證券分析師跟蹤與企業雙重代理成本
——基于中國A股上市公司的經驗證據

嚴若森, 葉云龍

(1.武漢大學 經濟與管理學院，武漢 430072; 2. 浙江大學 寧波理工學院，寧波 315110)

證券分析師跟蹤與企業雙重代理成本
——基于中國A股上市公司的經驗證據

嚴若森1, 葉云龍2

(1.武漢大學 經濟與管理學院，武漢 430072; 2. 浙江大學 寧波理工學院，寧波 315110)

本文以2003-2014年中國A股上市公司為研究樣本，就證券分析師跟蹤對企業代理成本的影響進行了實證研究。研究表明：(1)證券分析師跟蹤是一把“雙刃劍”，其既會加劇股東與經理層之間的第一類代理成本，同時亦能降低大股東與中小股東之間的第二類代理成本；(2)證券分析師跟蹤既能緩解企業融資約束，亦能降低關聯并購行為中的第二類代理成本，但其會增加第一類代理成本。公司治理既須重視證券分析師跟蹤的積極意義，亦須正視證券分析師跟蹤的失效機制，并藉此最大程度地降低企業雙重代理成本。本文既提供了詮釋企業代理問題的新視角，亦補充了中國情境下證券分析師跟蹤之經濟后果的經驗證據。

證券分析師跟蹤；第一類代理成本；第二類代理成本；企業融資約束

一、引言

就證券分析師對資本市場的功能而言，理論界持積極評價者居多，但亦不乏因證券分析師的獨立性問題而存在的消極評價[1]。就涉及證券分析師消極功能的有限討論而言，既往文獻更多的以證券分析師跟蹤對資本市場的有效性為邏輯前提，且大多數均局限于討論西方資本市場，尤其是，關于證券分析師跟蹤與企業管理層決策行為之關系的研究結論顯得比較混沌，甚至互相矛盾[2]。證券分析師跟蹤在成熟資本市場的有效性推論是否普適于中國情境尚需進一步論證，而且在中國情境下，證券分析師跟蹤是否具有“隱暗面”(dark side)，抑或證券分析師跟蹤是否是一把“雙刃劍”，均是值得探究的問題。就此而言，結合中國情境研究證券分析師跟蹤的相關運行機理，包括探究證券分析師跟蹤可能存在的相關機制缺失，可凸顯個中的理論價值與實踐意義。有基于此，本文擬結合轉軌經濟下的中國資本市場情境，探究證券分析師跟蹤對企業代理成本的影響效應，而探索個中可能存在的積極意義或失效機制亦為題中之義。

二、文獻回顧與研究假設

(一)文獻回顧

1. 影響企業代理成本的相關研究

既有文獻對影響企業代理成本的諸多因素進行了廣泛研究，例如公司治理因素[3]、銀行治理因素[4]、會計政策因素[5]、產品市場競爭因素[6]、媒體關注因素[7-8]以及文化因素[9]等，相關研究不一而足。但其中除了梁紅玉等[7]、羅進輝[8]研究了作為外部治理機制的媒體監督與企業代理成本的關系之外，目前尚鮮見其它涉及外部治理機制因素的同類相關研究，至于作為外部治理機制的證券分析師跟蹤如何影響企業代理成本，則既未有文獻進行理論分析，亦未有文獻提供經驗證據。

