實體企業(yè)脫實向虛與分析師盈余預測質量

［摘要］當前，實體經(jīng)濟“脫實向虛”傾向較為明顯，立足于監(jiān)管部門日益重視分析師研報質量的現(xiàn)實背景，選取2007—2019年間我國非金融企業(yè)作為研究樣本，探究實體企業(yè)脫實向虛是否以及如何影響分析師盈余預測質量。研究表明：實體企業(yè)脫實向虛顯著降低了分析師盈余預測質量；機制檢驗發(fā)現(xiàn)，企業(yè)脫實向虛通過降低企業(yè)信息透明度進而降低了分析師盈余預測質量；進一步研究表明，良好的公司治理和高質量的外部獨立審計能削弱企業(yè)脫實向虛對分析師盈余預測質量的負面影響，而機構投資者持股則會強化其負面效應。研究從資本市場信息中介視角豐富了企業(yè)脫實向虛的經(jīng)濟后果，對政府監(jiān)管部門引導企業(yè)回歸主業(yè)及提高資本市場的信息效率具有一定啟示作用。

［關鍵詞］企業(yè)脫實向虛；分析師盈余預測質量；盈余波動性；信息透明度；經(jīng)濟后果；公司治理

［中圖分類號］G17；G32

［文獻標志碼］A［文章編號］10044833（2024）05005712

一、引言

黨的二十大報告明確指出要加快構建新發(fā)展格局，著力推動經(jīng)濟高質量發(fā)展。2023年二十屆中央財經(jīng)委員會第一次會議強調“要堅持以實體經(jīng)濟為重，防止脫實向虛”。由此我們推斷，高質量的經(jīng)濟發(fā)展要以實體經(jīng)濟建設為支撐，為促進實體經(jīng)濟健康持續(xù)發(fā)展需要高質量的信息供給反饋其發(fā)展狀況，信息披露質量不僅影響資本市場的資源配置效率，還可能對宏觀層面的國家治理能力和經(jīng)濟發(fā)展狀況產(chǎn)生影響。證券分析師作為資本市場專業(yè)的信息中介，憑借其專業(yè)技能及信息優(yōu)勢，向資本市場提供具有投資價值的公司盈余預測信息，對緩解資本市場信息不對稱、引導長期價值投資、提高資源配置效率具有重要作用。因此，分析師盈余預測報告的質量直接影響資本市場的信息效率，亦日益受到監(jiān)管部門重視。尤其在全面實行股票發(fā)行注冊制，深化資本市場改革的背景下，分析師在資本市場中發(fā)揮的信息中介功能更加重要。近些年，分析師研報夸大事實、嘩眾取寵等亂象時有發(fā)生。2020年11月，申萬宏源證券和中信建投證券皆因研報問題相繼被監(jiān)管要求采取責令改正措施；2020年12月，中信建投首席分析師亦因“研報不專業(yè)、依據(jù)不充分”問題被北京證監(jiān)局約談;2022年6月，因發(fā)布證券研究報告違規(guī)，存在分析結論的合理依據(jù)不夠充分、研究報告發(fā)布前的質量控制存在不足的情形，上海證監(jiān)局對上海證券出具警示函措施，研報分析師被監(jiān)管談話。這些亂象的發(fā)生損害了資本市場信息環(huán)境，亦造成投資者對涉事公司的誤解，造成錯投，由此，提高分析師盈余預測質量刻不容緩。

