分析师跟踪有助于抑制企业金融化吗

1、分析师跟踪有助于抑制企业金融化吗林钟高辛明璇【摘要】实体企业金融化现象是学术界关注的焦点问题，而 证券分析师作为一种典型的外部治理机制，对企业金融化的 决策行为将产生怎样的影响？这是公司治理机制要回答的 问题。以20222022年A股上市公司为样本，探究分析师 跟踪对企业金融化水平的影响及其机制。研究发现，分析师 跟踪会降低企业金融化总体水平，融资约束与第一类代理成 本在其中发挥着重要的机制作用。异质性检验发现，在股东 监督和商业信用融资程度低的情况下，分析师跟踪对企业金 融化的抑制作用更明显；而金融资产投资偏好的巽质性检验 则发现，分析师跟踪与企业长期金融资产配置呈显著的负相 关关系，与企业

2、短期金融资产配置呈显著的“U型关系。 企业在“脱虚向实过程中，要充分利用分析师的治理效应, 合理配置金融资产，有效防范金融化风险，促进实体经济高 质量、高效率、可持续发展。【关键词】分析师跟踪；企业金融化；融资约束；代理成本;脱 虚向实【中图分类号】F275【文献标识码】A【文章编号】1004-0994(2022) 11-0046-10一、引言 自2022年开始，我国经济增速放缓，产能过剩问题凸显, 的影响，本文选取20222022年间全国A股上市公司为研 究对象，并删除金融、房地产及保险业上市公司，删除被ST 的上市公司以及数据缺失或存在异常的公司，最后得到 18728个年度观测样本。为去除

3、极端值影响，对所用到的连 续变量进行双边1%的缩尾处理。本文数据均来自国泰安数据 库(CSMAR),数据统计分析主要由Statal5. 1完成。模型设定及变量定义模型设定。为检验分析师跟踪对企业总体金融资产规模的 影响，构建如下模型：Fin= a 0+ Q lAnalyst+ a 2Controls+Ind+Year+ e 1(1)根据Hl,预期al显著为负。进一步，参照温忠麟等24提出的中介效应检验三步法，检 验融资约束和第一类代理成本在分析师跟踪与企业金融化 二者关系之间发挥的中介作用，在模型(1)的基础上构建 如下模型：KZ (AC) = Li 0+ u lAnalyst+ u 2Con

4、trols+Ind+Year+ e 2 (2)Fin= 9 0+0 lAnalyst+ 0 2KZ (AC) + 0 3Controls+Ind+Year+ e 3 (3)根据H2,预期ul、01显著为负，。2显著为正。2 .变量定义。（1）被解释变量：企业金融化（Fin）o参考谢家智等25、谭德凯等26的做法，用金融资产占总资产的比例衡量企业 金融化水平，具体计算方法如下：企业金融化（Fin）=（交易性金融资产+衍生金融资产+发放 贷款及垫款净额+可供出售金融资产净额+持有至到期股权 净额+长期股权投资净额+投资性房地产净额）/总资产（4） 其中：由于非房地产企业进入房地产行业是出于短期获利

5、目 的，因而将投资性房地产净额纳入金融资产核算;2022年实 施的企业会计准则规定不再使用“可供出售金融资产和 “持有至到期投资两个项目，且2022年已有部分企业提 前实施2022年的企业会计准则，从而导致2022年以后企业 的这两个项目存在大量缺失值，为避免其对研究结果的干扰, 用“债权投资代替持有至到期投资项目，“可供出售 金融资产项目数值缺失则用“其他债权投资” “其他权 益工具”两个项目之和代替。（2）解释变量：分析师跟踪（Analyst）。参考陈钦源等27： 的做法，以当年公司被分析师跟踪分析的人数加1取自然对 数衡量分析师跟踪。其中，若一年内有一个团队对该公司进 行过跟踪分析，则分

