謝 芳

一、引 言

越來越多的文獻(xiàn)表明，我國企業(yè)創(chuàng)新的數(shù)量雖然大幅增加，但創(chuàng)新質(zhì)量卻并未顯著提升(黎文靖和鄭曼妮，2016)①中國社科院社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社出版的《法治藍(lán)皮書：中國法治發(fā)展報告No.15(2017)》表明，盡管我國專利申請量已經(jīng)連續(xù)多年位居全球首位，但其利用率則極不理想?！，F(xiàn)有文獻(xiàn)主要分析了創(chuàng)新追趕戰(zhàn)略、政府補(bǔ)貼以及產(chǎn)業(yè)優(yōu)惠政策等宏觀政策對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響，卻很少分析資本市場發(fā)展對我國企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響(郝項超等，2018)。

本文重點研究了資本市場中金融分析師對我國上市公司創(chuàng)新質(zhì)量的影響。金融分析師(以下簡稱為分析師)是現(xiàn)代資本市場中重要的信息中介之一，在資本市場有效發(fā)揮資本配置、風(fēng)險管理和監(jiān)督治理等功能的過程中扮演著重要角色。分析師通常通過搜集、分析與解釋所獲數(shù)據(jù)，向市場提供新信息，從而促進(jìn)資本市場健康發(fā)展。國內(nèi)外大量文獻(xiàn)研究了分析師盈余預(yù)測與薦股意見及其對股票市場的影響(Lin 和McNichols，1998；Jackson，2005；Yu，2008；Green 等，2014；Corwin 等，2017；李志生等，2017)，雖然有少數(shù)文獻(xiàn)研究了分析師關(guān)注對企業(yè)創(chuàng)新的影響，但其結(jié)論完全相反(He 和Tian，2013；謝震和艾春榮，2014；余明桂等，2017)。不僅如此，與國外文獻(xiàn)相比，國內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)主要考察了分析師關(guān)注對創(chuàng)新投入與數(shù)量的影響，但并未考察其對創(chuàng)新質(zhì)量的影響。因此，盡管分析師關(guān)注對創(chuàng)新投入和數(shù)量產(chǎn)生了積極影響，但其如何促使創(chuàng)新質(zhì)量的提升尚未有清晰闡述。

現(xiàn)有文獻(xiàn)的另一個局限是只考察了分析師關(guān)注的總體影響，卻忽略了分析師異質(zhì)性所導(dǎo)致的結(jié)構(gòu)性差異影響。對于關(guān)注同一公司的多個分析師而言，每個分析師的經(jīng)驗、能力、信息資源以及激勵機(jī)制都可能不同。因此，即便關(guān)注上市公司的分析師人數(shù)相同，但分析師構(gòu)成差異也可能導(dǎo)致分析師關(guān)注的影響不同。在眾多因素中，分析師獨立性受到監(jiān)管部門與學(xué)術(shù)界的普遍關(guān)注。在現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)中，分析師所在機(jī)構(gòu)與被關(guān)注企業(yè)的業(yè)務(wù)聯(lián)系使得其經(jīng)常受到利益沖突的影響。由于其薪酬的很大一部分由所在機(jī)構(gòu)業(yè)務(wù)部門收入決定，證券公司分析師很容易受到這些部門壓力的影響①比如摩根士丹利經(jīng)常向其分析師施壓，令其修改與客戶有關(guān)的負(fù)面研究報告(Lin 和McNichols，1998)。。無論是維護(hù)現(xiàn)有客戶還是拓展?jié)撛诳蛻?，證券公司的投行等業(yè)務(wù)部門都不希望研究部門的分析師發(fā)表不利于客戶的盈余預(yù)測或薦股意見(Lin 和McNichols，1998)。在利益沖突的影響下，承銷商的關(guān)聯(lián)分析師通常發(fā)表較為樂觀的盈余預(yù)測與薦股意見，結(jié)果導(dǎo)致市場的普遍質(zhì)疑(Dugar 和Nathan，1995；Corwin 等，2017)。

為了減少利益沖突對分析師的不利影響，世界各國監(jiān)管部門都出臺了嚴(yán)格的監(jiān)管措施。中國證監(jiān)會與中國證券業(yè)協(xié)會也相繼發(fā)布多個監(jiān)管文件。監(jiān)管部門特別強(qiáng)調(diào)，證券公司應(yīng)當(dāng)建立研究報告與其他業(yè)務(wù)之間的隔離墻制度，分析師執(zhí)業(yè)應(yīng)當(dāng)遵循獨立、客觀等原則，有效避免利益沖突，公平對待發(fā)布對象?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，獨立分析師預(yù)測準(zhǔn)確性普遍不如非獨立分析師，但獨立分析師存在間接約束效應(yīng)(Gu 和Xue，2008；Xue，2017)。獨立分析師無意識的監(jiān)督與信息競爭迫使非獨立分析師必須增加私有信息獲取以維持信息優(yōu)勢，從而增強(qiáng)分析師的信息效應(yīng)，弱化其壓力效應(yīng)。然而遺憾的是，盡管國際上對分析師獨立性的研究非常豐富，但國內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)非常有限，并且主要是研究分析師獨立性對預(yù)測準(zhǔn)確性和薦股意見的影響(Gu 等，2013)，尚未有文獻(xiàn)研究其對企業(yè)創(chuàng)新的影響。

