分析師在企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中的作用：治理抑或壓力

楊道廣, 王金妹, 龔子良， 陳漢文

(1.對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 國際商學(xué)院， 北京 100029；2.哥倫比亞大學(xué) 人文科學(xué)研究院， 美國 紐約 10027)

一、問題的提出

“創(chuàng)新”是經(jīng)濟(jì)增長的源泉，企業(yè)作為“創(chuàng)新”的主體，其是否愿意承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)對于企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造和實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長至關(guān)重要。那么，在我國這樣一個(gè)新興加轉(zhuǎn)軌的經(jīng)濟(jì)體中，如何提高企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展呢？這是一個(gè)兼具理論和現(xiàn)實(shí)意義的問題。在現(xiàn)代公司制中，所有權(quán)與控制權(quán)分離決定了委托人(如股東)和代理人(如管理層)在風(fēng)險(xiǎn)偏好上存在差異。由于人力資本集中于單一企業(yè)，代理人相比于委托人更不愿意承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)。因此，需要激勵(lì)和監(jiān)督代理人承擔(dān)委托人所期望的風(fēng)險(xiǎn)水平。作為企業(yè)外部治理生態(tài)的重要組成部分，分析師在此過程中是否能發(fā)揮積極作用呢？已有基于國外數(shù)據(jù)的研究存在激烈爭論。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，分析師在資本市場中所發(fā)揮的治理功能有助于監(jiān)督企業(yè)提高風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平(“治理假說”)。其主要的理論依據(jù)在于，作為外部監(jiān)督者，分析師通過對經(jīng)理人行為形成有效規(guī)制，能夠降低代理成本、抑制盈余管理、提高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、提高公司治理效率，從而提高企業(yè)價(jià)值[1-2]；作為信息中介，分析師通過搜尋并傳播更多的私有信息有助于緩解企業(yè)與外部投資者之間的信息不對稱。因而，被更多分析師跟蹤的企業(yè)，其股權(quán)和債權(quán)融資成本更低、股價(jià)同步性和股價(jià)暴跌風(fēng)險(xiǎn)更小、股票的流動(dòng)性更強(qiáng)[3-5]。然而，最近一些研究開始探討分析師的“陰暗面”。如過多的分析師跟蹤會(huì)助長投資者的樂觀主義，導(dǎo)致市場的誤定價(jià)[1]。更為甚者，分析師跟蹤給經(jīng)理人造成的較大業(yè)績壓力會(huì)導(dǎo)致他們過度規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)、在決策時(shí)表現(xiàn)出“短視主義”，嚴(yán)重?fù)p害了企業(yè)的長期利益[6]。如He&Tian[7]發(fā)現(xiàn)，分析師跟蹤給經(jīng)理人造成的壓力抑制了企業(yè)創(chuàng)新(分析師跟蹤的“壓力假說”)。

那么，在我國這樣的新興加轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)體中，分析師扮演的到底是“外部治理者”還是“壓力施加者”的角色？具體而言，分析師跟蹤如何影響類似于創(chuàng)新投資這樣的高風(fēng)險(xiǎn)、高收益項(xiàng)目投資決策背后經(jīng)理人(或企業(yè))的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，進(jìn)而對企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生影響？這是本文研究的第一個(gè)主要問題。誠然，除了分析師等外部因素的影響外，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)更可能是由其所處行業(yè)的業(yè)務(wù)特征和競爭程度內(nèi)生決定的[8]。因此，另一重要的問題是，分析師在企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中的作用在高新技術(shù)企業(yè)與非高新技術(shù)企業(yè)、壟斷行業(yè)與非壟斷行業(yè)中是否存在差異？

基于此，本文以我國A股非金融類上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)分析師跟蹤與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平顯著正相關(guān)，說明在我國分析師跟蹤的“治理作用”占主導(dǎo)。分別考慮行業(yè)的業(yè)務(wù)特征和競爭程度的交互影響后發(fā)現(xiàn)，分析師跟蹤的“治理作用”在非高新技術(shù)企業(yè)和壟斷性行業(yè)中更強(qiáng)。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，分析師跟蹤通過提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平增加了企業(yè)價(jià)值，且該效應(yīng)在上述不同類型企業(yè)或行業(yè)間不存在顯著差異。在替換了相關(guān)變量、采用差分模型控制了內(nèi)生性問題后，研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