6、析师跟踪数量视为1,不单独列出其成 员计算数量。（3）中介变量：融资约束（KZ）和第一类代理成本（AC）。 本文用KZ指数衡量融资约束，KZ指数值越大，意味着企业 面临的融资约束越强；参考罗劲博、李小荣28的做法，使 用管理费用与营业收入的比例衡量企业第一类代理成本。（4）控制变量。借鉴相关文献29,加入企业微观财务指 标、企业内外部治理变量以及国家宏观政策变量等控制变量, 并控制年度和行业效应。具体变量定义见表1。四、实证分析（一）描述性统计描述性统计结果表明，企业金融化（Fin）的平均值为0. 076, 最小值为0,最大值达到了 0. 678,说明企业间金融化水平 存在较大差异，部分企业偏

7、爱配置金融资产，存在较高的金 融风险。分析师跟踪（Analyst）的平均值为1. 578,最小值 为0,最大值为3. 784,表明分析师对不同上市公司投入的 关注度有所差异，不同公司对分析师的吸引程度不同。另外， 其他变量的平均值与其中位数都较为接近，统计结果基本符 合要求，在此不再赘述。（二）单变量与相关系数分析单变量分析。按照分析师跟踪中位数将样本分为低分析师 跟踪组和高分析师跟踪组，分析不同分析师跟踪强度下公司 金融化程度的差异。单变量分析表明，低分析师跟踪组的金 融化均值高于高分析师跟踪组，二者存在显著差异。以上结 果初步证实分析师跟踪发挥监督作用，抑制企业金融化。相关性分析。从各变量

8、间的Pearson和Spearman相关系 数可以看出，分析师跟踪与企业金融化之间的相关关系显著 为负，说明分析师跟踪与企业金融化水平存在显著的负相关 关系。此外，其他变量的相关系数大多都低于0.5,初步判 断变量之间不存在严格的多重共线性。限于篇幅，描述性统计、单变量检验以及相关性分析的具体 过程和数据不再列示，资料备索。（三）回归分析1 .分析师跟踪影响企业金融化水平的回归检验。表2列示了 分析师跟踪与企业金融化的多元回归结果，即模型（1）的 回归结果。其中，在进行简单的0LS回归的基础上，补充面 板数据的固定效应回归、所有变量滞后一期回归以及GMM回 归。在进行GMM回归时，选取分析师跟

9、踪的行棠均值作为工 具变量，所有回归均控制行业和年度效应。从表2可以看出， 分析师跟踪（Analyst）的系数均在1%的水平上显著为负， 说明分析师跟踪与企业金融化水平之间存在负相关关系。即 分析师作为企业的外部治理机制，能够利用自身专业优势, 充分发挥监督和信息揭示作用，提高信息透明度，有效抑制 企业过度金融化行为，H1 得以验证。124F931E-8FDE-46F6-A06F-34B347194CC2分析师跟踪影响企业金融化水平的机制检验。表3报告了 融资约束和第一类代理成本对分析师跟踪与企业金融化影 响机制的中介效应检验结果，即模型（2）和模型（3）的回 归结果。从上述分析可知，分析师跟

10、踪对企业金融化的总效 应显著，即模型(1)的回归结果符合预期，检验中介效应 的前提成立。根据列(1)显示的结果，分析师跟踪(Analyst) 的系数为-0. 286,在1%的水平上显著为负，表明分析师跟踪 能够缓解企业融资约束。列(2)回归结果显示，分析师跟 踪(Analyst)系数为-0. 012,融资约束(KZ)系数为0. 004, 在1%的水平上显著，说明分析师跟踪通过缓解融资约束降低 企业金融化水平，融资约束在其中发挥部分中介作用。列(3) 回归结果显示，分析师跟踪(Analyst)系数为-0.02,在5% 的水平上显著，说明分析师跟踪能够有效降低两权分离产生 的第一类代理成本。通过列