本文依據(jù)詳細(xì)的專利數(shù)據(jù)構(gòu)建了創(chuàng)新質(zhì)量的度量指標(biāo)，并基于2003 年至2015 年我國上市公司的數(shù)據(jù)，實證檢驗分析師關(guān)注及其獨立性對上市公司創(chuàng)新質(zhì)量的影響。實證結(jié)果表明，在發(fā)展水平相對有限的中國股票市場，分析師關(guān)注的增加促使上市公司提升創(chuàng)新質(zhì)量。獨立分析師的存在通過增強(qiáng)非獨立分析師的信息效應(yīng)間接促使上市公司提升創(chuàng)新質(zhì)量。即便采用兩階段最小二乘法、控制分析師個人特征與所有權(quán)差異的影響，上述結(jié)論仍然成立。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，分析師關(guān)注影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的信息效應(yīng)主要通過改善股票流動性狀況、提高股價吸收信息的效率以及吸引更多機(jī)構(gòu)投資者三條途徑來實現(xiàn)，但獨立分析師的存在能夠通過吸引更多機(jī)構(gòu)投資者來增強(qiáng)信息效應(yīng)。

本文的邊際貢獻(xiàn)可能體現(xiàn)在兩個方面。一方面，本文將分析師獨立性影響的文獻(xiàn)進(jìn)一步拓展至企業(yè)創(chuàng)新領(lǐng)域，彌補(bǔ)了現(xiàn)有研究的不足。另一方面，本文將國內(nèi)關(guān)于分析師與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的研究從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新數(shù)量維度拓展至創(chuàng)新質(zhì)量維度，提供了新興股票市場的新證據(jù)，進(jìn)一步豐富了相關(guān)文獻(xiàn)。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假說

（一）文獻(xiàn)綜述

本研究主要涉及兩類文獻(xiàn)。

第一類文獻(xiàn)是關(guān)于分析師影響的研究。現(xiàn)有文獻(xiàn)從三個方面考察了分析師的影響。首先，大量文獻(xiàn)研究了分析師的信息中介功能，但其結(jié)論并不一致。一部分研究認(rèn)為分析師的盈余預(yù)測(尤其是長期盈余增長)和薦股意見過于樂觀，依據(jù)分析師意見的投資收益通常更低(Corwin 等，2017；李志生等，2017)；其他研究則發(fā)現(xiàn)，分析師盈余預(yù)測樂觀而準(zhǔn)確，提供的信息更多(Frankel 等，2006)，股價對信息的反應(yīng)更迅速徹底(Piotroski 和Roulstone，2004)，依據(jù)分析師意見可以獲得更高的超額收益(Green 等，2014)或者能夠改善股票流動性狀況(Roulstone，2003)。其次，關(guān)于分析師獨立性、聲譽(yù)等分析師特征的研究。就分析師獨立性而言，多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)，獨立分析師的盈余預(yù)測能力并不比非獨立分析師更好，甚至更差(Dugar 和Nathan，1995)，但其薦股意見樂觀程度較低(Lin 和McNichols，1998)，而且能夠提供獲利更多的薦股意見(Barber 等，2007)。就分析師聲譽(yù)而言，多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)分析師聲譽(yù)可以提升盈余預(yù)測質(zhì)量，降低意見的樂觀程度(Jackson，2005)，但在中國，分析師聲譽(yù)的影響似乎并不理想。最后，關(guān)于分析師的公司治理效應(yīng)的研究。有研究發(fā)現(xiàn)，由于受過專門的財務(wù)訓(xùn)練和具有豐富的行業(yè)知識，分析師能夠有效抑制盈余管理(Yu，2008)，發(fā)現(xiàn)財務(wù)欺詐(Dyck 等，2010)。

第二類文獻(xiàn)是分析師關(guān)注與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的研究。這是與本文最為相關(guān)的文獻(xiàn)，但其數(shù)量非常有限。He 和Tian(2013)最早研究分析師關(guān)注對企業(yè)創(chuàng)新的影響。依據(jù)1993 年至2005 年美國上市公司的數(shù)據(jù)，他們發(fā)現(xiàn)分析師關(guān)注的下降反而導(dǎo)致企業(yè)專利數(shù)量與質(zhì)量同時增加。據(jù)此，他們認(rèn)為，美國股票市場的分析師關(guān)注對管理層施加了太多壓力，從而導(dǎo)致嚴(yán)重的管理層短期主義，不利于企業(yè)創(chuàng)新。但針對中國上市公司的研究則得到完全不同的結(jié)論。比如，謝震和艾春榮(2014)發(fā)現(xiàn)，分析師關(guān)注通過降低信息不對稱程度促使公司增加研發(fā)投入，而余明桂等(2017)發(fā)現(xiàn)分析師關(guān)注導(dǎo)致上市公司專利數(shù)量顯著增長。因此，已有文獻(xiàn)不僅結(jié)論迥異，對創(chuàng)新質(zhì)量的影響也考察不足，尤其是國內(nèi)文獻(xiàn)。不僅如此，國內(nèi)外文獻(xiàn)普遍忽略了同一上市公司的分析師異質(zhì)性，也未能考察分析師獨立性對創(chuàng)新的影響。

