分析師關(guān)注的治理功能悖論：中國的邏輯
——基于A股上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

葉云龍，江詩松，鞠芳輝

(1.浙江大學(xué)寧波理工學(xué)院，浙江 寧波 315100；2.武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072；3.浙江大學(xué)管理學(xué)院，浙江 杭州 310058)

一、引 言

證券分析師是資本市場的“信息供應(yīng)者”與“守護(hù)者”，通過剖析與挖掘上市公司信息，發(fā)布各類研究報(bào)告對上市公司實(shí)施外部治理功能。國外大量文獻(xiàn)以分析師關(guān)注對資本市場治理功能的有效性作為邏輯前提，研究其對企業(yè)行為的影響及其經(jīng)濟(jì)后果[1][2][3][4][5]。國內(nèi)學(xué)者也沿著此“有效性”的邏輯展開研究，得出分析師關(guān)注有助于提升資本市場效果的相關(guān)結(jié)論[6][7][8][9]。

然而，中國資本市場處于轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)和新興市場的特定制度背景，借鑒與應(yīng)用發(fā)達(dá)資本市場證券分析師治理機(jī)制的理論邏輯還須謹(jǐn)慎對待與小心求證。探究國內(nèi)分析師關(guān)注的運(yùn)行機(jī)制及其在國內(nèi)資本市場的獨(dú)特內(nèi)涵仍是值得研究的一個重要命題，也更加需要從理論與實(shí)證兩個層面進(jìn)行深入探討。例如，分析師關(guān)注對發(fā)達(dá)資本市場治理功能的理論邏輯是否適用于中國情景？轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)和新興市場國家中，其治理功能是否有不同之處？是否存在中國獨(dú)特的理論邏輯，抑或是分析師治理機(jī)制存在中國悖論？本文認(rèn)為，囿于轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)和新興市場國家中法律制度制定及其執(zhí)行效率的缺失，分析師及管理者個體涉及制度“空隙”、違規(guī)或違法等不當(dāng)行為受到的懲戒力度有所不足，其行為后果難以部分或全部內(nèi)生化，國內(nèi)分析師關(guān)注治理功能有其自身的運(yùn)行邏輯。具體來說，分析師關(guān)注通過降低企業(yè)與投資者及債權(quán)人之間的信息不對稱，緩解融資約束，增加管理者可支配的現(xiàn)金流量，卻對監(jiān)督管理者的機(jī)會主義行為可能存有缺失，從而加劇企業(yè)與管理者之間的代理問題即是題中之義。

本文的理論貢獻(xiàn)主要表現(xiàn)為以下兩方面：第一，與國外大量文獻(xiàn)不同，本文以證券分析師治理功能在特定情景下的“部分有效性”作為邏輯前提，探究分析師關(guān)注對國內(nèi)資本市場的治理功能得失，從而構(gòu)建與西方發(fā)達(dá)資本市場不同的分析師治理機(jī)制理論框架。這為探索中國情景下證券分析師治理功能提供理論分析框架，進(jìn)而為證券分析師治理功能的中國悖論提供理論框架與直接的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。第二，既往文獻(xiàn)涉及分析師關(guān)注“隱暗面”的有限討論大多局限于西方情景[1][4][10]，普遍忽視對發(fā)展中國家資本市場的探究。本文基于中國邏輯分析并檢驗(yàn)轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)和新興市場國家分析師關(guān)注治理功能的部分缺失及其對管理者代理成本的負(fù)面效應(yīng)，從而補(bǔ)充了中國情景中分析師關(guān)注“隱暗面”經(jīng)濟(jì)后果的直接經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)證券分析師及其治理功能