本研究的創(chuàng)新與貢獻(xiàn)在于：第一，He&Tian[7]基于美國市場發(fā)現(xiàn)分析師跟蹤給經(jīng)理人造成的壓力抑制了企業(yè)創(chuàng)新。本文利用中國市場的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，分析師跟蹤則對企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)產(chǎn)生了治理作用。這表明，中國市場與美國市場的分析師在企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中所發(fā)揮的作用可能有所差異。第二，本文拓展了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)影響因素的相關(guān)研究。已有文獻(xiàn)考慮了宏觀政策環(huán)境、宗教文化、公司治理、內(nèi)部控制、大股東持股比例、CEO權(quán)力及所有權(quán)比例、債權(quán)人權(quán)利、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、薪酬激勵(lì)、管理者過度自信等因素對企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響，但尚無文獻(xiàn)探討分析師在企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中的作用；第三，本文提供了分析師如何影響企業(yè)價(jià)值更為直接的證據(jù)?，F(xiàn)有研究通過分析師在抑制盈余管理、降低融資成本及個(gè)股暴跌風(fēng)險(xiǎn)、提高股票流動(dòng)性等方面的作用來間接證明其對企業(yè)價(jià)值的貢獻(xiàn)，而本文則直接檢驗(yàn)分析師跟蹤如何影響企業(yè)的價(jià)值創(chuàng)造活動(dòng)。

本文其他部分的安排如下：第二部分是理論分析與研究假設(shè)，第三部分是研究設(shè)計(jì)，第四部分是實(shí)證結(jié)果與分析，第五部分是進(jìn)一步及穩(wěn)健性檢驗(yàn)，最后是簡要的結(jié)論。

二、理論分析與研究假設(shè)

已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)了影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的諸多因素，如宏觀政策環(huán)境、宗教文化、公司治理、內(nèi)部控制、所有者類型及其持股比例、薪酬激勵(lì)、管理者過度自信、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等[9-12]，但歸結(jié)起來無非源自兩種視角。一種是“平靜生活理論”[13]。該理論認(rèn)為，由于經(jīng)理人的財(cái)富和人力資本集中在單一企業(yè)，而股東可以通過投資組合分散風(fēng)險(xiǎn)。因此，相比于與股東，經(jīng)理人更傾向于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)、更多地投資于低風(fēng)險(xiǎn)、低收益項(xiàng)目，即經(jīng)理人與股東的代理沖突會(huì)抑制企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)[14]。如Bertrand&Mullainathan[13]發(fā)現(xiàn)，當(dāng)經(jīng)理人受到反并購條款保護(hù)、控制權(quán)市場的治理作用無法有效發(fā)揮時(shí)，企業(yè)工人的工資上漲、舊廠淘汰和新廠建設(shè)均減少、企業(yè)整體的生產(chǎn)率和盈利下降。因此，能有效緩解代理沖突的機(jī)制即是影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的因素之一(如公司治理、內(nèi)部控制、CEO薪酬激勵(lì)、宗教文化等)。

另一種理論是“經(jīng)理人短視假說”[15]。該假說主張，當(dāng)內(nèi)部或外部環(huán)境對短期失敗的容忍度較低時(shí)，經(jīng)理人出于自身聲譽(yù)和職位安全的考慮會(huì)放棄極具長期價(jià)值的風(fēng)險(xiǎn)投資項(xiàng)目，轉(zhuǎn)而選擇一些投資少、見效快、收益穩(wěn)定的短期項(xiàng)目[16]。如Stein[17]認(rèn)為，敵意并購?fù){可導(dǎo)致經(jīng)理人避免進(jìn)行長期的風(fēng)險(xiǎn)投資。Shleifer&Vishny[15]也主張，活躍市場所導(dǎo)致的最大社會(huì)問題是它使得經(jīng)理人降低了投資，特別是價(jià)值難以衡量的研發(fā)和創(chuàng)新。