（二）研究假說

1. 分析師關(guān)注與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量假說

現(xiàn)有文獻(xiàn)認(rèn)為，分析師關(guān)注對企業(yè)創(chuàng)新可能存在兩種對立影響(He 和Tian，2013)。

首先，分析師可能通過信息效應(yīng)減少管理層短視行為，從而促進(jìn)創(chuàng)新。創(chuàng)新活動的周期長且不確定性高，失敗的概率也較高。不僅如此，企業(yè)為了獲得壟斷創(chuàng)新的租金，通常比較不愿意披露與創(chuàng)新相關(guān)的信息，使創(chuàng)新活躍的企業(yè)通常面臨嚴(yán)重的信息內(nèi)斂，導(dǎo)致其股票價值被嚴(yán)重低估。股票價值低估加上股價對好消息反應(yīng)更快的特點會打擊企業(yè)戰(zhàn)略創(chuàng)新的積極性，導(dǎo)致管理層放棄高風(fēng)險高收益的創(chuàng)新，轉(zhuǎn)而進(jìn)行低風(fēng)險低價值的創(chuàng)新，以便盡快產(chǎn)生現(xiàn)金回報。然而，分析師更可能關(guān)注這類信息不對稱狀況，因為通過挖掘價值低估股票的私有信息①很多分析師研究報告不僅發(fā)表盈余預(yù)測與薦股意見，還對公司研發(fā)活動及其持有專利的商業(yè)價值進(jìn)行分析，這些分析有助于投資者更好地認(rèn)識企業(yè)創(chuàng)新的價值?？梢孕纬色@利更多的投資意見，賺取更多傭金。因此，分析師關(guān)注可以降低信息不對稱程度，發(fā)掘創(chuàng)新企業(yè)的價值，從而減少管理層短視行為，激勵企業(yè)進(jìn)行更多高質(zhì)量創(chuàng)新。與此同時，信息不對稱程度的降低不僅可以提升公司股票的流動性，促進(jìn)股價更加有效地吸收信息，也可能吸納更多的機(jī)構(gòu)投資者。機(jī)構(gòu)投資者通常在公司治理中扮演重要的角色，可以更好地約束管理層，減少管理層短視行為，從而進(jìn)一步強(qiáng)化分析師的信息效應(yīng)，促進(jìn)企業(yè)提升創(chuàng)新質(zhì)量。

其次，管理層迎合分析師預(yù)測以避免股價下跌的行為會導(dǎo)致管理層短視現(xiàn)象，從而不利于企業(yè)創(chuàng)新。分析師通常會定期發(fā)布盈余預(yù)測與薦股意見，這使得企業(yè)不得不經(jīng)常關(guān)注短期業(yè)績表現(xiàn)。通常情況下，當(dāng)公司業(yè)績低于分析師預(yù)期時，股價會顯著下跌，此時管理層可能會通過削減研發(fā)投資來改善短期業(yè)績。這種盈余管理可能穩(wěn)定了股價，但可能導(dǎo)致創(chuàng)新中斷。因此，分析師關(guān)注導(dǎo)致的股價下跌壓力可能促使管理層產(chǎn)生短視行為，進(jìn)而影響企業(yè)創(chuàng)新。

綜上所述，分析師關(guān)注對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響取決于信息效應(yīng)與壓力效應(yīng)的綜合影響結(jié)果?；谏鲜龇治?，本文提出如下假說。

假說1a：分析師關(guān)注信息效應(yīng)越強(qiáng)，上市公司創(chuàng)新質(zhì)量越高。

假說1b：分析師關(guān)注壓力效應(yīng)越強(qiáng)，上市公司創(chuàng)新質(zhì)量越低。

2. 分析師獨立性與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量假說

盡管學(xué)術(shù)界對分析師的作用存在爭議，但20 世紀(jì)90 年代發(fā)生的一系列因投資銀行業(yè)務(wù)關(guān)系而導(dǎo)致的分析師有偏研究報告引起美國監(jiān)管部門與投資者的強(qiáng)烈擔(dān)心。在這些事件中，很多大型投資銀行、明星分析師和大企業(yè)卷入其中。最終，美國證券委員會(SEC)、金融行業(yè)監(jiān)管局、紐交所和美國十大投資銀行于2003 年共同簽訂了《分析師研究國際協(xié)議(Global Analyst Research Settlements)》。就我國分析師市場而言，我國資本市場的金融分析師發(fā)展較晚，職業(yè)操守問題較為突出。因此，2001 年中國證券業(yè)協(xié)會出臺《中國證券分析師職業(yè)道德守則》，2012 年將其修改為《證券分析師執(zhí)業(yè)行為準(zhǔn)則》。2010 年中國證監(jiān)會出臺《發(fā)布證券研究報告暫行規(guī)定》，進(jìn)一步加強(qiáng)對分析師的監(jiān)管。在所有的監(jiān)管文件中，中國證監(jiān)會與證券業(yè)協(xié)會都明確要求證券分析師在撰寫研究報告和發(fā)表意見時保持獨立，證監(jiān)會同時要求各證券公司在研究部門與其他業(yè)務(wù)部門之間建立有效的隔離墻。

已有文獻(xiàn)證明分析師的獨立性會影響分析師預(yù)測的結(jié)果，也會進(jìn)一步影響公司管理層的行為。那么在同樣數(shù)量的分析師關(guān)注情況下，分析師的獨立性會對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)生何種影響？綜合以往文獻(xiàn)，分析師獨立性對企業(yè)創(chuàng)新的影響體現(xiàn)在直接與間接兩個方面(Xue，2017)。