11、(4)展示的回归结果可知，分 析师跟踪(Analyst)系数为-0.013,第一类代理成本(AC) 系数为0.005,在1%的水平上显著，证明第一类代理成本在 分析师跟踪影响企业金融化的过程中发挥部分中介作用。综上，分析师跟踪通过发挥信息揭示作用，降低信息不对称 程度，有效缓解企业融资约束，从而抑制以“蓄水池为目 的的金融资产投资行为。同时，分析师充当公司外部治理角 色，时刻关注管理者投资行为，发挥监督作用，缓解代理冲 突，从而避免管理者出于投机获利动机而做出过度金融化的 投资行为。因此，本文的结果支持了 “分析师跟踪一融资约 束/第一类代理成本一企业金融化这两条传导路径，H2得 以验证。（四

12、）内生性检验1 .倾向得分匹配法（PSM）o为了缓解分析师自选择导致的内 生性问题，根据分析自币跟踪的平均值划分处理组和控制组, 选取前文的控制变量为匹配变量，进行1 ： 1最近邻匹配。 配对结果显示，平均处理效应（ATT）对应的T值为-13.61, 在1%的水平上显著。使用PSM配对样本对模型（1）模型（3）重新进行回归，回归结果与前文相同。2.工具变量法。为了缓解遗漏变量导致的内生性问题，选取 分析师跟踪的行业均值（mAnalyst）作为工具变量，采用2SLS 回归对分析师跟踪与企业金融化的关系进行验证。而且，本 文所选取的工具变量通过了不可识别检验（Kleibergen-PaaprkLM

13、 统计量），弱工具变量检验 （Cragg-DonaldWaldF统计量），因此选取的工具变量是有效 的。回归结果与前文保持一致，因此内生性并没有对研究变 量的关系产生较大影响。（五）稳健性检验1 .调整样本区间。2022年年底全球爆发新冠疫情，为避免其 对研究结果的影响，将样本时间窗口调整为20222022年， 重新对分析师跟踪与企业金融化的关系进行回归，结果与前 文保持一致，说明实证结果较为稳健。2.替换解释变量。参考赵胜民、张博超31的做法，使用公 司一年研报数目加1的自然对数（Report）替代前文的分析 师跟踪衡量指标，重新对模型（1）进行回归，结果与前文 一致。替换中介变量。借鉴余明

14、桂等20的做法，使用股利支付 率（FC）替代KZ指数，衡量企业融资约束。股利支付率越 低，意味着企业面临的融资约束越严重。对融资约束的中介 效应重新进行检验，回归结果未变。借鉴吴国鼎32的衡量 方法，使用资产周转率（Tat）即主营业务收入除以总资产 度量企业第一类代理成本，资产周转率越大，意味着企业非 效率投资、管理者自利行为越少，第一类代理成本较低。重 新对第一类代理成本的中介效应进行检验，回归结果与前文 一致，说明结果较为稳健。排除行业间影响。不同行业间分析师跟踪对企业金融化行 为的影响有所差异，前文在回归时虽已对行业因素进行控制, 但其影响可能依旧存在，因而剔除其他行业，只保留制造业 上

15、市公司重新进行回归，回归结果显示，分析师跟踪对企业 总体金融资产配置依旧起到抑制作用，与前文结论一致。五、进一步分析：基于异质性的检验如前文分析，分析师具有发布偏高盈余预测报告的动机，这 是否会驱使管理者为迎合分析师的盈利预期而偏向金融化? 同时，前文已证实分析师跟踪能够抑制企业金融化行为，提 高企业信息透明度，那么这一外部监管作用在企业内外部监 管环境不同情况下是否存在差异？股东监督为企业内部治 理机制，商业信用供给者监督是外部治理环境的重要组成部 分，均对企业具有监督作用，而分析师跟踪的治理作用可能 会受到内外部治理环境的影响。因此，本文进一步考察在不 同股东监督与外部商业信用供给者监督的

