股權激勵與上市公司經營 績效關系研究
——基于分析師關注的視角

張敬文 田 柳

一、引 言

最近十余年中，我國監管政策陸續出臺使得股權激勵的實施條件變得越來越寬松。例如，經過長時間的探索和改進，證監會在2016 年出臺了新的《上市公司股權激勵管理辦法》，規范并鼓勵上市公司采用股權激勵方案進行激勵。根據上海榮正投資咨詢股份有限公司的報告，2018 年我國A 股上市公司發布的股權激勵計劃公告數量總計409 個，創下歷史新高①https：//www.sohu.com/a/317057919_99963168。。近年來，股權激勵計劃的實施受到了公司股東、高管和市場投資者各方面的關注和重視，探索股權激勵對企業經營業績發揮作用的方式對建立現代企業制度也有重要意義。

學術界對實施股權激勵計劃的作用進行了較多討論，現有文獻卻較少從分析師作用的視角進行研究，而分析師的作用具有重要實踐參考價值。為此，本文主要運用中介效應模型，對分析師關注的中介效應進行研究。中介效應模型是經濟學、管理學常用的統計方法，也是揭示變量間因果關系的重要手段和工具之一。借助中介效應模型，本文搜集了滬深兩市上市公司2006—2018 年數據，以檢驗上市公司實施經理人股權激勵計劃是否可以通過增加證券分析師的關注，進而提升上市公司的經營績效。

在我國，證券分析師行業越來越重要。市場投資者根據研究報告進行分析和證券投資，分析師關注能夠影響公司的經營績效和治理水平。近年來，我國證監會對分析師行業的監管和引導也逐步加強。大量事實表明，上市公司實施股權激勵計劃往往能吸引來不少證券分析師關注其股票并撰寫深度研究報告。證券分析師作為證券市場的信息中介，他們的密切關注可以增加對上市公司的外部監督，避免低效管理和投資，促進企業管理層努力經營。本文利用實證數據，基于分析師作用的視角來分析經理人股權激勵計劃的作用。基于現實，本文主要試圖調查的問題是，股權激勵計劃是否可以通過增加證券分析師的關注來增進股東對公司的了解并提高公司的經營績效。

本文邊際貢獻如下：首先，基于現有文獻檢驗了經理人股權激勵計劃和公司的經營績效之間的關系。本文的回歸結果表明，經理人股權激勵計劃可以顯著改善公司的經營績效，同時也會增加證券分析師的關注度。在宣布采取經理人股權激勵計劃后，上市公司受到證券分析師密切關注，分析師作為信息中介幫助股東更好地了解公司的情況，監督公司管理層，從而使股權激勵計劃改善了企業績效。其次，結合我國股票市場分析師關注的數據，本研究使用了中介效應模型幫助分析。中介效應檢驗結果顯示，經理人股權激勵計劃可以通過增加分析師關注、研報關注幫助股東更好地了解公司的情況，監督管理層，提升公司的經營績效。本文的實證分析回答了股權激勵計劃是如何產生具體作用的，也回應了現有理論關于股權激勵是“激勵”還是“自利”的分歧。

由此，本文的實證研究為現有的股權激勵文獻和分析師文獻提供了新的重要啟示。本文發現經理人股權激勵計劃可以通過增加分析師關注、研報關注從而促進上市公司的經理人努力經營，提升公司的經營績效。未來應逐步加強對證券分析師的監督和管理，提升證券分析師的專業素質，讓證券分析師作為信息中介來幫助股東更好地了解公司經營情況，監督管理層。

本文的其他部分的具體安排如下：第二部分為與本文研究相關的文獻綜述及理論假說，第三部分則介紹本文選擇方法和數據及相應的處理，第四部分為實證檢驗結果的分析，第五部分為總結全文并給出政策建議。

從臨床實際情況來看，CT檢查中較常見手段為增強掃描，其原理為碘分子高吸收X線，以靜脈注射含碘造影劑為基點，根據病變與正常組織血供差異性低病變組織性質、范圍、特點與周圍組織關系加以全面判斷，從而為早期診斷患者病情提供重要參考依據。該項檢查手段主要操作流程為利用高壓注射器將碘對比劑注射至靜脈通道實施掃描，臨床常見穿刺注射工具為靜脈留置針與蝶翼針頭，切實分析兩者優劣，確保針頭存在至患者靜脈通道，避免其產生碘過敏情況，從而推動整個CT增強掃描能順利執行。為分析靜脈留置針和蝶翼針頭在CT增強護理中的應用效果，我院研究如下。