分析師盈余預測質量的信息來源渠道主要包括市場、行業(yè)等宏觀信息以及公司層面的特質信息，而分析師收集、挖掘的公司特質信息含量越豐富，其預測質量越高［1］，因而公司特質信息對分析師盈余預測的增量貢獻相對較大。在我國經(jīng)濟轉型背景下，許多傳統(tǒng)行業(yè)出現(xiàn)了產(chǎn)能過剩、內外需不足、產(chǎn)品核心競爭力不強、成本上升、經(jīng)營業(yè)績下滑等問題。實體經(jīng)濟利潤空間的不斷縮窄，使得以企業(yè)利潤最大化為目標的眾多實體企業(yè)紛紛通過涉足金融領域投資獲取收益，呈現(xiàn)出顯著的“實體企業(yè)金融化”趨勢［23］。而實體企業(yè)配置的金融資產(chǎn)因其收益不確定等特性成為公司重要的特質信息之一，勢必會受到分析師關注并可能會對其盈余預測質量產(chǎn)生影響。一方面，企業(yè)通過配置流動性較強的金融資產(chǎn)可以緩解融資約束，平滑現(xiàn)金流，避免因資金鏈斷裂而引發(fā)經(jīng)營風險，降低盈余波動性，金融資產(chǎn)所發(fā)揮的“盈余穩(wěn)定效應”有助于分析師對企業(yè)未來的經(jīng)營前景做出更準確的預測，進而提高分析師盈余預測質量；另一方面，企業(yè)基于資本套利動機而持有的金融資產(chǎn)會導致其“空心化”，從而加劇企業(yè)經(jīng)營的不確定性以及盈余波動［2，4］，增加分析師盈余預測難度。同時，金融資產(chǎn)亦可能會淪為大股東和管理層的盈余操縱工具，降低企業(yè)信息透明度。由此，實體企業(yè)脫實向虛可能會通過“盈余波動效應”和“代理衍生效應”降低分析師盈余預測質量。那么，實體企業(yè)脫實向虛究竟會降低抑或提高分析師盈余預測質量？最終結果取決于何種效應居于主導地位，本文試圖結合中國現(xiàn)實制度背景給出結論。在此基礎上，脫實向虛具體又是通過何種路徑作用于分析師盈余預測質量？本文嘗試對此進行系統(tǒng)檢驗。

鑒于此，本文以A股上市公司2007—2019年數(shù)據(jù)為樣本，實證檢驗實體企業(yè)脫實向虛是否以及如何影響分析師盈余預測質量，并進一步考察公司治理、外部獨立審計以及機構投資者持股對兩者關系的影響。研究結果表明：實體企業(yè)脫實向虛顯著降低了分析師盈余預測質量；機制檢驗發(fā)現(xiàn)，企業(yè)脫實向虛通過降低企業(yè)信息透明度進而降低了分析師盈余預測質量；進一步研究表明，良好的公司治理和高質量的外部獨立審計能削弱企業(yè)脫實向虛對分析師盈余預測質量的負面影響，而機構投資者持股則會強化其負面效應。

本文可能的研究貢獻：（1）實體企業(yè)脫實向虛經(jīng)濟后果的現(xiàn)有相關研究主要基于“蓄水池效應”和“擠出效應”，本文試圖從連接公司和投資者重要信息的中介——分析師的角度，拓展實體企業(yè)脫實向虛經(jīng)濟后果的相關研究，并進一步探究外部治理機制如外部獨立審計以及機構投資者對分析師盈余預測質量的影響。（2）縱觀國內外文獻可知，分析師盈余預測質量深受公司內外部信息環(huán)境和分析師自身特征以及利益沖突的影響。實體企業(yè)金融資產(chǎn)的配置行為可能成為繼上述因素之外影響分析師盈余預測質量的又一顯著因素，但現(xiàn)有文獻并未對此予以探究，本文基于實體企業(yè)脫實向虛影響分析師盈余預測質量的“盈余穩(wěn)定性效應”“盈余波動性效應”和“代理衍生效應”，檢驗了兩者之間的關系及其作用路徑，豐富了分析師盈余預測質量的影響因素研究。（3）進一步檢驗發(fā)現(xiàn)，良好的公司治理與高質量的外部獨立審計可弱化實體企業(yè)脫實向虛對分析師盈余預測質量所產(chǎn)生的負面作用，而機構投資者持股則會強化這種負面效應。研究結論為監(jiān)管部門引導企業(yè)回歸實業(yè)，強化公司治理機制，提高分析師盈余預測質量，提升資本市場信息效率提供了理論支撐。

