分析師跟蹤有助于抑制企業(yè)金融化嗎

1、分析師跟蹤有助于抑制企業(yè)金融化嗎林鐘高辛明璇【摘要】實體企業(yè)金融化現(xiàn)象是學術界關注的焦點問題，而 證券分析師作為一種典型的外部治理機制，對企業(yè)金融化的 決策行為將產生怎樣的影響？這是公司治理機制要回答的 問題。以20222022年A股上市公司為樣本，探究分析師 跟蹤對企業(yè)金融化水平的影響及其機制。研究發(fā)現(xiàn)，分析師 跟蹤會降低企業(yè)金融化總體水平，融資約束與第一類代理成 本在其中發(fā)揮著重要的機制作用。異質性檢驗發(fā)現(xiàn)，在股東 監(jiān)督和商業(yè)信用融資程度低的情況下，分析師跟蹤對企業(yè)金 融化的抑制作用更明顯；而金融資產投資偏好的巽質性檢驗 則發(fā)現(xiàn)，分析師跟蹤與企業(yè)長期金融資產配置呈顯著的負相 關關系，與企業(yè)

2、短期金融資產配置呈顯著的“U型關系。 企業(yè)在“脫虛向實過程中，要充分利用分析師的治理效應, 合理配置金融資產，有效防范金融化風險，促進實體經濟高 質量、高效率、可持續(xù)發(fā)展。【關鍵詞】分析師跟蹤；企業(yè)金融化；融資約束；代理成本;脫 虛向實【中圖分類號】F275【文獻標識碼】A【文章編號】1004-0994(2022) 11-0046-10一、引言 自2022年開始，我國經濟增速放緩，產能過剩問題凸顯, 的影響，本文選取20222022年間全國A股上市公司為研 究對象，并刪除金融、房地產及保險業(yè)上市公司，刪除被ST 的上市公司以及數(shù)據(jù)缺失或存在異常的公司，最后得到 18728個年度觀測樣本。為去除

3、極端值影響，對所用到的連 續(xù)變量進行雙邊1%的縮尾處理。本文數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù) 庫(CSMAR),數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析主要由Statal5. 1完成。模型設定及變量定義模型設定。為檢驗分析師跟蹤對企業(yè)總體金融資產規(guī)模的 影響，構建如下模型：Fin= a 0+ Q lAnalyst+ a 2Controls+Ind+Year+ e 1(1)根據(jù)Hl,預期al顯著為負。進一步，參照溫忠麟等24提出的中介效應檢驗三步法，檢 驗融資約束和第一類代理成本在分析師跟蹤與企業(yè)金融化 二者關系之間發(fā)揮的中介作用，在模型(1)的基礎上構建 如下模型：KZ (AC) = Li 0+ u lAnalyst+ u 2Con

4、trols+Ind+Year+ e 2 (2)Fin= 9 0+0 lAnalyst+ 0 2KZ (AC) + 0 3Controls+Ind+Year+ e 3 (3)根據(jù)H2,預期ul、01顯著為負，。2顯著為正。2 .變量定義。（1）被解釋變量：企業(yè)金融化（Fin）o參考謝家智等25、譚德凱等26的做法，用金融資產占總資產的比例衡量企業(yè) 金融化水平，具體計算方法如下：企業(yè)金融化（Fin）=（交易性金融資產+衍生金融資產+發(fā)放 貸款及墊款凈額+可供出售金融資產凈額+持有至到期股權 凈額+長期股權投資凈額+投資性房地產凈額）/總資產（4） 其中：由于非房地產企業(yè)進入房地產行業(yè)是出于短期獲利

5、目 的，因而將投資性房地產凈額納入金融資產核算;2022年實 施的企業(yè)會計準則規(guī)定不再使用“可供出售金融資產和 “持有至到期投資兩個項目，且2022年已有部分企業(yè)提 前實施2022年的企業(yè)會計準則，從而導致2022年以后企業(yè) 的這兩個項目存在大量缺失值，為避免其對研究結果的干擾, 用“債權投資代替持有至到期投資項目，“可供出售 金融資產項目數(shù)值缺失則用“其他債權投資” “其他權 益工具”兩個項目之和代替。（2）解釋變量：分析師跟蹤（Analyst）。參考陳欽源等27： 的做法，以當年公司被分析師跟蹤分析的人數(shù)加1取自然對 數(shù)衡量分析師跟蹤。其中，若一年內有一個團隊對該公司進 行過跟蹤分析，則分

