實體企業(yè)金融化與資本市場穩(wěn)定

王麗娟

【摘要】證券分析師是我國資本市場的重要參與者，其樂觀性偏差程度也會直接影響資本市場的信息效率和穩(wěn)定性。文章以2007——2018年的中國A股非金融類上市公司為研究對象，從分析師樂觀性偏差的角度來解釋實體企業(yè)金融化對資本市場穩(wěn)定的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在一定范圍之內(nèi)，金融化水平的提高確實加劇了分析師盈余預(yù)測樂觀性偏差，而一旦超過這一范圍，分析師預(yù)測樂觀性偏差程度也會有所下降，即企業(yè)金融化水平與分析師樂觀性偏差之間存在一種倒U型關(guān)系；而且，這一關(guān)系在我國東部地區(qū)和非國有企業(yè)樣本中表現(xiàn)更加明顯。該結(jié)論對于理解企業(yè)金融化與金融風(fēng)險的關(guān)系，深化對分析師的作用認知，推動經(jīng)濟“脫虛向?qū)崱本哂兄匾睦碚摵蛯嵺`意義。

【關(guān)鍵詞】實體企業(yè)金融化；資本市場穩(wěn)定；分析師樂觀性偏差；倒U型

【中圖分類號】F830.59；F275.5

★基金項目：本文得到國家社會科學(xué)基金資助重點項目（14AGL008）的支持。

一、引言

近年來，我國經(jīng)濟金融化趨勢日漸明顯，大量實體企業(yè)不斷脫離實體經(jīng)濟而涉足金融活動，企業(yè)經(jīng)營交易逐漸從實物經(jīng)濟形態(tài)轉(zhuǎn)向金融形態(tài)，加速形成了經(jīng)濟“脫實向虛”格局（張成思和張步曇，2015；彭俞超和黃志剛，2018）[1，2]。伴隨著企業(yè)金融化程度的加深，社會各界對其產(chǎn)生的影響提出質(zhì)疑。一方面，在金融服務(wù)實體經(jīng)濟的目標(biāo)下，企業(yè)投資金融資產(chǎn)能夠利用其“蓄水池”功能，以超額投資收益提升企業(yè)盈利能力（Denis&Sibilkov，2010；劉貫春等，2019）[3，4]。然而，另一方面，當(dāng)實體企業(yè)的大量資本涌入金融行業(yè)時，資金脫離實體經(jīng)濟而在虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域“空轉(zhuǎn)”，這不僅會直接“擠出”企業(yè)的實體投資（張成思和張步曇，2015；Demir，2009；杜勇等，2017）[1，5，6]，還可能帶來資本市場劇烈波動和虛擬經(jīng)濟過度膨脹，造成系統(tǒng)性金融風(fēng)險甚至金融危機（Stockhammer，2004；成思危，2015）[7，8]。面對該嚴峻形勢和潛在威脅，黨的十九大報告中明確指出，要“深化金融體制改革，增強金融服務(wù)于實體經(jīng)濟的能力”，“完善金融監(jiān)管體系，守住不發(fā)生系統(tǒng)性風(fēng)險的底線”。這表明了國家頂層設(shè)計中對企業(yè)金融化問題的高度重視，也使得企業(yè)金融化問題成為當(dāng)前理論界與實務(wù)界需要重點關(guān)注和探討的重要話題。

目前，關(guān)于企業(yè)金融化的研究大多集中于影響因素與經(jīng)濟后果兩個方面。其中，在經(jīng)濟后果研究中，學(xué)者們關(guān)注的重點主要還停留在實體企業(yè)金融化對企業(yè)自身發(fā)展的影響上。相比之下，對于企業(yè)金融化如何影響資本市場的研究還比較少。僅有的幾篇文獻多從資產(chǎn)價格泡沫（成思危，2015）[8]和股價崩盤風(fēng)險（彭俞超等，2018）[9]等角度闡釋企業(yè)金融化削弱金融體系穩(wěn)定性的渠道，然而卻忽略了從市場參與主體的角度探討企業(yè)金融化與金融市場的關(guān)系，也就缺少對企業(yè)金融化對影響資本市場的特定路徑的識別與理解，這可能限制了對企業(yè)金融化可能產(chǎn)生系統(tǒng)性金融風(fēng)險的解釋力度。本文試圖從連接市場和公司的重要信息中介分析師的角度，根據(jù)中國現(xiàn)實制度背景，分析并檢驗企業(yè)金融化水平對分析師樂觀性偏差的影響，以進一步探討企業(yè)金融化對資本市場影響的具體機制。