2. 涉及證券分析師作用的相關研究

證券分析師的信息揭示及業績壓力均可能對企業行為產生影響，既往文獻亦大多以此為基礎展開分析討論，個中所涉及的視角或著力點包括資本市場整體運行效率、企業價值、盈余管理、股價變動或聯動性、投資或融資行為、企業創新等。具體而言，一方面，證券分析師跟蹤可能弱化股東與管理層、企業與投資者及債權人之間的信息不對稱，從而提升資本市場運行效率或企業價值，所謂“信息假說”。例如，吳東輝等[10]的研究認為，財務證券分析師向投資者提供了有價值的信息；朱紅軍等[11]認為，證券分析師的信息揭示功能有助于提高資本市場的整體運行效率；潘越等[12]的研究發現，作為投資者法律保護的替代機制，證券分析師可以有效減弱信息透明度，從而降低股票的暴跌風險；李春濤等[13]認為，證券分析師跟蹤亦可以減弱管理層盈余操縱；Derrien等[14]的研究表明，證券分析師跟蹤程度下降，融資成本上升，從而減少企業投融資行為；Chen等[15]認為，當證券分析師跟蹤程度下降時，企業內部現金流減少、CEO薪酬超額幅度增大，管理層更可能實施摧毀企業價值的并購活動，其盈余操縱愈加嚴重。此外，其它一些文獻亦從不同維度印證了證券分析師信息搜尋、信息甄別的有效性[16]。另一方面，受實現證券分析師業績預測目標壓力之故，管理層可能引發短視決策行為，從而損害企業績效，所謂“業績壓力假說”。例如，Graham等[17]對美國超過400位CFO的調查數據的研究表明，考慮到其自身財富、職業發展及外界的聲譽評價，CFO迫于證券分析師預測的短期利潤目標壓力而犧牲企業長期利益；Michenaud[18]的研究表明，上市公司管理層為使經營業績達到證券分析師的盈余預測目標而傾向于降低其投資水平；Fuller等[19]亦認為，上市公司管理層為迎合證券分析師預測的經營目標要求而損害企業價值；Asker等[20]的研究表明，相較于非上市公司，上市公司管理層的短視行為導致其更低的投資水平，而且在面對投資機會時，其投資變化幅度的敏感性更弱；于忠泊等[21]的研究表明，媒體關注增強了企業盈余管理動機，且在證券分析師跟蹤程度更高時，其表現更為顯著；He等[2]的研究證明，證券分析師跟蹤為管理層帶來經營業績壓力而導致其短視決策行為，最終抑制企業創新，等等，相關文獻不一而足。不過很顯然，目前尚無文獻基于企業代理成本的視角考察證券分析師跟蹤的經濟后果，抑或，目前尚無文獻考察證券分析師跟蹤對企業代理成本的影響效應。

(二)研究假設

通過證券分析師的審查，可提高企業信息披露質量，減弱企業與投資者及債權人之間的信息不對稱，緩解企業融資約束，從而增加企業自由現金流。證券分析師跟蹤的減少將導致財務報告質量下降，增加信息不對稱，從而影響企業融資機會或企業融資成本。就此而言，證券分析師跟蹤能夠提升權益資本的融資機會，且能獲取更低的資本成本。Derrien等[22]的研究表明，證券分析師跟蹤減少會導致企業債務成本上升。毋庸置疑，企業可獲得信貸資金的機會及融資成本下降均會增加經理層可支配現金流。Chen等[15]認為，證券分析師跟蹤減少會降低企業內部現金流。更為重要的是，相對于其它資產，現金流更易被剝奪，且經理層對可支配現金流具有更大的自由裁量權，其更可能引發代理問題。與此同時，證券分析師通過發布信息再加工的研究報告來實施對企業的間接監督功能，至于其效果如何，則最終依賴于經理層本身的行為選擇。進一步而言，企業股權過于集中、獨立董事倍受質疑、董事長與總經理兩職合一等現象均較為普遍，而較弱的投資者法律保護制度及其較低的立法水平與執行力度，均增加了企業行為的不確定性。就第一類代理問題而言，證券分析師跟蹤通過緩解企業融資約束而增加可支配現金流，往往會導致企業面臨更大的代理問題，且因經理層的機會主義常常嵌于企業日常運行之中，從而更易導致證券分析師跟蹤對抑制經理層機會主義行為的監督出現缺失。事實上，就監督經理層的機會主義行為而言，證券分析師跟蹤無法替代優良的公司治理機制。Li等[23]甚至認為，證券分析師跟蹤提升股票價值，是通過獲取投資者認同(investor recognition)而非監督經理層行為來實現的。此外，證券分析師及其所在券商為獲取上市公司資源支持，更傾向于發布樂觀的預測報告，從而減少證券分析師研究報告的技術含量，尤其是負面信息含量，甚至是，此報告本身就可能涉及經理層某種程度的“披露意圖”。這不僅可能會弱化甚至消除證券分析師跟蹤對經理層的監督作用，而且可能會導致經理層忽視證券分析師報告的評價內容。正因如此，證券分析師跟蹤可以緩解企業融資約束，且增加可供經理層支配的現金流，但其對抑制經理層機會主義行為會有所欠缺，經理層有動機、有機會、有能力進行滿足其自身私利需求的在職消費，從而加劇企業代理問題，例如在職消費、追求銷售收入的過度投資等非效率投資行為。

