林鐘高（博士生導師），辛明璇

一、引言

自2012年開始，我國經(jīng)濟增速放緩，產(chǎn)能過剩問題凸顯，資本逐利本性暴露，資金不斷流入金融領(lǐng)域，虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的對立統(tǒng)一出現(xiàn)失衡，我國產(chǎn)業(yè)經(jīng)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(chǎn)，能夠調(diào)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(quán)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(lǐng)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(jīng)濟領(lǐng)域“空轉(zhuǎn)”，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(chǎn)會抑制企業(yè)創(chuàng)新[3]、降低生產(chǎn)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(jīng)濟市場失衡，十九大報告明確提出，“必須把發(fā)展經(jīng)濟的著力點放在實體經(jīng)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)金融化的成因和機制，引導企業(yè)“脫虛向?qū)崱薄⒒貧w本源，對防范金融風險和持續(xù)提升實體經(jīng)濟質(zhì)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(jīng)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)造增量信息，避免利益相關(guān)者受到侵害，充分發(fā)揮外部監(jiān)督作用，抑制企業(yè)過度投資行為[7，8]；另一方面，分析師預測會給管理者帶來較大業(yè)績壓力，導致管理者產(chǎn)生短期逐利行為，進而配置金融資產(chǎn)以迎合分析師預期[9，10]。那么，分析師跟蹤對企業(yè)金融資產(chǎn)配置究竟體現(xiàn)的是“監(jiān)督抑制”還是“壓力迎合”？這是本文研究的核心問題。

企業(yè)金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(chǎn)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(jīng)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(gòu)成外部治理機制[11]。同時，兩權(quán)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(chǎn)操控利潤的機會主義行為[12]，而股東作為企業(yè)利益相關(guān)者，其行使的監(jiān)督職能作為企業(yè)內(nèi)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(chǎn)配置[13，14]。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(guān)系？此外，分析師預測還存在預測樂觀偏差這一負面事項，這是否會驅(qū)動管理者出于短期逐利目的而進行金融資產(chǎn)配置？分析師跟蹤是否會影響企業(yè)長短期金融資產(chǎn)配置偏好？目前學術(shù)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。

基于以上思考，本文采用2011～2020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(jīng)驗證據(jù)。通過“分析師跟蹤—融資約束/第一類代理成本—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(chǎn)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，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(jīng)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(nèi)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(guān)者準確評價管理者的經(jīng)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(chǎn)會導致經(jīng)營不善的負面消息被遮掩。資金在虛擬經(jīng)濟中“空轉(zhuǎn)”，易造成資產(chǎn)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(jīng)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(chǎn)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(chǎn)，促使企業(yè)資源布局更加合理。

根據(jù)監(jiān)督效應假說，分析師不僅是企業(yè)信息的中轉(zhuǎn)站，還能通過實地調(diào)研、舉辦交流會、開展線上會議等方法，增加調(diào)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(jīng)營中，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]。從管理者心理角度切入，分析師跟蹤產(chǎn)生的監(jiān)督作用會對管理者產(chǎn)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(gòu)投資者、會計師事務所等外部治理機構(gòu)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]。

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(chǎn)以迎合分析師預期，從而導致金融資產(chǎn)配置偏好差異[19]。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(jīng)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(zhì)疑等。管理者迫于分析師壓力，有動機改變企業(yè)金融資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)。然而，我國企業(yè)具備高股權(quán)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]。

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(chǎn)具有多樣化特征，其中配置長、短期金融資產(chǎn)的動機顯著不同，那么分析師發(fā)揮不同的治理效應會導致企業(yè)長、短期金融資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)產(chǎn)生異質(zhì)性嗎？在進一步分析中，將對金融資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)進行“降維”分析，探索分析師壓力效應對企業(yè)長、短期金融資產(chǎn)投資偏好產(chǎn)生何種影響。

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，在針對企業(yè)金融化治理方面，其監(jiān)督效應占據(jù)主導地位，能夠降低企業(yè)金融化總體水平?；谝陨戏治觯岢鲆韵录僭O：