證券分析師通過向資本市場提供基于專業(yè)判斷與價值判斷相結(jié)合的研究報(bào)告來實(shí)現(xiàn)其治理功能。一般來說，分析師具有會計(jì)和金融的專業(yè)技能，聚焦特定行業(yè)，持續(xù)跟蹤所關(guān)注的企業(yè)，并配合參加行業(yè)會議、投資者見面會等多種形式的調(diào)研手段，因而能夠較為完整地揭示公司的運(yùn)營現(xiàn)狀與發(fā)展前景。值得注意的是，證券分析師及其所在券商可能存在的利益沖突而影響其獨(dú)立性[11]，以及分析師傾向于發(fā)布樂觀預(yù)測報(bào)告以獲取企業(yè)私有信息[12]，但是，受分析師個人聲譽(yù)、所在券商、行業(yè)協(xié)會、機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督等因素制約以及掌握私有信息的可能性，其研究報(bào)告總體上還是較為客觀地反映企業(yè)實(shí)際狀況，可以為投資者提供不同程度的決策參考信息，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)分析師關(guān)注的治理功能。

作為一項(xiàng)外部治理機(jī)制，分析師對公司的治理功能主要表現(xiàn)為信息揭示及業(yè)績壓力兩大職能。就信息揭示功能而言，分析師關(guān)注可以緩解股東與管理者之間、企業(yè)與投資者及債權(quán)人之間的信息不對稱，提升資本市場運(yùn)行效率或企業(yè)價值，即所謂的“信息假說”。既有研究表明，分析師關(guān)注有助于提升資本市場整體運(yùn)行效率[6]、抑制管理者盈余操縱等自利行為[2][5][9][13]、降低企業(yè)融資成本[14]、減少公司股價崩盤的風(fēng)險[8]、提升企業(yè)創(chuàng)新水平[15]等，不一而足。就業(yè)績壓力功能而言，管理者為迎合分析師預(yù)測目標(biāo)而給企業(yè)帶來業(yè)績壓力，導(dǎo)致管理者的短視決策行為，從而損害企業(yè)績效或企業(yè)價值，即所謂“業(yè)績壓力假說”。既往研究認(rèn)為，分析師關(guān)注降低企業(yè)投資水平[1][16]、抑制企業(yè)創(chuàng)新[4]，進(jìn)而損害企業(yè)長期利益或價值[10][17]等，不一而足。遺憾的是，國內(nèi)相關(guān)研究也延續(xù)與遵循此邏輯，還需進(jìn)一步拓展與深化中國特定制度情景下的相關(guān)文獻(xiàn)。

(二)假設(shè)提出

信息假說認(rèn)為，證券分析師的專業(yè)審查提高企業(yè)信息披露質(zhì)量，減少投資者及債權(quán)人與企業(yè)之間的信息不對稱，緩解融資約束，增加管理者可支配現(xiàn)金流量或企業(yè)自由現(xiàn)金流量。分析師關(guān)注減少導(dǎo)致企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告信息披露質(zhì)量下降[18]，進(jìn)而影響企業(yè)融資機(jī)會及融資成本。就權(quán)益融資而言，分析師關(guān)注提高企業(yè)權(quán)益資本融資機(jī)會，并使企業(yè)獲取更低的資本成本[19]。就債務(wù)融資而言，信貸資金主要供應(yīng)者——銀行構(gòu)建其系統(tǒng)內(nèi)運(yùn)行的評價體系，實(shí)施調(diào)查企業(yè)資信狀況與信貸風(fēng)險控制，其中涉及的信用等級評定通常又是其資金投放與否的剛性指標(biāo)。事實(shí)上，資金是否投放及其投放標(biāo)準(zhǔn)需建立預(yù)測企業(yè)未來的經(jīng)營模型，尤其是未來現(xiàn)金流量狀況。研究表明，在企業(yè)債務(wù)評級模型構(gòu)建中，專業(yè)信貸評級機(jī)構(gòu)甚至可能納入意見一致的分析師盈利預(yù)測報(bào)告[20]?；诖?，銀行可以借鑒分析師報(bào)告相關(guān)內(nèi)容，或者將其與已掌握信息相互比對、佐證，從多個維度進(jìn)一步解析企業(yè)狀況，從而更加合理地評估信貸資金投放與否、投放規(guī)模大小或利率水平高低。就此而言，分析師關(guān)注可以增加企業(yè)債務(wù)融資機(jī)會以及使企業(yè)取得相對更低的融資成本。實(shí)證結(jié)果也表明，分析師關(guān)注減少導(dǎo)致企業(yè)債務(wù)成本的上升[3]。毋庸置疑，融資機(jī)會增加或融資成本下降均在一定程度上增加了管理者可支配現(xiàn)金流量或企業(yè)自由現(xiàn)金流量。研究表明，分析師關(guān)注減少會降低企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流量[2]。然而，相對于其他資產(chǎn)，管理者對現(xiàn)金流具有更大的自由裁量權(quán)，更容易引發(fā)其機(jī)會主義行為等代理問題[21][22][23][24]。