二、文獻綜述

（一）實體企業(yè)脫實向虛的經(jīng)濟后果

關于實體企業(yè)脫實向虛的經(jīng)濟后果，現(xiàn)有文獻主要從宏觀和微觀兩個層面展開研究。（1）宏觀層面。現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融化會弱化貨幣政策效果，增強實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟之間的風險聯(lián)動性，降低宏觀經(jīng)濟系統(tǒng)對外界風險的抵御能力，容易引發(fā)金融危機，侵蝕實體經(jīng)濟利潤，導致實業(yè)投資效率逐漸下降［56］，加劇宏觀經(jīng)濟波動［7］，阻礙金融效率的提升并抑制經(jīng)濟增長［8］。雖然學者們大多認同脫實向虛產(chǎn)生的負面效應，但亦有研究發(fā)現(xiàn)實體經(jīng)濟虛擬化能緩解實體經(jīng)濟發(fā)展困境，促進實體經(jīng)濟發(fā)展［9］。（2）微觀層面。實體企業(yè)金融化的微觀經(jīng)濟后果主要聚焦于金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的“蓄水池效應”和“擠出效應”。其一，實體企業(yè)出于預防性儲蓄動機配置流動性較強的金融資產(chǎn)，可以發(fā)揮金融資產(chǎn)的“蓄水池”功能，為企業(yè)儲備富余資金，緩解企業(yè)融資約束，提高資本營運能力，實現(xiàn)再融資［10］，降低企業(yè)風險［11］，促進主業(yè)發(fā)展；其二，企業(yè)基于資本套利動機配置的金融資產(chǎn)會對企業(yè)技術創(chuàng)新等實物資產(chǎn)投資產(chǎn)生“擠出效應”［1213］，進而抑制企業(yè)主業(yè)發(fā)展［4］，阻礙全要素生產(chǎn)效率提升［14］，降低企業(yè)價值［15］。

（二）分析師盈余預測質量影響因素

現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，分析師主要通過獲取上市公司公開披露的公共信息和對私有信息的挖掘進行盈余預測［1617］。上市公司及時可靠地公布企業(yè)的相關財務信息，增加了企業(yè)在財務信息披露方面的透明度，這會促使分析師更為快速和準確地獲取企業(yè)的公有和私有信息，也會對分析師的盈余預測誤差起到抑制的作用［18］。張立光等和石翔燕等認為企業(yè)金融化會惡化企業(yè)的信息環(huán)境，并進一步影響分析師的預測精準度［1920］。在此基礎上，分析師通過實地調研［21］、電話會議［22］等渠道獲取私有信息，以彌補公共信息的獲取不足。隨后的研究發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模、盈余波動、多元化經(jīng)營等公司特征和經(jīng)營業(yè)務都會影響分析師盈余預測行為［2325］。此外，公司內部控制質量［26］、產(chǎn)品市場競爭［27］、外部獨立審計［28］等內外部治理機制均會對分析師盈利預測行為和質量產(chǎn)生不同程度的影響。

縱觀上述國內外文獻，關于實體企業(yè)脫實向虛經(jīng)濟后果和分析師盈余預測質量影響因素已形成豐富的研究成果，分析師盈余預測質量深受公司內外部信息環(huán)境的影響，尤其會受到公司自身經(jīng)營業(yè)務及戰(zhàn)略的影響，在實體企業(yè)呈現(xiàn)出顯著脫實向虛趨勢的背景下，企業(yè)金融資產(chǎn)的配置行為會成為繼上述因素之外影響分析師盈余預測行為的又一顯著因素。石翔燕等認為實體企業(yè)金融化能夠降低分析師預測準確性［20］，張立光等進一步研究發(fā)現(xiàn)良好的公司治理和更強的分析師能力能夠緩解這種不利影響，較大經(jīng)營壓力則會加劇不利影響［19］。關于如何有效削減企業(yè)金融化帶來的不利影響，現(xiàn)有研究主要聚焦內部治理機制，尚未關注外部治理機制作用的發(fā)揮。有關企業(yè)金融化是否會影響分析師盈余預測行為以及影響的具體路徑的研究尚不完善，外部治理機制能否有效發(fā)揮監(jiān)督治理作用現(xiàn)有研究尚未涉及，本文研究嘗試對此加以彌補。