在直接影響方面，獨立分析師與非獨立分析師都可以通過提供盈余預(yù)測與薦股意見發(fā)揮作用。在信息效應(yīng)方面，由于獨立分析師無法獲得足夠的資源，也沒有特別渠道來獲取私有信息，獨立分析師比非獨立分析師的事后預(yù)測準(zhǔn)確性要差，提供的有用信息也比較有限。因此，獨立分析師的信息效應(yīng)會弱于非獨立分析師。在壓力效應(yīng)方面，雖然獨立分析師事后的預(yù)測準(zhǔn)確性差，但通常外部投資者更信任獨立分析師，因此其預(yù)測更容易成為市場預(yù)期。股價對獨立分析師預(yù)測的反應(yīng)大于對非獨立分析師預(yù)測的反應(yīng)就是一個非常直接的證據(jù)(Gu 和Xue，2008)。從這個角度看，分析師越獨立，其預(yù)測對管理層的影響就越大，壓力效應(yīng)可能越明顯。總而言之，由于壓力效應(yīng)明顯大于信息效應(yīng)，分析師獨立性對企業(yè)創(chuàng)新的影響更傾向于負(fù)面。

在間接影響方面，獨立分析師主要通過兩個渠道影響企業(yè)創(chuàng)新。第一，獨立分析師可以約束非獨立分析師的行為，增加預(yù)測信息量，提高預(yù)測準(zhǔn)確性，降低薦股意見的樂觀程度，從而放大分析師關(guān)注對企業(yè)創(chuàng)新影響的信息效應(yīng)(Gu 和Xue，2008)。一方面，獨立分析師并不會故意監(jiān)督非獨立分析師，但當(dāng)兩者同時關(guān)注一只股票并提供預(yù)測時，獨立分析師會無意中發(fā)揮監(jiān)督作用。由于非獨立分析師與被關(guān)注企業(yè)的關(guān)系是可觀測的，投資者通常會將其預(yù)測與獨立分析師預(yù)測進(jìn)行比較，從而判斷其背后的潛在激勵。在獨立分析師存在的情況下，非獨立分析師有動機(jī)減小其預(yù)測偏差(Xue，2017)。另一方面，獨立分析師的存在必然會與非獨立分析師形成信息競爭關(guān)系，這迫使后者必須增加私有信息的獲取來維持其信息優(yōu)勢，從而增強(qiáng)分析師關(guān)注的信息效應(yīng)。第二，處于信息劣勢的獨立分析師也可以通過跟隨策略獲取非獨立分析師的信息，從而更好地發(fā)揮其約束作用(Gu 和Xue，2008)。在實踐中，分析師通常會持續(xù)跟蹤一只股票。在開始階段，獨立分析師通常處于信息劣勢，但其可以采取延遲發(fā)布預(yù)測的策略，先觀察非獨立分析師的預(yù)測并采取跟隨策略以獲取更多信息?？傊?，獨立分析師可以通過間接渠道提升關(guān)注同一公司分析師的預(yù)測質(zhì)量和信息量，從而強(qiáng)化分析師關(guān)注的信息效應(yīng)。

綜上分析，本文提出如下獨立分析師的直接和間接效應(yīng)假說。假說2a：從直接影響的角度看，關(guān)注同一上市公司分析師的獨立性越高，分析師關(guān)注的壓力效應(yīng)越顯著，企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量越低。

假說2b：從間接影響的角度看，關(guān)注同一上市公司的分析師獨立性越高，分析師關(guān)注的信息效應(yīng)越顯著，企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量越高。

三、研究方法

（一）實證計量模型設(shè)計

借鑒He 和Tian(2013)的研究，本文采用如下計量模型來檢驗分析師關(guān)注對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響：

其中QULTYit＋1是t＋1 年上市公司i 的創(chuàng)新質(zhì)量。采用t＋1 期是因為分析師關(guān)注對企業(yè)創(chuàng)新的影響存在滯后效應(yīng)(He 和Tian，2013；郝項超和梁琪，2019)。創(chuàng)新質(zhì)量采用平均專利他引次數(shù)(Avgcit)和平均專利權(quán)利要求數(shù)量(Claim)度量。分析師關(guān)注(Coverage)采用給定年度內(nèi)關(guān)注某公司的分析師總?cè)藬?shù)度量。X 是控制變量，借鑒以往研究，本文重點控制四類可能影響創(chuàng)新的因素。第一類是企業(yè)財務(wù)變量，包括企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Debtratio)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、企業(yè)成立年限(Age)、固定資產(chǎn)與總資產(chǎn)比值(Fix)以及無形資產(chǎn)與總資產(chǎn)比值(Intan)。第二類是企業(yè)公司治理變量，包括第一大股東持股比例(First)、機(jī)構(gòu)投資者持股比例(Inst)、董事會規(guī)模(Boardsize)、獨立董事占比(Ind_board)、高級管理人員平均薪酬(Comp)、董事長與總經(jīng)理兩職合一(Chair)。第三類是其他影響創(chuàng)新的因素，主要包括融資約束與市場競爭。對于融資約束，本文采用Hadlock 和Pierce(2010)提出的融資約束指標(biāo)(SA指數(shù))度量。對于市場競爭，本文以銷售收入為依據(jù)，計算證監(jiān)會2012 年行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)兩位數(shù)字行業(yè)的赫芬達(dá)爾指數(shù)(HHI)并以此度量。第四類是分析師個人特征，本文重點控制分析師聲譽(yù)(Reputation)的影響。分析師聲譽(yù)以所有關(guān)注公司的分析師中列入《新財富》最佳分析師的占比衡量，其通常被認(rèn)為是分析師經(jīng)驗與能力的綜合體現(xiàn)。同時，本文加入行業(yè)(IND)與年度(YEAR)固定效應(yīng)以控制潛在的不可觀測因素的影響。