經(jīng)過多年的發(fā)展，證券分析師已成為我國資本市場的重要參與者，他們通過收集各類數(shù)據(jù)和信息來分析特定公司的經(jīng)營活動，并以此預(yù)測公司的未來發(fā)展?fàn)顩r，能夠幫助投資者做出正確決策，提高資本市場定價效率。然而，諸多研究也表明，分析師預(yù)測普遍存在著樂觀性偏差（許年行等，2012；褚健等，2019）[10-11]，這反而會在一定程度上損害資本市場信息效率和穩(wěn)定性。那么，分析師是否會關(guān)注實體企業(yè)的金融化行為？企業(yè)金融化又是否會影響分析師的樂觀預(yù)測程度呢？企業(yè)進行金融資產(chǎn)投資的動機具有復(fù)雜性和隱蔽性，投資的收益也具有極高的不確定性，同時分析師又囿于自身認知偏差、盲目自信、聲譽保護和外部利益沖突壓力等多重制約，各種因素相互交織，是否會導(dǎo)致企業(yè)金融化與分析師預(yù)測樂觀性偏差之間表現(xiàn)出一種顯著的非單調(diào)關(guān)系？理清該問題，有助于我們進一步深入認識和理解實體企業(yè)金融化對金融市場穩(wěn)定的影響機制和后果，因而是一個值得討論和實證檢驗的話題。

本文的主要貢獻可能體現(xiàn)在如下方面：第一，補充了實體企業(yè)金融化經(jīng)濟后果，尤其對金融市場穩(wěn)定影響的相關(guān)研究。不同于以往只立足于資產(chǎn)本身的價值和風(fēng)險的研究，本文引入分析師這一獨特視角，揭示了影響企業(yè)金融化與金融市場穩(wěn)定關(guān)系的一條新路徑，體現(xiàn)了市場參與者的重要作用；第二，豐富了現(xiàn)有關(guān)于分析師樂觀性偏差的研究。在企業(yè)金融化這一統(tǒng)一的背景下，系統(tǒng)探討影響分析師樂觀預(yù)測的多重因素，并進行強弱對比，有利于深化我們對于該類問題的理解；第三，完善了經(jīng)濟“脫實向虛”的理論研究，從分析師這一微觀層面進一步闡釋了企業(yè)金融化的經(jīng)濟后果，對規(guī)范分析師行為，引導(dǎo)經(jīng)濟“脫虛向?qū)崱钡南嚓P(guān)政策制定都具有一定的借鑒意義。

二、理論分析與假設(shè)提出

本文主要考察企業(yè)金融化水平對分析師盈余預(yù)測樂觀性偏差的影響，并分析其可能的影響路徑。從理論層面講，企業(yè)進行金融化投資的動機多樣且不易識別，而分析師的樂觀預(yù)測水平也會受到主客觀各種因素的影響，因此，金融化與分析師樂觀性偏差之間的關(guān)系也會具有一定的復(fù)雜性。

首先，分析師的盈余預(yù)測與公司經(jīng)營業(yè)務(wù)活動息息相關(guān)。已有研究發(fā)現(xiàn)，公司融資交易（褚健等，2019）[11]、多元化投資（蔡衛(wèi)星和曾誠，2010）[12]和研發(fā)投資（Huang&Zhang，2011）[13]等均會對分析師盈余預(yù)測行為和質(zhì)量存在不同程度的影響。隨著中國經(jīng)濟金融化程度的不斷加深，金融資產(chǎn)已經(jīng)成為實體企業(yè)資產(chǎn)的重要組成部分，對企業(yè)價值的創(chuàng)造亦會具有重要的影響（戚聿東和張任之，2018）[14]。合理的金融資產(chǎn)配置具有“蓄水池”效應(yīng)，即通過利用企業(yè)部分閑置資金進行短期金融資本投資，從而盤活資金，實現(xiàn)資本的保值、增值，在一定程度上能夠緩解未來主業(yè)投資面臨的融資約束，從而促進實體企業(yè)主業(yè)的發(fā)展。因此，這一“利好”信息可以增加分析師進行樂觀預(yù)測的自信。