二、文獻綜述

（一）股權激勵和公司績效

理論上，在所有權和控制權分離的情況下，作為委托人的股東將決策權授予作為代理人的經理人，期望經理人以股東的利益為目標而努力工作(Jensen 和Meckling，1976)。然而實際上，如果經理人的行為和努力程度很難被觀察和準確衡量，那么將任務委托給與股東有不同目標的經理人是有問題的(Laffont 和Martimort，2002)。因此，企業往往制定股權激勵制度，通過增加經理人分享企業未來業績紅利的機會，減少代理人的自利行為，進而降低代理成本和避免“委托-代理問題”的產生。根據現有文獻，關于股權激勵的效應主要有兩種相互矛盾的觀點：“利益趨同假說”和“管理壁壘假說”。前者認為，股權激勵是一種有效的公司治理機制，能緩解股東和經理人的利益沖突，從而降低代理成本，提高公司業績和價值(Murphy，2013)。相反，后者認為，公司的經理人可能會通過特定的投資來鞏固自己的職業地位，降低自己被替換的可能性，并從股東那里獲取更高的工資和更大的收益(Shleifer 和Vishny，1989)。那么如果管理層持股過多，這種非企業價值性的投資行為會增加，這會對公司業績產生負面的影響。關于管理層持股與公司價值或業績之間關系的實證研究結果并不一致，Cheng 和Warfield(2005)考察了股權激勵與經理人未來交易和盈余管理的關系，他們發現股權激勵可以導致盈余管理，如果盈余管理能提高短期股價，經理人就可通過增加他們將要出售的股票的價值來從中受益。這種盈余管理行為很可能會以犧牲外部股東的利益為代價，因此，雖然股權激勵可以產生積極的激勵效應，但它們也可能產生副作用，如增加盈余管理。然而，Erickson 等(2006)考察了公司高管的會計欺詐發生率是否與股權激勵相關，實證分析發現高管總權益和基于股票期權的財富對股價變化的敏感度在上升，但沒有一致的證據來支持股權激勵導致會計欺詐概率上升的結論。

針對中國數據的研究也有較為豐富的文獻。Fang 等(2015)根據中國公司的數據實證研究發現，實施了股權激勵的公司兩年內的資產回報率會顯著高于那些未實施股權激勵的類似公司，而且作者認為這一經營績效的提升是由于股權激勵因素，而并非公司管理層的盈余管理。通過調查實施股權激勵的中國A 股上市公司2006—2016 年間的數據，付強等(2019)發現股權激勵可以增強當期股票收益率與企業未來盈余之間的相關性。劉中文等(2019)運用2011—2016 年發布股權激勵計劃的我國A 股上市公司數據，通過研究發現公司的規模能夠影響上市公司股權激勵工具的結果和效率：大型的上市公司可能更適合采取股票期權進行激勵，而小型的上市公司則更加適用限制性股票進行激勵。周云波和張敬文(2020)利用我國2006—2017 年上市公司數據研究了我國股權激勵計劃的價值創造功能，發現實施經理人股權激勵計劃能夠顯著增加企業價值。蔡玉程和王淑珍(2007)認為，合理規模的董事會有利于公司經營績效的提升，應該從權變的角度出發，結合實際情況，相應地確定公司董事會的規模，所以實際實施經理人股權激勵計劃時也需要考慮董事會規模的影響。因此，目前的文獻基本支持經理人股權激勵帶來價值提升的假說。

就此，本文提出假說1：實施經理人股權激勵計劃可以提升上市公司的經營績效和企業價值。

（二）分析師關注的相關研究

考慮到所有權和控制權的分離，股東可能很難在合同中具體規范經理人的行為，而且上市公司的經理人可能傾向于隱藏更多的私人信息，從而在“委托-代理”關系中占據更主動的位置。此時，金融分析師可以充當信息中介，在市場上產生有價值的信息，但關于股權激勵如何影響金融分析師信息環境的研究并不多。公司信息透明度可以反映在分析師給出的結果中，如盈利預測的準確性和分散度，因為財務分析師作為信息中介發揮著至關重要的作用，他們收集和處理財務數據，以便生成關于單個公司業績的預測報告(Brown 等，2011)。此外，金融分析師可以從事私人信息生產，從而揭露個別經理人濫用公司資源的行為(Healy 和 Palepu，2001)。鑒于分析師的預測在投資者決策中起到了重要作用，這種信息環境對資本市場參與者也很重要。