信息假說還認(rèn)為，分析師信息揭示功能可以發(fā)現(xiàn)管理者對企業(yè)資源的不當(dāng)利用[25]，有助于抑制管理者機(jī)會主義行為，緩解企業(yè)與管理者之間的代理問題。然而，此運(yùn)行機(jī)制在國內(nèi)資本市場卻存在一定的缺失，具有中國的理論邏輯。國內(nèi)資本市場具有轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)與新興市場國家的特定情景，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平很不均衡，市場配置資源的效率較低，金融市場發(fā)展還不完善。與此同時，公司治理結(jié)構(gòu)也呈現(xiàn)一定程度的差異性，例如，國內(nèi)上市公司股權(quán)較為集中，董事會運(yùn)行機(jī)制仍有欠缺，獨(dú)立董事制度、監(jiān)事會制度的運(yùn)行效果還值得商榷，董事、監(jiān)事或管理者的兼任現(xiàn)象均較為普遍，國內(nèi)經(jīng)理人市場還不完善。但是，轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)下制度的及時供應(yīng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程的銜接性要求較高，從而造成部分制度的供應(yīng)缺失，尤其是投資者的法律保護(hù)機(jī)制較弱[26]，與此相關(guān)的立法水平及法律執(zhí)行效率均較低[27]。因此，分析師及管理者個體的涉及制度“空隙”、違規(guī)或違法等不當(dāng)行為受到的法律懲戒力度可能存有不足，其行為后果難以部分或全部內(nèi)生化。基于此，立足于企業(yè)所披露信息，分析師對管理者實(shí)施外部的間接監(jiān)督功能，而管理者機(jī)會主義行為具有隱蔽性、動態(tài)變化性特征，且又嵌于企業(yè)日常運(yùn)行之中，最終容易導(dǎo)致分析師關(guān)注治理功能的監(jiān)督缺失。經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，即使在國外發(fā)達(dá)資本市場，分析師關(guān)注也無法替代良好的公司治理機(jī)制監(jiān)督管理者機(jī)會主義行為[18]，股票價值提升甚至是通過獲取投資者認(rèn)同，而非監(jiān)督管理者行為[28]。

此外，中國情景下的分析師及其所在券商存在的利益訴求[11]，以及為獲取公司私有資源支持而更傾向于發(fā)布樂觀預(yù)測報(bào)告[12]，均可能“擴(kuò)大”企業(yè)樂觀信息、“縮減”負(fù)面信息。這不僅減弱甚至消除分析師關(guān)注對管理者的監(jiān)督功能，而且容易導(dǎo)致管理層忽視分析師報(bào)告的評價內(nèi)容。事實(shí)上，監(jiān)督缺失更可能造成管理者追求銷售收入最大化的過度投資[23]，收購兼并以建立企業(yè)帝國[29]，投資于提升短期業(yè)績之需而凈現(xiàn)值為負(fù)項(xiàng)目[24]，投資于低回報(bào)項(xiàng)目[30]甚至是凈現(xiàn)值為負(fù)項(xiàng)目[31]。也正因如此，本文認(rèn)為，總體上分析師盈利預(yù)測目標(biāo)不會給管理者造成業(yè)績壓力。根據(jù)上述這些分析，提出如下假設(shè)：