不僅如此，還有學(xué)者認為金融資產(chǎn)投資是公司隱藏壞消息和快速調(diào)節(jié)利潤的重要手段，即當(dāng)主營業(yè)務(wù)出現(xiàn)問題導(dǎo)致盈利性下降時，上市公司出于平滑利潤、粉飾報表的目的，會將一些資金投向“短平快”的金融投機活動（彭俞超等，2018）[9]。此時，由于面臨利益沖突，即使分析師已經(jīng)獲知一些負面消息，但為了維護與券商的業(yè)務(wù)關(guān)系，產(chǎn)生更大交易量以獲得更多的交易傭金，以及在機構(gòu)投資者的壓力下（許年行等，2012）[10]，可能會選擇幫助管理層來隱藏壞消息，出具更加樂觀的預(yù)測報告。并且，當(dāng)企業(yè)金融化程度保持在合理范圍之內(nèi)時，分析師跟蹤人數(shù)和頻率還維持在較高水平，分析師個人的預(yù)測偏差會被整體性的預(yù)測偏差所掩蓋，被發(fā)現(xiàn)和質(zhì)疑的可能性較小，對個人聲譽影響不大。此時，分析師的收益遠大于可能的成本或損失，因而會更傾向于發(fā)布更加樂觀的盈余預(yù)測報告。

基于以上分析，提出本文的第一個研究假設(shè)：

H1：實體企業(yè)金融化水平的提升會加劇分析師盈余預(yù)測的樂觀性偏差。

然而，當(dāng)企業(yè)金融化水平過高時，分析師也可能會降低盈余預(yù)測的樂觀程度。首先，從企業(yè)層面來看，金融化程度越高的企業(yè)，投機套利的動機往往越強，對主業(yè)發(fā)展的擠出效應(yīng)也會越嚴重（杜勇等，2017）[6]，從而影響了企業(yè)持續(xù)經(jīng)營和盈利的能力，這在客觀上會降低分析師預(yù)測樂觀程度。而且，通常企業(yè)所持有的金融資產(chǎn)容易受到資本市場波動、經(jīng)濟不確定性和金融監(jiān)管政策不確定性等的影響，其收益波動性和財務(wù)風(fēng)險較大（彭俞超等，2018）[9]。隨著金融化水平的提高，企業(yè)暴露在資本市場中的風(fēng)險敞口越來越大，企業(yè)盈利的不穩(wěn)定性增大，信息披露質(zhì)量也會隨之下降，從而導(dǎo)致分析師盈余預(yù)測難度升級。由于分析師同樣具有風(fēng)險厭惡的行為特質(zhì)（Butler&Lang，1991）[15]，面對不完全信息，分析師很可能降低盈余預(yù)測的樂觀性。

與此同時，由于預(yù)測難度的升高，分析師跟蹤人數(shù)和頻率也會下降，此時如果仍然選擇幫助管理者隱藏壞消息，發(fā)布“非正?！睒酚^的盈余預(yù)測報告，很有可能被發(fā)現(xiàn)和質(zhì)疑，其個人聲譽和所在公司的聲譽都可能面臨巨大的毀損風(fēng)險。分析師在做出盈余預(yù)測時必須權(quán)衡短期性的承銷傭金和交易傭金收益與長期性的投資者信任和個人職業(yè)前途葬送的代價（Fang&Yasuda，2009）[16]。當(dāng)成本大于收益時，分析師對于金融資產(chǎn)比例過大的公司，也會相對降低其盈余預(yù)測的樂觀性。

綜合上述分析可以看出，分析師盈余預(yù)測的樂觀性偏差，一方面可能受到企業(yè)金融化的“蓄水池”動機和自身面臨的利益沖突的影響，與金融化程度呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，另一方面還可能受到金融化的投機動機和自身保守主義、聲譽約束等的影響，與金融化程度呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。因此在分析師利益函數(shù)中，企業(yè)金融化與分析師樂觀性偏差之間的關(guān)系可能是非單調(diào)的，即在樣本觀察期內(nèi)，企業(yè)金融化對分析師盈余預(yù)測樂觀程度的影響，應(yīng)存在某一臨界值，在企業(yè)金融化尚未突破這一臨界值時，分析師傾向于發(fā)布更加樂觀的預(yù)測，而在企業(yè)金融化程度突破這一臨界值時，分析師則會降低對該企業(yè)盈余預(yù)測的樂觀程度。基于此，提出本文的第二個研究假設(shè)：

