借殼上市還是 IPO：上市方式影響分析師預(yù)測行為嗎？

程子健，陳韻竹，白雪蓮

（1.山東大學(xué)商學(xué)院，山東威海 264209；2.西南財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院，四川成都 611130；3.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)會計學(xué)院，北京 100070）

一、引言

借殼上市與IPO 是企業(yè)上市的兩種不同途徑。中國長期以來的IPO 管制政策不僅催生了大量借殼上市公司，也對股票市場價格機制的有效性產(chǎn)生了負(fù)向影響。借殼上市造成股價明顯偏離企業(yè)真實價值，從而影響了資源配置效率。作為資本市場信息傳遞的重要角色，分析師憑借自身專業(yè)優(yōu)勢挖掘信息，從而有助于降低企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱程度，并提升股票定價的準(zhǔn)確性（林之陽和孔東民，2018；曾軍等，2020）。理想情況下，分析師不應(yīng)區(qū)別對待借殼上市公司，對借殼上市公司無論是關(guān)注度，還是盈余預(yù)測的準(zhǔn)確度與分歧度，均應(yīng)與IPO 公司無顯著差別，即“英雄不問出處”。這有助于充分發(fā)揮分析師的外部監(jiān)督效應(yīng)，修正投資者預(yù)期，提高市場對借殼上市公司的定價準(zhǔn)確性。但實際情況中，由于借殼上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量較低、信息透明度較差且盈余波動性更大（Chen 等，2016；Cheng 等，2017；Dasilas 等，2017），這些均有可能影響分析師預(yù)測行為，導(dǎo)致其外部監(jiān)督效應(yīng)失靈。

那么，上市方式是否會影響分析師預(yù)測行為？主要作用機制是什么？本文基于2007?2019 年中國借殼上市公司與IPO 公司財務(wù)數(shù)據(jù)，利用全樣本、手工配對樣本及傾向得分匹配樣本（PSM 樣本）為研究對象，對以上問題進(jìn)行實證檢驗并發(fā)現(xiàn)：相比于IPO 上市公司，分析師對借殼上市公司的關(guān)注度更低，且盈余預(yù)測準(zhǔn)確度更低、分歧度更高。這說明分析師的確會區(qū)別對待兩類公司。進(jìn)一步的機制檢驗表明，內(nèi)部控制質(zhì)量是上市方式影響分析師預(yù)測行為的重要中介機制，即由于借殼上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量更差，導(dǎo)致分析師關(guān)注度與預(yù)測準(zhǔn)確度均受到了負(fù)面影響，且不同分析師對借殼上市公司盈余預(yù)測的分歧度也相應(yīng)更高。

為緩解IPO 管制帶來的殼資源濫炒等問題，中國通過各項改革逐步推進(jìn)IPO 常態(tài)化發(fā)行。但本文的實證檢驗結(jié)果表明，在IPO 提速后，借殼上市公司與IPO 公司在分析師關(guān)注度上不再存在顯著差異；同時分析師對IPO 公司的預(yù)測準(zhǔn)確度反而更低，分歧度也更大。這表明隨著IPO 提速，分析師在短時間內(nèi)將面臨更多IPO 公司，導(dǎo)致其注意力分散，影響其預(yù)測準(zhǔn)確性和分歧度。由此可見，IPO 常態(tài)化對分析師預(yù)測提出了更高的要求，也給其帶來了更大的挑戰(zhàn)。

本文的進(jìn)一步檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)：借殼上市公司與IPO 公司在分析師預(yù)測準(zhǔn)確度與分歧度上的差異，會隨上市時間的增加而逐漸彌合。這說明隨著企業(yè)逐漸成熟，借殼上市公司的劣勢將逐漸消失。而針對企業(yè)在借殼上市前后的對比分析則表明，在經(jīng)歷借殼上市這一“脫胎換骨”的過程后，企業(yè)的確吸引了更多分析師關(guān)注，但分析師預(yù)測準(zhǔn)確度與分歧度卻并未發(fā)生明顯變化。

本文的主要貢獻(xiàn)如下：（1）全面分析了上市方式影響分析師預(yù)測行為的具體表現(xiàn)與作用機理，擴(kuò)寬了分析師預(yù)測行為影響因素的相關(guān)研究內(nèi)容，進(jìn)一步加深了對不同上市方式的經(jīng)濟(jì)后果差異的理解；（2）為投資者結(jié)合企業(yè)上市方式合理利用分析師預(yù)測信息提供了理論依據(jù)，并為分析師進(jìn)一步提升其預(yù)測準(zhǔn)確度，提升資本市場對借殼上市公司的定價效率提供了理論借鑒。