雖然這兩種理論均主張經(jīng)理人傾向于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，但兩者的視角有所差異。前者是基于企業(yè)組織的內(nèi)在視角，即委托代理關(guān)系本身決定了經(jīng)理人與所有者間的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)差異；后者則認(rèn)為，對短期失敗容忍度較低的外部制度或內(nèi)部機(jī)制抑制了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。如嚴(yán)格的內(nèi)部控制[18]、更高的薪酬業(yè)績敏感度[19]均降低了對短期失敗的容忍程度、增大了經(jīng)理人的業(yè)績壓力和“維穩(wěn)”動(dòng)機(jī)，從而抑制了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。

(一)分析師跟蹤與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

那么，分析師跟蹤是如何通過影響上述兩類因素從而決定企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的呢？若分析師跟蹤的“治理假說”占主導(dǎo)，則分析師跟蹤可從以下兩個(gè)方面提高企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平：第一，分析師監(jiān)督功能的發(fā)揮打破了經(jīng)理人的“平靜生活”，使他們更重視企業(yè)的長期價(jià)值，實(shí)現(xiàn)股東或企業(yè)價(jià)值的最大化[20]；第二，更多的分析師跟蹤提高了股票的流動(dòng)性[3-5]、降低了股價(jià)的同步性，因而股票的定價(jià)效率更高。而高效率的股票定價(jià)使得高風(fēng)險(xiǎn)、高價(jià)值項(xiàng)目更容易被投資者識(shí)別與認(rèn)可，因而經(jīng)理人承擔(dān)高風(fēng)險(xiǎn)的壓力降低、“短視主義”傾向減弱，企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平隨之上升。

但也有可能分析師在市場中扮演的是“壓力施加者”的角色。已有研究表明，分析師跟蹤會(huì)給經(jīng)理人造成較大壓力[7]。因?yàn)橐坏┪催_(dá)到分析師的一致性盈余預(yù)測，企業(yè)和管理者或?qū)⒃馐車?yán)重的損失，如股價(jià)下跌、薪酬下降、高管被解雇等[21-22]。Graham&Harvey[23]對財(cái)務(wù)總監(jiān)的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，大部分經(jīng)理人會(huì)通過犧牲凈現(xiàn)值為正的長期項(xiàng)目以避免無法達(dá)到當(dāng)前季度的一致性盈余預(yù)測。在這種強(qiáng)大的壓力下，經(jīng)理人(或企業(yè))有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)實(shí)現(xiàn)分析師的盈余預(yù)測和維持盈余的穩(wěn)定。而高風(fēng)險(xiǎn)、高價(jià)值項(xiàng)目收益不確定性和波動(dòng)性大(特別是短期可能出現(xiàn)虧損)的特點(diǎn)正好與之相背。因此，經(jīng)理人更傾向于保守的投資項(xiàng)目、企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平隨之下降?；谏鲜龇治?，本文以對立假說的形式提出第1個(gè)假設(shè)。

假設(shè)1a：在其他條件相同的情況下，分析師跟蹤與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)顯著正相關(guān)(“治理假說”)；

假設(shè)1b：在其他條件相同的情況下，分析師跟蹤與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)顯著負(fù)相關(guān)(“壓力假說”)。

(二)行業(yè)業(yè)務(wù)特征和市場競爭程度的影響

企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平與其所處的行業(yè)業(yè)務(wù)特征密切相關(guān)。如在創(chuàng)新性行業(yè)中，持續(xù)的研發(fā)投入是其利潤和企業(yè)價(jià)值的主要來源，因此風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平更高[7,24]。換言之，在這類行業(yè)中，企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平主要是由其行業(yè)業(yè)務(wù)特點(diǎn)決定的，其他因素的解釋力度相對更弱。無論在是否有分析師跟蹤時(shí)，企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平可能并無顯著差異。即分析師跟蹤對企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的增量影響在該類行業(yè)中較小。因此，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：相比于高新技術(shù)企業(yè)，分析師跟蹤與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的關(guān)系在非高新技術(shù)企業(yè)中更強(qiáng)。