16、情况下，分析师治 理对企业金融化投资究竟有何影响，同时探索分析师压力效 应对金融资产投资偏好有何影响。（一）金融资产异质性的分类检验分析师跟踪能够通过发挥监督效应缩小企业金融资产投资 规模，然而当分析师跟踪更为关注企业当期或中短期的业绩 表现时，是否会给管理者带来业绩压力，促使企业为迎合分 析师预期而进行金融资产投资套利？由于配置长、短期金融 资产投资偏好有所不同，当分析师跟踪达到一定程度时，将 给管理者带来业绩压迫，造成管理者短视行为，使其放弃风 险高、利润回流速度慢的长期投资项目。而配置短期金融资 产能攫取超额利润的特点正与之目的契合，进而管理者会将 企业资金捆绑于短期金融资产中33 o在

17、这种投资偏好的驱 动下，分析师跟踪程度的不同必然对长、短期金融资产配置 结构产生异质性影响。长期金融资产体现的是长期现金流的 缓慢回流，具有获利期限长、流动性差等特点，与管理者短 期逐利目的背道而驰，因而分析师跟踪对企业长期金融资产 配置更多发挥的是监督效应，即抑制企业长期金融资产投资。 当市场给予企业较高的业绩预期时，管理者出于维护自身声 誉与职位的考虑，会放弃能够提升企业价值的长期项目（如 实体资本投资、研发资本投资），转而热衷于收益高、见效 快的高风险短期投资项目34 o尤其是在当前虚拟经济大热、 实体经济收益低迷的情况下，为迎合分析师预期，配置短期 金融资产实现短期投机获利变成管理者的

18、“择优选择”，从 而使企业短期金融资产配置比例上升。124F931E-8FDE-46F6-A06F-34B347194CC2综上所述，分析师跟踪具有监督效应和压力效应双重特性,当前者占据主导位置时，会抑制企业长、短期金融资产配置。随着分析师关注的集中，压力效应逐渐凸显，导致投机行为 出现，促进企业短期金融资产投资，即分析师跟踪与企业短 期金融资产投资存在“U型关系。而压力效应对长期金融 资产投资决策的影响可能并不显著，依旧是监督效应占据主 导地位，对其配置起到抑制作用。因此，将金融资产进行“降 维”分析，参考Demir 35的做法，按照金融资产的期限将 其拆分成长期金融资产（FinL）和短期金

19、融资产（FinS）, 将持有至到期股权净额、长期股权投资净额、投资性房地产 净额归为长期金融资产，将交易性金融资产、衍生金融资产、 发放贷款及垫款净额、可供出售金融资产净额归为短期金融 资产，并对企业长、短期金融资产进行标准化处理（长、短 期金融资产/总资产），以此衡量当分析师更为关注企业当期 或中短期的业绩表现时，对企业长、短期金融资产配置产生 的不同影响。在模型（1）的基础上加入分析师跟踪的平方 项（Analyst2）,衡量分析师跟踪与企业短期金融资产配置 的“U型关系。表4列示了金融资产异质性分类检验的回归结果。列（1） 列（3）列示了使用OLS回归、面板数据的固定效应回归、 所有变量滞

20、后一期回归三种方法时，分析师跟踪（Analyst） 与长期金融资产配置（FinL）的回归结果，二者的系数均在 1%的水平上显著为负，说明分析师跟踪对企业长期金融资产 配置发挥抑制作用。列（4）列（6）列示了分析师跟踪（Analyst）与企业短期金融资产配置（FinS）之间的回归 结果，基于OLS回归可以看出，分析师跟踪一次项（Analyst） 系数为-0. 011,分析师跟跳二次项（Analyst2）系数为0. 002, 二者均在1%的水平上显著，说明分析师跟踪与企业短期金融 资产配置之间并非简单的线性关系，而是呈“U型关系。进一步对拐点进行计算，以确保拐点值在样本分析师跟踪数 值的范围内。根