二、文獻(xiàn)綜述與假設(shè)提出

（一）不同上市方式的動機與經(jīng)濟(jì)后果概述

無論是經(jīng)歷證監(jiān)會嚴(yán)格審批實現(xiàn)上市的IPO 公司，還是經(jīng)歷復(fù)雜資產(chǎn)重組完成借殼上市的公司，均為學(xué)術(shù)界廣泛關(guān)注的焦點。已有研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)選擇借殼上市或IPO 的動機并不相同。在注冊制改革前，由于證券監(jiān)管部門對IPO 企業(yè)所屬行業(yè)及盈利能力具有硬性要求，不少企業(yè)難以達(dá)到IPO 標(biāo)準(zhǔn)，因此被動選擇借殼上市；同時，由于IPO 審批過程漫長，亦有企業(yè)為把握市場時機，保持競爭優(yōu)勢，主動尋求借殼上市。如鄧路和周寧（2015）發(fā)現(xiàn)市場時機是影響企業(yè)借殼上市的重要因素，當(dāng)市場上存在價值被低估的目標(biāo)殼公司時，企業(yè)更有可能選擇借殼上市。屈源育等（2018）發(fā)現(xiàn)在IPO 審批制下，借殼上市是企業(yè)實現(xiàn)快速上市融資的重要途徑，企業(yè)借殼上市主要是被融資約束所驅(qū)動。

近年來，越來越多的研究重視比對兩種不同上市方式所帶來的差異化經(jīng)濟(jì)后果，主要集中在以下三個方面：第一，從內(nèi)部控制與公司治理角度來看，借殼上市公司比IPO 公司更容易出現(xiàn)并隱藏其內(nèi)部控制缺陷，公司治理水平更差，且存在更嚴(yán)重的利益侵占問題（吳從鋒等，2011；佟巖等，2019）；第二，從信息透明度與會計信息質(zhì)量角度來看，借殼上市公司的信息不對稱程度更高、信息披露質(zhì)量更低、盈余管理水平更高，同時也更容易出現(xiàn)財務(wù)舞弊與財務(wù)重述（Poulsen 和Stegemoller，2008；王克敏等，2009；李勝楠，2010；Song 等，2014；Zhu 等，2015）；第三，從經(jīng)營績效與風(fēng)險角度來看，借殼上市公司比IPO 公司的盈余波動性更強、融資約束水平更高、破產(chǎn)與退市的風(fēng)險更大、經(jīng)營與發(fā)展的不確定性也更高（Gleason 等，2006；Cheng 等，2017）。

（二）上市方式對分析師關(guān)注度的影響分析

兩種不同上市方式在內(nèi)部控制質(zhì)量、信息透明度、盈余波動性三方面所帶來的差異化經(jīng)濟(jì)后果均會對分析師關(guān)注度產(chǎn)生影響。

首先，良好的內(nèi)部控制不僅有助于提升信息溝通的及時性、有效性，也有助于保障會計信息的真實性、可靠性。一方面，內(nèi)部控制質(zhì)量更低的企業(yè)，其會計信息的可信度更低，各類會計差錯出現(xiàn)的可能性更高，這不利于分析師作出準(zhǔn)確預(yù)測，因此打擊了分析師關(guān)注該類公司的積極性（趙潔，2016；董望等，2017）；而良好的內(nèi)部控制能夠通過提升會計信息可比性，吸引更多分析師的跟蹤（王迪等，2019）。另一方面，從企業(yè)風(fēng)險角度來看，內(nèi)部控制缺陷會導(dǎo)致企業(yè)面臨較大的異質(zhì)性與系統(tǒng)性風(fēng)險以及財務(wù)風(fēng)險（Ashbaugh-Skaife 等，2010；林鐘高和陳曦，2016）；企業(yè)風(fēng)險越高，分析師跟蹤成本越高，該類公司獲得分析師青睞的可能性越低，即對于內(nèi)部控制存在重大缺陷的企業(yè)，分析師跟蹤人數(shù)更少（Kim 等，2009；Clinton 等，2014）。

其次，上市公司的信息透明度與分析師關(guān)注度成正比。一方面，公司的公開信息披露增加了分析師可利用的信息集，分析師獲取與公司價值相關(guān)的信息將更加及時、準(zhǔn)確且成本更低，這有利于分析師作出準(zhǔn)確預(yù)測。另一方面，高信息透明度代表著更高的可見性，能為企業(yè)帶來更好的聲譽，從而吸引更多投資者的關(guān)注（Brammer 和Millington，2005）；而當(dāng)企業(yè)提供了增量信息時，投資者對分析師信息解讀服務(wù)的需求增加，從而吸引更多分析師的跟蹤（王艷艷等，2014）。因此，信息披露程度和分析師跟進(jìn)數(shù)量正相關(guān)（Lang 和Lundholm，1996；方軍雄，2007；李丹蒙，2007；白曉宇，2009；Lehavy 等，2011；王玉濤和王彥超，2012）。