假設(shè)：給定其他情形，分析師關(guān)注程度越高，企業(yè)與管理者之間的代理成本越大。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本與數(shù)據(jù)

本文以CSMAR數(shù)據(jù)庫中的2003～2014年中國上市公司作為初始樣本，執(zhí)行如下程序以剔除非觀察值樣本：(1)剔除金融類上市公司樣本；(2)剔除B股公司樣本；(3)剔除PT、ST公司及當(dāng)年度上市公司樣本；(4)剔除變量存有缺失值樣本。最終獲得有效公司樣本2 371家、觀察值14 141個。為盡可能消除極端值噪音，所有連續(xù)型變量均做上下1%Winsorize截尾處理，并做公司層面的聚類(cluster)調(diào)整。

(二)模型與變量

為了驗(yàn)證研究假設(shè)，設(shè)定如下檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

ACi,t=α0+α1Analyst_Coveragei,t-1+∑ControlVariblesi,t-1+∑Year+∑Industry+εi,t

(I)

AC表征管理者代理成本。借鑒相關(guān)文獻(xiàn)設(shè)定管理者代理成本代理變量[32]，即以經(jīng)管費(fèi)用率反映股東與管理者之間的代理問題，體現(xiàn)管理者機(jī)會主義行為，定義為營業(yè)費(fèi)用和管理費(fèi)用之和與總資產(chǎn)之比?？紤]到管理者在職消費(fèi)的隱性化，以及營業(yè)收入易被“人為操縱”的可能性，以平均總資產(chǎn)作平滑。此外，以管理者代理成本做年度行業(yè)的中位數(shù)調(diào)整作為替代變量[33]進(jìn)一步做穩(wěn)健性測試。

Analyst_Coverage為解釋變量分析師關(guān)注的替代變量，并用兩個代理變量(LnAnalyst,Ranalyst)表征。(1)公司當(dāng)年度所關(guān)注的分析師人數(shù)加1取自然對數(shù)[4][9]作為分析師關(guān)注的代理變量，以LnAnalyst表示；(2)分析師關(guān)注程度受企業(yè)規(guī)模、收入增長率、外部融資以及業(yè)務(wù)流動性影響，排除這些因素后的殘差凈值是分析師關(guān)注程度的凈項(xiàng)因素[5]。基于此，借鑒Yu(2008)[5]估算方法建立模型(II)，以其回歸殘差值作為解釋變量的另一測度變量，以Ranalyst表示。

Analysti,t=β0+β1Lnsizei,t-1+β2ROAi,t-1+β3Growthi,t-1+β4Levi,t-1+

β5CashFlowi,t-1+β5Ins_Stki,t-1+∑Year+∑Industry+εi,t

(II)

其中，Lnsize表示企業(yè)規(guī)模，ROA表示盈利能力，Growth表示企業(yè)銷售增長率，Lev表示財(cái)務(wù)杠桿，CashFlow表示現(xiàn)金流量，Ins_Stk表示機(jī)構(gòu)投資者，Year表示年度，Industry表示行業(yè)。

Control_Variables為控制變量，其中：企業(yè)特征因素——財(cái)務(wù)杠桿(Lev)以資產(chǎn)負(fù)債率表征，企業(yè)年齡(Fage)定義為考察年度減企業(yè)上市年度之差加1后取自然對數(shù)；企業(yè)規(guī)模(Size)等于總資產(chǎn)取自然對數(shù)，盈利能力(ROA)即凈資產(chǎn)收益率；公司治理因素——第一大股東持股比例(Fir_Stk)，機(jī)構(gòu)投資者持股比例(Ins_Stk)，董事會規(guī)模(Board)即董事會人數(shù)，領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)(Duality)定義為虛擬變量，若董事長與總經(jīng)理兩職合一取值1，否則取值0。此外，還引入Industry和Year變量以控制行業(yè)和年度影響，其中，Industry為虛擬變量，制造業(yè)取3位行業(yè)代碼，其他行業(yè)取1位。

