上市公司高管计划减持股票时，明星分析师评级修订对无形股票收益的过度反应程度会加剧；当法律环境变得更加严格或明星分析师所任职券商的规模加大时，其评级修订对无形股票收益的过度反应程度将会降低。这一研究结论与本文提出的“合谋假说”更加一致，但与以往文献中基于行为金融学视角所提出的“过度自信假说”以及基于利益冲突视角所提出的“迎合假说”并不一致。
2、关键词： 分析师； 评级修订 ；过度反应；合谋假说：F830.91 ： A ：1003-7217（2017）03-0052-06一、引 言证券分析师发布的荐股评级对投资者具有重要的价值，其荐股评级过程的客观独立性对于信息的使用者尤为重要。然而，事实上，分析师却存在对信息反应不足或过度1-6、乐观预测7，8等行为偏差。以往研究对分析师行为偏差的解释主要分为两派观点：一派从行为金融视角出发，认为作为人，分析师具有“过度自信”等非理性特征，从而导致乐观预测等行为偏差；另一派则从利益冲突视角出发，认为基于分仓压力，主动迎合机构投资者客户的需求9，10，或者基于获取私人信息的动机，主动取悦上市公司高管1
3、1-14，才是导致分析师行为偏差的主要驱动因素。但上述两派观点仅仅探讨了分析师“单方面”因素对其行为偏差的影响，却未关注分析师与利益相关者“合谋”所导致的行为偏差。Daniel和Titman（2006）建立模型将股票收益分为有形和无形两部分，有形/无形收益分别能够/不能被企业的公开信息所解释，其研究表明：投资者仅会对无形股票收益反应过度（股票收益发生反转）；他们用“过度自信假说”进行解释，认为当投资者需要做出主观判断时容易过度自信，从而对股票的无形收益做出过度反应15。基于此假说，Sun和Wei（2011）研究表明，美国市场上分析师评级修订时会对无形股票收益反应过度16。然而，“过度自信假说”
4、可能并非分析师对股票无形收益过度反应的唯一解释。本文针对中国市场，探讨分析师评级修订时是否会对股票收益，尤其是無形收益过度反应，并基于“合谋假说”考察分析师过度反应的原因。二、理论分析与研究假设（一）分析师评级修订时对股票收益的过度反应基于Sun和Wei（2011）的研究发现，分析师评级修订时会对无形股票收益反应过度17。假如“过度自信假说”是导致分析师非理性行为的原因，那么，所有分析师都应该会由于“过度自信”而导致过度反应；假如“迎合假说”成立，即分析师主动“迎合”机构投资者或者上市公司的需求而出现行为偏差，那么，所有分析师都应该会由于主动“迎合”而过度反应。换句话说，基于“过度自信假说”或
5、者“迎合假说”，所有分析师对股票收益的过度反应行为应该是类似的。然而，在“合谋假说”下，由于“合谋”双方必然均具有行为动机，但机构投资者或者上市公司高管青睐的“合谋”对象可能仅为那些更有能力的部分分析师，例如，机构投资者或者上市公司高管出于某些动机，要求分析师发布有利评级以便促使股价尽快上涨时，他们选择的“合谋”对象不可能是市场影响力有限的普通分析师，相反，却可能是那些市场号召力更强的明星分析师。因此，可以预期，如果“合谋假说”成立，应该仅有明星分析师才会被选中与利益相关者进行“合谋”，并对无形股票收益反应过度。而且，仅在分析师当选为“明星”之后，他们才会被选中与利益相关者“合谋”，即便是同一
6、位分析师在当选为“明星”之前，并不会受机构投资者或上市公司高管的“青睐”，因此，并不会对无形股票收益反应过度。据此提出研究假设一：H1a：基于“过度自信假说”或“迎合假说”：所有分析师的评级修订均会对无形股票收益反应过度。H1b：基于“合谋假说”：在分析师群体中，仅明星分析师评级修订会对无形股票收益反应过度。（二）过度反应程度的增强考虑机构重仓持股与上市公司高管减持股票这两种情境：（1）如果“过度自信假说”成立，分析师过度自信的程度不应随这两种情境的变化而发生变化，因此，当机构投资者重仓持股或上市公司高管计划减持股票时，分析师对无形股票收益反应过度的程度应该不会发生变化。（2）如果“迎合假说”