6、析師跟蹤數(shù)量視為1,不單獨列出其成 員計算數(shù)量。（3）中介變量：融資約束（KZ）和第一類代理成本（AC）。 本文用KZ指數(shù)衡量融資約束，KZ指數(shù)值越大，意味著企業(yè) 面臨的融資約束越強；參考羅勁博、李小榮28的做法，使 用管理費用與營業(yè)收入的比例衡量企業(yè)第一類代理成本。（4）控制變量。借鑒相關文獻29,加入企業(yè)微觀財務指 標、企業(yè)內外部治理變量以及國家宏觀政策變量等控制變量, 并控制年度和行業(yè)效應。具體變量定義見表1。四、實證分析（一）描述性統(tǒng)計描述性統(tǒng)計結果表明，企業(yè)金融化（Fin）的平均值為0. 076, 最小值為0,最大值達到了 0. 678,說明企業(yè)間金融化水平 存在較大差異，部分企業(yè)偏

7、愛配置金融資產，存在較高的金 融風險。分析師跟蹤（Analyst）的平均值為1. 578,最小值 為0,最大值為3. 784,表明分析師對不同上市公司投入的 關注度有所差異，不同公司對分析師的吸引程度不同。另外， 其他變量的平均值與其中位數(shù)都較為接近，統(tǒng)計結果基本符 合要求，在此不再贅述。（二）單變量與相關系數(shù)分析單變量分析。按照分析師跟蹤中位數(shù)將樣本分為低分析師 跟蹤組和高分析師跟蹤組，分析不同分析師跟蹤強度下公司 金融化程度的差異。單變量分析表明，低分析師跟蹤組的金 融化均值高于高分析師跟蹤組，二者存在顯著差異。以上結 果初步證實分析師跟蹤發(fā)揮監(jiān)督作用，抑制企業(yè)金融化。相關性分析。從各變量

8、間的Pearson和Spearman相關系 數(shù)可以看出，分析師跟蹤與企業(yè)金融化之間的相關關系顯著 為負，說明分析師跟蹤與企業(yè)金融化水平存在顯著的負相關 關系。此外，其他變量的相關系數(shù)大多都低于0.5,初步判 斷變量之間不存在嚴格的多重共線性。限于篇幅，描述性統(tǒng)計、單變量檢驗以及相關性分析的具體 過程和數(shù)據(jù)不再列示，資料備索。（三）回歸分析1 .分析師跟蹤影響企業(yè)金融化水平的回歸檢驗。表2列示了 分析師跟蹤與企業(yè)金融化的多元回歸結果，即模型（1）的 回歸結果。其中，在進行簡單的0LS回歸的基礎上，補充面 板數(shù)據(jù)的固定效應回歸、所有變量滯后一期回歸以及GMM回 歸。在進行GMM回歸時，選取分析師跟

9、蹤的行棠均值作為工 具變量，所有回歸均控制行業(yè)和年度效應。從表2可以看出， 分析師跟蹤（Analyst）的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負， 說明分析師跟蹤與企業(yè)金融化水平之間存在負相關關系。即 分析師作為企業(yè)的外部治理機制，能夠利用自身專業(yè)優(yōu)勢, 充分發(fā)揮監(jiān)督和信息揭示作用，提高信息透明度，有效抑制 企業(yè)過度金融化行為，H1 得以驗證。124F931E-8FDE-46F6-A06F-34B347194CC2分析師跟蹤影響企業(yè)金融化水平的機制檢驗。表3報告了 融資約束和第一類代理成本對分析師跟蹤與企業(yè)金融化影 響機制的中介效應檢驗結果，即模型（2）和模型（3）的回 歸結果。從上述分析可知，分析師跟

10、蹤對企業(yè)金融化的總效 應顯著，即模型(1)的回歸結果符合預期，檢驗中介效應 的前提成立。根據(jù)列(1)顯示的結果，分析師跟蹤(Analyst) 的系數(shù)為-0. 286,在1%的水平上顯著為負，表明分析師跟蹤 能夠緩解企業(yè)融資約束。列(2)回歸結果顯示，分析師跟 蹤(Analyst)系數(shù)為-0. 012,融資約束(KZ)系數(shù)為0. 004, 在1%的水平上顯著，說明分析師跟蹤通過緩解融資約束降低 企業(yè)金融化水平，融資約束在其中發(fā)揮部分中介作用。列(3) 回歸結果顯示，分析師跟蹤(Analyst)系數(shù)為-0.02,在5% 的水平上顯著，說明分析師跟蹤能夠有效降低兩權分離產生 的第一類代理成本。通過列