對于分析師獨立性與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量假說，本文在式(1)的基礎(chǔ)上加入了分析師獨立性變量(Ind-analyst)及其與分析師關(guān)注變量的交叉項(Coverageit×Ind_analyst)，構(gòu)建如下擴(kuò)展模型：

分析師獨立性(Ind_analyst)以當(dāng)年關(guān)注同一上市公司分析師中獨立分析師的占比衡量。借鑒Gu 和Xu(2008)以及Corwin 等(2017)的研究，本文依據(jù)分析師所在證券公司與被關(guān)注公司是否存在投資銀行業(yè)務(wù)來判斷分析師的獨立性。投資銀行業(yè)務(wù)包括首次公開發(fā)行、增發(fā)、配股和并購咨詢業(yè)務(wù)。如果分析師所在機(jī)構(gòu)與被關(guān)注公司不存在上述業(yè)務(wù)關(guān)系，則該分析師為獨立分析師；反之，如果存在上述一項或多項業(yè)務(wù)關(guān)系，則為非獨立分析師。在式(2)中，分析師獨立性(Ind_analyst)的系數(shù)b3捕捉了分析師獨立性對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的直接影響，交叉項的系數(shù)b2度量了分析師獨立性通過分析師關(guān)注的信息效應(yīng)對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的間接影響，分析師關(guān)注(Coverage)的系數(shù)b1衡量控制了獨立分析師直接與間接影響后分析師關(guān)注對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響。其他變量的定義與式(1)一致。

（二）樣本與數(shù)據(jù)

本文考察的樣本為2003 年至2015 年所有上市制造業(yè)企業(yè)。采用以上樣本是基于三個原因。第一，2003 年前分析師數(shù)據(jù)不完整且分析師關(guān)注的企業(yè)數(shù)量有限。第二，創(chuàng)新活動主要發(fā)生在制造業(yè)企業(yè)，以該行業(yè)上市公司為樣本更具有代表性。第三，行業(yè)的巨大差異可能會導(dǎo)致結(jié)論偏差，聚焦于制造業(yè)可以降低其偏差程度?？紤]專利引用的滯后導(dǎo)致年度較晚的專利引用數(shù)據(jù)受截尾偏差影響較大，本文只保留2016 年及之前的公司樣本。同時，基于研究分析師關(guān)注對未來一期企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響，本文將樣本期間限制在2003 年至2015 年。本文最終得到共計10217 個年度-公司觀測值的非平衡面板數(shù)據(jù)。本文專利數(shù)據(jù)來自北京合享新創(chuàng)信息科技有限公司，分析師、財務(wù)以及公司治理數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。

四、實證結(jié)果與分析

在估計實證模型參數(shù)的過程中，考慮到專利數(shù)據(jù)右偏比較嚴(yán)重且很多數(shù)值為零，本文將其加上1 后取自然對數(shù)。對于連續(xù)變量，本文進(jìn)行上下各1%的縮尾處理。

（一）分析師關(guān)注影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的實證分析

表1 報告了分析師關(guān)注影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的回歸結(jié)果?？梢钥吹剑谄骄鶎＠螖?shù)(Avgcit)和平均專利權(quán)利要求數(shù)量(Claim)的結(jié)果中，分析師關(guān)注(Coverage)的系數(shù)均為正值，且均在1%的水平上顯著。從經(jīng)濟(jì)意義的角度看，關(guān)注上市公司的分析師人數(shù)自然對數(shù)值增加一個標(biāo)準(zhǔn)差(自然對數(shù)化后為1.033)，其平均專利他引次數(shù)增加3.616%(即1.033×0.035)，平均專利權(quán)利要求數(shù)量增加12.913%(即1.033×0.125)。以上結(jié)果表明，分析師關(guān)注的增加可以顯著提升上市公司創(chuàng)新質(zhì)量。本文的結(jié)果與謝震和艾春榮(2014)以及余明貴等(2017)已有文獻(xiàn)對企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新數(shù)量關(guān)系的發(fā)現(xiàn)一致，但與He 和Tian(2013)基于美國上市公司的研究結(jié)論相反。導(dǎo)致上述結(jié)論差異的原因可能在于兩國股票市場的分析師發(fā)展差異。盡管美國股票市場非常發(fā)達(dá)，但近些年包括分析師在內(nèi)的市場力量的短期主義行為日漸增多。一個典型的現(xiàn)象是，美國企業(yè)公開發(fā)行股票的數(shù)量在2000 年之后大幅下降，并且大量上市公司進(jìn)行私有化以規(guī)避市場短期主義的不利影響。與之相比，我國股票市場還在不斷完善中，分析師等市場力量也在不斷成長，所以我國證券分析師的信息效應(yīng)可能超過壓力效應(yīng)，總體上促進(jìn)了上市公司創(chuàng)新質(zhì)量的提升?？傊?，本文的發(fā)現(xiàn)支持假說1a。

表1 分析師關(guān)注與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的回歸結(jié)果

（二）分析師獨立性影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的實證分析

表2 報告了分析師獨立性影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的回歸結(jié)果。前兩欄報告了同時加入分析師獨立性(Ind_analyst)及其與分析師關(guān)注(Coverage)交叉項的結(jié)果。可以看到，分析師關(guān)注(Coverage)的系數(shù)仍為正值，但比表1 中的數(shù)值有不同程度的下降；分析師獨立性的系數(shù)均為負(fù)值，但統(tǒng)計上不顯著。因此，分析師獨立性對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的直接效應(yīng)只得到微弱證據(jù)的支持。然而，分析師獨立性(Ind_analyst)與分析師關(guān)注(Coverage)交叉項的系數(shù)均為正值，并且至少在5%的水平上顯著。這些結(jié)果說明，在關(guān)注上市公司的分析師人數(shù)相同時，獨立分析師越多，企業(yè)創(chuàng)新的質(zhì)量越高。因此，分析師獨立性對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的間接效應(yīng)得到較強(qiáng)證據(jù)的支持。