最后，分析師更加傾向于對經(jīng)營風(fēng)險更小、盈余波動更小、發(fā)展前景更好的企業(yè)進(jìn)行跟蹤與預(yù)測。企業(yè)盈余波動程度越大，意味著未來盈余不確定，分析師盈余預(yù)測的難度增大，從而阻礙了分析師跟蹤的意愿（Bricker 等，2000）；而成長潛力大、盈利能力強的公司更受分析師們的青睞（Mcnichols 和O’brien，1997）。類似地，林小馳等 （2007）以公司治理特征和公司財務(wù)特征為出發(fā)點，在研究海外分析師選擇中國上市公司進(jìn)行跟蹤的關(guān)鍵因素時發(fā)現(xiàn)，經(jīng)營風(fēng)險低、經(jīng)營質(zhì)量好的企業(yè)更容易吸引分析師們對其進(jìn)行跟蹤與預(yù)測。

本文發(fā)現(xiàn)上市方式能夠通過以上三條路徑對分析師的關(guān)注度產(chǎn)生顯著影響。首先，由于借殼上市公司更容易出現(xiàn)并隱藏內(nèi)部控制缺陷，這使得企業(yè)的財務(wù)報告及相關(guān)信息的真實性、完整性難以得到保障，打擊了分析師關(guān)注的積極性；其次，相比于IPO 公司，借殼上市公司的信息透明度更低，信息不對稱程度更高，且盈余質(zhì)量相對較差，這也使得分析師關(guān)注、跟蹤借殼上市公司的意愿不強；最后，借殼上市公司未來的破產(chǎn)概率更高、經(jīng)營風(fēng)險更大，這影響了公司的盈余持續(xù)性，并增大了企業(yè)的盈余波動性，導(dǎo)致分析師跟蹤與預(yù)測借殼上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)變成一件“出力不討好”的事。根據(jù)以上分析，本文提出假設(shè)H1：

H1：相比于IPO 上市公司，分析師對借殼上市公司的關(guān)注度更低。

（三）上市方式對分析師預(yù)測準(zhǔn)確度與分歧度的影響分析

已有研究從不同視角討論分析師預(yù)測準(zhǔn)確度與分歧度的影響因素。首先，內(nèi)部控制質(zhì)量能夠影響分析師預(yù)測結(jié)果。內(nèi)部控制質(zhì)量較高的公司能夠建立有效的監(jiān)督機制，緩解各類代理沖突（楊松令等，2014），并最終提高財務(wù)信息質(zhì)量（Ball 等，2012），由此向市場傳遞核算合規(guī)、信息可靠的積極信號。分析師通過公司內(nèi)部控制的實施情況，可以更充分地了解其會計政策執(zhí)行情況以及財務(wù)信息披露質(zhì)量（Goh 和Li，2011；王運陳等，2015），從而有助于降低對公司財務(wù)信息的解讀誤差，并降低預(yù)測偏差（Beneish 等，2008；Xu 和Tang，2012）；同時，內(nèi)部控制質(zhì)量的提高也可以減少分析師私有信息的獲取優(yōu)勢，從而降低分析師的預(yù)測分歧度。現(xiàn)有研究關(guān)于內(nèi)部控制對分析師行為影響的研究結(jié)論較為一致，即良好的內(nèi)部控制能夠提高分析師預(yù)測準(zhǔn)確度，降低分歧度（Kim 等，2009；林斌和劉善敏，2012；Clinton 等，2014；趙潔，2016；董望等，2017；王迪等，2019）。

其次，高信息透明度能夠降低分析師的預(yù)測成本與預(yù)測難度，從而提高預(yù)測精準(zhǔn)度、降低分歧度。分析師預(yù)測依賴于公開信息與私有信息，企業(yè)的公開信息不僅是分析師進(jìn)行預(yù)測的重要信息來源（Schipper，1991；胡奕明等，2003），更是其改善私有信息精度和提高預(yù)測準(zhǔn)確性的重要依據(jù)（Byard 和Shaw，2003；石桂峰等，2007；張然等，2012）。不僅如此，信息透明度越高、各類財務(wù)與非財務(wù)信息披露越充分，分析師在預(yù)測時對其會計盈余數(shù)據(jù)的依賴程度越低，預(yù)測準(zhǔn)確度也隨之提高，分歧度則有所降低 （Lang 和Lundholm，1996；方軍雄，2007；白曉宇，2009）。

最后，盈余波動性也會影響分析師預(yù)測準(zhǔn)確度和分歧度。Hodder 等（2008）發(fā)現(xiàn)，面臨復(fù)雜信息時，分析師難以進(jìn)行有效分析，從而容易產(chǎn)生較大的預(yù)測誤差和較高的分歧程度。歷史盈余的波動是影響盈余可預(yù)測程度的一個重要變量，公司盈余波動性越大，意味著未來盈余越不確定，其盈余也越難以預(yù)測；盈余波動性越小，分析師進(jìn)行準(zhǔn)確預(yù)測的難度越低，越有利于不同分析師做出準(zhǔn)確度高且分歧度低的盈余預(yù)測 （Mcnichols 和O’brien，1997；Bricker 等，2000；石桂峰等，2007）。