此外，在不同的競爭環(huán)境中企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平也有所差異。Aghionetal.[25]研究指出，在缺乏競爭的壟斷性行業(yè)中，在位者由于擁有壟斷租金，因而投資高風(fēng)險(xiǎn)的長期價(jià)值項(xiàng)目的激勵(lì)不足、企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平更低。此時(shí)，如果分析師扮演的是“治理者”的角色，那相比于風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平本來就更高的非壟斷性行業(yè)，在壟斷性行業(yè)中企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的提升空間更大；相反，如果分析師是“壓力施加者”，那么本來就不愿承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的壟斷性行業(yè)會(huì)更加降低企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平?；诖?，本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：相比于非壟斷性行業(yè)，分析師跟蹤與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的關(guān)系在壟斷性行業(yè)中更強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2001—2010年我國A股非金融類上市公司為研究樣本①，并按以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選：(1)ST公司由于處于非常規(guī)狀態(tài)，因此予以剔除；(2)要求每一個(gè)企業(yè)年度應(yīng)有包括當(dāng)年及后續(xù)4年的ROA數(shù)據(jù)；(3)剔除其他變量數(shù)據(jù)不全的樣本。最終獲得4 720個(gè)行業(yè)年度樣本。以上數(shù)據(jù)均來自國泰君安公司開發(fā)的CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了控制極端值的影響，對主要連續(xù)變量均進(jìn)行了首尾1%的Winsorize處理。

(二)模型設(shè)定與變量定義

1.風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的衡量

國內(nèi)外衡量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的常用指標(biāo)包括：盈利的波動(dòng)性[10]、股票收益的波動(dòng)性[26]、企業(yè)的研發(fā)和(或)資本性支出[18]。但股票收益指標(biāo)依賴于股票市場的效率、研發(fā)和資本性支出指標(biāo)又具有明顯的行業(yè)特征，而盈利波動(dòng)性指標(biāo)最能直接反映企業(yè)未來現(xiàn)金流的波動(dòng)性程度、體現(xiàn)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平[27]。因此，本文以盈利的波動(dòng)性衡量風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。與Faccioetal.[28]、余明桂和李文貴[24]等一致，以息稅前利潤除以總資產(chǎn)衡量企業(yè)的資產(chǎn)回報(bào)率(ROA)，然后根據(jù)行業(yè)均值對每年的ROA進(jìn)行調(diào)整(得到ROA_adj)，最后計(jì)算企業(yè)當(dāng)年和隨后4年共5年間ROA_adj的標(biāo)準(zhǔn)差(為列示方便，將結(jié)果乘以100)。即：

(1)

其中，i表示公司，n表示年份。

2.主檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

根據(jù)已有研究，本文的待檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

RiskTit=α0+α1Covit+α2Covit×Dit+
α3Dit+∑Controlit+εit

(2)

Cov是主檢驗(yàn)變量，等于跟蹤企業(yè)的分析師個(gè)數(shù)加1，然后取自然對數(shù)。D為虛擬變量，本文將分別考慮高新技術(shù)行業(yè)、行業(yè)壟斷性對主效應(yīng)的影響，若企業(yè)屬于信息技術(shù)行業(yè)(證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類代碼為G)則為1，否則為0②；若企業(yè)所處行業(yè)年度銷售額的赫芬達(dá)指數(shù)大于0.18則為1，否則為0(美國聯(lián)邦政府判斷壟斷的標(biāo)準(zhǔn))。模型中α1表示當(dāng)D等于0時(shí)Cov與RiskT之間的關(guān)系，α2則檢驗(yàn)Cov與RiskT的關(guān)系是否會(huì)因D的取值而異。根據(jù)Faccio et al.[28]、Aghion et al.[29]、李文貴和余明桂[24]等的研究，模型中還控制了以下變量(Control)。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)，若為國有企業(yè)則為1，否則為0；企業(yè)規(guī)模(Size)，以總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示；財(cái)務(wù)杠桿(Lev)，等于總負(fù)債除以總資產(chǎn)；成長性(Grow)，以年度銷售收入增長率表示；企業(yè)上市年限(Age)，等于企業(yè)上市年齡加1后取自然對數(shù)；資產(chǎn)回報(bào)率(ROA)，等于企業(yè)當(dāng)年的息稅前利潤除以總資產(chǎn)；大股東持股比例(Topshare)和機(jī)構(gòu)投資者持股比例(Inst)。此外，模型中還控制了行業(yè)和年份固定效應(yīng)。