H2：實體企業(yè)金融化對分析師盈余預(yù)測樂觀性偏差的影響呈倒U型關(guān)系。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2007——2018年的的中國A股上市公司為初步研究樣本，并按一定的條件對樣本進行篩選：（1）剔除金融保險類和房地產(chǎn)類上市公司；（2）剔除分析師未對該公司進行盈余預(yù)測的樣本；（3）剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本；（4）剔除處于ST、*ST等狀態(tài)的樣本。為了排除極端值的影響對所有連續(xù)變量在前后1%的水平上進行了Winsorize處理。本文數(shù)據(jù)主要來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，使用的數(shù)據(jù)處理軟件為Stata15.1。

（二）變量定義

1.分析師盈余預(yù)測樂觀性偏差

本文通過分析師盈余預(yù)測與公司真實盈余的比較判斷分析師的樂觀性偏差，公式為Opti，j，t=（Forei，j，t-Acti，t）/Pricei。其中，Opti，j，t表示分析師j在第t年對公司i每股收益預(yù)測的樂觀性偏差，F(xiàn)orei，j，t為分析師的預(yù)測值，Acti，t為公司實際盈利水平，Pricei為分析師發(fā)布盈余預(yù)測前一個交易日的公司i的收盤股價。進而借鑒許年行等（2012）[10]的思路，在第t年跟蹤公司i的所有分析師中，將Opt大于0的分析師的比例記為Optimism；Optimism越大，則預(yù)測誤差大于0的分析師的比例越大，分析師整體的樂觀性偏差越大。

2.企業(yè)金融化

借鑒Demir（2009）[5]、彭俞超等（2018）[9]的做法，本文以企業(yè)持有的金融資產(chǎn)占平均總資產(chǎn)的比例表示企業(yè)金融化程度。其中，企業(yè)持有的金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、買入返售金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款和持有至到期投資等。

此外，本文還選取多個控制變量。各變量的具體定義如表1所示。

（三）模型設(shè)定

為了初步識別企業(yè)金融化與分析師樂觀性偏差在整體趨勢上是否可能存在某種單調(diào)關(guān)系，本研究首先構(gòu)建了一次線性模型：

其中，Controls代表一系列控制變量；Year為時間固定效應(yīng)；Stkcd代表公司個體固定效應(yīng)； 為隨機誤差項。通過判斷α1是否顯著為正或為負，來初步識別企業(yè)金融化與分析師樂觀性偏差是否可能存在某種單調(diào)關(guān)系。

為了進一步研究企業(yè)金融化與分析師樂觀性偏差的非單調(diào)關(guān)系，在上述模型中加入企業(yè)金融化（FIN）的平方項，構(gòu)建二次曲線模型：

在模型（2）中，重點關(guān)注β2。如果β2顯著為負，則說明企業(yè)金融化與分析師樂觀性偏差之間能夠呈現(xiàn)出一條開口向下的拋物線，即二者存在倒U型關(guān)系；在此基礎(chǔ)上，可以根據(jù)β1和β2兩系數(shù)關(guān)系求出曲線臨界值，對企業(yè)金融化與分析師樂觀性偏差的關(guān)系予以具體分析。

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。由表2可以看出，Optimism的均值為0.715，表明分析師樂觀性偏差程度較高，跟蹤同一家公司的具有樂觀預(yù)測偏差的分析師比例平均達到71.5%；而且該變量最小值為0，最大值為1，標(biāo)準(zhǔn)差為0.121，這還表明不同企業(yè)對應(yīng)的分析師樂觀預(yù)測程度存在較大差異。FIN的平均值為0.017，標(biāo)準(zhǔn)差為0.012，表明我國非金融上市公司的金融化程度平均為1.2%，且存在一定的差異。其他變量的數(shù)值大小和分布特征也與已有文獻保持一致。