分析師獨立性的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的綜合影響是正向還是負(fù)向？本文首先對兩個模型估計結(jié)果中分析師獨立性的系數(shù)及其與分析師關(guān)注交叉項的系數(shù)之和進(jìn)行聯(lián)合檢驗，F(xiàn) 檢驗值分別為5.57 和3.04，至少在10%水平上顯著。本文進(jìn)一步只保留分析師獨立性變量，并以創(chuàng)新質(zhì)量對其進(jìn)行重新回歸估計。在不加入分析師獨立性與分析師關(guān)注兩個變量的交叉項時，分析師獨立性的系數(shù)也能捕捉分析師獨立性對企業(yè)創(chuàng)新影響的綜合結(jié)果。表2 后兩欄的結(jié)果表明，分析師獨立性的系數(shù)都是正值且統(tǒng)計上都顯著?？傊?，上述分析表明分析師獨立性總體上有利于企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的提升。

需要注意的是，控制分析師獨立性對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的直接與間接影響后，在表2前兩欄結(jié)果中，分析師關(guān)注變量的系數(shù)下降的最大幅度未超過5%。因此，盡管統(tǒng)計上表明分析師獨立性對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提升存在顯著影響，但從經(jīng)濟(jì)意義的角度看，其影響可能比較有限。本文認(rèn)為導(dǎo)致這種結(jié)果的原因可能在于我國股票市場中獨立分析師的占比太低。獨立分析師越少，其能夠覆蓋的公司范圍就越小，其對非獨立分析師的監(jiān)督效果和競爭壓力越有限，因而獨立分析師的約束機(jī)制與競爭機(jī)制越可能受到限制，其通過信息效應(yīng)對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)生的積極影響會越弱。類似情況在美國股票市場發(fā)展歷史上也存在過。2003 年之前，在美國股票市場中，獨立分析師占全部分析師的比例最高時不超過19%，最低時不足3.5%(Gu 和Xue，2008)；2003 年之后，受《分析師研究國際協(xié)議》的影響，其獨立分析師的平均占比迅速提升至87%，并且產(chǎn)生了非常積極的影響(Corwin 等，2017)。因此，本文認(rèn)為中國監(jiān)管部門可借鑒美國分析師市場的發(fā)展經(jīng)驗，采取適當(dāng)措施來增加我國股票市場的獨立分析師供應(yīng)，通過發(fā)揮獨立分析師的約束與競爭機(jī)制，促進(jìn)上市公司更好地進(jìn)行創(chuàng)新。

表2 分析師獨立性與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗

本文重點在如下四個方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

首先，本文借鑒Yu(2008)的研究，采用兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)一步減弱模型內(nèi)生性的影響。

一般而言，證券公司分析師的規(guī)模取決于該公司的收入狀況。收入增加時證券公司可能會雇傭更多分析師，反之則縮減分析師規(guī)模。分析師人數(shù)增加則上市公司被關(guān)注的概率就上升，反之則下降。因此，上市公司預(yù)期被分析師關(guān)注的概率與證券公司收入密切相關(guān)，但后者不太可能與上市公司創(chuàng)新質(zhì)量有顯著聯(lián)系。因此，證券公司分析師規(guī)模變化導(dǎo)致的預(yù)期分析師關(guān)注變化可以作為分析師關(guān)注的外生工具變量。預(yù)期分析師關(guān)注的計算公式如下：

其中ExpCoverageijt是t 年度公司i 被證券公司j 的分析師關(guān)注的預(yù)期值。Brokersizejt表示t 年度證券公司j 聘用的分析師總?cè)藬?shù)，Brokersizej0表示基期年度證券公司j 聘用的分析師總?cè)藬?shù)。Coverageij0是基期年度證券公司j 關(guān)注公司i 的分析師人數(shù)。ExpCoverageit是t 年度公司i 所有分析師關(guān)注預(yù)期的合計，即預(yù)期分析師關(guān)注。通常證券公司只會指派一個分析師或分析師團(tuán)隊關(guān)注一個公司，因此分析師關(guān)注的預(yù)期值(ExpCoverageijt)實際衡量了t 年度證券公司j 相對于基期年度繼續(xù)分配分析師關(guān)注公司i 的概率。計算分析師關(guān)注預(yù)期值(ExpCoverage)的關(guān)鍵是選擇基期年度。理論上可以選擇任何一年，但預(yù)期分析師關(guān)注是一個小于1 的值，因此選擇的年度最好使得上市公司至少有一個分析師關(guān)注。早期分析師數(shù)量與關(guān)注上市公司的數(shù)量均有限，為保留更多的樣本公司，本文借鑒Yu(2008)的研究，盡量選擇中間或者更晚年度作為基期年度。同時，本文觀察到2011 年中國證券公司聘用分析師的規(guī)模達(dá)到最高，因此選擇2011 年作為基期年度以盡量覆蓋更多的樣本公司。實際上，選擇其他年度作為基期年度除改變樣本規(guī)模外，并不會改變研究結(jié)論。