三、理論分析與研究假設

（一）實體企業(yè)脫實向虛的“盈余波動效應”和“代理衍生效應”與分析師盈余預測質量

1.基于企業(yè)脫實向虛的“盈余波動效應”，即企業(yè)脫實向虛會導致企業(yè)盈余波動幅度增大，增加分析師盈余預測難度，進而降低其盈余預測質量。根據(jù)資源配置理論，在企業(yè)資本有限的前提下，企業(yè)金融資產(chǎn)配置程度越高，越容易“擠出”固定資產(chǎn)、技術創(chuàng)新等實物資產(chǎn)投資額度［13］，從而削弱企業(yè)的主營業(yè)務投資力度。此外，金融投資也是管理層隱匿不利消息的重要方式［6］，當企業(yè)主業(yè)經(jīng)營不佳、盈利能力下降時，公司管理層可以采用“見效快”的金融資產(chǎn)投資來隱藏經(jīng)營發(fā)展不利消息［29］，金融資產(chǎn)投資比重加大必然導致企業(yè)空心化程度加深，企業(yè)更易遭受金融資產(chǎn)價格波動的影響和資本市場外生事件的沖擊。處于新型轉軌經(jīng)濟發(fā)展階段的我國資本市場尚不完善，投資者行為非理性、投機性強，金融資產(chǎn)必然蘊含著巨大的潛在風險，難免價格波動頻繁且劇烈。實體企業(yè)的逐利行為勢必會加劇企業(yè)盈余波動［2，4］。企業(yè)的盈余波動較大時，信息不確定性較高，降低企業(yè)的信息透明度，加大分析師對信息的有效識別及處理加工難度，導致分析師對企業(yè)信息的靈敏度下降，故而難以對企業(yè)的經(jīng)營風險和未來前景做出準確預測，由此降低分析師盈余預測質量。

2.基于企業(yè)脫實向虛的“代理衍生效應”，即企業(yè)脫實向虛可能會使金融資產(chǎn)淪為管理層操控盈余的工具，降低企業(yè)信息披露質量，進而降低分析師盈余預測質量。基于信息不對稱和委托代理理論，大股東和管理層極有可能利用其對金融資產(chǎn)的配置權謀取控制權私利，金融資產(chǎn)可能會成為其實施盈余管理、操控利潤的便捷工具。管理層可以利用金融資產(chǎn)的公允價值計量屬性在金融資產(chǎn)的配置過程中實施盈余管理。初始確認時，管理層既可通過選擇金融資產(chǎn)的投資類別實施真實盈余管理［32］，亦可借助管理者意圖的不可驗證性，將金融資產(chǎn)計入容易操控利潤的會計科目實施應計盈余管理［33］。由于缺乏活躍的市場，致使公允價值計量難以監(jiān)管，管理層對金融資產(chǎn)的公允價值估值具有較大的主觀性，在后續(xù)計量中，管理層通過操縱公允價值變動損益，從而實施盈余操縱［3435］。上述對金融資產(chǎn)實施的盈余管理行為降低了企業(yè)的盈余質量，加大了分析師處理和解讀公司信息的難度及成本，進而導致預測誤差率上升，準確度下降［36］，即實體企業(yè)脫實向虛降低了分析師盈余預測質量。