四、實(shí)證分析與結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表1是主要變量的分類描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。Panel A的結(jié)果表明，高新技術(shù)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平更高、有更多的分析師跟蹤、機(jī)構(gòu)投資者持股比例也更大；而且高新技術(shù)企業(yè)更可能是財(cái)務(wù)杠桿和ROA較低、上市年限短、規(guī)模小的非國有企業(yè)。Panel B的結(jié)果顯示，處于壟斷性行業(yè)中的企業(yè)可能是規(guī)模大、財(cái)務(wù)杠桿低、成長性和經(jīng)營業(yè)績更好、大股東持股比例更高的國有企業(yè)。與預(yù)期不一致的是，壟斷性行業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平更高。這可能因?yàn)閴艛嘈孕袠I(yè)有更多的分析師跟蹤，而且分析師起到了治理作用(T值和Z值分別為-4.89和-3.69)。當(dāng)然，這只是單變量分析的結(jié)果和一種推測，最終結(jié)論還得依賴于多元化回歸分析。

(二)相關(guān)性分析

表2是Spearman相關(guān)性檢驗(yàn)的結(jié)果。風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平(RiskT)與分析師跟蹤(Cov)的關(guān)系并不明顯，說明還需要進(jìn)一步的多元分析；RiskT與High、Monop均正相關(guān)，與表1的結(jié)果一致。此外，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平還與企業(yè)規(guī)模(Size)、財(cái)務(wù)杠杠(Lev)負(fù)相關(guān)、與資產(chǎn)回報(bào)率(ROA)正相關(guān)。除Cov與Size、ROA、Inst的相關(guān)系數(shù)較大外，其他系數(shù)均小于0.3。后續(xù)檢驗(yàn)也表明各變量和模型整體的VIF均小于10，說明不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

(三)多元回歸分析

1.分析師跟蹤與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

表3為主檢驗(yàn)的結(jié)果。在第(1)欄中Cov的系數(shù)顯著為正，說明分析師跟蹤提高了企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，假設(shè)1得到實(shí)證支持。在第(2)欄中考慮了高新技術(shù)行業(yè)特征(High)的影響，D在兩組檢驗(yàn)中均顯著為正，說明高新技術(shù)行業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平明顯高于非高新技術(shù)行業(yè)；Cov的系數(shù)依然為正，但與D的交叉項(xiàng)顯著為負(fù)，說明分析師跟蹤對企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平提高的增量作用在非高新技術(shù)企業(yè)比在高新技術(shù)企業(yè)中更大，假設(shè)2得到驗(yàn)證。在第(3)欄中檢驗(yàn)了行業(yè)壟斷性的影響，在兩組檢驗(yàn)中D均顯著為負(fù)，說明壟斷性行業(yè)的企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平更低；Cov及其與D的交乘項(xiàng)顯著為正，說明相比于非壟斷性行業(yè)，分析師跟蹤對企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平提高的增量作用在壟斷性行業(yè)中更強(qiáng)，與假設(shè)3的預(yù)期一致。其他控制變量方面，國有企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平明顯比非國有企業(yè)低，企業(yè)規(guī)模(Size)和成長性(Grow)均與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平負(fù)相關(guān)，均與李文貴和余明桂[24]的發(fā)現(xiàn)一致；大股東的持股比例(Block)越高企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越低，印證了Faccio et al.[28]有關(guān)大股東投資分散性和企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)之間關(guān)系的實(shí)證結(jié)論。與他們的研究不一致的是上市年限(Age)的系數(shù)顯著為正。可能合理的解釋是：上市年限更長的公司發(fā)展更成熟、治理機(jī)制更完善，因而企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平更高。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