21、据表4列（4）的回归结果，可计算出模型（2）的阈值为2. 75,计算结果在分析师跟踪最小值和最大值的范围之间，该模型的几何图形是一条开口向上的抛物线, 如图1所示。当分析师跟踪小于2. 75时，分析师跟踪会抑制企业短期金融资产配置；而当分析师跟踪大于阈值2. 75时, 反而会促进企业短期金融资产配置。综上所述，分析师跟踪强度的不同会对企业金融资产投资偏 资本逐利本性暴露，资金不断流入金融领域，虚拟经济与实 体经济的对立统一出现失衡，我国产业经济的可持续发展受 到影响。从微观实体角度来看，实体企业金融化行为具有“蓄水池”和“投资替代两种动机。微观企业通过配置高 流动性、高收益性的金融资产，能够调

22、活资金，反哺企业实 体创新，缓解融资约束，发挥“蓄水池功能。然而，在两 权分离背景下，管理者出于短期逐利目的，将企业有限的资 源投入高风险的金融领域。若投资失败，也能将原因归咎于 金融市场风险等非自身因素，从而造成企业过多资金在虚拟 经济领域“空转”，抑制实体业务发展1, 2。同时，大量 文献表明，企业出于逐利动机配置金融资产会抑制企业创新 ：3、降低生产效率4、加剧股价崩盘风险5等，严重时 甚至会带来金融危机6。为防范金融市场过度自由化导致 的经济市场失衡，十九大报告明确提出，“必须把发展经济 的着力点放在实体经济上”，这体现国家层面对金融化问题 的高度重视。因此，深入挖掘企业金融化的成因和

23、机制，引 导企业“脱虚向实、回归本源，对防范金融风险和持续提 升实体经济质量有着重要意义。分析师跟踪作为公司外部治理的一种重要机制，在缓解企业 与外部投资者信息不对称的同时，通过“监督效应和“压 力效应影响企业的经营投资决策。一方面，分析师通过信 息收集、信息解读、信息传递三个步骤，给市场创造增量信 好产生差异性影响。其中，长期金融资产具有周期长、利润 回流速度慢等特点，导致分析师跟踪更多发挥的是监督效应, 从而抑制其配置。而对于短期金融资产来说，当分析师跟踪 强度未达到阈值时，监督效应强于压力效应，从而有效抑制 其配置；一旦分析师跟踪超过阈值，则会给企业带来较大的 业绩压力，企业将青睐于配置

24、流动性强、收益高的短期金融 资产以迎合分析师的盈余预测，避免对股价产生影响，此时 压力效应占据主导地位，促进企业短期金融资产配置行为。 因此，分析师跟踪与企业长期金融资产配置呈负相关关系， 与短期金融资产配置呈“U型关系。（二）股东监督的异质性检验由于两权分离，管理者倾向于利用企业现金流追逐短期利益, 导致第一类代理成本产生。集中的所有权结构一方面能够预 防股权分散导致的股东“搭便车行为，另一方面其作为公 司层面重要的治理机制，对管理者的自利行为有一定的监督 作用，能够发挥内部治理效应，抑制企业过度配置不利于企 业长期发展的金融资产行为36 o因此，企业内部治理环境 较好时，能够抑制管理者机会

25、主义行为的发生，此时分析师 跟踪发挥监督效应的边际作用较小。即所有权结构越分散， 分析师跟踪发挥的监督效应对企业金融化的抑制作用越强。 因此，使用第一大股东持股比例（Topi）衡量股权集中度， 在模型（1）的基础上加入分析师跟踪与第一大股东持股比 例的交互项（Analyst XTopl ）,表5列（1）列示了检验结 果。可见，分析师跟踪与第一大股东持股比例的交互项 （Analyst XTopl）的系数为0. 014,且在1%的水平上显著, 说明集中的所有权结构能够有效治理管理者行为，降低外部 信息使用者对分析师的依赖，从而导致分析师跟踪对企业金 融化的抑制作用减弱。为了更清楚地比较不同集中度的