綜上所述，內(nèi)部控制質(zhì)量、信息透明度、盈余波動性是分析師預(yù)測準(zhǔn)確度與分歧度的重要影響因素。因此我們推測，上市方式同樣可以通過內(nèi)部控制質(zhì)量、信息透明度、盈余波動性三條潛在理論路徑影響分析師預(yù)測的準(zhǔn)確度與分歧度。首先，由于借殼上市公司在內(nèi)部控制方面整體劣于IPO 上市公司，導(dǎo)致其會計信息的可信度更低，這增加了分析師的預(yù)測誤差，擴(kuò)大了其預(yù)測離散程度；其次，針對信息披露與盈余質(zhì)量而言，借殼上市公司比IPO 公司的信息不對稱程度更高，私有信息與公共信息的精度更低，且盈余質(zhì)量更差，這也將導(dǎo)致分析師盈余預(yù)測準(zhǔn)確度下降，分歧度上升；最后，借殼上市公司的業(yè)績持續(xù)性更差，盈余波動性更大，這給分析師的預(yù)測帶來更大難度，降低了其盈余預(yù)測準(zhǔn)確度，并擴(kuò)大了不同分析師之間的預(yù)測分歧度。根據(jù)以上分析，本文提出假設(shè)H2 和假設(shè)H3：

H2：相比于IPO 上市公司，分析師對借殼上市公司的盈余預(yù)測準(zhǔn)確度更低。

H3：相比于IPO 上市公司，分析師對借殼上市公司的盈余預(yù)測分歧度更高。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文使用的主要數(shù)據(jù)來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，內(nèi)部控制指數(shù)來自DIB 控制與風(fēng)險管理數(shù)據(jù)庫。本文初始樣本篩選過程如下：（1）選取2007?2018 年滬深兩市A 股市場主板與中小板借殼上市公司和IPO 公司為初始樣本，同時結(jié)合變量構(gòu)建的需要，選取每家公司自上市后一年至2019 年12 月31 日的相關(guān)數(shù)據(jù)；（2）由于金融保險類上市公司會計制度和財務(wù)特征的特殊性，剔除金融保險行業(yè)的上市公司樣本； （3）剔除ST、PT 類公司樣本；（4）剔除已經(jīng)退市的公司樣本。

為控制樣本自選擇可能帶來的內(nèi)生性問題，本文借鑒Brown 等（2010）的研究思路，在初始樣本的基礎(chǔ)上，遵循行業(yè)一致、上市年份相近、資產(chǎn)規(guī)模相當(dāng)?shù)臉?biāo)準(zhǔn)為借殼上市公司尋找了與之匹配的IPO 公司，最終獲得樣本463 家，其中借殼上市公司259 家，IPO 公司204 家(1)某些行業(yè)只有借殼上市公司，無IPO 公司（Q、S 行業(yè)），或由于中國資本市場IPO 暫停，同年度只有借殼上市公司而沒有IPO 公司。行業(yè)分類參考證監(jiān)會行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，且由于按照行業(yè)一致、上市年份相近、資產(chǎn)規(guī)模相當(dāng)?shù)臉?biāo)準(zhǔn)，部分借殼上市公司并未匹配到較好的IPO 公司，故刪去未成功配對的借殼上市公司。因此，借殼上市公司共有271 家，配對樣本中有259 家。。同時，本文借鑒Rosenbaum 和Rubin（1983）所提出的傾向得分匹配法（Propensity Score Matching，即PSM），在前述初始樣本的基礎(chǔ)上，通過一階段Logit 回歸計算傾向性得分，并為借殼上市公司匹配得分最為接近的IPO 公司。在后續(xù)的回歸分析中，本文將分別使用全樣本、手工配對樣本與PSM 樣本進(jìn)行三重檢驗，以減少內(nèi)生性問題帶來的影響，提高研究結(jié)論的可靠性。

（二）計量模型和研究變量

1.PSM 一階段回歸模型

在PSM 一階段回歸中，本文結(jié)合公司上市的影響因素、借殼上市公司與IPO 公司存在的普遍差異，采用如下Logit 回歸模型計算傾向性得分，并為借殼上市公司匹配得分最為接近的IPO 公司。

由于中國存在IPO 暫停期，在IPO 暫停期及其前后選擇借殼上市的企業(yè)會相應(yīng)有所增加，因此，本文模型中控制了反映IPO 暫停的啞變量Ipostop，如果當(dāng)年IPO 暫停超過一個季度則Ipostop取值為1，否則為0。SA指數(shù)=?0.737×Size+0.043×Size2?0.04×Age，以衡量融資約束情況；Tobinq為托賓Q，Tobinq=（總市值+總負(fù)債）/總資產(chǎn)，以衡量市場時機；ROE衡量盈利能力，Leverage衡量資產(chǎn)負(fù)債率，Size衡量企業(yè)規(guī)模。

2.上市方式影響分析師預(yù)測行為基準(zhǔn)回歸模型

本文借鑒白曉宇（2009）的研究方法，建立計量模型，采用多元回歸模型（2）檢驗假設(shè)H1?假設(shè)H3，以探究上市方式對分析師關(guān)注度、盈余預(yù)測準(zhǔn)確度以及盈余預(yù)測分歧度的影響。