注：平均值的差異檢驗(yàn)使用雙側(cè)配對參數(shù)檢驗(yàn)的T統(tǒng)計(jì)量，中位數(shù)的差異檢驗(yàn)使用Wilcoxon符號(hào)秩檢驗(yàn)；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平；括號(hào)內(nèi)表示樣本量。

表2 Spearman相關(guān)性檢驗(yàn)

注：加粗?jǐn)?shù)字表示在10%的水平上顯著。

表3 分析師跟蹤與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號(hào)中的數(shù)字為雙尾檢驗(yàn)的T值。其中，標(biāo)準(zhǔn)誤差經(jīng)過企業(yè)層面的Cluster調(diào)整。

2.分析師跟蹤與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的經(jīng)濟(jì)后果

以上檢驗(yàn)了分析師跟蹤對企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響，那么分析師跟蹤提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平后的經(jīng)濟(jì)后果又如何呢？本文以企業(yè)當(dāng)年和其后4年共5年的Tobin Q均值衡量企業(yè)價(jià)值[24]。表4為具體的檢驗(yàn)結(jié)果：在第(1)和第(2)欄中，RiskT的系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的提高有助于增加企業(yè)的價(jià)值；RiskT×Cov也顯著為正，表明分析師跟蹤強(qiáng)化了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平對企業(yè)價(jià)值的正向作用。第(3)和(4)欄分別考慮了在高新技術(shù)行業(yè)和非高新技術(shù)行業(yè)的情況，第(5)和(6)欄則分別檢驗(yàn)了在壟斷性行業(yè)和非壟斷行業(yè)中的情形，在這4組檢驗(yàn)中RiskT×Cov均顯著為正，且Chow檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)它們的系數(shù)不存在顯著差異。該結(jié)果表明，雖然分析師跟蹤對企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平提高的增量作用會(huì)因企業(yè)是否屬于高新技術(shù)行業(yè)或壟斷性行業(yè)而有所差異，但分析師跟蹤通過提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平都增加了企業(yè)價(jià)值。其他控制變量方面，國有企業(yè)(SOE)、規(guī)模更大(Size)、財(cái)務(wù)杠桿更高(Lev)、大股東持股比例(Block)更多的企業(yè)價(jià)值更低，而上市年限(Age)越長、經(jīng)營業(yè)績越好(ROA)、機(jī)構(gòu)持股比例(Inst)更高的企業(yè)價(jià)值更高。這均與已有研究及本文的預(yù)期一致。總之，以上結(jié)果證實(shí)了分析師跟蹤提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平所導(dǎo)致的正向經(jīng)濟(jì)后果。

表4 風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)、分析師跟蹤與企業(yè)價(jià)值

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號(hào)中數(shù)字為雙尾檢驗(yàn)的T值。

3.內(nèi)生性問題

本研究可能存在互為因果的內(nèi)生性問題。企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平(RiskT)與分析師跟蹤(Cov)顯著正相關(guān)可存在兩種解釋：其一，分析師跟蹤起到了治理作用，因而風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平更高；其二，分析師也會(huì)密切關(guān)注風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平更高的企業(yè)。因此，將采用差分模型進(jìn)行檢驗(yàn)。表5是具體的檢驗(yàn)結(jié)果③：在第(1)欄中，無論是否控制其他變量ΔCov均顯著為正，說明跟蹤企業(yè)的分析師人數(shù)的增加導(dǎo)致了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的提高；在(2)和(3)欄中分別考慮了High和Monop的交叉影響，結(jié)果與表3一致。綜上，本研究結(jié)論并非由內(nèi)生性問題導(dǎo)致的。

表5 內(nèi)生性檢驗(yàn)的實(shí)證結(jié)果

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號(hào)中的數(shù)字為雙尾檢驗(yàn)的T值。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.剔除既是高新技術(shù)企業(yè)又是壟斷性行業(yè)的樣本