26、所有权结构中分析师跟踪 对企业金融化的影响，以第一大股东持股比例（Topi）的中 位数为界线，将大于中位数的样本分为高股权组，小于中位 数的则分为低股权组，回归结果如表5列（2）、列（3）所 示。可以看出，低股权组中分析师跟踪对企业金融化的抑制 作用更强，随着股权集中度的提高，分析师跟踪对企业金融 化的监督作用减弱，大股东出于对企业长期发展的考虑，不 支持将企业资金过度投入金融市场，发挥监督治理作用，即 股权集中度与分析师跟踪两者在对企业金融化行为的监督 上存在替代关系。（三）商业信用的异质性检验商业信用本质上是一种短期负债，产生的偿债压力会形成风 险效应，约束管理者滥用企业资金的过度金融化行

27、为。同时, 商业信用供给方与企业本身交流密切，能够通过多种渠道获 取更多私密信息，形成非正式的外部监督机制，有效抑制企 业金融化行为，防止经营风险顺供应链溢出，波及供应商企 业，此时分析师跟踪发挥监督效应的边际作用较小。借鉴杜 勇等11的做法，使用应付账款、应付票据、预收账款之和 与总资产的比值衡量企业获得的商业信用（TC）。在模型（1） 的基础上加入分析师跟踪与商业信用的交互项 （AnalystXTC）,表6列（1）列示了回归结果。可见，分 析师跟踪与商业信用的交互项（Analyst XTC）的系数为 0.038,且在1%的水平上显著，说明商业信用能够发挥债权 治理效应，即：随着企业获得的外

28、部商业信用的增多，企业 更加吸引供应商的关注，而企业间存在绑定效应，具有很强 的风险传导效应，因此债权人会限制管理者的短期投机金融 化决策，从而削弱分析师跟踪对企业金融化的抑制作用，分 析师跟踪产生的监督边际作用减弱。 124F931E-8FDE-46F6-A06F-34B347194CC2为了更细致地研究不同商业信用下分析师跟踪对企业金融 化的影响，本文将大于商业信用（TC）中位数的样本分为高 商业信用组，小于中位数的则分为低商业信用组，回归结果 如表6列（2）、列（3）所示。从回归结果可以看出，当企 业获得的商业信用融资较少时，分析师的抑制作用更强。商 业信用形成的监督机制能够改善公司外部

29、治理环境，向市场 传递更多企业信息，降低外部投资者对分析师研究报告的依 赖，进而削弱分析师对企业金融化的抑制作用，分析师跟踪 与商业信用这一外部监管机制形成替代作用。六、研究结论、启示与局限性（一）研究结论近些年，我国金融发展偏离实体经济，资金在虚拟经济中“空转，实体与金融的结构性统一出现失衡，进而影响我 国经济高质量发展。因此，深入研究微观企业金融化的成因 与机制，有利于引导金融发展回归本源，提升企业投资效率, 避免资本市场极端风险爆发，促进实体经济高质量、有效率、 可持续地发展。本文选取20222022年全国A股非金融类上市公司为研究 样本，探究分析师跟踪与企业金融化总体水平的关系以及融

30、资约束与第一类代理成本在其中的作用。研究发现，分析师 跟踪对企业金融化整体存在显著的抑制作用，融资约束与第 一类代理成本在其中发挥中介作用。进一步研究发现，分析 师跟踪会对企业金融资产投资偏好产生不同的影响。其中， 对于长期金融资产配置，分析师更多地发挥监督效应，能够 有效降低企业长期金融资产配置比例。而分析师跟踪与企业 短期金融资产配置呈显著“U型关系，由于分析师跟踪具 有监督和压力双重效应，导致在达到阈值以前，分析师跟踪 发挥监督作用，抑制短期金融资产投资，而超过阈值，分析 师跟踪更多发挥的是压力效应，促进企业配置短期金融资产。 异质性检验发现，在股权集中度低和商业信用融资少的情况 下，分

