分析师评级的机构持股效应研究

黄顺武++雷磊

摘要：以深圳A股上市公司为研究样本，对分析师评级与机构持股季度变动之间的关系进行了实证检验，并研究了分析师评级意见对不同类型机构持股季度变化的影响。研究结果表明：分析师的正向评级对机构持股的季度变动有显著的正向影响，机构投资者会增持分析师做出正向评级的公司股票；分析师的中性评级与机构持股的季度变动负相关；分析师的负向评级对机构持股的季度变动有负向影响，机构投资者会减持分析师做出负向评级的公司股票；分析师的评级意见对不同类型机构投资者持股比例的季度变化具有不同影响。

关键词：

金融分析师；机构持股；股票评级

文章编号：2095-5960（2015）02-0012-09；中图分类号：F832.5；文献标识码：A

一、引言

无论是在发达国家还是新兴经济体，机构投资者一直被视为资本市场最富经验的投资者。机构投资者在世界各国的证券市场中扮演着举足轻重的角色，机构持股比例的变化反映了投资者关注的变化。Chen et al.（2007）研究发现，美国机构投资者作为资本市场的主导力量，其拥有的上市公司股权比例从1950年的7%飙升到2004年末的51%。[1]在中国，随着证监会“超常规发展机构投资者”战略的指引，机构投资者在证券市场中迅速崛起并日益壮大。截止2012年底，各类专业机构投资者（包含基金、券商和QFII在内）持有的A股流通市值占比上升到1740%，相比2011年提高了173个百分点。可见，作为中国证券市场的重要力量，机构投资者在完善公司治理、稳定市场等方面发挥着越来越重要的作用。

以往的文献主要研究了机构投资者的交易行为并且记录了他们在资本市场中相比个人投资者的优越表现。关于机构投资者这种优越表现行为的成因以及他们是否有能力鉴别被错误估价的股票，前人已有广泛的研究。Lakonishock et al. （1992）和Wermers （1999）研究表明，机构持股的变化与当期的股票收益之间具有正相关关系。[2][3]Gompers & Metrick （2001）研究表明，机构投资者对于一只股票的持有比例可以帮助投资者预测这只股票未来的收益。[4]关于卖方分析师评级对机构持股变动的影响，国内外研究还比较少。此外，在“新兴加转型”的中国资本市场，证券投资基金、券商、QFII、社保基金以及保险等各类机构投资者呈现出百花齐放的多元化发展格局。值得注意的是，由于政策监管、市场准入等原因，机构投资者目前在中国的发展并不均衡，加之在投资目标和持股比例等方面存在差异，各类机构投资者在资本市场中扮演着不同的角色。遗憾的是，已有的研究往往忽视了机构投资者群体可能存在的异质性。鉴于此，本文试图从卖方分析师评级的视角，深入考察机构投资者持股比例的变动以及不同类型的机构投资者之间是否存在异质性。

本文将以机构投资者持股比例为研究对象，从卖方分析师评级变动的角度研究机构投资者持股比例的季度变化。此外，本文还拟研究分析师评级意见对不同类型机构投资者持股比例季度变化的影响。

二、文献回顾

以往的文献主要从羊群效应和动量交易策略等方面研究机构投资者优越的市场表现，但是对于这种优越表现是否是由于卖方分析师对股票评级这一因素引起的，一直被忽略。Womack（1996）和Barber et al.（2001）研究发现，分析师的正向评级会导致正的超额收益；反之，则会导致负的超额收益。[5][6]Nofsinger & Sias（1999）研究表明，机构投资者持股比例的变动与股票的当期收益具有积极的关系，并且这种积极的关系与机构投资者优越的市场表现是一致的。[7]