證券分析師發布的研究報告通常包含3個總括性要素：①盈利預測；②買入、持有或賣出股票的投資建議；③股票目標價格，亦即側重于對企業整體運營狀況把握及對“特殊事件”具體運營層面的審查。就第二類代理問題而言，控股股東可能采取不同形式攫取控制權私利，包括“自我交易” 或“隧道行為”[24]。例如，簡單的利潤轉移，以合法手段將其控制企業的產品、資產或證券以低于市場價格出售于由其控制的其它企業，轉移企業發展機會，以及內部借貸資金占用等。顯然，這些方式主要通過關聯交易得以實現，且其往往屬于“重大事項”，個中涉及不同程度的流程規范及強制性披露要求，抑或是中介機構“公允價值”評估的硬性制度規定。這為證券分析師仔細審查企業關聯交易具體運行過程提供了可行性，從而會加大控股股東隧道行為的風險。

綜上所述，本文提出如下假設：

假設1：在其它條件相同的情形下，證券分析師跟蹤程度越高，第一類代理成本越高。

假設2：在其它條件相同的情形下，證券分析師跟蹤程度越高，第二類代理成本越低。

三、研究設計

(一)樣本與數據

本文選取2003—2014年中國A股上市公司為初始樣本，其中樣本數據均源于CSMAR數據庫。本文同時執行如下步驟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公司及當年度上市公司；④剔除變量存在缺失值樣本；⑤剔除行業內上市公司觀察值少于20的樣本。最終獲得有效樣本觀察值15371個。

表1 樣本選取的具體步驟

(二)變量設定

1.被解釋變量：企業雙重代理成本

企業通常面臨股東與經理層之間和大股東與中小股東之間的代理問題，所謂企業雙重代理成本，這里統一以AC表示，其中：①經管費用率反映股東與經理層之間的代理問題，本文以營業費用與管理費用之和與總資產之比作為其計算依據，并以MO表征。以往文獻認為，股東與經理層之間的代理成本應以經營費用與完全沒有代理成本的企業之間的差值予以衡量[25]，但考慮到諸如“天價招待費”等代表性事件對管理層在職消費的隱性化處理傾向，本文以營業費用與管理費用之和作為其計算依據，同時，考慮到營業收入，尤其是應計收入易被“人為操縱”，本文以期末總資產作平滑。②“隧道行為”反映大股東與中小股東之間的代理問題，本文以其它應收款占總資產之比作為其計算依據，并以T表征。Jiang等[26]認為，因未涉及諸如商品或資產等關聯交易的“公充價值”評估，企業之間的借貸往來是衡量控股股東從上市公司攫取資金狀況的有效工具，并且，控股股東對企業短期財務的支持往往是基于其對企業長期隧道行為的動機。Liu 等[27]進一步指出，因制度執行有所欠缺，抑制此行為尚存一定局限。因此，借鑒Jiang等[26]、Liu等[27]的做法，本文以其它應收款作為隧道行為的代理變量，并以期末總資產做平均化處理。

2.解釋變量：證券分析師跟蹤

證券分析師跟蹤反映證券分析師對企業的關注程度，以AN表示，分別用兩種方式測量：①已有文獻通常以證券分析師人數作為其衡量指標[2,11,13]，本文以企業當年度所關注的證券分析師人數加1取自然對數進行度量，以lnAN表征；②證券分析師跟蹤受企業規模、增長率、外部融資以及業務流動性影響，排除這些因素之后的殘差項是證券分析師跟蹤的凈項因素。有基于此，本文借鑒Yu[28]的估算方法，建立如下模型：

lnANi,t=β0+β1Si,t-1+β2ROi,t-1+β3FAi,t-1+β4Li,t-1+β5CAi,t-1+β5ISi,t-1+∑Y+∑ID+εi,t

(1)

在(1)式中，S表示企業規模，RO表示盈利能力，FA表示企業年齡，L表示財務杠桿，CA表示現金流量，IS表示機構投資者，Y表示年度，ID則表示行業。

(三)模型設立

為了驗證研究假設，本文設立如下檢驗模型：

ACi,t(MOi,torTi,t)=α0+α1lnANi,t-1+∑COi,t-1+∑Y+∑ID+ξi,t

(2)