H1：在其他條件保持不變的情況下，分析師跟蹤會抑制企業(yè)金融化。

（二）分析師跟蹤對企業(yè)金融化的影響機制

分析師跟蹤扮演著信息傳遞媒介，通過改善市場信息環(huán)境，緩解融資約束，削弱企業(yè)金融化的“蓄水池”動機，減少以資金管理需求為導向而配置金融資產(chǎn)的行為。當企業(yè)面臨較為嚴重的外部融資約束時，出于資金管理需求動機，將配置具備風險規(guī)避功能的金融資產(chǎn)，借助其投資可逆性和較強的流動性，防范企業(yè)現(xiàn)金流波動帶來的不利影響，使企業(yè)能夠靈活應對主業(yè)資金斷裂風險[21]。也就是說，當企業(yè)面臨融資歧視時，其進行金融資產(chǎn)投資的目的在于發(fā)揮金融資產(chǎn)的“蓄水池”作用。若企業(yè)融資約束有所緩解，外部市場便能夠提供充足、靈活的資金，企業(yè)將降低金融資產(chǎn)配置水平，而緩解企業(yè)融資約束的重要途徑之一便是降低企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱。分析師作為外部資本市場信息中介的組成部分，能夠有效緩解信息不對稱問題，削弱融資歧視，進而使企業(yè)金融資產(chǎn)配置比例有所下降。其原因在于，分析師能夠掌握企業(yè)投資項目發(fā)展信息，打破信息壁壘，提高信息透明度，使投資者深入了解企業(yè)投資決策，避免投資者對長期風險性投資項目的逆向選擇，調(diào)動投資者對企業(yè)的投資熱情，使其愿意主動提供資金，緩解企業(yè)融資約束，降低企業(yè)對內(nèi)部資金的依賴性[22]。因此，分析師跟蹤能夠拓寬企業(yè)融資渠道，減少企業(yè)出于“蓄水池”動機而將資金投入金融市場的行為，有效降低企業(yè)金融化水平。

分析師跟蹤通過直接和間接的外部監(jiān)管機制抑制企業(yè)代理問題，弱化企業(yè)出于資本套利動機而產(chǎn)生的金融資產(chǎn)投資行為，能夠有效降低企業(yè)金融化水平。在兩權(quán)分離背景下，管理者面臨公司業(yè)績和自身升職加薪的壓力，易出現(xiàn)短視行為。相較于周期長、收益率低的實體行業(yè)，獲利能力強、流動性高的金融行業(yè)更受管理者青睞，管理者更愿意將企業(yè)生產(chǎn)制造資金轉(zhuǎn)移到金融資產(chǎn)投資中，以獲得短期超額收益。同時，金融行業(yè)投資熱情空前高漲，股東和外部投資者均對企業(yè)金融化投資有較強的包容能力。若金融投資造成損失，管理者可以將責任歸咎于金融市場的不穩(wěn)定，股東和外部投資者也能接受這個結(jié)果，進而刺激管理者做出不利于企業(yè)長期發(fā)展的決策，表現(xiàn)為配置更多的金融資產(chǎn)。換言之，由于第一類代理問題的存在，管理者將利用金融資產(chǎn)在短期內(nèi)可以獲得超額收益這一特點，將企業(yè)大量資金投入金融行業(yè)，從而提高企業(yè)金融化水平。因此，若能夠緩解第一類代理問題，則能在一定程度上使投入金融領(lǐng)域的資金回流至企業(yè)主營業(yè)務中，從而抑制企業(yè)金融化。而分析師作為企業(yè)外部監(jiān)管機構(gòu)，能夠通過深度挖掘企業(yè)信息，持續(xù)發(fā)揮監(jiān)督作用，及時約束管理者機會主義行為，緩解第一類代理問題對企業(yè)實體經(jīng)營帶來的負面影響，抑制管理者對金融領(lǐng)域投資的熱情[23]。