四、 實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表1報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征?？梢园l(fā)現(xiàn)，管理者代理成本代理變量AC的均值、中位數(shù)為0.087、0.071，其最大值、最小值為0.378、0.006，表明不同樣本之間差異性較大。分析師關(guān)注人數(shù)的代理變量LnAnalyst均值為1.592，中位數(shù)為1.609，標(biāo)準(zhǔn)差為1.450，且其最大值(2.833)及最小值(0)差異表現(xiàn)較大；分析師關(guān)注凈項(xiàng)的代理變量Ranalyst均值為0.056，中位數(shù)為0.055，兩者數(shù)值接近，標(biāo)準(zhǔn)差為1.061，其最大值為2.381，最小值為-2.130，存有較大差異。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)特征

(二)基本回歸分析

表2報(bào)告了分析師關(guān)注與管理者代理成本的逐步回歸結(jié)果。Model 11、Model 21是僅對分析師關(guān)注單個變量進(jìn)行的初始回歸分析?；貧w結(jié)果顯示，AC與LnAnalyst及Ranalyst均在1%顯著性水平下正相關(guān)。之后，模型中放入企業(yè)特征控制變量(Model 12、Model 22)及公司治理特征控制變量(Model 13、Model 23)。可以發(fā)現(xiàn)，AC與LnAnalyst及Ranalyst的回歸結(jié)果均表明分析師關(guān)注與管理者代理成本呈1%顯著性水平的正相關(guān)，研究假設(shè)得到初步驗(yàn)證。

表2 分析師關(guān)注與代理成本的回歸結(jié)果

注：*** 、** 、*分別表示在1%、5%與10%的水平上顯著，雙尾檢驗(yàn)；括弧內(nèi)數(shù)字為t值，t值運(yùn)用公司維群進(jìn)行修正。下同。

(三)進(jìn)一步檢驗(yàn)

1.分析師關(guān)注、融資約束與代理成本

分析師關(guān)注有助于緩解企業(yè)與投資者及債權(quán)人之間的信息不對稱及融資約束，但由于其對管理者機(jī)會主義行為存在監(jiān)督缺失，反而加劇股東與管理者之間的代理問題?；诖?，進(jìn)一步檢驗(yàn)融資約束對分析師關(guān)注與代理成本間的作用機(jī)制。其中，融資約束(Fin_Cnstr)以經(jīng)典的SA指數(shù)衡量。SA指數(shù)系根據(jù)Hadlock 和 Pierce (2010)[34]的融資約束模型確定，即：

SA=-0.737×Lnsize+0.043×Lnsize2-0.040×Fage

(III)

式中，Lnsize為期末總資產(chǎn)(按CPI指數(shù)調(diào)整至2014年)取自然對數(shù)，Age是考察年度減去企業(yè)上市年度之差；SA數(shù)值越大，意味著企業(yè)受融資約束程度越小。之后，構(gòu)建融資約束虛擬變量(Fin_Cnstr)，即：若SA數(shù)值大于總體樣本均值賦值為1，否則賦值為0，并作滯后一期處理。由此，本文建立融資約束(Fin_Contr)與分析師關(guān)注(LnAnalyst及Ranalyst)的交互項(xiàng)，以檢驗(yàn)分析師關(guān)注緩解融資約束后的管理者代理問題。

表3模型A11、模型A21中，管理者代理成本(AC)與分析師關(guān)注人數(shù)交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.003(p<0.01)，與分析師關(guān)注凈項(xiàng)交互項(xiàng)的回歸結(jié)果為(β=0.002,p<0.10)，這意味著分析師關(guān)注在緩解融資約束的同時惡化了股東與管理者之間的代理問題。