31、析师跟踪对企业金融化的抑制作用更明显，表明分析 师跟踪在一定程度上可以成为股东监督和商业信用融资这 两个内外部治理机制的替代机制。（二）启示与局限性本文基于微观企业层面，从企业外部治理环境出发，探究分 析师跟踪对企业金融投资行为的作用，为政府引导经济“脱 虚向实提供一定启示。首先，应充分发挥分析师跟踪的治 理效应。分析师作为市场的信息中介，能够发挥信息揭示和 监督效应，降低企业融资约束程度和第一类代理成本，进而 抑制企业金融化。监管部门应重视分析师跟踪这一外部治理 机制，改善企业实体经营的外部环境。其次，分析师跟踪可 以在股东治理程度较低的情况下部分替代其监管作用，公司 内外部监管机制之间存在

32、互补关系。相关部门可以通过维护 和完善内外部监管机制，构建全面完整的企业治理体系，使 各监管机制发挥协调互补作用。最后，商业信用融资可以发 挥债权治理效应，监督企业行为。相关部门应积极打造良好 的外部监督环境，使分析师跟踪、商业信用融资等外部治理 机制相融相长，共同促进市场经济稳定发展。本文在研究过程中亦存在一定的局限性，如仅对分析师跟踪 人数与企业金融化的关系进行探究，未来可以从分析师跟踪 的效果（如分析师预测准确度）等方面进行进一步探究。【主要参考文献】OrhangaziO. . Financializationandcapitalaccumulationinthenon-finaneia

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42、etsJ. JournalofDevelopmentEconomics, 2022 (2)： 314324.熊礼慧，董希淼.股权质押、融资约束与企业金融化J.金融经济学研究，2022 ( 1 ) ：136 150.124F931E-8FDE-46F6-A06F-34B347194CC2息，避免利益相关者受到侵害，充分发挥外部监督作用，抑 制企业过度投资行为7, 8；另一方面，分析师预测会给管 理者带来较大业绩压力，导致管理者产生短期逐利行为，进 而配置金融资产以迎合分析师预期9, 10 o那么，分析师 跟踪对企业金融资产配置究竟体现的是“监督抑制还是 “压力迎合？这是本文研究的核心问题。企业金

43、融化必须有充足的资金保障，融资与企业金融化决策 密切相连。商业信用作为债务融资的一种方式，其产生的偿 债压力会形成风险效应，进而发挥治理作用，监督管理者的 经营决策行为，降低代理成本，因而商业信用融资与分析师 跟踪共同构成外部治理机制11。同时，两权分离带来的代 理冲突可能导致管理者出现利用金融资产操控利润的机会 主义行为12,而股东作为企业利益相关者，其行使的监督 职能作为企业内部治理机制能够约束管理者利己行为，从而 抑制企业金融资产配置13, 14 o那么，商业信用、股东监 督与分析师跟踪三种公司治理机制在企业金融化过程中存 在怎样的关系？此外，分析师预测还存在预测乐观偏差这一 负面事项，

44、这是否会驱动管理者出于短期逐利目的而进行金 融资产配置？分析师跟踪是否会影响企业长短期金融资产 配置偏好？目前学术界在这些方面还缺乏深入的讨论，这是 本文所要研究的延伸问题。基于以上思考，本文采用20222022年A股非金融上市公 司为样本，以企业金融化作为自然实验场景，考察和实证检 验分析师跟踪对企业金融化的治理效果及作用机制。本文的 边际贡献可能在于：揭示分析师跟踪影响企业金融化的作用 机理，为治理企业“脱实向虚”提供经验证据。通过“分析 师跟踪一融资约束/第一类代理成本一企业金融化”两条作 用路径，剖析分析师跟踪对企业金融资产配置行为的具体影 响过程及作用机理，既揭示了企业金融化的成因，