概而言之，分析師作為企業(yè)外部治理機制，通過緩解融資約束和降低第一類代理成本兩條路徑，分別約束企業(yè)出于預防儲備和短期逐利動機而配置金融資產(chǎn)的行為，進而有效降低企業(yè)金融化水平?；谝陨戏治觯岢鲆韵录僭O：

H2：在其他條件保持不變的情況下，融資約束和第一類代理成本在分析師跟蹤與企業(yè)金融化的關(guān)系中具有中介傳導作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

2008年全球金融危機給我國經(jīng)濟帶來不利影響，我國在2008～2010年間實施了積極的財政政策，同時適當放松貨幣政策，以抵御金融風險。因而，為避免外部宏觀環(huán)境對研究的影響，本文選取2011～2020年間全國A股上市公司為研究對象，并刪除金融、房地產(chǎn)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Stata 15.1完成。

（二）模型設定及變量定義

1.模型設定。為檢驗分析師跟蹤對企業(yè)總體金融資產(chǎn)規(guī)模的影響，構(gòu)建如下模型：

根據(jù)H1，預期α1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(guān)系之間發(fā)揮的中介作用，在模型（1）的基礎上構(gòu)建如下模型：

根據(jù)H2，預期μ1、θ1顯著為負，θ2顯著為正。

2.變量定義。

（1）被解釋變量：企業(yè)金融化（Fin）。參考謝家智等[25]、譚德凱等[26]的做法，用金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例衡量企業(yè)金融化水平，具體計算方法如下：

其中：由于非房地產(chǎn)企業(yè)進入房地產(chǎn)行業(yè)是出于短期獲利目的，因而將投資性房地產(chǎn)凈額納入金融資產(chǎn)核算；2019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(chǎn)”和“持有至到期投資”兩個項目，且2018年已有部分企業(yè)提前實施2019年的企業(yè)會計準則，從而導致2018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(jié)果的干擾，用“債權(quán)投資”代替“持有至到期投資”項目，“可供出售金融資產(chǎn)”項目數(shù)值缺失則用“其他債權(quán)投資”“其他權(quán)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(nèi)有一個團隊對該公司進行過跟蹤分析，則分析師跟蹤數(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(guān)文獻[29]，加入企業(yè)微觀財務指標、企業(yè)內(nèi)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。

表1 變量定義

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計結(jié)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)偏愛配置金融資產(chǎn)，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(guān)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(jié)果基本符合要求，在此不再贅述。

（二）單變量與相關(guān)系數(shù)分析

1.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(jié)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。

2.相關(guān)性分析。從各變量間的Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)可以看出，分析師跟蹤與企業(yè)金融化之間的相關(guān)關(guān)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(guān)關(guān)系。此外，其他變量的相關(guān)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(guān)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(jié)果，即模型（1）的回歸結(jié)果。其中，在進行簡單的OLS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，選取分析師跟蹤的行業(yè)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(guān)關(guān)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。

表2 分析師跟蹤影響企業(yè)金融化水平的回歸結(jié)果

2.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(jié)果，即模型（2）和模型（3）的回歸結(jié)果。從上述分析可知，分析師跟蹤對企業(yè)金融化的總效應顯著，即模型（1）的回歸結(jié)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(jié)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(jié)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(jié)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(quán)分離產(chǎn)生的第一類代理成本。通過列（4）展示的回歸結(jié)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。

表3 融資約束與代理成本中介效應的檢驗結(jié)果

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(chǎn)投資行為。同時，分析師充當公司外部治理角色，時刻關(guān)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(jié)果支持了“分析師跟蹤—融資約束/第一類代理成本—企業(yè)金融化”這兩條傳導路徑，H2得以驗證。

（四）內(nèi)生性檢驗

1.傾向得分匹配法（PSM）。為了緩解分析師自選擇導致的內(nèi)生性問題，根據(jù)分析師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(jié)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(jié)果與前文相同。