表3 分析師關(guān)注與代理成本：融資約束、自由現(xiàn)金流、樂觀預(yù)測傾向的調(diào)節(jié)效應(yīng)[注]代理成本做年度行業(yè)中位數(shù)調(diào)整(AC_adj)的回歸結(jié)果與此相一致。因篇幅限制，未予列示，作者備索。下同。

2.分析師關(guān)注、自由現(xiàn)金流量與代理成本

分析師關(guān)注緩解信息不對稱，為企業(yè)降低融資成本與拓展融資渠道提供了有效途徑，從而增加企業(yè)自由現(xiàn)金流量，但受制于國內(nèi)分析師外部治功能的部分缺失，更容易導(dǎo)致管理者代理問題?；诖耍M(jìn)一步引入自由現(xiàn)金流量變量(Free_Cash)。根據(jù)Jensen (1986)[35]的界定，自由現(xiàn)金流量計(jì)算公式設(shè)定為：自由現(xiàn)金流量=經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額-固定資產(chǎn)折舊及無形資產(chǎn)攤銷-新增投資支出[注]“新增投資支出”系借鑒Richardson(2006)[36]、陳運(yùn)森和謝德仁(2011)[37]的相關(guān)模型構(gòu)建。不再贅述。，所有數(shù)值均以平均總資產(chǎn)作平滑。同時構(gòu)建自由現(xiàn)金流量虛擬變量(Free_Cash)，若其數(shù)值高于總樣本均值，賦值為1，否則為0，并做滯后一期處理。

回歸分析結(jié)果如表3第4、5列所示。模型B11、模型B21的回歸結(jié)果顯示，管理者代理成本(AC)與分析師關(guān)注交互項(xiàng)均顯著正相關(guān)。這說明，分析師關(guān)注增加企業(yè)自由現(xiàn)金流量卻進(jìn)一步惡化管理者代理問題。

3.分析師關(guān)注、樂觀預(yù)測傾向與代理成本

分析師樂觀預(yù)測傾向更容易引起投資者及債權(quán)人對企業(yè)未來發(fā)展前景的想象，促使投資者更愿意投資企業(yè)或以更低成本向企業(yè)借貸資金，從而增加企業(yè)自由現(xiàn)金流量。然而，制度缺失情景下分析師及管理者個體的不當(dāng)行為后果無法部分或全部內(nèi)生化，致使分析師關(guān)注對管理者機(jī)會主義行為的約束受限。因此，分析師樂觀預(yù)測傾向擴(kuò)大了分析師關(guān)注對管理者代理成本的負(fù)面效應(yīng)。

基于此，引入分析師樂觀預(yù)測(Opt)及其與分析師關(guān)注交互項(xiàng)做進(jìn)一步驗(yàn)證。分析師樂觀預(yù)測傾向是按分析師盈利預(yù)測評級報(bào)告來構(gòu)建分析師樂觀指數(shù)。借鑒趙良玉等(2013)[12]的研究，將股票評級為“買入”“增持”的報(bào)告標(biāo)記為“樂觀”，而把“賣出”“減持”“中性”的報(bào)告標(biāo)記為“非樂觀”。考慮到“樂觀”與“非樂觀”對投資者行為的不同影響程度以及一家公司可能同時具有“樂觀”和“非樂觀”兩種預(yù)測傾向的情形，將每個報(bào)告按樂觀與否賦予不同權(quán)重，其中“樂觀”賦予0.7權(quán)重，“非樂觀”賦予0.3權(quán)重[注]“樂觀”賦予0.4權(quán)重，“非樂觀”賦予0.6權(quán)重構(gòu)建樂觀傾向指數(shù)，回歸結(jié)果與上述實(shí)證結(jié)果一致。，按年度加權(quán)匯總的數(shù)值即為樂觀指數(shù)，最后，做加1取自然對數(shù)處理。其指數(shù)值越大，意味著分析師樂觀預(yù)測傾向越明顯。表3第6、第7列報(bào)告了回歸結(jié)果。顯然，AC與分析師關(guān)注交互項(xiàng)的回歸結(jié)果均顯著正相關(guān)。這說明，分析師樂觀預(yù)測傾向進(jìn)一步惡化股東與管理者之間的代理問題。