11、(4)展示的回歸結果可知，分 析師跟蹤(Analyst)系數(shù)為-0.013,第一類代理成本(AC) 系數(shù)為0.005,在1%的水平上顯著，證明第一類代理成本在 分析師跟蹤影響企業(yè)金融化的過程中發(fā)揮部分中介作用。綜上，分析師跟蹤通過發(fā)揮信息揭示作用，降低信息不對稱 程度，有效緩解企業(yè)融資約束，從而抑制以“蓄水池為目 的的金融資產投資行為。同時，分析師充當公司外部治理角 色，時刻關注管理者投資行為，發(fā)揮監(jiān)督作用，緩解代理沖 突，從而避免管理者出于投機獲利動機而做出過度金融化的 投資行為。因此，本文的結果支持了 “分析師跟蹤一融資約 束/第一類代理成本一企業(yè)金融化這兩條傳導路徑，H2得 以驗證。（四

12、）內生性檢驗1 .傾向得分匹配法（PSM）o為了緩解分析師自選擇導致的內 生性問題，根據(jù)分析自幣跟蹤的平均值劃分處理組和控制組, 選取前文的控制變量為匹配變量，進行1 ： 1最近鄰匹配。 配對結果顯示，平均處理效應（ATT）對應的T值為-13.61, 在1%的水平上顯著。使用PSM配對樣本對模型（1）模型（3）重新進行回歸，回歸結果與前文相同。2.工具變量法。為了緩解遺漏變量導致的內生性問題，選取 分析師跟蹤的行業(yè)均值（mAnalyst）作為工具變量，采用2SLS 回歸對分析師跟蹤與企業(yè)金融化的關系進行驗證。而且，本 文所選取的工具變量通過了不可識別檢驗（Kleibergen-PaaprkLM

13、 統(tǒng)計量），弱工具變量檢驗 （Cragg-DonaldWaldF統(tǒng)計量），因此選取的工具變量是有效 的。回歸結果與前文保持一致，因此內生性并沒有對研究變 量的關系產生較大影響。（五）穩(wěn)健性檢驗1 .調整樣本區(qū)間。2022年年底全球爆發(fā)新冠疫情，為避免其 對研究結果的影響，將樣本時間窗口調整為20222022年， 重新對分析師跟蹤與企業(yè)金融化的關系進行回歸，結果與前 文保持一致，說明實證結果較為穩(wěn)健。2.替換解釋變量。參考趙勝民、張博超31的做法，使用公 司一年研報數(shù)目加1的自然對數(shù)（Report）替代前文的分析 師跟蹤衡量指標，重新對模型（1）進行回歸，結果與前文 一致。替換中介變量。借鑒余明

14、桂等20的做法，使用股利支付 率（FC）替代KZ指數(shù)，衡量企業(yè)融資約束。股利支付率越 低，意味著企業(yè)面臨的融資約束越嚴重。對融資約束的中介 效應重新進行檢驗，回歸結果未變。借鑒吳國鼎32的衡量 方法，使用資產周轉率（Tat）即主營業(yè)務收入除以總資產 度量企業(yè)第一類代理成本，資產周轉率越大，意味著企業(yè)非 效率投資、管理者自利行為越少，第一類代理成本較低。重 新對第一類代理成本的中介效應進行檢驗，回歸結果與前文 一致，說明結果較為穩(wěn)健。排除行業(yè)間影響。不同行業(yè)間分析師跟蹤對企業(yè)金融化行 為的影響有所差異，前文在回歸時雖已對行業(yè)因素進行控制, 但其影響可能依舊存在，因而剔除其他行業(yè)，只保留制造業(yè) 上

15、市公司重新進行回歸，回歸結果顯示，分析師跟蹤對企業(yè) 總體金融資產配置依舊起到抑制作用，與前文結論一致。五、進一步分析：基于異質性的檢驗如前文分析，分析師具有發(fā)布偏高盈余預測報告的動機，這 是否會驅使管理者為迎合分析師的盈利預期而偏向金融化? 同時，前文已證實分析師跟蹤能夠抑制企業(yè)金融化行為，提 高企業(yè)信息透明度，那么這一外部監(jiān)管作用在企業(yè)內外部監(jiān) 管環(huán)境不同情況下是否存在差異？股東監(jiān)督為企業(yè)內部治 理機制，商業(yè)信用供給者監(jiān)督是外部治理環(huán)境的重要組成部 分，均對企業(yè)具有監(jiān)督作用，而分析師跟蹤的治理作用可能 會受到內外部治理環(huán)境的影響。因此，本文進一步考察在不 同股東監(jiān)督與外部商業(yè)信用供給者監(jiān)督的