本文采用兩階段最小二乘法(2SLS)重新檢驗分析師關(guān)注與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系。在第一階段，本文將分析師關(guān)注作為被解釋變量對預(yù)期分析師關(guān)注以及其他控制變量進(jìn)行回歸，通過預(yù)測得到分析師關(guān)注的擬合值并將其作為分析師關(guān)注的工具變量。在第二階段，本文將式(1)和式(2)中的分析師關(guān)注變量替換為工具變量，重新估計兩個模型。借鑒Yu(2008)的研究，本文在第二階段的估計中剔除2011 年的數(shù)據(jù)。表3 的第(1)欄報告了第一階段估計的結(jié)果?？梢钥吹剑治鰩熽P(guān)注預(yù)期值(ExpCoverage)的系數(shù)在1%的水平上顯著，因此其是分析師關(guān)注(Coverage)合適的工具變量。表3 第(2)欄至第(5)欄報告了第二階段的估計結(jié)果。可以看到，除了數(shù)值略有變化外，分析師關(guān)注工具變量、分析師獨立性變量以及二者交叉項系數(shù)的符號與顯著性都未發(fā)生明顯變化。因此，采用兩階段最小二乘法減少模型內(nèi)生性問題后，本文的主要結(jié)論仍然成立。

表3 兩階段最小二乘法的回歸結(jié)果

其次，本文進(jìn)一步檢驗分析師關(guān)注對t＋3 期企業(yè)創(chuàng)新的影響。

該檢驗結(jié)果表明，分析師關(guān)注(Coverage)、分析師獨立性(Ind_analyst)及兩者交叉項的系數(shù)均未發(fā)生顯著變化。

再次，本文進(jìn)一步加入分析師個人特征以控制變量遺漏可能產(chǎn)生的影響。

已有研究表明分析師經(jīng)驗、分析師關(guān)注公司的數(shù)量和分析師發(fā)布報告的數(shù)量都會影響其研究報告的質(zhì)量(Yu，2008)。本文定義分析師經(jīng)驗(Experience)等于分析師發(fā)布第一份報告至2015 年末的季度數(shù)量，分析師關(guān)注公司數(shù)量(Cnumber)等于給定年度內(nèi)分析師跟蹤調(diào)研上市公司的數(shù)量，分析師發(fā)布報告數(shù)量(Fnumber)等于給定年度分析師發(fā)布研究報告的數(shù)量。對于每個公司，其年度分析師經(jīng)驗、分析師關(guān)注公司數(shù)量和分析師發(fā)布報告數(shù)量等于所有分析師的均值。其結(jié)果表明，分析師經(jīng)驗(Experience)、分析師關(guān)注公司數(shù)量(Cnumber)以及分析師發(fā)布報告數(shù)量(Fnumber)的系數(shù)多數(shù)不顯著，分析師關(guān)注(Coverage)、分析師獨立性(Ind_analyst)及兩者交叉項的系數(shù)均未發(fā)生明顯變化。

最后，本文進(jìn)一步考察分析師對國有與非國有上市公司創(chuàng)新質(zhì)量影響的差異。

本文根據(jù)上市公司實際控制人性質(zhì)將其分為國有與非國有控股上市公司兩組，并分別進(jìn)行回歸。其結(jié)果表明，分析師關(guān)注(Coverage)、分析師獨立性(Ind_analyst)及兩者交叉項的系數(shù)與表1 和表2 的結(jié)果類似。從各變量的系數(shù)看，分析師關(guān)注與分析師獨立性對國有控股上市公司創(chuàng)新質(zhì)量的影響更大，但進(jìn)一步的χ2檢驗①限于篇幅，詳細(xì)的檢驗結(jié)果未列示，備索。發(fā)現(xiàn)兩組公司之間的差異在統(tǒng)計上不顯著②限于篇幅，以上穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果未列示，備索。。

五、分析師關(guān)注與獨立性影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的機(jī)制分析

根據(jù)前文分析，分析師關(guān)注與獨立性對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的積極影響主要依賴信息效應(yīng)，而信息效應(yīng)的變化則與股票流動性、股價信息以及機(jī)構(gòu)投資者的變化密切相關(guān)。因此，如果分析師通過信息效應(yīng)渠道促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提升，那么很可能在上述三個方面觀察到同步變化。本文采用相對有效價差度量公司股票的流動性(Illiquid)。相對有效價差等于以基點表示的每一時刻成交價格與買賣報價中間價之差絕對值的兩倍再除以買賣報價中間價的比值。本文先計算日內(nèi)每三秒的相對有效價差，然后計算以成交額加權(quán)的每日相對有效價差，最后計算出成交額加權(quán)的年度相對有效價差。相對有效價差是流動性的反向度量指標(biāo)，相對有效價差越小，流動性越好，反之亦然。本文對其取自然對數(shù)以消除異方差的影響。

對于股價信息，本文分別從股價信息含量和股價信息吸收速度兩個方面衡量。對于股價信息含量，本文采用股價同步性(Synch)度量。一般來說，分析師通常更傾向于關(guān)注龍頭股票，投資者會根據(jù)龍頭股票的價值推斷同行業(yè)其他股票的價值，因而龍頭企業(yè)信息的變化會引起相關(guān)股票的同步變化，即產(chǎn)生信息溢出效應(yīng)(Hameed 等，2015)。在信息溢出效應(yīng)的影響下，分析師關(guān)注很可能導(dǎo)致以R2度量的股價同步性上升，并最終提升相關(guān)公司股價的信息量。借鑒Piotroski 和Roulstone(2004)等研究，本文估計模型如下：