4.分析師關(guān)注、法律制度缺失與代理成本

證券分析師發(fā)揮著降低信息不對稱、緩解融資約束、增加企業(yè)自由現(xiàn)金流量等治理功能，但因轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)中法律制度制定及其執(zhí)行效率的缺陷，當(dāng)前法律制度無法顯著抑制分析師關(guān)注對管理者代理成本的負(fù)面效應(yīng)。為檢驗(yàn)其作用機(jī)理，對模型(I)按法律制度代理變量數(shù)值大小進(jìn)行分組回歸檢驗(yàn)。

緣于法律制度有效性直接測量的難度，借鑒以往研究[38][39]，法律制度以“市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境”進(jìn)行衡量，以Law表示，數(shù)據(jù)來源于中國市場化指數(shù)[40]。分組標(biāo)準(zhǔn)是總樣本25%、50%、75%百分位所對應(yīng)的Law數(shù)值作為臨界值，由此將總樣本按大小順序分成四組，依次對應(yīng)m1、m2、m3、m4；m1組為法律制度缺失程度最強(qiáng)子組，以此類推，m4組為法律制度缺失程度最弱子組。分組回歸結(jié)果如表4所示。管理者代理成本(AC)與分析師關(guān)注(LnAnalyst,Ranalyst)的分組回歸結(jié)果表明，AC與LnAnalyst、Ranalyst的回歸系數(shù)均顯著正相關(guān)，且其系數(shù)值隨法律制度缺失程度的減弱呈下降趨勢。這說明，隨著法律制度的完善，分析師關(guān)注加劇代理問題的作用有所減弱，分析師關(guān)注加劇代理問題在制度缺失程度高的地區(qū)更為嚴(yán)重[注]代理成本做年度行業(yè)中位數(shù)調(diào)整(AC_adj)的回歸結(jié)果與此相一致。。

表4 分析師關(guān)注、法律制度效率與代理成本回歸結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性檢驗(yàn)

可能存在影響分析師關(guān)注與管理者代理成本之間的不可觀察變量或遺漏變量，從而對檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷膶?shí)證結(jié)果產(chǎn)生偏誤或因果倒置，因此，分析師關(guān)注與管理者代理成本之間可能存在內(nèi)生性問題。本文采用2SLS工具變量方法試圖予以解決。借鑒以往研究[4][5][9]構(gòu)建工具變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。工具變量的設(shè)定說明如下：

(1)

(2)

ExpectedAnalysti,j,t表示第t年j券商的分析師對第i家公司的預(yù)期關(guān)注傾向，Analystsizej,t和Analystsizej,0分別表示第t年及第0年[注]將2007年設(shè)定為第0年是基于2002～2006年國內(nèi)券商市場較為動蕩的考量。期間，中國證監(jiān)會曾較大規(guī)模地整頓了一批券商。j券商擁有的分析師人數(shù)，Analysti,j,0表示第0年j券商關(guān)注i公司的分析師人數(shù)，ExpectedAnalysti,t表示第t年第i家公司的預(yù)期關(guān)注傾向。顯然，ExpectedAnalysti,t是ExpectedAnalysti,j,t的年度匯總數(shù)，但對管理者代理成本而言是外生的。本文將其加1取自然對數(shù)作為分析師關(guān)注的工具變量。