16、情況下，分析師治 理對企業(yè)金融化投資究竟有何影響，同時探索分析師壓力效 應對金融資產投資偏好有何影響。（一）金融資產異質性的分類檢驗分析師跟蹤能夠通過發(fā)揮監(jiān)督效應縮小企業(yè)金融資產投資 規(guī)模，然而當分析師跟蹤更為關注企業(yè)當期或中短期的業(yè)績 表現(xiàn)時，是否會給管理者帶來業(yè)績壓力，促使企業(yè)為迎合分 析師預期而進行金融資產投資套利？由于配置長、短期金融 資產投資偏好有所不同，當分析師跟蹤達到一定程度時，將 給管理者帶來業(yè)績壓迫，造成管理者短視行為，使其放棄風 險高、利潤回流速度慢的長期投資項目。而配置短期金融資 產能攫取超額利潤的特點正與之目的契合，進而管理者會將 企業(yè)資金捆綁于短期金融資產中33 o在

17、這種投資偏好的驅 動下，分析師跟蹤程度的不同必然對長、短期金融資產配置 結構產生異質性影響。長期金融資產體現(xiàn)的是長期現(xiàn)金流的 緩慢回流，具有獲利期限長、流動性差等特點，與管理者短 期逐利目的背道而馳，因而分析師跟蹤對企業(yè)長期金融資產 配置更多發(fā)揮的是監(jiān)督效應，即抑制企業(yè)長期金融資產投資。 當市場給予企業(yè)較高的業(yè)績預期時，管理者出于維護自身聲 譽與職位的考慮，會放棄能夠提升企業(yè)價值的長期項目（如 實體資本投資、研發(fā)資本投資），轉而熱衷于收益高、見效 快的高風險短期投資項目34 o尤其是在當前虛擬經濟大熱、 實體經濟收益低迷的情況下，為迎合分析師預期，配置短期 金融資產實現(xiàn)短期投機獲利變成管理者的

18、“擇優(yōu)選擇”，從 而使企業(yè)短期金融資產配置比例上升。124F931E-8FDE-46F6-A06F-34B347194CC2綜上所述，分析師跟蹤具有監(jiān)督效應和壓力效應雙重特性,當前者占據(jù)主導位置時，會抑制企業(yè)長、短期金融資產配置。隨著分析師關注的集中，壓力效應逐漸凸顯，導致投機行為 出現(xiàn)，促進企業(yè)短期金融資產投資，即分析師跟蹤與企業(yè)短 期金融資產投資存在“U型關系。而壓力效應對長期金融 資產投資決策的影響可能并不顯著，依舊是監(jiān)督效應占據(jù)主 導地位，對其配置起到抑制作用。因此，將金融資產進行“降 維”分析，參考Demir 35的做法，按照金融資產的期限將 其拆分成長期金融資產（FinL）和短期金

19、融資產（FinS）, 將持有至到期股權凈額、長期股權投資凈額、投資性房地產 凈額歸為長期金融資產，將交易性金融資產、衍生金融資產、 發(fā)放貸款及墊款凈額、可供出售金融資產凈額歸為短期金融 資產，并對企業(yè)長、短期金融資產進行標準化處理（長、短 期金融資產/總資產），以此衡量當分析師更為關注企業(yè)當期 或中短期的業(yè)績表現(xiàn)時，對企業(yè)長、短期金融資產配置產生 的不同影響。在模型（1）的基礎上加入分析師跟蹤的平方 項（Analyst2）,衡量分析師跟蹤與企業(yè)短期金融資產配置 的“U型關系。表4列示了金融資產異質性分類檢驗的回歸結果。列（1） 列（3）列示了使用OLS回歸、面板數(shù)據(jù)的固定效應回歸、 所有變量滯

20、后一期回歸三種方法時，分析師跟蹤（Analyst） 與長期金融資產配置（FinL）的回歸結果，二者的系數(shù)均在 1%的水平上顯著為負，說明分析師跟蹤對企業(yè)長期金融資產 配置發(fā)揮抑制作用。列（4）列（6）列示了分析師跟蹤（Analyst）與企業(yè)短期金融資產配置（FinS）之間的回歸 結果，基于OLS回歸可以看出，分析師跟蹤一次項（Analyst） 系數(shù)為-0. 011,分析師跟跳二次項（Analyst2）系數(shù)為0. 002, 二者均在1%的水平上顯著，說明分析師跟蹤與企業(yè)短期金融 資產配置之間并非簡單的線性關系，而是呈“U型關系。進一步對拐點進行計算，以確保拐點值在樣本分析師跟蹤數(shù) 值的范圍內。根