模型（2）中，被解釋變量分別為分析師關(guān)注度（Number）、分析師預(yù)測準(zhǔn)確度 （Ferr）、分析師預(yù)測分歧度（Dispersion）。分析師關(guān)注度（Number）采用發(fā)布每股收益預(yù)測的分析師機構(gòu)數(shù)量作為分析師跟蹤數(shù)量的替代變量，且不重復(fù)計數(shù)（張軍華，2012），并作對數(shù)化處理。分析師預(yù)測準(zhǔn)確度（Ferr）采用全部券商最新一次預(yù)測值的平均值與該公司實際每股收益的誤差來衡量（周開國等，2014），預(yù)測誤差越大，盈余預(yù)測準(zhǔn)確度越低。分析師預(yù)測分歧度（Dispersion）采用所有券商對某公司一年內(nèi)最新一次預(yù)測的標(biāo)準(zhǔn)差來衡量（白曉宇，2009）。

模型（2）中，解釋變量為上市方式（RM），當(dāng)公司為借殼上市公司時RM取值為1，為IPO 公司時取值為0。控制變量方面，本文綜合國內(nèi)外現(xiàn)有研究中普遍認(rèn)同的分析師預(yù)測行為的影響因素，模型（2）中主要包括：盈余波動性（Volatility）、股權(quán)集中度 （Top1）、公司規(guī)模（Size）、財務(wù)杠桿（Leverage）、企業(yè)盈利能力（ROE）、虧損虛擬變量 （Loss）、EPS 變化方向（Decl）、是否由“四大”審計（BIG4）、內(nèi)部控制質(zhì)量（DIB）、上市年限（Age）、賬面市值比（BM）、托賓Q 值（Tobinq）、信息透明度（EQ）。

其中，本文參考Dechow 和Dichev（2002）、何熙瓊和尹長萍（2018）等的研究，采用DD 模型計算的盈余質(zhì)量來衡量信息透明度（EQ）。DD 模型將盈余質(zhì)量定義為營運資本應(yīng)計利潤轉(zhuǎn)換為經(jīng)營現(xiàn)金流量的程度。本文分行業(yè)、分年度進(jìn)行回歸得到殘差，殘差絕對值越大，表明盈余質(zhì)量越差，即信息透明度越差，具體計算公式如模型（3）所示：

其中，ΔWCi,t表示營運資本變化，即企業(yè)i第t年與第t?1 年間（存貨變化+應(yīng)收賬款變化+其他流動資產(chǎn)變化?應(yīng)付稅款變化?應(yīng)付賬款變化）/當(dāng)期平均總資產(chǎn)；CFOi,t?1、CFOi,t和CFOi,t+1分別表示企業(yè)i第t?1 年、第t年和第t+1 年經(jīng)營現(xiàn)金流量與當(dāng)期平均總資產(chǎn)的比值。模型（3）還控制了年度固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)。表1給出了基準(zhǔn)回歸模型中主要變量的定義及具體計算方式。

表1 變量定義

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

從表2Panel A 可以看出，樣本中每家上市企業(yè)分析師跟蹤數(shù)量（Number）均值為7 家（e2.071?1≈7）；企業(yè)的盈余預(yù)測準(zhǔn)確度（Ferr）和分歧度（Dispersion）的均值為0.694 和0.283。本文分別對借殼上市公司與IPO 公司的分析師跟蹤行為進(jìn)行了全樣本的均值差異T 檢驗與中位數(shù)差異Wilcoxon 秩和檢驗，從表2 Panel B 可以看出，分析師對借殼上市公司的關(guān)注度顯著低于IPO 公司，預(yù)測誤差與預(yù)測分歧度則高于IPO 公司，這與預(yù)期結(jié)果一致。

表2 描述性統(tǒng)計分析

（二）回歸結(jié)果分析

表3 報告了PSM 前后的樣本平衡性檢驗結(jié)果?？梢钥闯?，在PSM 之前，實驗組樣本和控制組樣本間配對變量大多存在顯著差異；經(jīng)過配對后，借殼上市公司和IPO 公司在企業(yè)規(guī)模、融資約束等公司特征等方面基本無統(tǒng)計學(xué)意義上的顯著差異，且樣本總體均值偏差在統(tǒng)計上也無顯著差異。這說明經(jīng)由PSM 一階段回歸所取得的配對樣本能較好地控制其他財務(wù)特征的差異對回歸結(jié)果的影響。