（二）實體企業(yè)脫實向虛的“盈余穩(wěn)定效應”與分析師盈余預測質量

基于企業(yè)脫實向虛的盈余穩(wěn)定效應，即金融資產(chǎn)的資本儲備效應可增強企業(yè)的經(jīng)營穩(wěn)定性，提高企業(yè)信息透明度，進而提升分析師盈余預測的質量。資源依賴理論認為，企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營過程中會受到外部環(huán)境不確定因素的影響，加之信息不對稱和資本市場不完善等因素，企業(yè)不可避免地會面臨融資約束。金融資產(chǎn)因其較強的變現(xiàn)能力和較低的調整成本而具有“資本儲備效應”。一旦市場環(huán)境發(fā)生變化，企業(yè)缺乏資金時，金融資產(chǎn)可發(fā)揮調節(jié)、穩(wěn)定和平滑企業(yè)現(xiàn)金流的作用［4］，避免因資金鏈斷裂而對企業(yè)的持續(xù)經(jīng)營造成不利沖擊，降低現(xiàn)金流波動引發(fā)的財務風險和經(jīng)營風險，增強企業(yè)的經(jīng)營穩(wěn)定性。金融資產(chǎn)投資還可通過分散風險使企業(yè)保持經(jīng)營業(yè)績穩(wěn)定。企業(yè)通過適度配置金融資產(chǎn)進行多元化投資可分散主業(yè)經(jīng)營風險，實現(xiàn)風險對沖，平滑企業(yè)的盈余波動，增強企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的穩(wěn)定性［37］。企業(yè)經(jīng)營業(yè)績穩(wěn)定意味著其信息不確定性較小，分析師更易透過公司披露的公開信息解讀其背后的經(jīng)濟實質，進而有助于對企業(yè)未來的經(jīng)營前景做出更準確的預測，如此便會降低分析師盈余預測的復雜性和不確定性，分析師盈余預測質量隨之提升。

（三）脫實向虛發(fā)展背景、融資約束對盈余的影響

1.主業(yè)發(fā)展好，盈利水平高的企業(yè)。這類企業(yè)盈利穩(wěn)定，企業(yè)內部閑置大量現(xiàn)金，從投資角度來看，這類企業(yè)在早期階段已經(jīng)順利完成了資本累積，因此，它們對于大型項目投資的需求大幅度降低。與此同時，該類企業(yè)與銀行等金融機構之間已經(jīng)建立了緊密的合作關系，這種關系不僅促使金融機構增加了對它們的授信規(guī)模，而且憑借它們強大的品牌影響力和卓越的企業(yè)聲譽，還能獲得除傳統(tǒng)信貸之外的多元化融資渠道。綜合來看，這些企業(yè)在融資方面所面臨的約束相對較小，此時企業(yè)選擇將部分資金配置于金融資產(chǎn)上，并不會過度擠占本應用于主營業(yè)務發(fā)展的資金，從而對企業(yè)盈余造成負面影響的可能性也相對較低。

2.主業(yè)虧損，發(fā)展?jié)摿θ醯钠髽I(yè)。這類企業(yè)存在工藝滯后和設備老化的問題，其產(chǎn)品在市場上的競爭力逐漸減弱，市場占有率持續(xù)下滑，企業(yè)經(jīng)營狀況也陷入了大規(guī)模虧損的困境。鑒于此，銀行等金融機構在評估授信風險時，開始縮減對企業(yè)的授信規(guī)模，甚至拒絕提供貸款，這使得企業(yè)面臨著巨大的融資約束。此時，企業(yè)的首要目標轉變?yōu)楸M可能地延長生存時間，為股東創(chuàng)造最后的利潤。企業(yè)選擇將資金配置于金融資產(chǎn)上，很可能是一種防御性的策略，旨在預防因流動性風險而導致的破產(chǎn)風險。然而，一旦企業(yè)所持有的金融資產(chǎn)面臨流動性風險或市場風險，而企業(yè)又無法通過外部融資渠道獲得必要的資金支持，企業(yè)可能會面臨現(xiàn)金流枯竭的困境，無疑將對企業(yè)盈余產(chǎn)生嚴重的負面影響。