21、據(jù)表4列（4）的回歸結果，可計算出模型（2）的閾值為2. 75,計算結果在分析師跟蹤最小值和最大值的范圍之間，該模型的幾何圖形是一條開口向上的拋物線, 如圖1所示。當分析師跟蹤小于2. 75時，分析師跟蹤會抑制企業(yè)短期金融資產配置；而當分析師跟蹤大于閾值2. 75時, 反而會促進企業(yè)短期金融資產配置。綜上所述，分析師跟蹤強度的不同會對企業(yè)金融資產投資偏 資本逐利本性暴露，資金不斷流入金融領域，虛擬經濟與實 體經濟的對立統(tǒng)一出現(xiàn)失衡，我國產業(yè)經濟的可持續(xù)發(fā)展受 到影響。從微觀實體角度來看，實體企業(yè)金融化行為具有“蓄水池”和“投資替代兩種動機。微觀企業(yè)通過配置高 流動性、高收益性的金融資產，能夠調

22、活資金，反哺企業(yè)實 體創(chuàng)新，緩解融資約束，發(fā)揮“蓄水池功能。然而，在兩 權分離背景下，管理者出于短期逐利目的，將企業(yè)有限的資 源投入高風險的金融領域。若投資失敗，也能將原因歸咎于 金融市場風險等非自身因素，從而造成企業(yè)過多資金在虛擬 經濟領域“空轉”，抑制實體業(yè)務發(fā)展1, 2。同時，大量 文獻表明，企業(yè)出于逐利動機配置金融資產會抑制企業(yè)創(chuàng)新 ：3、降低生產效率4、加劇股價崩盤風險5等，嚴重時 甚至會帶來金融危機6。為防范金融市場過度自由化導致 的經濟市場失衡，十九大報告明確提出，“必須把發(fā)展經濟 的著力點放在實體經濟上”，這體現(xiàn)國家層面對金融化問題 的高度重視。因此，深入挖掘企業(yè)金融化的成因和

23、機制，引 導企業(yè)“脫虛向實、回歸本源，對防范金融風險和持續(xù)提 升實體經濟質量有著重要意義。分析師跟蹤作為公司外部治理的一種重要機制，在緩解企業(yè) 與外部投資者信息不對稱的同時，通過“監(jiān)督效應和“壓 力效應影響企業(yè)的經營投資決策。一方面，分析師通過信 息收集、信息解讀、信息傳遞三個步驟，給市場創(chuàng)造增量信 好產生差異性影響。其中，長期金融資產具有周期長、利潤 回流速度慢等特點，導致分析師跟蹤更多發(fā)揮的是監(jiān)督效應, 從而抑制其配置。而對于短期金融資產來說，當分析師跟蹤 強度未達到閾值時，監(jiān)督效應強于壓力效應，從而有效抑制 其配置；一旦分析師跟蹤超過閾值，則會給企業(yè)帶來較大的 業(yè)績壓力，企業(yè)將青睞于配置

24、流動性強、收益高的短期金融 資產以迎合分析師的盈余預測，避免對股價產生影響，此時 壓力效應占據(jù)主導地位，促進企業(yè)短期金融資產配置行為。 因此，分析師跟蹤與企業(yè)長期金融資產配置呈負相關關系， 與短期金融資產配置呈“U型關系。（二）股東監(jiān)督的異質性檢驗由于兩權分離，管理者傾向于利用企業(yè)現(xiàn)金流追逐短期利益, 導致第一類代理成本產生。集中的所有權結構一方面能夠預 防股權分散導致的股東“搭便車行為，另一方面其作為公 司層面重要的治理機制，對管理者的自利行為有一定的監(jiān)督 作用，能夠發(fā)揮內部治理效應，抑制企業(yè)過度配置不利于企 業(yè)長期發(fā)展的金融資產行為36 o因此，企業(yè)內部治理環(huán)境 較好時，能夠抑制管理者機會

25、主義行為的發(fā)生，此時分析師 跟蹤發(fā)揮監(jiān)督效應的邊際作用較小。即所有權結構越分散， 分析師跟蹤發(fā)揮的監(jiān)督效應對企業(yè)金融化的抑制作用越強。 因此，使用第一大股東持股比例（Topi）衡量股權集中度， 在模型（1）的基礎上加入分析師跟蹤與第一大股東持股比 例的交互項（Analyst XTopl ）,表5列（1）列示了檢驗結 果?？梢姡治鰩煾櫯c第一大股東持股比例的交互項 （Analyst XTopl）的系數(shù)為0. 014,且在1%的水平上顯著, 說明集中的所有權結構能夠有效治理管理者行為，降低外部 信息使用者對分析師的依賴，從而導致分析師跟蹤對企業(yè)金 融化的抑制作用減弱。為了更清楚地比較不同集中度的