基于全樣本、手工配對樣本與PSM 樣本，本文將分別檢驗上市方式對分析師關(guān)注度、預(yù)測準(zhǔn)確度與預(yù)測分歧度的影響。

表3 PSM 樣本平衡性檢驗結(jié)果

首先，針對分析師關(guān)注度的結(jié)果顯示，在三組樣本中，RM對Number的回歸系數(shù)分別為?0.283、?0.285、?0.274，且均在1%的水平上顯著（見表4）。這表明相比于IPO 公司，分析師對借殼上市公司關(guān)注度更低，支持了本文假設(shè)H1。其余控制變量回歸結(jié)果顯示：公司規(guī)模越大、盈利能力越強、托賓Q 值越高以及內(nèi)部控制質(zhì)量越好的公司越能夠吸引分析師跟蹤；股權(quán)集中度越高、財務(wù)杠桿越高、賬面市值比越高以及上市時間越長的公司其分析師跟蹤數(shù)量越少；分析師對于上一年度虧損的公司關(guān)注度也更低。

其次，針對預(yù)測準(zhǔn)確度的回歸結(jié)果顯示：在控制了其余變量之后，三個樣本中的RM系數(shù)分別為0.259、0.190、0.236，且至少在10%的水平上顯著（見表5）。這支持了假設(shè)H2，表明相比于IPO 上市公司，分析師對借殼上市公司盈余預(yù)測的誤差更大、準(zhǔn)確度更低；回歸結(jié)果還表明，盈利能力較好以及賬面市值比較高時，分析師預(yù)測誤差更小，預(yù)測準(zhǔn)確度更高；當(dāng)上一年虧損、每股收益較上一年降低時，分析師的預(yù)測變得困難，預(yù)測準(zhǔn)確性隨之降低。

最后，針對預(yù)測分歧度的回歸結(jié)果顯示：在全樣本、手工配對樣本以及PSM 樣本中，RM系數(shù)為0.038、0.064、0.039，且至少10%的水平上顯著（見表6）。這說明分析師對借殼上市公司進(jìn)行盈余預(yù)測時，確實存在更大的意見分歧，這支持了本文假設(shè)H3。其他控制變量的回歸結(jié)果則表明，當(dāng)盈利能力較強時，分析師預(yù)測會更加一致；而當(dāng)企業(yè)擁有較高的盈余波動性、更高的財務(wù)桿杠率、更高的托賓Q 值以及上一年度公司虧損或每股收益較上年降低時，分析師的預(yù)測分歧度更高。

表4 上市方式對分析師關(guān)注度影響的回歸結(jié)果

表5 上市方式對分析師預(yù)測準(zhǔn)確度影響的回歸結(jié)果

五、進(jìn)一步分析與穩(wěn)健性檢驗

（一）機制檢驗：內(nèi)部控制質(zhì)量

已有研究發(fā)現(xiàn)借殼上市公司比IPO 公司更容易出現(xiàn)并隱藏內(nèi)部控制缺陷（吳從鋒等，2011；佟巖等，2019），這可能是借殼上市公司與IPO 公司在分析師預(yù)測行為方面存在差異的主要原因。為驗證這一作用路徑，本文借鑒溫忠麟等（2004）的中介效應(yīng)檢驗方法，以內(nèi)部控制質(zhì)量為中介變量，采用中介效應(yīng)模型進(jìn)行實證檢驗。具體檢驗?zāi)Ｐ腿缦滤?，其中Controls代表的主要控制變量與模型（2）一致：

表7 報告了基于PSM 樣本的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果(2)本文只列示了基于PSM 樣本的中介效應(yīng)檢驗，基于全樣本與手工配對樣本的結(jié)果與PSM 結(jié)果結(jié)論一致未列示，資料備索。。其中，針對分析師關(guān)注度的回歸結(jié)果列示在Panel A 中。列 （1）不包含內(nèi)部控制質(zhì)量（DIB），結(jié)果顯示RM對分析師關(guān)注度（Number）的系數(shù)為?0.282，且在1%的水平上顯著，表明借殼上市公司的分析師關(guān)注度更低；列 （2）顯示了上市方式對內(nèi)部控制的影響，其中RM的系數(shù)為?0.028，且在1%的水平上顯著，表明相比于IPO公司，借殼上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量更低；列（3）將內(nèi)部控制質(zhì)量（DIB）納為中介變量，結(jié)果顯示RM的回歸系數(shù)仍在1%的水平上顯著，但程度相比于列（1）有所減弱。進(jìn)一步的Sobel 檢驗顯示z 值為?3.690，且在1%的水平上顯著，這驗證了內(nèi)部控制的中介效應(yīng)，說明上市方式的確可以通過內(nèi)部控制質(zhì)量影響分析師關(guān)注度。

表7 的Panel B 和Panel C分別檢驗了內(nèi)部控制質(zhì)量在分析師預(yù)測準(zhǔn)確度與分歧度模型中的中介效應(yīng)。結(jié)果顯示，在將內(nèi)部控制質(zhì)量（DIB）作為中介變量納入回歸后，RM對預(yù)測準(zhǔn)確度與分歧度的影響程度均有所下降。對于分析師預(yù)測誤差（Ferr），Sobel 檢驗的z 值為3.669，且在1%的水平上顯著；而對于分析師預(yù)測分歧度（Dispersion），Sobel 檢驗的z 值為2.261，且在5%的水平上顯著。這表明由于借殼上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量更低，增加了分析師預(yù)測難度，從而降低了分析師預(yù)測準(zhǔn)確度、增加了其預(yù)測分歧度，驗證了內(nèi)部控制質(zhì)量的中介效應(yīng)(3)在假設(shè)提出的過程中，本文認(rèn)為內(nèi)部控制質(zhì)量、信息透明度、盈余波動性均是上市方式影響分析師預(yù)測行為的潛在作用機制，但實際分析過程中只有內(nèi)部控制質(zhì)量在三組模型中全部通過了中介效應(yīng)檢驗。。