7、成立，当机构投资者重仓持股或上市公司高管计划减持股票时，所有分析师“迎合”的动机均会增强，且所有分析师对无形股票收益的反应过度均应会被强化。（3）如果“合谋假说”成立，由于机构投资者重仓持有某支股票，或者上市公司高管计划在不久之后减持股票，此时，他们必然更加希望能够得到明星分析师的配合，以便抬高股价在未来出手套利。即此时仅明星分析师对无形股票收益反应过度的程度会加剧。据此提出研究假设二：H2a：基于“过度自信假说”：当机构投资者重仓持股或上市公司高管计划减持股票时，所有分析师的评级修订对无形股票收益反应过度的程度均不会变化。H2b：基于“迎合假说”：当机构投资者重仓持股或上市公司高管计划减持股
8、票时，所有分析师的评级修订对无形股票收益反应过度的程度均应会加剧。H2c：基于“合谋假说”：当机构投资者重仓持股或上市公司高管计划减持股票时，仅明星分析师评级修订对无形股票收益反应过度的程度会加剧。（三）过度反应程度的抑制考虑法律环境的变迁与券商规模的差异：刑法修正案（七）于2009年2月颁布，对内幕交易、市场操纵等行为制定了更加严格的处罚条款，此后分析师的有偏行为应该会受到抑制；同时，规模越大的券商往往管理能力更强，旗下分析师的行为应该也会更加规范。（2）如果“过度自信假说”成立，分析师过度自信的程度应该不会随着法律环境的变化或者券商规模的变化而发生变化；（2）如果“迎合假说”成立，由于“迎
9、合行为”适用于所有分析师，因此，法律环境的变化或者券商规模的差异并不会导致分析师行为的分化，即所有分析师评级修订时对无形股票收益反应过度的程度有可能同时降低或者均不变化；（3）如果“合谋假说”成立，由于“合谋”行为往往涉及到违法违规活动，因此，当刑法修正案（七）执行之后或对于大券商的分析师而言，明星分析师对无形股票收益反应过度的程度应该会有所降低。据此提出研究假设三： H3a：基于“过度自信假说”：当刑法修正案（七）执行之后或随着券商规模的加大，所有分析师的评级修订对无形股票收益反应过度的程度不会变化。H3b：基于“迎合假说”：当刑法修正案（七）执行之后或随着券商规模的加大，所有分析师的评级修
10、订对无形股票收益反应过度的程度均会降低或者均不会变化。H3c：基于“合谋假说”：当刑法修正案（七）执行之后或随着券商规模的加大，仅明星分析师的评级修订对无形股票收益反应过度的程度会降低。三、研究设计（一）数据与变量本文所涉及数据均源自CSMAR数据库。初始研究样本确定为20032014年所有分析师发布的股票评级。剔除金融公司以及数据缺失样本，最终获得49874个“分析师-股票评级发布日”观测值，其中包括10726个“明星分析师-评级发布日”样本，并对相关连续变量在1%及99%的水平上进行了Winsorize处理。选取如下变量：（1）因变量为分析师评级修订的幅度REC。分析师的投资等级由“卖出”
11、至“买入”共分为五档，分别赋值15。分析师本次发布的投资等级与前一次发布的投资等级之间数值的差即为该次评级修订的幅度REC。（2）自变量为股票的无形收益IntanRet。具体借鉴Daniel和Titman（2006）5 的计算方法。（3）考察增强效应时，首先，设置机构重仓持股哑变量HighINI，当分析师调整评级的股票被机构投资者重仓持有时（持有的股数中位数）HighINI=1，否则HighINI =0；其次，设置高管计划减持股票哑变量DECshares，当分析师评级修订的时点正好发生在上市公司高管减持股票之前的180日内时DECshares=1，否则DECshares=0。（4）考察抑制效应