一方面，在其能夠協調經理人和股東利益的情況下，管理層持股能夠提高信息披露質量。由于財務分析師使用財務會計信息來形成他們對公司未來業績的預期(Abarbanell 和 Bushee，1997)，更好的經理人激勵可以轉化為更精準的分析師公開信息。但另一方面，在“管理壁壘假說”下，上市公司的職業經理人可能會有動機向公眾披露更少的信息，以掩蓋其私人控制權利益，此時，管理層持股與分析師私人信息準確性之間的關系將變得更加復雜。金融分析師私人信息搜索動機是由分析師服務的總需求和總供給決定的，這取決于公開信息的質量以及其他公司特征(Bhushan，1989；Barron 等，2002)。經驗證據表明，高質量的公開信息增加了證券分析師的私人信息搜索活動，增加了信息透明度。Liu(2017)將分析師的信息環境與他們預測的可觀測屬性聯系起來，其研究結果支持了利益趨同假說，即管理層持股越多的公司，分析師公開信息的精確度越高；而分析師私人信息的精確度與管理層持股呈正相關關系，這與分析師是資本市場中重要的信息中介的觀點一致。另外，關于分析師關注的文獻大多支持其能夠促進企業業績提升。例如，Chen 等(2011)利用美國券商關閉的準自然實驗發現，隨著公司分析師關注的減少，股東對內部現金持有量的重視程度降低，而經理人獲得的超額報酬增高，管理層更有可能進行破壞價值的收購，這表明分析師具有加強公司治理和促進業績提升的作用。

在我國，近年來證券分析師行業越來越重要，證券監管部門對分析師行業的監管和引導也在逐步加強。例如，我國證券監管部門1997 年發布了《證券、期貨投資咨詢管理暫行辦法》等文件來加強對資本市場的監管，促進資本市場發展。2012 年又發布了《證券分析師執業行為準則(2012)》以進一步規范我國股票市場的證券分析師業務，改善證券分析師的整體質量，讓證券分析師能夠更多地起到對上市公司的監督作用。不少文獻也發現我國的證券分析師行業能夠對企業的行為產生監督作用，提升企業經營績效。例如，胡川等(2020)使用2009—2017 年間中國創業板317 家科技型中小企業數據，發現分析師跟蹤人數顯著增加了企業的發明專利產出，提升了企業的內部控制效率，而且分析師的作用在融資約束程度較高的企業中更為顯著。丁方飛等(2019)使用2006—2017 年的上市公司數據，研究了分析師對企業真實盈余管理行為的抑制行為，研究發現分析師會因企業存在真實盈余管理行為而向下修正其盈利預測，所以加強分析師關注對企業管理層的真實盈余管理行為具有抑制的作用。

中介效應是揭示變量間因果關系的重要手段和工具，目前已有不少研究借助中介效應的實證方法來研究經濟學因果關系。例如，許黎莉等(2020)利用2014—2017 年我國A 股的樣本，借助中介效應檢驗了資產專用性投資對融資約束的影響。對于分析師關注的中介效應解釋股權激勵計劃所產生的正向作用，已有文獻尚缺乏相關研究，所以本文試圖從分析師關注的中介效應入手，來解釋股權激勵對企業經營業績產生正向作用的機制。

最后，本文提出假說2：上市公司實施經理人股權激勵計劃可以吸引更多的分析師關注，增加上市公司股東對公司的了解，從而提升上市公司的經營績效。

三、研究方法與數據來源

（一）實證方法的選擇

本研究根據對經理人股權激勵計劃的理論分析，使用雙重差分模型，然后對樣本進行了搜集與處理。因為本文研究的實施股權激勵計劃的時間點對于不同的上市公司是漸進性的，自2006 年以來，陸續有A 股上市公司宣布進行股權激勵，所以處理組處理的時間是不完全一致的，這就需要借助漸進性雙重差分法來建模進行分析。在研究方法上，本文主要參考了郭峰和熊瑞祥(2018)、周云波和張敬文(2020)的研究，設計了漸進性雙重差分法來分析上市公司實施經理人股權激勵計劃的作用。漸進性雙重差分法利用不同時間的政策后因變量對比政策前因變量來得出政策的效果，回歸方程如下。