其中，rit是股票i 的t 周收益率；Rmt是A 股所有股票以流通市值加權(quán)的t 周收益率；RIndt是以四位代碼劃分的行業(yè)周收益率。本文采用普通最小二乘法(OLS)估計上述模型得到R2，并按照式(6)計算股價同步性。

對于股價受相關(guān)信息影響的速度，本文采用個股周收益與市場周收益滯后一期的互自相關(guān)系數(shù)(Cross)衡量?；プ韵嚓P(guān)系數(shù)(Cross)是股價受市場信息影響的速度的反向度量指標(biāo)，互自相關(guān)系數(shù)(Cross)越小，市場信息越可能延遲影響股價，反之亦然。下面，以股票流動性(Illiquid)、股價同步性(Synch)、互自相關(guān)系數(shù)(Cross)三個變量和機(jī)構(gòu)投資者持股比例(Inst)對分析師關(guān)注、分析師獨立性及其他控制變量重新進(jìn)行回歸。

表4 的前四欄報告了未控制分析師獨立性影響的回歸結(jié)果?？梢钥吹?，在股票流動性的結(jié)果中，分析師關(guān)注(Coverage)的系數(shù)是顯著負(fù)值，說明分析師關(guān)注越多，股票流動性越好，這一結(jié)果與Roulstone(2003)等研究一致。在股價同步性的結(jié)果中，分析師關(guān)注(Coverage)的系數(shù)為顯著正值，這一結(jié)果與Hameed 等(2015)的結(jié)論一致，說明分析師關(guān)注通過信息溢出效應(yīng)增加股價信息含量。在互自相關(guān)系數(shù)的結(jié)果中，分析師關(guān)注(Coverage)的系數(shù)為顯著負(fù)值，說明分析師關(guān)注加快了市場信息影響股價的速度。在機(jī)構(gòu)投資者的結(jié)果中，分析師關(guān)注(Coverage)的系數(shù)為顯著正值，說明分析師關(guān)注吸引了更多機(jī)構(gòu)投資者。綜上分析，本文發(fā)現(xiàn)分析師關(guān)注的信息效應(yīng)主要是通過改善股票流動性狀況、提高股價信息效率以及吸引更多機(jī)構(gòu)投資者三條途徑實現(xiàn)。表4的后四欄報告了加入分析師獨立變量的回歸結(jié)果。可以看到，在第(6)欄結(jié)果中，分析師獨立性(Ind_analyst)的系數(shù)為顯著負(fù)值，但分析師關(guān)注(Coverage)的系數(shù)雖為正值但不顯著；在第(8)欄的結(jié)果中，分析師獨立性(Ind_analyst)和分析師關(guān)注(Coverage)交叉項的系數(shù)為顯著正值。以上結(jié)果表明，分析師獨立性通過降低發(fā)布股票信息量直接導(dǎo)致上市公司創(chuàng)新質(zhì)量下降，但更可能通過吸引更多機(jī)構(gòu)投資者以強(qiáng)化非獨立分析師的信息效應(yīng)，進(jìn)而促進(jìn)上市公司創(chuàng)新質(zhì)量的提升。

表4 分析師影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的機(jī)制分析

六、結(jié)論與政策建議

本文研究了分析師關(guān)注與分析師獨立性對我國上市公司創(chuàng)新質(zhì)量的影響。本文發(fā)現(xiàn)我國股票市場金融分析師關(guān)注的增加能夠促使上市公司提升創(chuàng)新質(zhì)量。獨立分析師的存在通過強(qiáng)化非獨立分析師的信息效應(yīng)間接對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)生積極影響。即便采用兩階段最小二乘法、控制分析師個人特征與所有權(quán)差異的影響，上述結(jié)論仍然成立。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，分析師關(guān)注信息效應(yīng)的實現(xiàn)主要通過改善股票流動性狀況、提高股價吸收信息的效率以及吸引更多機(jī)構(gòu)投資者三條途徑，但獨立分析師通過吸引更多機(jī)構(gòu)投資者以強(qiáng)化非獨立分析師的信息效應(yīng)，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提升。

本文的政策含義主要體現(xiàn)在兩個方面。第一，盡管我國分析師的發(fā)展仍存在不少問題，但其在促進(jìn)上市公司創(chuàng)新質(zhì)量提升方面還是發(fā)揮了積極作用。這種結(jié)果與我國監(jiān)管部門近年來不斷加強(qiáng)分析師行為監(jiān)管，加大打擊內(nèi)幕信息與操縱股價等非法交易的監(jiān)管舉措密不可分。因此，在中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展的階段，監(jiān)管部門應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步強(qiáng)化分析師監(jiān)管以發(fā)揮分析師對上市公司創(chuàng)新的積極作用。第二，在強(qiáng)化監(jiān)管的同時，監(jiān)管部門未來應(yīng)重點關(guān)注對分析師獨立性的制度建設(shè)，通過加強(qiáng)獨立與非獨立分析師之間的競爭與監(jiān)督以完善分析師市場和提升分析師作為信息中介的服務(wù)質(zhì)量。業(yè)務(wù)的過度關(guān)聯(lián)會弱化分析師作為信息中介的重要職能，但監(jiān)管部門可以借鑒美國《分析師研究國際協(xié)議》的經(jīng)驗，增加獨立分析師研究報告的供給，約束非獨立分析師的不當(dāng)行為，進(jìn)一步增強(qiáng)分析師對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的積極作用。