在(2)式中，MO表示經管費用率，T表示隧道行為，CO則表示控制變量。本文控制了企業特征因素——財務杠桿(L)、企業年齡(FA)、企業規模(S)、盈利能力(RO)、現金流量(CA)，以及公司治理因素——第一大股東(FS)、機構投資者(IS)、董事會規模(BO)以及領導權結構(D)等變量。此外，本文尚引入了行業(ID)與年度(Y)變量，以控制行業與年度的影響。

需要說明的是，為了盡可能消除極端值噪音，本文對所有連續型變量均作了上下1% Winsorize截尾處理，此外，本文尚對模型估計作了公司層面的聚類調整。本文變量的定義及測量詳見表2所示。

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

本文研究變量的描述性統計特征見表3。由表3可知：(1)第一類代理成本的映射變量MO的均值、中位數、標準差分別為0.087、0.071、0.068，最大值及最小值分別為0.372、0.006；(2)第二類代理成本的映射變量T的均值、中位數、標準差分別為0.021、0.010、0.033，最大值及最小值分別為0.205、0.000；(3)證券分析師跟蹤的代理變量之一，證券分析師跟蹤人數AN的均值為1.913，中位數為1.946，標準差為1.525，且其最大值(4.883)及最小值(0.000)差異較大；(4)證券分析師跟蹤的另一代理變量RA的均值為0.055，中位數為0.000，前者略大于后者，標準差為1.019，其最大值為2.364，最小值為-2.101，差異較大，等等，其它變量的類似描述性統計特征不一而足。這些均表明樣本的描述性統計特征值基本上符合正態分布，且不同樣本之間代理成本的差異性較大。

表2 變量說明表

表3 研究變量的描述性統計

① 因數據庫中經營費用、管理費用或總資產等數據不同程度的缺失，使得MO的最終有效觀察值(15265)較之其它研究變量的最終有效觀察值(15371)少了106個，但這并不在總體上影響研究結論。

(二)相關性分析

本文研究變量的相關性分析見表4。由表4可知：(1)第一類代理成本的映射變量MO與證券分析師跟蹤的代理變量lnAN及RA均顯著負相關(相關系數均為-0.135，p值均小于0.01)，這初步表明證券分析師跟蹤程度越高，第一類代理成本越高；(2)類似地，第二類代理成本的映射變量T與證券分析師跟蹤的代理變量lnAN及RA均顯著負相關(相關系數分別為-0.234、0.093，p值均小于0.01)，這初步表明證券分析師跟蹤程度越高，第二類代理成本越低；(3)lnAN與RA的相關系數為0.770，p<0.01，這說明按不同方法測量的證券分析師跟蹤的代理變量比較一致。另外，其它變量的相關系數均在0.450以下，因此，變量之間不會存在嚴重的共線性問題。

表4 研究變量的Pearson相關系數矩陣

注：***、**、*分別表示p<0.01、p<0.05、p<0.1，雙尾檢驗，下同。

(三)單因素分析

不同的證券分析師跟蹤程度對企業雙重代理成本的差異性影響情況可見表5。首先，本文按是否存在證券分析師跟蹤分成兩組樣本做對比檢驗。其中，在均值檢驗中，有證券分析師跟蹤組的第一類代理成本(MO)的均值(0.089)大于無證券分析師跟蹤組的均值(0.080)，且T檢驗呈1%顯著性差異；類似地，中位數Wilcoxon秩和檢驗結果表明，有證券分析師跟蹤組的中位數值(0.072)仍大于無證券分析師跟蹤組的中位數值(0.067)，且Z檢驗呈1%顯著性差異。這些均說明有證券分析師跟蹤的第一類代理成本較無證券分析師跟蹤的要高。接著，本文進一步地對有證券分析師跟蹤組的樣本，按其關注程度大小，即按該組均值及中位數再次分成兩子組，以大于均值或高于中位數值的樣本記入證券分析師跟蹤多子組，否則列入證券分析師跟蹤少子組，結果其均值及中位數檢驗均表明證券分析師跟蹤多子組的第一類代理成本高于少子組，且均值T檢驗及中位數Z檢驗都呈1%顯著性差異。此外，本文尚對證券分析師跟蹤與第二類代理成本(T)亦作了類似分析，單因素檢驗結果均表明，有證券分析師跟蹤的第二類代理成本較之無證券分析師跟蹤的要低，證券分析師跟蹤多子組的第二類代理成本較之少子組的要低。以上結果初步表明，在不同的證券分析師跟蹤程度之間，兩類企業代理成本均存在顯著差異性，這亦進一步為本文的研究假設提供了支持。