2.工具變量法。為了緩解遺漏變量導致的內(nèi)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(guān)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-Paap rk LM統(tǒng)計量），弱工具變量檢驗（Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量），因此選取的工具變量是有效的?；貧w結(jié)果與前文保持一致，因此內(nèi)生性并沒有對研究變量的關(guān)系產(chǎn)生較大影響。

（五）穩(wěn)健性檢驗

1.調(diào)整樣本區(qū)間。2019年年底全球爆發(fā)新冠疫情，為避免其對研究結(jié)果的影響，將樣本時間窗口調(diào)整為2011～2019年，重新對分析師跟蹤與企業(yè)金融化的關(guān)系進行回歸，結(jié)果與前文保持一致，說明實證結(jié)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(jié)果與前文一致。

3.替換中介變量。借鑒余明桂等[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(jié)果未變。借鑒吳國鼎[32]的衡量方法，使用資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Tat）即主營業(yè)務收入除以總資產(chǎn)度量企業(yè)第一類代理成本，資產(chǎn)周轉(zhuǎn)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(jié)果與前文一致，說明結(jié)果較為穩(wěn)健。

4.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)上市公司重新進行回歸，回歸結(jié)果顯示，分析師跟蹤對企業(yè)總體金融資產(chǎn)配置依舊起到抑制作用，與前文結(jié)論一致。

五、進一步分析：基于異質(zhì)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(qū)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(nèi)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(nèi)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(nèi)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(chǎn)投資偏好有何影響。

（一）金融資產(chǎn)異質(zhì)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(chǎn)投資規(guī)模，然而當分析師跟蹤更為關(guān)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(chǎn)投資套利？由于配置長、短期金融資產(chǎn)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(chǎn)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(chǎn)中[33]。在這種投資偏好的驅(qū)動下，分析師跟蹤程度的不同必然對長、短期金融資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)產(chǎn)生異質(zhì)性影響。長期金融資產(chǎn)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(chǎn)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(chǎn)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(zhuǎn)而熱衷于收益高、見效快的高風險短期投資項目[34]。尤其是在當前虛擬經(jīng)濟大熱、實體經(jīng)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(chǎn)實現(xiàn)短期投機獲利變成管理者的“擇優(yōu)選擇”，從而使企業(yè)短期金融資產(chǎn)配置比例上升。

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(chǎn)配置。隨著分析師關(guān)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(chǎn)投資，即分析師跟蹤與企業(yè)短期金融資產(chǎn)投資存在“U”型關(guān)系。而壓力效應對長期金融資產(chǎn)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(chǎn)進行“降維”分析，參考Demir[35]的做法，按照金融資產(chǎn)的期限將其拆分成長期金融資產(chǎn)（FinL）和短期金融資產(chǎn)（FinS），將持有至到期股權(quán)凈額、長期股權(quán)投資凈額、投資性房地產(chǎn)凈額歸為長期金融資產(chǎn)，將交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額歸為短期金融資產(chǎn)，并對企業(yè)長、短期金融資產(chǎn)進行標準化處理（長、短期金融資產(chǎn)/總資產(chǎn)），以此衡量當分析師更為關(guān)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(chǎn)配置產(chǎn)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(chǎn)配置的“U”型關(guān)系。

表4列示了金融資產(chǎn)異質(zhì)性分類檢驗的回歸結(jié)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、所有變量滯后一期回歸三種方法時，分析師跟蹤（Analyst）與長期金融資產(chǎn)配置（FinL）的回歸結(jié)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(chǎn)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(chǎn)配置（FinS）之間的回歸結(jié)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，分析師跟蹤二次項（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(chǎn)配置之間并非簡單的線性關(guān)系，而是呈“U”型關(guān)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(nèi)。根據(jù)表4列（4）的回歸結(jié)果，可計算出模型（2）的閾值為2.75，計算結(jié)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(chǎn)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(chǎn)配置。