表6 上市方式對分析師預(yù)測分歧度影響的回歸結(jié)果

（二）上市方式、IPO 提速與分析師預(yù)測行為

自2016 年實施IPO 新規(guī)以來，A 股市場IPO 發(fā)行速度持續(xù)加快。尤其是自2016 年11 月開始，A 股IPO 更是實現(xiàn)了一周一批次的發(fā)行速度，IPO 逐漸常態(tài)化。IPO 提速后，分析師在短時間內(nèi)需要面臨更多的新增IPO 公司，在注意力有限的前提下，其對每家IPO 公司的注意力將更加分散，進(jìn)而可能導(dǎo)致提速后分析師對IPO 公司的關(guān)注度降低，同時預(yù)測準(zhǔn)確度下降、預(yù)測分歧度升高。

為檢驗上市方式與分析師預(yù)測行為之間關(guān)系是否受IPO 提速影響，本文基于PSM 方法展開研究，將2016 年及之前上市的公司作為“IPO 提速前”樣本，將2016 年之后上市的公司作為“IPO 提速后”樣本，分組對模型（2）重新進(jìn)行回歸。表8 的回歸結(jié)果顯示，在IPO 提速前，分析師對借殼上市公司的關(guān)注度比IPO 公司更低，同時預(yù)測準(zhǔn)確度更低、分歧度更大；而在IPO 提速后，分析師對兩類公司的關(guān)注度并無顯著差異，但I(xiàn)PO 公司的分析師預(yù)測準(zhǔn)確度反而更低，分歧度則更高。因此，若以借殼上市公司作為參照，可以看出隨著IPO 提速，分析師并沒有很好地適應(yīng)市場變化，從而負(fù)向影響了其對新增IPO 公司的預(yù)測準(zhǔn)確度，同時不同分析師在IPO 提速后的分歧度也更高。

表7 內(nèi)部控制質(zhì)量中介效應(yīng)檢驗

（三）上市方式、上市時間與分析師預(yù)測行為

上述基礎(chǔ)回歸結(jié)果表明，分析師對借殼上市公司與IPO 公司在關(guān)注度、預(yù)測準(zhǔn)確度和預(yù)測分歧度方面的確存在差異，但上述差異是一直存在還是會隨著上市時間的推移和企業(yè)日趨成熟而逐漸消失？本文基于PSM 研究方法，以公司上市年限Age作為衡量標(biāo)準(zhǔn)，將大于等于Age中位數(shù)的公司劃分為上市時間較長組，將小于此中位數(shù)的公司劃分為上市時間較短組，并分組回歸檢驗上市方式對分析師預(yù)測行為的影響是否會受到公司上市年限的影響?？紤]到IPO 提速前后上市方式對分析師預(yù)測行為的影響可能有所不同，且IPO 提速后可以進(jìn)行分析的時段只有2 年，不足以按上市時間再進(jìn)行區(qū)分，因此，本文只針對IPO 提速前的樣本進(jìn)一步展開分析。主要實證結(jié)果如表9 所示。

表8 IPO 提速前后上市方式對分析師預(yù)測行為影響的對比分析

表9 上市年限對上市方式與分析師預(yù)測行為之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用檢驗

首先，RM對關(guān)注度（Number）的系數(shù)在兩組中均為負(fù)，且組間無顯著差異（組間系數(shù)差異的p 值為0.160，不顯著），意味著上市方式對于分析師關(guān)注度的影響并不因上市時間的長短而改變，分析師對借殼上市公司的低關(guān)注度是持續(xù)存在的；其次，針對預(yù)測準(zhǔn)確度（Ferr）與分歧度（Dispersion），RM的系數(shù)在上市時間較短組顯著為正，在上市時間較長組中則不顯著，這說明RM對分析師預(yù)測準(zhǔn)確度和分歧度產(chǎn)生的影響主要產(chǎn)生在上市后的短期內(nèi)，而隨著時間的推移，借殼上市公司的信息劣勢逐漸縮小，借殼上市公司與IPO 公司在分析師預(yù)測行為上的差異也逐漸消失。