国外学者关于机构交易的研究表明，机构持股变化与股票当期收益之间具有正相关关系。而最近的研究也表明，这种关系可能是由机构投资者优越的市场表现所引起的。运用协方差分解的方法，Sias et al. （2001）研究表明，机构持股变化与股票当期收益之间的正相关关系是由对机构交易的信息披露所引起的，即机构投资者在获得交易信息方面比个人投资者更具优势。因此，机构交易会导致股票市场价格的变化。[8]Nofsinger & Sias （1999）发现，机构持股比例大幅增加的公司股票的来年收益要比机构持股比例大幅下降的公司股票的来年收益平均高出543%。Chen et al. （2000）发现，在控制了各种因素以后，基金经理买入的股票要比卖出的股票的年收益率高出2%。[9]Womack （1996）分析了1989—1991年的1573个评级意见后发现，对于分析师调高或降低评级，平均三日的未预期盈余收益分别为3%或-47%。[5]Frey & Herbst（2013）研究发现，买方分析师会积极影响基金交易的策略，基金经理会根据买方分析师评级意见的变化及时调整交易情况。[10]Gray et al.（2012）研究表明，买方分析师的评级意见具有投资价值，广大的市场机构和买方公司之间存在财富转移。[11]Franck & Kerl（2013）对欧洲共同基金交易策略的研究发现，在观察期前的一个季度内，卖方分析师对三种评级意见（买入、持有、卖出）中任何一种的预期增加（减少），基金经理也会显著地增加（减少）其持有的股票比例。[12]

国内关于机构投资者行为的研究文献主要集中在机构投资者持股以及投资者关注对股票未来收益的影响方面。刘昶和修世宇（2008）研究发现，投资者认为分析师的建议包含了有价值的信息，因而他们相应地调整了对未来收益的预期以及当前最优的持股数量。[13]朱彤和叶静雅（2009）研究发现，中国机构投资者的投资存在着以正反馈交易为代表的羊群效应，并且在短期交易中还具有一定的惯性特征，它们倾向于购买过去表现好的股票而卖出过去表现比较差的股票。[14] 李晓龙和易顺（2014）研究表明，机构投资者可以减少投资者的信息处理成本，从而降低增发折价率。[15] 陈伟和杨大楷（2013）发现，投资者关注对股票的日超额收益和长期表现有很好的解释力和预测力，对资产价格有直接的影响。[16]俞庆进和张兵（2012）发现，投资者的有限关注能独立对股票市场产生影响，投资者关注在当期能够对市场造成正向的价格压力，而这种压力将在短期内发生反转。[17]施荣盛（2012）研究发现，针对分析师评级变动，股价的立即反应随着投资者关注的增加而增加，股价的漂移随着投资者关注的增加而减弱，投资者关注对股票交易量具有显著的正向影响。[18]

基于上述文献的不足，本文将讨论机构投资者的交易行为是否是基于卖方分析师的评级意见，以及机构投资者的优越市场表现是否是因卖方分析师的评级意见引起？且将进一步探讨分析师评级意见对异质机构持股变动的影响。

三、研究假设与模型设计

（一）研究假设

分析师对股票的评级意见具有投资价值并且机构投资者可以及时获取这些信息。一般而言，机构投资者可以通过“软美元安排”及时获得有关卖方分析师的评级信息，这种机制安排普遍存在，但也会给机构投资者带来成本。基于Greenwich Associates在1996年实施的一项调查，美国证券交易委员会在1998年的一项报告中指出，几乎所有的机构投资者都会运用“软美元安排”这项机制。Conrad et al. （2001）研究发现，在“软美元安排”下的增量执行成本是巨大的，约是买入（卖出）订单交易总价值的029%（024%）。[19]只有当获取卖方分析师评级意见的成本小于研究所能获得的潜在收益时，机构投资者才会愿意承担获取信息的成本。当机构投资者持股水平处于高位时，会促使更多的市场信息包含在上市公司的股票价格中，股价调整速度也就越快。此外，最近的研究也发现，机构投资者的持股变动与股票的当期收益具有积极的相关性，而这种相关性可能是造成机构投资者优越市场表现的潜在因素。既然分析师的评级与股票的超额收益和机构持股是密切相关的，本文提出如下研究假设：

H1：机构投资者增持分析师做出有利评级公司的股票而减持分析师做出不利评级公司的股票。

目前中国的机构投资者主要包括证券投资基金、券商、QFII、社保基金、保险公司、信托公司及企业年金等。国内外关于机构投资者的研究很少关注机构投资者的异质性，而大都将机构投资者视为同质的。实际上，不同类型的机构投资者由于自身特点和投资理念的差异，加上与上市公司的联系程度也存在差异，所以不同类型机构投资者的投资偏好也不同。Shleifer （1986）、Kahn & Winton（1998）研究均发现，不同的机构投资者有不同的投资策略。[20][21]Brickley et al.（1988）、Almazan et al.（2005）及Chen et al.（2007）研究认为，与上市公司只存在投资关系的机构投资者才有动机监督管理层，而与上市公司存在业务依赖关系的机构投资者通常采取中庸或支持公司决策的态度。[22][23][1]温军和冯根福（2012）研究表明，不同的机构投资者由于投资目标和投资期限的差异，在公司治理中发挥着不同的作用，因而对公司技术创新效果的影响也有所不同。[24]基于以上理论分析，本文提出如下研究假设：