（二）回歸結(jié)果與分析

表3報告了基于模型（1）和模型（2）對企業(yè)金融化水平與分析師樂觀性偏差之間關(guān)系進行檢驗的結(jié)果。其中，列（1）和列（2）的結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，變量FIN的系數(shù)均不顯著，這表明企業(yè)金融化水平與分析師樂觀性預(yù)測偏差之間不存在直接的單調(diào)關(guān)系，假設(shè)H1不成立。列（3）和列（4）則列示了兩者之間的非單調(diào)關(guān)系檢驗結(jié)果?？梢钥闯觯瑹o論是否加入控制變量，F(xiàn)IN系數(shù)都在5%的水平上顯著為正，而平方項FIN2的系數(shù)則在5%的水平上顯著為負，表明企業(yè)金融化水平與分析師樂觀性偏差之間存在一種倒U型關(guān)系。以第（4）列中FIN和FIN2的系數(shù)大小計算得到，該倒U型關(guān)系的臨界值為0.097，這意味著當(dāng)企業(yè)金融化水平低于這一臨界值時，就會加劇分析師樂觀性偏差，而一旦高于這一臨界值，分析師預(yù)測樂觀性偏差程度就會下降，假設(shè)H2得以證明。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性問題

上述回歸結(jié)果可能面臨由反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，即企業(yè)金融化會通過一系列途徑影響分析師盈余預(yù)測的樂觀性，但與此同時，分析師盈余預(yù)測的樂觀性也可能反向影響企業(yè)金融化水平的變化。對此，我們采用工具變量法對模型（2）進行重新估計。參照彭俞超等（2018）[9]的做法，采用該年度與該企業(yè)處在同一行業(yè)的其他企業(yè)金融化水平的平均值FIN_ ind和二次項平均值FIN2_ ind作為工具變量。本企業(yè)的金融化水平會受到所在行業(yè)的其他企業(yè)金融化水平的影響，但是其他企業(yè)的金融化水平又不會直接影響分析師對本企業(yè)的盈余預(yù)測，理論上符合工具變量相關(guān)性和外生性的要求。在兩階段最小二乘估計過程中，第一階段估計的F值均大于10，也證明了工具變量的有效性。最終第二階段的回歸結(jié)果如表4的列（1）所示，可以看出，在控制了可能的反向因果問題之后，結(jié)果仍然與前文保持一致，證明結(jié)論穩(wěn)健。

2.改變重要變量衡量方法

首先，對于被解釋變量，前文中主要使用“比例法”來衡量分析師盈余預(yù)測樂觀偏差，這里，則采用“平均值法”來重新進行計算，即在Opti，j，t的基礎(chǔ)上，對該年度所有追蹤公司i的分析師的盈余預(yù)測偏差取均值，得到Optimism2。其次，對于主要解釋變量，前文中未將投資性房地產(chǎn)納入金融資產(chǎn)的范圍內(nèi)，但是根據(jù)杜勇等（2017）[6]的觀點，在房地產(chǎn)行業(yè)高速發(fā)展的現(xiàn)階段，許多企業(yè)持有的投資性房地產(chǎn)具有了更多的逐利屬性，符合金融資產(chǎn)定義，故將其包括在內(nèi)。因此，本文又據(jù)此構(gòu)建了代表企業(yè)金融化的另一指標(biāo)FINb。重新使用以上兩個新變量分別進行穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果，與前文結(jié)論仍保持一致，具體見表4的列（2）和列（3）。

（四）異質(zhì)性檢驗

前述實證結(jié)果已經(jīng)從整體上證明了我國實體企業(yè)金融化和分析師盈余預(yù)測樂觀性偏差之間的倒U型關(guān)系，然而，這種關(guān)系是否會受到企業(yè)所在地區(qū)和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響呢？本文按照公司是否位于東部地區(qū)和是否為國有企業(yè)進行了分組檢驗。分組回歸的結(jié)果見表5，從中可以看出，我國實體企業(yè)金融化與分析師盈余預(yù)測樂觀性偏差之間的倒U型關(guān)系在位于東部地區(qū)，即金融發(fā)展水平更高、市場化程度更高的企業(yè)樣本和非國有企業(yè)樣本中更加明顯。

五、結(jié)論與啟示

實體企業(yè)“脫實向虛”的問題，事關(guān)金融市場穩(wěn)定和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的大局。本文從分析師這一獨特的微觀角度，來探討企業(yè)金融化影響資本市場穩(wěn)定的具體路徑。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融化水平對分析師盈余預(yù)測樂觀性的影響呈倒U型關(guān)系，即當(dāng)企業(yè)金融化水平低于某一臨界值時，就會加劇分析師樂觀性偏差，而一旦高于這一臨界值，分析師預(yù)測樂觀性偏差程度就會下降；而且，這一倒U型關(guān)系在東部地區(qū)和非國有企業(yè)中表現(xiàn)更加明顯。