圖1 分析師跟蹤與企業(yè)短期金融資產(chǎn)配置的“U”型關(guān)系

表4 金融資產(chǎn)異質(zhì)性分類檢驗的回歸結(jié)果

綜上所述，分析師跟蹤強度的不同會對企業(yè)金融資產(chǎn)投資偏好產(chǎn)生差異性影響。其中，長期金融資產(chǎn)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(chǎn)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)將青睞于配置流動性強、收益高的短期金融資產(chǎn)以迎合分析師的盈余預測，避免對股價產(chǎn)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(chǎn)配置行為。因此，分析師跟蹤與企業(yè)長期金融資產(chǎn)配置呈負相關(guān)關(guān)系，與短期金融資產(chǎn)配置呈“U”型關(guān)系。

（二）股東監(jiān)督的異質(zhì)性檢驗

由于兩權(quán)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(chǎn)生。集中的所有權(quán)結(jié)構(gòu)一方面能夠預防股權(quán)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(nèi)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(chǎn)行為[36]。因此，企業(yè)內(nèi)部治理環(huán)境較好時，能夠抑制管理者機會主義行為的發(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(quán)結(jié)構(gòu)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（Top1）衡量股權(quán)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×Top1），表5列（1）列示了檢驗結(jié)果?？梢?，分析師跟蹤與第一大股東持股比例的交互項（Analyst×Top1）的系數(shù)為0.014，且在1%的水平上顯著，說明集中的所有權(quán)結(jié)構(gòu)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。

表5 股權(quán)集中度異質(zhì)性檢驗的回歸結(jié)果

為了更清楚地比較不同集中度的所有權(quán)結(jié)構(gòu)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（Top1）的中位數(shù)為界線，將大于中位數(shù)的樣本分為高股權(quán)組，小于中位數(shù)的則分為低股權(quán)組，回歸結(jié)果如表5列（2）、列（3）所示。可以看出，低股權(quán)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(quán)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(quán)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(guān)系。

（三）商業(yè)信用的異質(zhì)性檢驗

商業(yè)信用本質(zhì)上是一種短期負債，產(chǎn)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(jīng)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(chǎn)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（Analyst×TC），表6列（1）列示了回歸結(jié)果?？梢姡治鰩煾櫯c商業(yè)信用的交互項（Analyst×TC）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(quán)治理效應，即：隨著企業(yè)獲得的外部商業(yè)信用的增多，企業(yè)更加吸引供應商的關(guān)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(quán)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(chǎn)生的監(jiān)督邊際作用減弱。

表6 商業(yè)信用異質(zhì)性檢驗的回歸結(jié)果

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(jié)果如表6列（2）、列（3）所示。從回歸結(jié)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(jié)論、啟示與局限性

（一）研究結(jié)論

近些年，我國金融發(fā)展偏離實體經(jīng)濟，資金在虛擬經(jīng)濟中“空轉(zhuǎn)”，實體與金融的結(jié)構(gòu)性統(tǒng)一出現(xiàn)失衡，進而影響我國經(jīng)濟高質(zhì)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(jīng)濟高質(zhì)量、有效率、可持續(xù)地發(fā)展。

本文選取2011～2020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(guān)系以及融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(chǎn)投資偏好產(chǎn)生不同的影響。其中，對于長期金融資產(chǎn)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(chǎn)配置比例。而分析師跟蹤與企業(yè)短期金融資產(chǎn)配置呈顯著“U”型關(guān)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(chǎn)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(chǎn)。異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，在股權(quán)集中度低和商業(yè)信用融資少的情況下，分析師跟蹤對企業(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(nèi)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(jīng)濟“脫虛向?qū)崱碧峁┮欢▎⑹?。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(jīng)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(nèi)外部監(jiān)管機制之間存在互補關(guān)系。相關(guān)部門可以通過維護和完善內(nèi)外部監(jiān)管機制，構(gòu)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(diào)互補作用。最后，商業(yè)信用融資可以發(fā)揮債權(quán)治理效應，監(jiān)督企業(yè)行為。相關(guān)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(jīng)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(guān)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。