H2：分析师评级意见对不同类型机构投资者持股比例的季度变化具有不同的影响。

（二）数据来源及变量设计

1.数据来源

由于受到评级样本时间间隔的限制，样本数据选取的时间范围从2009年第一季度至2013年第三季度：（1）选取深圳A股上市公司作为研究样本；（2）剔除掉2009年以后上市的公司，目的是为控制机构持股和分析师评级不会受到公司刚上市的影响；（3）剔除掉ST和资不抵债的上市公司，目的是控制极端值对统计值的不利影响；（4）剔除掉金融类和样本数据不全的上市公司。样本数据包含了机构持股变化的所有公司季度，并从WIND数据库和CSMAR数据库中获取用来描述控制变量的金融和股票收益率数据。

2.变量设计

（1）被解释变量

借鉴Chen & Cheng（2005）[25]的研究方法，本文以机构投资者本季度末持股比例与上季度末持股比例的差值来表示机构持股比例变化，即：

ΔInst i，t= Inst i，t - Inst i，t-1

其中，ΔInsti，t表示机构投资者t季度持股比例变化，Insti，t表示机构投资者t季度末持股比例，Insti，t-1表示机构投资者t-1季度末持股比例。分类机构持股比例变化的衡量与总体机构持股比例变化相似，详见表1。

（2）解释变量

借鉴Jegadeesh & Kim（2010）[26]的研究方法，本文以REC表示分析师给出一致的评级意见，用公司在该季度公布的评级意见的平均数来度量。REC一共有5个等级，5表示“强烈买入”，4表示“买入”，3表示“持有”，2表示“卖出”，1表示“强烈卖出”。D_SBuy表示分析师的正向评级，D_Buy表示分析师的中性评级，D_Sell表示分析师的负向评级，三者均为虚拟变量。

（3）控制变量

为了控制其他因素的影响，本文参考现有文献，选择了公司规模、账面市值比及个股日收益率的标准差作为控制变量，详见表1。

（三）模型构建

为了研究分析师评级对机构持股季度变动的影响，本文借鉴Chen & Cheng（2005）的研究方法，构建如下多元线性回归模型：

ΔINST=α0+α1D_SBuy+α2D_Buy+α3D_Sell+α4Lnsize+α5B/M+α6Stdev+ε

其中，ΔINST表示机构投资者总的持股比例变动（ΔInst）或者各类机构投资者的持股比例变动（ΔInstfund、ΔInstbroker、ΔInstqfii、ΔInstssf和ΔInstother）；D_SBuy、D_Buy和D_Sell分别表示分析师的正向评级、中性评级和负向评级，均为虚拟变量；Lnsize表示企业规模；B/M表示账面市值比；Stdev表示公司在该季度日收益率的标准差；α0是常数项，α1、α2、α3、α4、α5和α6是回归系数；ε为随机误差。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

表2对全体样本的主要变量进行了描述性统计，从表2中可以看出：中国深证A股上市公司机构持股比例季度变动的平均值为09%，标准差为0123，说明中国上市公司机构投资者持股比较稳定。D_Sbuy的均值为0332，标准差为0471；D_Buy的均值为0335，标准差为0472；D_Sell的均值为0333，标准差为0471。此外，Lnsize的均值为 22027，标准差为1286，说明不同上市公司的规模差别还比较大。B/M的均值为0629，标准差为0272；Stdev的均值为0028，标准差为0035。

注：分样本主要变量的描述性统计结果显示，持股比例平均相对于上一个季度减少的机构投资者有证券投资基金、券商、QFII以及社保基金，而除了上述四类机构投资者之外的其他机构投资者的持股比例平均相对于上一个季度是增加的。其他各变量的描述性统计指标在五类机构投资者中大体相同。