表5 單因素分析結果

注：均值差異的檢驗使用獨立樣本雙尾T檢驗，中位數差異的檢驗使用 Wilcoxon 秩和檢驗。

(四)基本回歸分析

表6報告了證券分析師跟蹤與企業雙重代理成本的回歸結果。模型1、模型 2是證券分析師跟蹤與第一類代理成本的基本回歸結果。回歸結果顯示：(1)第一類代理成本的映射變量MO與lnAN及RA的回歸系數分別為0.008(p<0.01)、0.009(p<0.01)，這說明MO與lnAN及RA均表征為1%顯著性水平上的正相關；(2)模型3、模型 4則是證券分析師跟蹤對第二類代理成本的基本回歸結果，從中可以發現，第二類代理成本(T)與lnAN及RA的回歸結果(模型3：β1=-0.001，p<0.01；模型4：β2=-0.001，p<0.01)均表明證券分析師跟蹤程度與第二類代理成本負相關。以上結果亦說明，證券分析師跟蹤與第一類代理成本顯著正相關，而與第二類代理成本則顯著負相關。因此，本文的研究假設進一步地獲得了OLS回歸支持。

表6 證券分析師跟蹤與企業代理成本的基本回歸結果

注：括弧內的數字為t值，運用公司維群進行修正，下同。

(五)進一步回歸分析

1.證券分析師跟蹤、企業融資約束與第一類代理成本

由前述理論分析可知，證券分析師跟蹤對經理層機會主義行為可能存在監督缺失，而證券分析師跟蹤緩解的企業融資約束可能反而加劇第一類代理成本。有鑒于此，本文構建如下模型：

MOi,t=α0+α1ANi,t-1+α2FIi,t-1+α3ANi,t-1×FIi,t-1+∑COi,t-1+∑Y+∑ID+ξi,t

(3)

在(3)式中，企業融資約束以現金流量敏感度測量，定義為現金余額變化值與期末總資產之比，其數值越大，意味著企業受融資約束程度越大，為此，本文構建企業融資約束(FI)虛擬變量，若其數值大于總體樣本均值，則取值為1，否則為0，同時作滯后一期處理。進一步地，本文構建企業融資約束(FI)與證券分析師跟蹤(lnAN及RA)的交互項lnAN×FI及RA×FI， 以檢驗證券分析師跟蹤緩解企業融資約束后的經濟后果。在(3)式中，其余變量的含義與其在上文相關模型中的含義一致。

在表7所示的回歸結果中，模型5及模型6顯示第一類代理成本(MO)與企業融資約束(FI)顯著負相關，模型7顯示，MO與交互項lnAN×FI的回歸系數為0.002(p<0.05)，模型8則顯示，MO與交互項RA×FI的回歸結果為(β=0.001, n.s)。以上結果均表明，證券分析師跟蹤在緩解企業融資約束的同時惡化了第一類代理問題。

2.證券分析師跟蹤、并購行為與第二類代理成本

王培林等[29]以大型并購行為事件為研究對象的實證檢驗表明，上市公司存在較大的代理問題。而根據證券交易所相關規定，中介機構須對并購活動所涉及資產做“公允價值”評估，并制定與此相關且比較嚴格的信息披露規則。而這些強制性規定為證券分析師仔細審查關聯交易的具體運營過程提供了可行性，由此可以預期，證券分析師跟蹤可以減弱并購行為中可能涉及控股股東對中小股東的利益侵害行為。有基于此，本文進一步引入并購行為變量與證券分析師跟蹤的交互項，以做進一步檢驗。具體而言，本文按王培林等[29]界定并購行為的原則構建映射變量，并設定如下檢驗模型：

Ti,t=α0+α1ANi,t-1+α2MAi,t-1+α3ANi,t-1×MAi,t-1+∑COi,t-1+∑Y+∑ID+ξi,t

(4)