26、所有權結構中分析師跟蹤 對企業(yè)金融化的影響，以第一大股東持股比例（Topi）的中 位數(shù)為界線，將大于中位數(shù)的樣本分為高股權組，小于中位 數(shù)的則分為低股權組，回歸結果如表5列（2）、列（3）所 示?？梢钥闯?，低股權組中分析師跟蹤對企業(yè)金融化的抑制 作用更強，隨著股權集中度的提高，分析師跟蹤對企業(yè)金融 化的監(jiān)督作用減弱，大股東出于對企業(yè)長期發(fā)展的考慮，不 支持將企業(yè)資金過度投入金融市場，發(fā)揮監(jiān)督治理作用，即 股權集中度與分析師跟蹤兩者在對企業(yè)金融化行為的監(jiān)督 上存在替代關系。（三）商業(yè)信用的異質性檢驗商業(yè)信用本質上是一種短期負債，產生的償債壓力會形成風 險效應，約束管理者濫用企業(yè)資金的過度金融化行

27、為。同時, 商業(yè)信用供給方與企業(yè)本身交流密切，能夠通過多種渠道獲 取更多私密信息，形成非正式的外部監(jiān)督機制，有效抑制企 業(yè)金融化行為，防止經營風險順供應鏈溢出，波及供應商企 業(yè)，此時分析師跟蹤發(fā)揮監(jiān)督效應的邊際作用較小。借鑒杜 勇等11的做法，使用應付賬款、應付票據(jù)、預收賬款之和 與總資產的比值衡量企業(yè)獲得的商業(yè)信用（TC）。在模型（1） 的基礎上加入分析師跟蹤與商業(yè)信用的交互項 （AnalystXTC）,表6列（1）列示了回歸結果?？梢?，分 析師跟蹤與商業(yè)信用的交互項（Analyst XTC）的系數(shù)為 0.038,且在1%的水平上顯著，說明商業(yè)信用能夠發(fā)揮債權 治理效應，即：隨著企業(yè)獲得的外

28、部商業(yè)信用的增多，企業(yè) 更加吸引供應商的關注，而企業(yè)間存在綁定效應，具有很強 的風險傳導效應，因此債權人會限制管理者的短期投機金融 化決策，從而削弱分析師跟蹤對企業(yè)金融化的抑制作用，分 析師跟蹤產生的監(jiān)督邊際作用減弱。 124F931E-8FDE-46F6-A06F-34B347194CC2為了更細致地研究不同商業(yè)信用下分析師跟蹤對企業(yè)金融 化的影響，本文將大于商業(yè)信用（TC）中位數(shù)的樣本分為高 商業(yè)信用組，小于中位數(shù)的則分為低商業(yè)信用組，回歸結果 如表6列（2）、列（3）所示。從回歸結果可以看出，當企 業(yè)獲得的商業(yè)信用融資較少時，分析師的抑制作用更強。商 業(yè)信用形成的監(jiān)督機制能夠改善公司外部

29、治理環(huán)境，向市場 傳遞更多企業(yè)信息，降低外部投資者對分析師研究報告的依 賴，進而削弱分析師對企業(yè)金融化的抑制作用，分析師跟蹤 與商業(yè)信用這一外部監(jiān)管機制形成替代作用。六、研究結論、啟示與局限性（一）研究結論近些年，我國金融發(fā)展偏離實體經濟，資金在虛擬經濟中“空轉，實體與金融的結構性統(tǒng)一出現(xiàn)失衡，進而影響我 國經濟高質量發(fā)展。因此，深入研究微觀企業(yè)金融化的成因 與機制，有利于引導金融發(fā)展回歸本源，提升企業(yè)投資效率, 避免資本市場極端風險爆發(fā)，促進實體經濟高質量、有效率、 可持續(xù)地發(fā)展。本文選取20222022年全國A股非金融類上市公司為研究 樣本，探究分析師跟蹤與企業(yè)金融化總體水平的關系以及融

30、資約束與第一類代理成本在其中的作用。研究發(fā)現(xiàn)，分析師 跟蹤對企業(yè)金融化整體存在顯著的抑制作用，融資約束與第 一類代理成本在其中發(fā)揮中介作用。進一步研究發(fā)現(xiàn)，分析 師跟蹤會對企業(yè)金融資產投資偏好產生不同的影響。其中， 對于長期金融資產配置，分析師更多地發(fā)揮監(jiān)督效應，能夠 有效降低企業(yè)長期金融資產配置比例。而分析師跟蹤與企業(yè) 短期金融資產配置呈顯著“U型關系，由于分析師跟蹤具 有監(jiān)督和壓力雙重效應，導致在達到閾值以前，分析師跟蹤 發(fā)揮監(jiān)督作用，抑制短期金融資產投資，而超過閾值，分析 師跟蹤更多發(fā)揮的是壓力效應，促進企業(yè)配置短期金融資產。 異質性檢驗發(fā)現(xiàn)，在股權集中度低和商業(yè)信用融資少的情況 下，分