（二）相关系数检验

表3为全样本主要变量之间的Pearson相关系数表，从表中可以看出：ΔInst与D_Sbuy在5%的显著性水平下正相关，说明分析师的正向评级对机构持股的季度变动具有显著的正向促进作用；ΔInst与D_Sell在10%的显著性水平下负相关，ΔInst与B/M在1%的显著性水平下负相关，说明分析师的负向评级和上市公司的账面市值比对机构持股的季度变动有显著的负向调节作用。其他变量之间的相关系数也比较合理，变量间不存在高度相关性。

（三）多变量回归分析

1全样本多变量回归

为了更好地揭示分析师评级对机构持股季度变动的影响，本文参照Chen & Cheng（2005）的研究方法，构建了Model（1）和Model（2）两个模型。为了避免多重共线性对回归结果造成不良影响，在做回归分析之前估计了模型中变量的方差膨胀因子，即VIF值。估计结果显示，Mogel（1）和Model（2）变量最大VIF值均小于10，变量间不存在严重的多重共线性。表4综合了Model（1）和Model（2）的OLS回归结果，如下所示：

在表4中，Model（1）的回归结果显示，分析师的正向评级在5%的显著性水平下与机构持股的季度变动正相关，说明机构投资者会增持分析师做出正向评级公司的股票，这与Womack（1996）和Barber et al（2001）的研究结论一致，假设1得到验证。分析师的中性评级与机构持股的季度变动负相关，但不显著，说明分析师的中性评级对机构持股的季度变动具有负向影响，这与Chen & Cheng（2005）的研究结论相反，即分析师的中性评级对对机构持股的季度变动具有正向影响。本文的研究结论与前人相异，可能是由于国内机构投资者相对于国外机构投资者更为谨慎，并且受制于各种利益冲突因素，卖方分析师在评级调整上存在乐观倾向，往往不愿出具看空或减持的评级意见。所以，机构投资者针对分析师的中性评级意见会减持原有的股份。分析师的负向评级在10%的显著性水平下与机构持股的季度变动负相关，说明机构投资者会减持分析师做出负向评级公司的股票，这与Chen & Cheng（2005）的研究结论一致，假设1得到验证。Model（2）的回归结果显示，分析师的正向评级在10%的显著性水平下与机构持股的季度变动正相关，说明机构投资者会增持分析师做出正向评级公司的股票，假设1得到验证。分析师的中性评级与机构持股的季度变动负相关，但不显著，说明分析师的中性评级对机构持股的季度变动具有负向影响。分析师的负向评级与机构持股的季度变动负相关，但不显著。可见，Model（2）的回归结果与Model（1）的回归结果一致。

2子样本多变量回归

为了更好地揭示分析师评级对不同类型机构持股季度变动的影响，本文参照魏志华等（2012）[27]的研究方法，将机构投资者分为证券投资基金、券商、QFII、社保基金及其他类型的机构投资者共五类，并且构建了从Mogel（3）到Mogel（12）的10个模型。为了避免多重共线性对回归结果造成不良影响，在做回归分析之前先估计了模型中变量的方差膨胀因子，即VIF值。估计结果显示，以上各个模型的变量最大VIF值均小于10，所以变量间不存在严重的多重共线性。表5综合了以上10个模型的OLS回归结果，如下所示：

在表5中，各模型的回归结果显示：分析师的正向评级在1%的显著性水平下与证券投资基金持股的季度变动正相关，分析师的正向评级至少在5%的显著性水平下与社保基金持股的季度变动显著正相关。说明分析师的正向评级对证券投资基金和社保基金持股的季度变动具有显著的正向影响，基金会增持分析师做出正向评级公司的股票，这与前文的研究结论一致。分析师的正向评级与券商持股的季度变动负相关，但不显著，说明分析师的正向评级对券商持股的季度变动具有负向影响。这可能是因为券商在获取上市公司内部信息方面具有优势，券商一般能提前获知上市公司日常经营活动的详细信息。当分析师利用上市公司的这些日常信息作为依据来对该公司的股票作出评级时，评级信息对于券商来说已经是无效信息，所以券商会减持该公司的股票。分析师的正向评级与QFII持股的季度变动正相关相关，但不显著。分析师的正向评级与其他类型的机构投资者持股的季度变动负相关，但不显著，说明分析师的正向评级对其他类型机构投资者持股的季度变动具有负向影响。这可能是由于在其他类型的机构投资者中，各机构投资者面对分析师的评级信息时内部意见不一致，导致了投资决策的不一致。