45、为研究企 业金融化提供新的方向，又展示了分析师跟踪对企业金融化 现象的治理效应及作用机制，提供了分析师作为外部治理机 制对企业金融化发挥抑制作用的经验证据，为公司治理机制 和政策环境的完善提供一定的理论支持。二、理论分析与研究假设（一）分析师跟踪与企业金融化根据信息中介假说，分析师能够依据专业知识和较强的财务 分析能力，将公司信息化繁为简，使其准确、高效地传向市 场，架起公司内部与外部投资者之间的信息桥梁，提高投资 者的认知水平，有助于利益相关者准确评价管理者的经济行 为，提升公司治理效率。一方面，分析师跟踪能够弱化信息 鸿沟，打破投资者认知的局限性，使投资者意识到企业过度 配置金融资产会导致

46、经营不善的负面消息被遮掩。资金在虚 拟经济中“空转，易造成资产泡沫，挤占创新发展空间， 积聚风险15,而分析师跟踪能够使外部投资者对企业的经 营投资行为更加敏感，实行用脚投票，迫使管理者限制企业 金融资产配置数量；另一方面，相较于外部投资者，分析师 与企业管理者的接触更加频繁，能够获得更多的企业信息, 并对其进行解读、预测，提高资本市场信息环境的流动性, 降低信息需求者获取和解读企业信息的成本。投资者更加了 解企业长期风险投资项目的价值，避免逆向选择的发生，起 到缓解外部融资约束的作用，避免企业出于“蓄水池目的 而配置金融资产，促使企业资源布局更加合理。124F931E-8FDE-46F6-A

47、06F-34B347194CC2根据监督效应假说，分析师不仅是企业信息的中转站，还能 通过实地调研、举办交流会、开展线上会议等方法，增加调 查研究的频率和深度，扮演企业外部监督者角色，不断压缩 管理者自身逐利空间，倒逼管理者将企业资金投入实体经营III中，有效抑制代理冲突，对企业投资行为实施非正式监督16 o从管理者心理角度切入，分析师跟踪产生的监督作用会对管理者产生心理上的震慑，实时洞悉管理者动态，抑制管理者利益挖掘。同时，管理者出于对自身薪酬和声誉方面 的考虑，会克制将企业资金捆绑于金融市场以攫取超额收益 的机会主义行为17。除此之外，分析师跟踪还能与其他外 部监管机制相融合，对企业投资决

48、策发挥间接监督作用。随 着分析师行业的规范与成熟，分析师成为维持资本市场稳定 运行的重要治理机制，影响力日益彰显，其对企业的监督能 够发挥传染效应，吸引媒体、机构投资者、会计师事务所等 外部治理机构的目光，协同发挥治理效应，从而约束管理者 自利行为，有效降低企业金融化水平18 o然而，分析师跟踪也存在压力效应。由于分析师与企业存在 利益冲突，分析师具有发布偏高盈余预测报告的动机，给管 理者施加短期业绩压力，诱导管理者出于市场套利目的，偏 爱于配置短期金融资产以迎合分析师预期，从而导致金融资 产配置偏好差异19 o随着分析师市场的日益完善，分析师 作为资本市场重要的信息中介，其发表的盈余预测报告

49、具有 可参考性，得到投资者的充分肯定，也是企业管理者外部业 绩的考核指标，能够给管理者带来较大的经营压力，造成其 短视行为，扭曲信息之间的正常传递，削弱管理者激励机制 的治理作用。若管理者未达到分析师预测业绩水平，企业股 价会受到波及，管理者自身也会遭受较大损失，如薪酬降低、 声誉受损、管理能力受到质疑等。管理者迫于分析师压力， 有动机改变企业金融资产配置结构。然而，我国企业具备高 股权集中度、两职合一等显著特点，在一定程度上削弱了分 析师压力效应的作用，正如上文所说的监督效应在抑制企业 总体金融投资行为中占主导作用20 oIIIIII但监督效应和压力效应依旧同时存在于资本市场中，监督效 应只是在抑制企业整体金融投资水平上占有优势，并非压力 效应完全消失。而金融资产具有多样化特征，其中配置长、 短期金融资产的动