31、析師跟蹤對企業(yè)金融化的抑制作用更明顯，表明分析 師跟蹤在一定程度上可以成為股東監(jiān)督和商業(yè)信用融資這 兩個內外部治理機制的替代機制。（二）啟示與局限性本文基于微觀企業(yè)層面，從企業(yè)外部治理環(huán)境出發(fā)，探究分 析師跟蹤對企業(yè)金融投資行為的作用，為政府引導經濟“脫 虛向實提供一定啟示。首先，應充分發(fā)揮分析師跟蹤的治 理效應。分析師作為市場的信息中介，能夠發(fā)揮信息揭示和 監(jiān)督效應，降低企業(yè)融資約束程度和第一類代理成本，進而 抑制企業(yè)金融化。監(jiān)管部門應重視分析師跟蹤這一外部治理 機制，改善企業(yè)實體經營的外部環(huán)境。其次，分析師跟蹤可 以在股東治理程度較低的情況下部分替代其監(jiān)管作用，公司 內外部監(jiān)管機制之間存在

32、互補關系。相關部門可以通過維護 和完善內外部監(jiān)管機制，構建全面完整的企業(yè)治理體系，使 各監(jiān)管機制發(fā)揮協(xié)調互補作用。最后，商業(yè)信用融資可以發(fā) 揮債權治理效應，監(jiān)督企業(yè)行為。相關部門應積極打造良好 的外部監(jiān)督環(huán)境，使分析師跟蹤、商業(yè)信用融資等外部治理 機制相融相長，共同促進市場經濟穩(wěn)定發(fā)展。本文在研究過程中亦存在一定的局限性，如僅對分析師跟蹤 人數(shù)與企業(yè)金融化的關系進行探究，未來可以從分析師跟蹤 的效果（如分析師預測準確度）等方面進行進一步探究?！局饕獏⒖嘉墨I】OrhangaziO. . Financializationandcapitalaccumulationinthenon-finaneia

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43、融化必須有充足的資金保障，融資與企業(yè)金融化決策 密切相連。商業(yè)信用作為債務融資的一種方式，其產生的償 債壓力會形成風險效應，進而發(fā)揮治理作用，監(jiān)督管理者的 經營決策行為，降低代理成本，因而商業(yè)信用融資與分析師 跟蹤共同構成外部治理機制11。同時，兩權分離帶來的代 理沖突可能導致管理者出現(xiàn)利用金融資產操控利潤的機會 主義行為12,而股東作為企業(yè)利益相關者，其行使的監(jiān)督 職能作為企業(yè)內部治理機制能夠約束管理者利己行為，從而 抑制企業(yè)金融資產配置13, 14 o那么，商業(yè)信用、股東監(jiān) 督與分析師跟蹤三種公司治理機制在企業(yè)金融化過程中存 在怎樣的關系？此外，分析師預測還存在預測樂觀偏差這一 負面事項，

44、這是否會驅動管理者出于短期逐利目的而進行金 融資產配置？分析師跟蹤是否會影響企業(yè)長短期金融資產 配置偏好？目前學術界在這些方面還缺乏深入的討論，這是 本文所要研究的延伸問題?；谝陨纤伎迹疚牟捎?0222022年A股非金融上市公 司為樣本，以企業(yè)金融化作為自然實驗場景，考察和實證檢 驗分析師跟蹤對企業(yè)金融化的治理效果及作用機制。本文的 邊際貢獻可能在于：揭示分析師跟蹤影響企業(yè)金融化的作用 機理，為治理企業(yè)“脫實向虛”提供經驗證據(jù)。通過“分析 師跟蹤一融資約束/第一類代理成本一企業(yè)金融化”兩條作 用路徑，剖析分析師跟蹤對企業(yè)金融資產配置行為的具體影 響過程及作用機理，既揭示了企業(yè)金融化的成因，