因為股權激勵計劃的業績目標通常是凈資產收益率等盈利能力的指標，所以因變量可以用ROA 或ROE 來衡量公司經營情況。上式中控制變量是最小二乘回歸中加入的控制變量，下文會詳細解釋。本文以上式的漸進性雙重差分法為基本模型來對經理人股權激勵計劃的實施效果進行實證檢驗，變量POST 定義為上市公司首次實施股權激勵計劃之后取1，否則為0，代表實施經理人股權激勵計劃對企業總資產收益率或凈資產收益率的影響，是股權激勵計劃帶來的效果。變量TREAT 定義為實施過股權激勵的公司取1，沒有的為0，即處理組是實施了股權激勵之后的企業，對照組是尚未實施股權激勵的企業。

參考相關文獻，本文數據源自國泰安數據庫，其中涵蓋了上市公司的財務數據、股權激勵計劃時間、分析師關注度等信息。由于我國A 股的經理人股權激勵計劃基本上是從2006 年開始的，所以本研究搜集了2006—2018 年的滬深兩市上市公司(剔除了金融企業)的數據樣本。回歸的因變量是總資產收益率。因為影響企業盈利能力的因素眾多，本文參考了前人的相關研究，選取了規模、公司杠桿率、營業收入增長率、總資產周轉率、是否“四大”審計、企業性質、第一大股東持股比例為控制變量來控制上市公司的其他特征。本文對樣本中的連續變量進行了上下1%的縮尾處理，面板數據有26616 個樣本觀察值(部分變量缺失)。有關變量符號及含義具體見表1。

表1 變量符號及含義

表2 是變量的描述性統計，表2顯示，A 股上市公司的第一大股東持股比例的平均值為35.9%，這說明滬深兩市上市公司的股權集中度較高，第一大股東的控制權較大，其他的變量取值范圍均在較為正常的水平之內。為了更好地估計回歸模型的系數，本文使用穩健標準誤，同時在穩健性檢驗中用個體固定效應進行漸進性雙重差分法回歸來確保結論的穩健性。和周云波和張敬文(2020)的方法一樣，本文也驗證了在實施經理人股權激勵計劃前處理組和控制組的因變量走勢滿足平行趨勢，因篇幅所限故略去。

表2 各變量描述性統計表

四、實證檢驗與結果分析

（一）股權激勵對企業績效影響的估計結果

表3 列示了經理人股權激勵和企業經營績效的回歸結果。在表3 第(1)列至第(3)列中，因變量是ROA，POST的系數均在1%的顯著性水平上正顯著，這表明實施經理人股權激勵能夠提升公司的總資產收益率和促進公司經營績效的提高。在控制變量方面，上市公司規模越大，公司總資產周轉率越高，或者經由“四大”審計師事務所審計，其經營績效越好(對規模報酬遞增的企業，企業的規模越大，其績效越好)。

表3 經理人股權激勵計劃和企業盈利能力

下面更深入地分析企業股東價值，如果公司的經營績效變好，應該對股東的價值也有提升。表3 的第(4)列至第(6)列的因變量是ROE。ROE 和ROA 的不同之處在于ROE 反映了凈資產的情況，即股東權益的盈利能力，包含了杠桿率的影響。同樣，POST 項不論加不加入控制變量，其系數均在1%顯著性水平上和因變量ROE 顯著正相關。綜上所述，表3 第(1)列到第(6)列的檢驗結果支持了假說1。表3 結果說明，實施經理人股權激勵能夠提升公司的股東價值，驗證了經理人期權激勵提升企業盈利能力的結論(假說1)。這一發現也與周云波和張敬文(2020)的結論一致，但本文的重點在于分析師作用中介效應的探究，下文將基于這一事實結論進行中介效應檢驗。