從理論角度，高新技術(shù)企業(yè)和壟斷性行業(yè)分別代表企業(yè)的行業(yè)特征和市場競爭程度，衡量的是兩個(gè)不同層面的問題；但兩種分類可能存在交叉(樣本中有51家企業(yè)既是高新技術(shù)企業(yè)又是壟斷性行業(yè)④)，從而導(dǎo)致研究結(jié)果可能存在偏差。為此，將這51個(gè)樣本剔除后重新進(jìn)行了檢驗(yàn)。表6為檢驗(yàn)結(jié)果，與表3并無實(shí)質(zhì)差異。

2.風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)指標(biāo)的替代性檢驗(yàn)

參考Faccio et al.[24]的方法，以5年內(nèi)ROA_adj的最大值與最小值之差來衡量風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。檢驗(yàn)結(jié)果表明(因篇幅所限，不再披露)：除了各變量的系數(shù)大小有所變化外，該結(jié)果與表3基本上無差異。此外，本文還嘗試以股票周收益率的波動(dòng)性、5年內(nèi)銷售收入的波動(dòng)性來衡量風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，發(fā)現(xiàn)結(jié)果依然穩(wěn)健。

3.壟斷性的重新定義

在主檢驗(yàn)中，計(jì)算赫芬達(dá)指數(shù)時(shí)所采用的行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)是證監(jiān)會(huì)行業(yè)一級(jí)分類。由于該行業(yè)分類下制造業(yè)(一級(jí)代碼為C)所包含的行業(yè)范圍太廣，因而無法反映二級(jí)行業(yè)分類間的壟斷性差異(如C0為食品、飲料行業(yè)，C4為石油、化工、塑料、塑膠行業(yè))。為此，本文將制造業(yè)按二級(jí)代碼分類重新計(jì)算行業(yè)年度的赫芬達(dá)指數(shù)，并將大于0.18的行業(yè)定義為壟斷性行業(yè)。表7中第(1)和第(2)列為替代性檢驗(yàn)的結(jié)果，雖然交叉項(xiàng)的系數(shù)相比于主檢驗(yàn)有所變小，但依然顯著為正。此外，考慮到美國與中國的不同國情，本文還將赫芬達(dá)指數(shù)高于90%分位值的行業(yè)定義為壟斷性行業(yè)。第(3)和第(4)列為檢驗(yàn)后的結(jié)果，與主檢驗(yàn)無實(shí)質(zhì)差異。

4.高新技術(shù)企業(yè)的重新分類

誠如前述，將整個(gè)制造業(yè)劃分為高新技術(shù)行業(yè)顯然是不妥的。但制造業(yè)中某一些細(xì)分行業(yè)劃為高新技術(shù)行業(yè)，因此參考Hall et al.[30]、李詩等[31]的方法將以下行業(yè)定義為高新技術(shù)行業(yè)：石化、塑膠、塑料行業(yè)(C4)；電子行業(yè)(C5)；金屬、非金屬行業(yè)(C6)；機(jī)械、設(shè)備、儀表行業(yè)(C7)；醫(yī)藥、生物行業(yè)(C8)；信息技術(shù)業(yè)(G)。表7中的第(5)和(6)列為重新檢驗(yàn)的結(jié)果，主要結(jié)論仍然保持穩(wěn)健。

表6 剔除交叉樣本后的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號(hào)中數(shù)字為雙尾驗(yàn)檢的T值。

表7 壟斷性重新定義后的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號(hào)中數(shù)字為雙尾檢驗(yàn)的T值。