在(4)式中，若在所涉年度之內企業發生關聯并購活動，則取值為1，否則為0，以MA表示，并做滯后一期處理，至于其余變量的含義，則與上文相關模型中的相關含義一致。

表7 證券分析師跟蹤與企業代理成本的進一步回歸結果

在表7所示的模型9、模型10中，T與MA的回歸系數均為0.004(p<0.01)，且呈正相關關系，亦即，在并購行為中顯著存在第二類代理問題，而在模型中放入MA與lnAN及RA的交互項lnAN×MA及RA×MA，模型11、模型12的回歸結果則均顯示10%水平上的顯著負相關，這說明證券分析師跟蹤顯著減弱并購行為中的第二類代理成本。

(六)穩建性檢驗

1.內生性檢驗

本文的檢驗模型可能存在影響證券分析師跟蹤與企業代理成本的不可觀察變量或遺漏變量而對實證結果產生偏誤，更重要的是，證券分析師本身可能更傾向于關注代理成本更高或更低的企業，這些均可能會導致比較嚴重的內生性問題。為此，除了上文做自變量滯后一期、證券分析師跟蹤回歸模型殘差項處理以緩解內生性問題之外，本文尚采取2SLS工具變量法作內生性檢驗。He等[2]、李春濤等[13]與Yu[28]應用工具變量法分別識別了證券分析師跟蹤與盈余管理、企業創新之間可能存在的內生性問題，本文借鑒其設定的工具變量方法進一步作內生性檢驗。

2SLS工具變量方法說明如下：(1)在第一階段，本文用內生性變量(lnAN及RA)對工具變量與基本模型中的控制變量進行回歸，得到內生性變量的預測變量；(2)在第二階段，本文用企業代理成本的映射變量(MO及T)對證券分析師跟蹤的代理變量(lnAN及RA)的預測變量進行回歸。結果表明，工具變量在作內生性處理之后，MO及T與lnAN及RA的回歸結果均符合預期結果。

此外，尚有文獻按上市公司是否屬于某股票指數成份股標準構建虛擬變量，并以此作為證券分析師跟蹤的工具變量。基于此，本文借鑒李春濤等[13]的作法，以樣本企業是否屬于滬深300指數成份股來設定工具變量，若企業屬于該指數成份股，則取值為1，否則為0，并藉此進行工具變量的內生性檢驗。內生性處理的回歸結果顯示，MO與lnAN和RA的回歸結果(β1=0.033，p<0.05；β2=0.035，p<0.05)，以及T與lnAN和RA的回歸結果(β1=-0.015，p<0.05；β2=-0.016，p<0.05)，均表明實證結果支持本文研究假設。

2.穩健性測試

除了上述內生性檢驗之外，本文尚進行了其它穩健性測試。具體如下：

(1)本文以企業是否受證券分析師跟蹤而構建虛擬變量(以CD表示)，即受證券分析師跟蹤時，取值為1，否則為0。T及MO與CD的回歸系數(β1=-0.007，p<0.01；β2=0.008，p<0.01)表明，證券分析師跟蹤與隧道行為顯著負相關，與經管費用率顯著正相關，仍然支持原實證結果。此外，本文以發布的盈利預測報告數量加1取自然對數(以RN表示)、關注企業的券商數量加1取自然對數[1,13](以BN表示)作為證券分析師跟蹤的替代變量進一步作回歸分析。T及MO與RN的回歸結果(β3=-0.001，p<0.05；β4=0.008，p<0.01)，T及MO與BN的回歸結果(β5=-0.001，p<0.01；β6=0.010，p<0.01)，均表明本文的研究結論較為穩定。

(2)本文以CSMAR關聯交易數據庫中關聯交易占總資產比例取自然對數(以CT表示)作為隧道行為的代理變量作進一步檢驗。回歸結果顯示，CT與lnAN和RA的回歸系數分別為-1.854(p<0.10)、-0.056(p<0.10)，這說明證券分析師跟蹤與關聯交易顯著負相關，這與預期研究假設一致。

(3)羅煒等[25]對股東與經理層之間的代理成本衡量指標作年度行業內中位數調整，本文借鑒其作法，對經管費用率亦作類似處理，并以MA表示。MA與lnAN和RA的回歸結果(β1=0.008，p<0.01；β2=0.008，p<0.01)均表明，證券分析師跟蹤程度越高，股東與經理層之間的代理成本越高。