（二）經理人股權激勵計劃對證券分析師關注程度的影響

首先，本文分析實施經理人股權激勵是如何促進上市公司業績的，表4 報告了經理人股權激勵對分析師關注的直接影響。在表4 第(1)列至第(3)列中，因變量是ANALYST，即企業分析師關注度，取值為ln(1＋跟蹤分析師數量)，POST 項不論加不加入控制變量，其系數均在1%顯著性水平上正顯著，這表明實施經理人股權激勵能夠增加跟蹤公司的證券分析師人數。表4 第一行第(3)列中結果(0.354)代表著：其他自變量不變時，實施經理人股權激勵會使公司分析師跟蹤人數增加35%。可見會有更多的分析師跟蹤上市公司，所以在采取經理人股權激勵后，公司受到證券分析師關注程度更高，分析師作為信息中介幫助股東能更好地了解公司的情況，監督管理層，使得管理層努力經營，改善企業績效。

為了穩健起見，表4 的第(4)列至第(6)列的因變量是REPORT，是利用研報發布數量來衡量的證券分析師對上市公司的關注度，取值為ln(1＋分析師發布研報數量)。同樣，表4 第(6)列的0.453 代表著其他自變量不變時實施經理人股權激勵會使公司的分析師發布研報數增加45%。以上結果說明，證券分析師會更多地關注實施經理人股權激勵后的公司，這種關注通過作用于公司內部的代理沖突，增加對公司外部投資者的監督。比如，證券分析師發現了企業的不合規行為后，會向市場發出報告，于是投資者和股東會懲罰管理層，為了避免這種情況，股東和管理層會更加規范地經營公司， 分析師的關注可以幫助股東更好地了解公司的情況，監督管理層，提升公司的經營 績效。

為穩健起見，本文加入個體固定效應替代行業固定效應來進行漸進性雙重差分法的回歸分析。個體固定效應模型允許回歸方程對于不同的個體有不同截距，控制了不隨個體變化的因素，減少了回歸模型的內生性問題。表5 報告了加入個體固定效應的回歸結果，TREAT 變量因共線性而沒有加入回歸。根據表5，加入個體固定效應替代行業固定效應后，POST 的系數依舊均在1%的水平上正顯著，表明實施經理人股權激勵計劃增加了上市公司的ROA、ROE 和證券分析師關注數量。個體固定效應回歸結果說明本文結論依舊穩健。所以，我國的經理人股權激勵能夠改善企業的利潤情況，提升盈利能力，這一結論具有很強的現實參考意義。

表4 經理人股權激勵計劃和分析師關注

表5 經理人期權激勵計劃效果的穩健性檢驗

續表5

（三）關于證券分析師中介效應的檢驗

證券分析師作為高挑戰、高技能、高效益的現代化職業，能夠幫助資本市場進行信息獲取，從事該職業需要依法取得證券投資咨詢執業資格。現有文獻發現證券分析師能夠促進資本市場的發展。例如，丁方飛等(2019)使用2006—2017 年的中國上市公司數據，通過研究發現分析師會因為企業存在真實盈余管理而向下修正其盈利預測，提出分析師對企業管理層的真實盈余管理行為具有抑制的作用。

在股權激勵文獻范圍內，已有文獻尚缺乏對分析師關注的中介效應的相關研究。本文認為分析師可以為投資者提供決策參考，增加股東和投資者對公司的了解，監督公司的管理層，進而促進其努力經營和提升企業業績。本文認為證券分析師的關注可以作為渠道解釋股權激勵的作用。根據前文對經理人激勵計劃作用機制的分析，用證券分析師跟蹤數量的自然對數ANALYST 作為中介變量，建立如下中介效應回歸模型：

其中，ROA 是因變量，ANALYST 是中介變量，POST 是經理人股權激勵計劃實施之后的啞變量，1itf 、2itf 、3itf 均為互不相關的隨機擾動項。下面具體應用這一中介效應模型進行檢驗和分析。為了使用中介效應模型，這里保留了樣本期內采用股權激勵的樣本(變量TREAT 等于1)，這樣模型中POST 的變動就能夠影響到中介變量ANALYST 的變化，進而影響到因變量ROA。