六、結(jié)論和啟示

分析師作為外部監(jiān)督者和信息中介，在資本市場中發(fā)揮著重要的積極作用(“治理假說”)。已有大量文獻(xiàn)從不同角度為此提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持。但最近的幾篇研究開始關(guān)注分析師的“陰暗面”——來自分析師跟蹤的壓力可能導(dǎo)致經(jīng)理人的行為失當(dāng)，如過度規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)、阻礙企業(yè)創(chuàng)新、進(jìn)行盈余管理等(“壓力假說”)。與他們的研究不同，本文更關(guān)心的是：分析師跟蹤如何影響企業(yè)創(chuàng)新這類高風(fēng)險(xiǎn)、高收益項(xiàng)目投資決策背后經(jīng)理人(或企業(yè))的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，繼而對企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生了何種影響？為此，本文以我國A股非金融類上市公司為樣本，對分析師在企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中作用進(jìn)行了檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)隨著分析師跟蹤的數(shù)量增加，企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平上升；在考慮行業(yè)特征和競爭程度對風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響后，發(fā)現(xiàn)分析師的該增量效應(yīng)在非高新技術(shù)企業(yè)和壟斷性行業(yè)中更強(qiáng)，驗(yàn)證了分析師的“治理假說”在我國市場的主導(dǎo)地位。在經(jīng)濟(jì)后果方面，分析師跟蹤通過提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)增加了企業(yè)價(jià)值，但該價(jià)值效應(yīng)在上述不同類型企業(yè)或行業(yè)間不存在差異。本研究拓展和豐富了分析師跟蹤的經(jīng)濟(jì)后果和企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)，并提供了分析師如何影響企業(yè)價(jià)值的具體證據(jù)。值得注意的是，本文雖然證實(shí)了在我國分析師的“治理假說”更為適用，但并不表明分析師跟蹤所產(chǎn)生的“壓力效應(yīng)”不存在，它可能反映在其他方面。未來研究可在此基礎(chǔ)上更進(jìn)一步探究。此外，本文的研究發(fā)現(xiàn)對于我國的市場監(jiān)管與改革有一定的啟示意義。其一，政府應(yīng)該進(jìn)一步加大對分析師行業(yè)發(fā)展的支持力度，并加強(qiáng)對行業(yè)執(zhí)業(yè)行為的監(jiān)督、引導(dǎo)與規(guī)范，使得分析師作為“守門神”的功能得到更大程度發(fā)揮，進(jìn)而優(yōu)化我國上市公司的外部治理生態(tài)。其二，政府監(jiān)管當(dāng)局應(yīng)重視對非高新技術(shù)、壟斷性行業(yè)的監(jiān)管，出臺(tái)相關(guān)激勵(lì)或管制措施以提高該類企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。

注釋：

①本文原始數(shù)據(jù)樣本期間是2001—2010年，但由于每一年風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平等于當(dāng)年及后4年經(jīng)營業(yè)績或股票業(yè)績的波動(dòng)率(即2001—2005年、2002—2006年、2003—2007年、2004—2008年、2005—2009年、2006—2010年)，所以實(shí)際樣本期間是2001—2006年。之所以剔除2007年及其之后的年度觀測值在于：2007—2009年受金融危機(jī)影響，2015和2016年受股票市場異常波動(dòng)影響，上市公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平呈現(xiàn)系統(tǒng)性變化，不利于捕捉作為微觀個(gè)體的財(cái)務(wù)分析師跟蹤對企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響。

②李文貴和余明桂(2012)定義為，若企業(yè)所處行業(yè)為制造業(yè)(C)和信息技術(shù)行業(yè)(G)則為高新技術(shù)企業(yè)。但制造業(yè)包含的細(xì)分行業(yè)較多，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的差異較大，如木材、家具行業(yè)(C3)RiskT的均值為0.013，而電子行業(yè)(C5)RiskT的均值為0.045。所以出于謹(jǐn)慎考慮，我們只將處于信息技術(shù)行業(yè)的企業(yè)定義為高新技術(shù)企業(yè)。

③由于計(jì)算變化值需要前一年的數(shù)據(jù)，所以導(dǎo)致樣本量有所減少。

④之所以兩者不是一一對應(yīng)的關(guān)系，主要是因?yàn)樾袠I(yè)赫芬達(dá)指數(shù)是分行業(yè)和年度計(jì)算的，反映是行業(yè)每一年度的市場競爭情況。