45、為研究企 業(yè)金融化提供新的方向，又展示了分析師跟蹤對企業(yè)金融化 現(xiàn)象的治理效應及作用機制，提供了分析師作為外部治理機 制對企業(yè)金融化發(fā)揮抑制作用的經驗證據(jù)，為公司治理機制 和政策環(huán)境的完善提供一定的理論支持。二、理論分析與研究假設（一）分析師跟蹤與企業(yè)金融化根據(jù)信息中介假說，分析師能夠依據(jù)專業(yè)知識和較強的財務 分析能力，將公司信息化繁為簡，使其準確、高效地傳向市 場，架起公司內部與外部投資者之間的信息橋梁，提高投資 者的認知水平，有助于利益相關者準確評價管理者的經濟行 為，提升公司治理效率。一方面，分析師跟蹤能夠弱化信息 鴻溝，打破投資者認知的局限性，使投資者意識到企業(yè)過度 配置金融資產會導致

46、經營不善的負面消息被遮掩。資金在虛 擬經濟中“空轉，易造成資產泡沫，擠占創(chuàng)新發(fā)展空間， 積聚風險15,而分析師跟蹤能夠使外部投資者對企業(yè)的經 營投資行為更加敏感，實行用腳投票，迫使管理者限制企業(yè) 金融資產配置數(shù)量；另一方面，相較于外部投資者，分析師 與企業(yè)管理者的接觸更加頻繁，能夠獲得更多的企業(yè)信息, 并對其進行解讀、預測，提高資本市場信息環(huán)境的流動性, 降低信息需求者獲取和解讀企業(yè)信息的成本。投資者更加了 解企業(yè)長期風險投資項目的價值，避免逆向選擇的發(fā)生，起 到緩解外部融資約束的作用，避免企業(yè)出于“蓄水池目的 而配置金融資產，促使企業(yè)資源布局更加合理。124F931E-8FDE-46F6-A

47、06F-34B347194CC2根據(jù)監(jiān)督效應假說，分析師不僅是企業(yè)信息的中轉站，還能 通過實地調研、舉辦交流會、開展線上會議等方法，增加調 查研究的頻率和深度，扮演企業(yè)外部監(jiān)督者角色，不斷壓縮 管理者自身逐利空間，倒逼管理者將企業(yè)資金投入實體經營III中，有效抑制代理沖突，對企業(yè)投資行為實施非正式監(jiān)督16 o從管理者心理角度切入，分析師跟蹤產生的監(jiān)督作用會對管理者產生心理上的震懾，實時洞悉管理者動態(tài)，抑制管理者利益挖掘。同時，管理者出于對自身薪酬和聲譽方面 的考慮，會克制將企業(yè)資金捆綁于金融市場以攫取超額收益 的機會主義行為17。除此之外，分析師跟蹤還能與其他外 部監(jiān)管機制相融合，對企業(yè)投資決

48、策發(fā)揮間接監(jiān)督作用。隨 著分析師行業(yè)的規(guī)范與成熟，分析師成為維持資本市場穩(wěn)定 運行的重要治理機制，影響力日益彰顯，其對企業(yè)的監(jiān)督能 夠發(fā)揮傳染效應，吸引媒體、機構投資者、會計師事務所等 外部治理機構的目光，協(xié)同發(fā)揮治理效應，從而約束管理者 自利行為，有效降低企業(yè)金融化水平18 o然而，分析師跟蹤也存在壓力效應。由于分析師與企業(yè)存在 利益沖突，分析師具有發(fā)布偏高盈余預測報告的動機，給管 理者施加短期業(yè)績壓力，誘導管理者出于市場套利目的，偏 愛于配置短期金融資產以迎合分析師預期，從而導致金融資 產配置偏好差異19 o隨著分析師市場的日益完善，分析師 作為資本市場重要的信息中介，其發(fā)表的盈余預測報告

49、具有 可參考性，得到投資者的充分肯定，也是企業(yè)管理者外部業(yè) 績的考核指標，能夠給管理者帶來較大的經營壓力，造成其 短視行為，扭曲信息之間的正常傳遞，削弱管理者激勵機制 的治理作用。若管理者未達到分析師預測業(yè)績水平，企業(yè)股 價會受到波及，管理者自身也會遭受較大損失，如薪酬降低、 聲譽受損、管理能力受到質疑等。管理者迫于分析師壓力， 有動機改變企業(yè)金融資產配置結構。然而，我國企業(yè)具備高 股權集中度、兩職合一等顯著特點，在一定程度上削弱了分 析師壓力效應的作用，正如上文所說的監(jiān)督效應在抑制企業(yè) 總體金融投資行為中占主導作用20 oIIIIII但監(jiān)督效應和壓力效應依舊同時存在于資本市場中，監(jiān)督效 應只是在抑制企業(yè)整體金融投資水平上占有優(yōu)勢，并非壓力 效應完全消失。而金融資產具有多樣化特征，其中配置長、 短期金融資產的動