此外，尚有文獻(xiàn)按上市公司是否屬于某股票指數(shù)成份股為標(biāo)準(zhǔn)構(gòu)建虛擬變量，作為分析師關(guān)注的工具變量[5][9]。基于此，借鑒李春濤等(2014)[9]做法，以樣本企業(yè)是否屬于滬深300指數(shù)成份股來設(shè)定工具變量(Index300)。

2SLS工具變量方法說明如下：在第一階段，用內(nèi)生性變量(LnAnalyst及Ranalyst)對工具變量和基本模型中的控制變量進(jìn)行回歸，得到內(nèi)生性變量的預(yù)測變量。在第二階段，用管理者代理成本變量(AC)對分析師關(guān)注代理變量(LnAnalyst,Ranalyst)的預(yù)測變量進(jìn)行回歸。內(nèi)生性處理結(jié)果如表5所示。容易發(fā)現(xiàn)，兩個工具變量(ExpectedAnalyst及Index300)與AC均顯著正相關(guān)[注]以代理成本年度行業(yè)調(diào)整數(shù)作為替代變量所進(jìn)行的內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果與上述實(shí)證結(jié)果一致。。同時，識別不足檢驗(yàn)和弱識別檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值都比較大，說明選取的工具變量拒絕了識別不足和弱識別假設(shè)。

表5 內(nèi)生性處理結(jié)果：2LSL工具變量

2.其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

采用懷特檢驗(yàn)及加權(quán)平均最小二乘法，對回歸模型(I)進(jìn)行異方差檢驗(yàn)；管理者代理成本的衡量指標(biāo)作年度行業(yè)內(nèi)中位數(shù)調(diào)整[33]、以總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率[41]和投資指標(biāo)[42]作為管理者代理成本的衡量變量進(jìn)行回歸分析；以分析師發(fā)布的盈利預(yù)測報(bào)告數(shù)量[9][43]、關(guān)注企業(yè)的券商數(shù)量[9][43]及企業(yè)是否受分析師關(guān)注作為分析師關(guān)注的替代變量做回歸檢驗(yàn)。以上回歸結(jié)果均支持假設(shè)預(yù)期。

五、結(jié) 語

與國外發(fā)達(dá)資本市場不同，中國情景下的分析師關(guān)注治理功能具有獨(dú)特的理論邏輯，存在中國悖論。以2003～2014年中國上市公司為研究對象的實(shí)證研究表明，分析師關(guān)注惡化管理者代理問題。經(jīng)過2SLS工具變量法的內(nèi)生性處理及其他的穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，研究結(jié)論穩(wěn)健成立。進(jìn)一步檢驗(yàn)還發(fā)現(xiàn)，融資約束緩解、企業(yè)自由現(xiàn)金流量增加以及分析師的樂觀預(yù)測傾向均增強(qiáng)分析師關(guān)注對管理者代理成本的負(fù)面效應(yīng)，而當(dāng)前不完善的法律制度無法顯著抑制分析師關(guān)注所產(chǎn)生的管理者代理問題。

這些結(jié)論的政策啟示在于：(1)證券分析師治理功能監(jiān)督缺失的研究發(fā)現(xiàn)為現(xiàn)階段中國資本市場的制度完善提供新的視角。構(gòu)建與執(zhí)行涉及證券分析師個體及其所在券商的利益保障與責(zé)任義務(wù)的制度體系，健全證券行業(yè)規(guī)范系統(tǒng)，建設(shè)與完善以市場機(jī)制決定資源配置的中國資本市場，“加快完善社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制”。(2)為優(yōu)化與創(chuàng)新上市公司信息披露制度提供一定的微觀基礎(chǔ)。從程序到實(shí)體全方位健全信息披露機(jī)制，拓展披露信息的實(shí)質(zhì)內(nèi)涵與合理邊界，強(qiáng)制信息披露的階段性時間規(guī)則，務(wù)實(shí)資本市場健康發(fā)展的信息供應(yīng)基礎(chǔ)。