下面，利用在樣本期內采用股權激勵的樣本，對實施經理人股權激勵計劃的效果進行中介效應檢驗。表6 報告了中介效應檢驗的回歸結果，第(1)列至第(3)列回歸利用了ANALYST 變量作為中介變量。首先，表6 的第(1)列結果顯示了經理人股權激勵計劃對上市公司ROA 的影響，和前面使用全部樣本的結論一致，POST 項和因變量顯著正相關，說明實施經理人股權激勵計劃能夠增加企業的ROA。表6 第(2)列結果顯示，POST 的系數為0.333，存在顯著正相關，可以認為上市公司的分析師跟蹤數量在實施經理人股權激勵計劃后顯著增加。中介效應檢驗的最后一步結果見表6 的第(3)列，中介變量ANALYST 的系數為1.784，在1%的顯著性水平上顯著為正，表示上市公司可以通過實施經理人股權激勵計劃來增加分析師跟蹤數量，進而提升ROA。中介 效應的效果可以用Sobel 檢驗進行驗證，此處Sobel 檢驗統計量為0.594，在1%的顯著性水平下顯著，解釋百分比達到71.02%，所以能夠解釋大部分的經理人股權激勵計劃對企業ROA 的影響效果。這一結果與Chen 等(2011)利用美國券商關閉的準自然實驗對分析師促進公司經營管理的研究結論一致。因此，本文的中介效應檢驗驗證了假 說2。

與此同時，證券分析師關注公司后會向投資者提供投資報告、投資分析、資產建議等服務。穩健起見，表6 的第(4)列至第(6)列利用了REPORT 作為回歸的中介變量，因為證券分析師關注越多就會發布越多的證券研究報告，這一變量從研究報告數量的角度體現了分析師關注度。首先，表6 第(4)列結果是經理人股權激勵計劃對企業ROA 的影響，和前面使用全部樣本的結論一致，POST 項正向顯著。表6 第(5)列表明POST 的系數為0.427，和因變量存在顯著正相關關系，表示其他自變量不變時，上市公司的研究報告數量在實施經理人股權激勵計劃后顯著增加。表6 的第(6)列結果是中介效應檢驗的最后一步，中介變量REPORT 的系數為1.469，在1%的顯著性水平上顯著正相關，表示上市公司可以通過實施經理人股權激勵計劃來增加分析師跟蹤數量進而監督管理層，提升ROA。此處Sobel 檢驗統計量為0.628，在1%的顯著性水平下顯著，解釋百分比達到了75.07%，解釋了大部分的經理人股權激勵計劃的效果，和利用ANALYST 作為中介變量能解釋的比例接近，這說明實證結果是比較穩健的。綜上所述，本文提出了增加證券分析師關注這一新觀點來解釋經理人股權激勵計劃的效果，和近年來我國證券分析師在資本市場發展中的重要性日益顯現的現實是吻合的。

下面驗證中介效應的穩健性，本文使用了Bootstrap 方法進行了500 次的循環計算，加入了控制變量，相應的結果見表7。利用ROA 作為因變量、ANALYST 作為中介變量的結果見第(1)列至第(4)列。第(5)列至第(8)列列示了使用ROA 作為因變量、REPORT 作為中介變量的結果。由表7 可見，對應的系數均處于Bootstrap 估計結果的95%置信區間之內。綜上，Bootstrap 的結果驗證了中介效應的穩健性。因此，股權激勵計劃可以通過增加證券分析師的關注提升公司的經營績效，所以未來應加強對證券分析師的監督和管理，提升證券分析師的專業素質和能力，讓其發揮出自己的才能，加強對上市公司的監督，挖掘企業重要信息，幫助投資者進行投資選擇，提高資本市場信息傳播的效率。

表6 經理人期權激勵計劃效果的中介效應檢驗

表7 經理人期權激勵計劃效果的中介效應檢驗(Bootstrap)

五、結論與政策建議

證券分析師關注能夠影響公司的經營績效和治理水平，從而保護投資者利益。本文利用了滬深兩市上市公司在2006—2018 年間的數據，研究了經理人股權激勵計劃對經營績效的影響。本文主要利用雙重差分法、中介效應模型來考慮內生性問題。

本研究的回歸結果表明經理人股權激勵計劃可以顯著改善公司的經營績效。中介效應模型的回歸檢驗結果也顯示，經理人股權激勵計劃可以通過增加分析師關注、研報關注增進股東對公司的了解，監督管理層，提升公司的經營績效。

根據本文的研究發現，我們認為未來可以進一步合理放寬對上市公司股權激勵的限制，促進上市公司改善經營績效，但要注意避免經理人激勵過度增加盈余管理等問題。另外，鑒于分析師的重要作用，應加強對其的監督和管理，提升其專業素質，讓其在職責范圍內發揮出監督上市公司、挖掘企業信息的重要作用，同時也為股東等監督公司者提供專業分析支持，提高市場效率。