12、时，首先，设置法律环境变化哑变量Law，当分析师评级修订的时间发生在2009年刑法修正案（七）之后时Law=1，否则Law=0；其次，设置证券公司规模变量LnBrSize，用分析师所任职证券公司受雇分析师人数之自然对数衡量。（5）控制变量包括：上市公司股票的有形收益TanRet、企业成长性LnBM、股票的近期收益RETURN、企业规模LnMV 、企业受到的关注程度LnNumANA，以及分析师经验LnEXP、分析师评级修订的频率LnFREQ。另外，本文还控制了行业与年度虚拟变量。（二）实证模型如果研究假设H3a成立，则可以预期在分析师总样本中，模型（3）的交叉项IntanRet Law / Ln
13、BrSize的系数2应该不显著；如果研究假设H3b成立，则可以预期在分析师总样本中，模型（3）的系数2应该显著为负或者不显著；如果研究假设H3c成立，则可以预期仅在明星分析师子样本中，模型（3）的系数2应该显著为负。四、实证结果（一）单变量分析由表1可见，明星分析师评级修订的幅度均值为-0.005（中位数为0），而分析师总体评级修订的幅度的平均水平为0.001（中位数为0）；明星分析师关注的股票IntanRet的平均水平为-0.028（中位数为-0.084），低于分析师总体关注的股票IntanRet的平均水平-0.004（中位数为-0.045）；明星分析师子样本中LnMV的平均水平为22.61
14、5（中位数为22.506），低于分析师总样本中的22.686（中位数为22.575）；明星分析师子样本中LnNumANA的平均水平为2.803（中位数为2.944），小于分析师总样本的平均水平2.933（中位数为3.045）。上述结果表明明星分析师跟踪的股票可能具有收益低、市值小、受关注程度差的特点，具有上述特点的股票价格相对更容易受到操纵。（二）多元回归分析1.分析师评级修订对股票收益的过度反应。表2是模型（1）的OLogit多元回归结果。由第（1）（2）列可知，分析师总样本、明星分析师子样本中IntanRet的系数分别为0.284、0.457，且均在1%的水平上显著（圆括号内为P值）；由第
15、（3）列可知，明星分析师当选之前的子样本中IntanRet的系数分别为0.259，但不显著；结果表明“明星”分析師对股票无形收益的正向反应程度更加明显。但这种正向反应是否为过度反应还需结合股票的长期收益是否会反转来确定。表3为无形股票收益与未来一年内累计超额收益之间关系的OLS分析结果。第（1）列中IntanRet的系数不显著，第（2）列中IntanRet的系数为-0.054，且在10%的水平上显著，表明仅明星分析师子样本中股票的无形收益在未来会发生反转。从而表明分析师总体的评级修订对股票无形收益并未过度反应，但明星分析师的评级修订对股票的无形收益会过度反应，从而验证了本文的研究假设H1b，“
16、合谋”观点得到支持，“过度自信”与“迎合”观点被拒绝。2.增强效应。表4是模型（2）的OLogit多元回归结果。其中，第（1）（3）列中IntanRetHighINI/DECshares的系数并不显著；第（2）、（4）列中IntanRetHighINI/DECshares的系数显著为正。上述结果验证了研究假设H2c，即更加支持了“合谋假说”。3.抑制效应。表5是模型（3）的OLogit多元回归结果。其中，第（1）（3）列中IntanRetLaw/LnBrSize的系数并不显著；第（2）（4）列中IntanRetLaw/LnBrSize的系数均显著为负。上述结果验证了假设H3c，与“合谋假说”的逻辑一致。4.稳健性检验。将上述模型中的因变量改变为投资等级REC、盈利预测FEPS及盈利