（四）借殼上市前后分析師預(yù)測行為變化分析

資本市場上的“殼公司”往往是一些面臨財務(wù)困境、經(jīng)營狀況不佳的企業(yè)。在借殼上市的過程中，“殼公司”被注入了大量優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)，主營業(yè)務(wù)范圍通常會發(fā)生變更，公司短期股票收益率與股權(quán)結(jié)構(gòu)等往往也會隨之變化。在企業(yè)“脫胎換骨”的過程中，是否吸引了更多分析師關(guān)注？為分析借殼上市前后企業(yè)的分析師關(guān)注行為變化情況，本文選取企業(yè)在借殼上市前后5 年的數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建模型（7）進(jìn)行實證檢驗。其中，模型因變量分別為分析師關(guān)注度（Number）、預(yù)測準(zhǔn)確度（Ferr）和預(yù)測分歧度（Dispersion）；自變量List為借殼上市標(biāo)志，借殼上市當(dāng)年及以后年份取1，否則為0，主要控制變量與模型（2）一致。

對于借殼上市前后的公司樣本進(jìn)行均值差異T 檢驗與中位數(shù)差異Wilcoxon 秩和檢驗的結(jié)果列示在表10 Panel A 中，可以發(fā)現(xiàn)企業(yè)在借殼上市之后，分析師跟蹤人數(shù)顯著增加，同時預(yù)測誤差與預(yù)測分歧度均顯著降低。模型（7）的回歸結(jié)果報告在表10 的Panel B 中，可以發(fā)現(xiàn)在借殼上市之后，借殼上市標(biāo)志變量（List）對關(guān)注度 （Number）的系數(shù)為0.149，且在10%的水平上顯著，這表明借殼上市確實吸引了更多分析師對其進(jìn)行跟蹤；但分析師預(yù)測準(zhǔn)確度（Ferr）與預(yù)測分歧度（Dispersion）卻并沒有顯著變化，說明分析師預(yù)測的準(zhǔn)確度和分歧度并沒有在借殼上市之后顯著改善。

表10 借殼上市前后分析師預(yù)測行為的變化情況

六、結(jié)論與啟示

本文利用2007?2019 年中國借殼上市公司與IPO 公司的財務(wù)數(shù)據(jù)，運用全樣本、手工配對樣本、PSM 樣本實證檢驗了上市方式與分析師預(yù)測行為之間的關(guān)系。結(jié)果顯示：（1）相比于IPO 公司，分析師對借殼上市公司的關(guān)注度更低，且盈余預(yù)測的準(zhǔn)確度更低、分歧度更高；（2）進(jìn)一步的機制檢驗表明，內(nèi)部控制質(zhì)量是上市方式影響分析師預(yù)測行為的重要中介機制；（3）IPO 提速與常態(tài)化對上市方式與分析師預(yù)測行為之間的關(guān)系產(chǎn)生了影響，在IPO 提速后，隨著更多IPO 公司出現(xiàn)在市場上造成分析師注意力分散，借殼上市公司與IPO 公司在分析師關(guān)注度方面不再存在顯著差異，分析師對新增IPO 公司的預(yù)測準(zhǔn)確度（分歧度）甚至低（高）于借殼上市公司；（4）借殼上市公司與IPO 公司在分析師關(guān)注方面的差異不隨上市時間發(fā)生變化，但兩類企業(yè)在分析師預(yù)測準(zhǔn)確度與分歧度方面的差異會隨著上市時間的增加而逐漸彌合；（5）針對借殼公司而言，企業(yè)在借殼上市前后分析師跟蹤數(shù)量顯著增加，但預(yù)測準(zhǔn)確度、分歧度卻未發(fā)生顯著變化。

本文的研究結(jié)論對投資者、分析師與證券市場監(jiān)管者等均具有一定啟示意義：

第一，投資者在對企業(yè)投資時，應(yīng)結(jié)合企業(yè)上市方式進(jìn)行考慮，由于分析師對借殼上市公司的預(yù)測準(zhǔn)確度更低、分歧度更高，因此在采納分析師對借殼上市公司的投資意見時應(yīng)更為謹(jǐn)慎。

第二，分析師在進(jìn)行盈余預(yù)測時，應(yīng)充分考慮企業(yè)的上市方式，重視對借殼上市公司相關(guān)信息的搜集與確認(rèn)，進(jìn)一步提升預(yù)測準(zhǔn)確度。

第三，IPO 常態(tài)化與注冊制改革為分析師預(yù)測提出了更高的要求，分析師應(yīng)當(dāng)避免IPO 數(shù)量增加帶來的注意力分散，保證預(yù)測質(zhì)量。

第四，借殼上市公司應(yīng)重視提升內(nèi)部控制質(zhì)量，從內(nèi)部機制出發(fā)縮小自身與IPO 公司在分析師預(yù)測方面的劣勢。

第五，證券監(jiān)管者應(yīng)該加強對借殼上市公司的監(jiān)管，2020 年3 月新出臺的《證券法》全面提升了IPO 信息披露要求，但對借殼上市公司信息披露的要求則略顯滯后，證券監(jiān)管部門應(yīng)重視出臺相應(yīng)法規(guī)，注重提升借殼上市公司的會計信息透明度及信息披露質(zhì)量，促使其與IPO 公司保持一致。