分析师的中性评级在5%的显著性水平下与券商持股的季度变动正相关，说明分析师的中性评级对券商持股的季度变动有显著的正向影响，即券商会继续持有分析师做出中性评级公司的股票。分析师的中性评级在10%的显著性水平下与社保基金持股的季度变动负相关，说明分析师的中性评级对社保基金持股的季度变动有显著的负向影响，即社保基金会减持分析师做出中性评级公司的股票。分析师的中性评级与证券投资基金持股的季度变动正相关，与QFII和其他类型机构投资者持股的季度变动负相关，但均不显著。

分析师的负向评级在1%的显著性水平下与证券投资基金持股的季度变动负相关，说明分析师的负向评级对证券投资基金持股的季度变动有显著的负向影响，证券投资基金会减持分析师做出负向评级公司的股票。分析师的负向评级与券商和社保基金持股的季度变动负相关，说明分析师的负向评级对券商和社保基金持股的季度变动有负向影响。分析师的负向评级与QFII持股的季度变动正相关，但不显著，说明分析师的负向评级对QFII持股的季度变动具有正向影响。这可能是因为，与国内机构投资者大多属于风险规避型投资者相比，国外机构投资者的风险偏好类型更加多样化。而本文研究的QFII很可能就是风险偏好型的投资者，它们更喜欢投资具有较高风险的公司，虽然面临资金损失的风险较大，但是一旦成功，它们就会获得较高收益。所以，QFII持股的季度变动与分析师的负向评级正相关。分析师的负向评级与其他类型的机构投资者持股的季度变动正相关，但不显著，说明分析师的负向评级对其他类型的机构投资者持股的季度变动具有正向影响。

综上所述，分析师的评级意见对不同类型机构投资者持股比例的季度变化具有不同的影响，假设2得到验证。

五、结论与启示

本文基于深圳A股上市公司的经验数据，实证研究了分析师评级和机构持股季度变化之间的关系，以及分析师的评级意见对于不同类型机构投资者持股比例季度变化的影响。研究结果表明，分析师的正向评级对机构持股的季度变动有显著的正向影响，机构投资者会增持分析师做出正向评级公司的股票。分析师的中性评级与机构持股的季度变动负相关，但不显著，说明分析师的中性评级对机构持股的季度变动具有负向影响。可能是由于国内机构投资者相对于国外机构投资者更为谨慎，并且受制于各种利益冲突因素，卖方分析师在评级调整上存在乐观倾向，往往不愿出具看空或减持的评级意见。所以，机构投资者针对分析师的中性评级意见会减持原有的股份。分析师的负向评级对机构持股的季度变动具有负向影响，机构投资者会减持分析师做出负向评级公司的股票。

在异质机构持股方面，分析师的评级意见对不同类型机构投资者持股比例的季度变化具有不同的影响。分析师的正向评级对证券投资基金和社保基金持股的季度变动有显著的正向影响，分析师的中性评级对证券投资基金、券商以及社保基金持股的季度变动有显著的负向影响，分析师的负向评级对证券投资基金和券商持股的季度变动有显著的负向影响。

资本市场作为整个市场的一个重要组成部分，对资源的配置有着至关重要的作用。然而，由于国内资本市场没有完全开放，相关制度也不健全，市场的信息效率和资源配置功能均有待提高。本文基于国内资本市场的经验数据，研究得出分析师评级和机构持股季度变化之间的相关关系。这不仅有助于学者更深入地理解市场效率和机构投资者对市场信息的反应程度，也为投资者更进一步地了解分析师行为以及围绕股票评级的价格发现过程提供了依据，更为决策者更好地制定相关的金融监管政策提供了理论基础。

基于本文研究结论，可得到以下政策启示：（1）机构投资者队伍的壮大和快速发展在一定程度上有利于市场的稳定，但是市场在大力发展机构投资者的同时，必须严格规范机构投资者的投资行为，避免投机行为及其对市场稳定的破坏作用。（2）机构投资者的成长并非一帆风顺，若要充分发挥其作用，还必须大力发展各种类型的机构投资者，增加监督积极性和监督能力较高的机构投资者比重，改善机构投资者的不平衡性。（3）监管当局需要进一步健全市场监管制度，完善市场治理环境，提高市场信息透明度，为机构投资者作用的发挥及其他中小投资者利益的保护提供更好的保障。

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