該研究結(jié)論具有重要的理論和現(xiàn)實意義?，F(xiàn)有研究雖然已經(jīng)意識到了企業(yè)金融化可能會影響資本市場穩(wěn)定，甚至引發(fā)系統(tǒng)性金融風(fēng)險，但是對于具體影響路徑關(guān)注甚少。本文發(fā)現(xiàn)，分析師是調(diào)節(jié)實體企業(yè)金融化與資本市場穩(wěn)定性之間關(guān)系的一個重要中介渠道，這不僅能在一定程度上彌補研究空白，豐富關(guān)于實體企業(yè)金融化經(jīng)濟后果和分析師樂觀性偏差的相關(guān)理論研究成果，還對于如何有效防范企業(yè)金融化的潛在風(fēng)險，維護資本市場穩(wěn)定具有十分重要的政策啟示作用。

首先，對于監(jiān)管部門來講，若要遏制實體企業(yè)過度金融化趨勢，減弱其對資本市場帶來的不利后果，可以考慮從分析師這一中介環(huán)節(jié)入手進行干預(yù)和治理。本文結(jié)果證明了實體企業(yè)金融化能夠?qū)Ψ治鰩燁A(yù)測行為造成影響，那么如果分析師能夠?qū)ζ髽I(yè)的金融化行為有較為準(zhǔn)確的認知，并發(fā)布客觀公正的分析報告，就可以促進資本市場信息效率的提高，維護市場穩(wěn)定和健康發(fā)展。當(dāng)然，這一效果的實現(xiàn)有賴于以下兩方面的努力：一方面，要進一步提升分析師對企業(yè)金融化信息的解讀和分析能力，這是有效發(fā)揮其信息中介作用的基礎(chǔ)條件。本文認為，樂觀性預(yù)測偏差的來源之一就是由于分析師對企業(yè)金融事件和信息認知不足，造成理解偏誤，盲目樂觀。對此，相關(guān)部門要提高對分析師的選拔標(biāo)準(zhǔn)，設(shè)置更高的執(zhí)業(yè)門檻，同時定期開展培訓(xùn)和考核，引入優(yōu)勝劣汰機制，整體提升分析師隊伍的專業(yè)水平。另一方面，還要加強對分析師的監(jiān)管和約束，提高獨立性和客觀性。分析師置身于券商、投資者和企業(yè)等多重利益相關(guān)者網(wǎng)絡(luò)中，保持其獨立性是重中之重。分析師可能會出于利益沖突等非理性動機，對企業(yè)不合理的金融化行為發(fā)表相對樂觀的預(yù)測報告。因此，監(jiān)管部門應(yīng)該完善相關(guān)管理制度，加強監(jiān)管和職業(yè)道德教育，強化聲譽機制，促使分析師獨立地、客觀地對企業(yè)信息的真?zhèn)?、利弊做出判斷?/p>

其次，對于分析師自身來講，一方面，要自覺加強學(xué)習(xí)，及時更新觀念和知識儲備，強化對各類金融資產(chǎn)監(jiān)管政策、運行機制的解讀和認知，并且要積極拓展信息獲取途徑，可以通過實地調(diào)研、電話會議等方式全面了解和掌握企業(yè)做出金融化選擇的真正動因和實際效果。另一方面，還要加強自身的行業(yè)自律性，自覺遵守各項法律法規(guī)，堅守道德底線，對企業(yè)金融化行為的合規(guī)性、收益性、風(fēng)險性等給予客觀謹慎的職業(yè)判斷。

最后，良好的信息透明度是對企業(yè)金融化風(fēng)險進行識別、監(jiān)管和防范的基礎(chǔ)條件，因此，對于企業(yè)來講，要提高企業(yè)金融化的信息披露水平，降低與外部市場的信息不對稱程度。企業(yè)進行金融資產(chǎn)配置的動機多樣，且具有隱蔽性，這在一定程度上改變了分析師等外部市場參與主體所處的信息環(huán)境，進而影響其價值判斷和投資決策，不僅不利于企業(yè)自身價值的提升，還會加劇金融市場的不穩(wěn)定性。因此，相關(guān)監(jiān)管部門應(yīng)該采取措施，提高對實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置動機、運作、收益等信息的披露要求，企業(yè)自身也要自覺提高金融化信息披露的透明度和及時性，為外部市場主體做出正確判斷和選擇提供基礎(chǔ)條件。

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