(4)投資指標反映企業投資規模，而擴大企業規模是管理層最大化其個人效用的一種方式。有基于此，本文構建投資指標，以IV表示，IV= (在建工程+短期投資+長期投資)/期末總資產。IV與lnAN和RA的回歸結果(β1=0.002，p<0.05；β2=0.002，p<0.05)均證明證券分析師跟蹤與股東與經理層之間的代理成本顯著正相關。需要指出的是，投資指標中并未區分過度投資狀況，因此本文進一步將過度投資作為經理層代理成本的映射變量，以OV表示，并作回歸分析。OV與lnAN和RA的回歸結果(β1=0.007，p<0.01；β2=0.008，p<0.01)亦說明證券分析師跟蹤與股東和經理層之間的代理成本顯著正相關。

本文經過上述一系列的內生性檢驗及穩健性測試之后，實證結果仍然維持與研究假設一致，這進一步表明本文的研究結論比較可靠。

五、結語

(一)研究結論

本文以2003—2014年中國A股上市公司為研究樣本，就證券分析師跟蹤對企業代理成本的影響進行了實證研究。研究表明：(1)證券分析師跟蹤是一把“雙刃劍”，其既會加劇股東與經理層之間的第一類代理成本，同時亦能降低大股東與中小股東之間的第二類代理成本；(2)證券分析師跟蹤既能緩解企業融資約束，亦能降低關聯并購行為中的第二類代理成本，但其會增加第一類代理成本。本文既提供了詮釋企業代理問題的新視角，亦補充了中國情境下證券分析師跟蹤之經濟后果的經驗證據。

(二)研究啟示

根據本文的研究結論可知，一方面，證券分析師跟蹤對于改善企業融資及平抑公司大小股東之間的利益沖突具有積極意義，另一方面，證券分析師跟蹤在一定程度上亦會惡化股東與經理層之間的代理問題，即所謂證券分析師跟蹤公司治理的某種失效機制。毋庸置疑，公司治理既須重視證券分析師跟蹤的積極意義，亦須正視證券分析師跟蹤的失效機制。為此，一方面，既須強化證券分析師跟蹤的治理功能而提升投資者認同，并藉此贏得更多的融資支持。另一方面，亦須強調證券分析師跟蹤對控股股東的關聯交易及隧道行為等失范治理的抑制效應，并藉此對減緩股東利益沖突及保護中小股東利益提供治理效應。與此同時，尚須加強證券分析師跟蹤對經理層的非效率投資決策、隱形尋租及在職消費等機會主義行為的約束與監督，并藉此最大程度地降低企業代理成本。

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(本文責編：辛城)

SecuritiesAnalystCoverageandDualAgentCosts：EmpiricalEvidencefromtheA-sharelistedCompaniesinChina

YAN Ruo-sen1，YE Yun-long2

(1.EconomicsandManagementSchool,WuhanUniversity,Hubei430072,China; 2.NingboInstituteofTechnology,ZhejiangUniversity,Zhejiang315110,China)

This paper examines the effects of securities analyst coverage on the agent cost using the sample of Chinese A-share listed companies over the period 2003-2014. It shows that: (1) the securities analyst coverage is a “double-edged sword”, which will increase the I agent cost between shareholders and managers, but at the same time can reduce the II agent cost between large shareholders and minority shareholders, (2) the securities analyst coverage can alleviate the financial constraints and reduce the II agent cost in M&A, but it will increase the I agent cost. Hence, corporate governance must pay attention to the both different effects of securities analyst coverage and minimize the dual agent costs. This paper provides a new perspective on the interpretation of corporate agency problem and also provides empirical evidence for the economic consequences of securities analyst coverage in China.

securities analyst coverage; I agent cost; II agent cost; financial constraint

2016-11-05

2017-06-23

國家自然科學基金項目“基于雙重委托代理理論模型構建的股權集中型公司治理最優化研究”(70502024)；教育部新世紀優秀人才支持計劃項目(NCET-11-0412)。

嚴若森(1971-)，男，湖南華容人，武漢大學經濟與管理學院教授、博士生導師，博士，研究方向：公司治理、企業理論、制度理論、戰略管理。

F271

A

1002-9753(2017)10-0173-11