3.成長期的企業(yè)。企業(yè)雖已開始漸漸盈利，但盈利不穩(wěn)定，尚不能在內部提供穩(wěn)定的現(xiàn)金流，企業(yè)的核心目標在于規(guī)模擴張和產(chǎn)品市場占有率的提升等，而實現(xiàn)這些目標需要龐大的資金作為支撐。盡管企業(yè)已經(jīng)開始與銀行等金融機構建立合作關系，但由于企業(yè)規(guī)模、歷史業(yè)績或其他因素的限制，金融機構提供的授信規(guī)模相對較小，這使得企業(yè)在融資過程中面臨著嚴峻的約束。此時，企業(yè)面臨巨大的資金缺口，其資金籌措的壓力不言而喻。如果企業(yè)還選擇將有限的資金配置在金融資產(chǎn)上，那么這種決策無疑會進一步壓縮本應用于主營業(yè)務發(fā)展的資金，從而可能對企業(yè)的長期發(fā)展產(chǎn)生不利影響，進而對企業(yè)盈余造成潛在的負面影響。

由于企業(yè)發(fā)展階段不同，脫實向虛發(fā)展的背景、面臨的融資約束程度存在較大差異，對企業(yè)盈余的影響不明晰，對分析師盈余預測的質量具有負面影響。

（四）“金融收益不可控性”與分析師盈余預測質量

根據(jù)資源配置理論，實體企業(yè)脫實向虛就是企業(yè)將部分資金投入金融資產(chǎn)，收益具有不可控性。其一，金融資產(chǎn)本身屬性使然。（1）金融資產(chǎn)是一種未來收益能力的憑證，是一種索取實物資產(chǎn)的無形的權利，它的最大特征是能夠在市場交易中為其所有者提供即期或遠期不確定貨幣收入流量。因此，較之實物資產(chǎn)而言，金融資產(chǎn)價格面臨的波動性更強。（2）金融資產(chǎn)是公司對外投資獲取未來收益的憑證，金融資產(chǎn)價格更加依賴被投資企業(yè)的經(jīng)營管理水平和成效以及對方發(fā)放現(xiàn)金股利的程度，公司對金融資產(chǎn)價格的可控性低下。其二，金融投資具有高收益的同時，也具有相比于傳統(tǒng)投資更高的風險，即金融投資具有高收益與高風險并存的特征。其三，實體企業(yè)的主業(yè)并非金融投資，其所擅長的領域是實業(yè)投資，如果實體企業(yè)盲目或過度地進行金融投資，金融投資決策的盲目性與過程控制的非專業(yè)性造成的虧損必將阻礙主業(yè)的發(fā)展，如何有效防范金融投資的風險是實體企業(yè)脫實向虛面臨的一大難題。基于上述分析，本文提出以下競爭性假設H1a和H1b。

H1a：實體企業(yè)脫實向虛會降低分析師盈余預測質量；

H1b：實體企業(yè)脫實向虛會提高分析師盈余預測質量。

四、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2007—2019年我國滬深A股上市公司為研究樣本我國2007年開始全面實行新企業(yè)會計準則，新會計準則提供了衡量金融投資變量的方法，因此本文樣本起始于2007年。。通過剔除金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、ST類公司以及數(shù)據(jù)缺失樣本，最終得到13811個樣本觀測值。本文數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。為減少異常值的影響，本文對連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理。本文使用Stata14.0對樣本數(shù)據(jù)進行實證分析。

（二）模型設定與變量定義

參考已有研究，本文使用以下計量模型對前文假設進行實證檢驗：

Ferror（Disp）=α+βFin+γControl+∑Year+∑Industry+ε（1）

其中，F(xiàn)error表示分析師盈余預測誤差度，Disp表示分析師盈余預測分歧度，F(xiàn)in表示企業(yè)脫實向虛，Control表示控制變量的集合，Year表示年度固定效應，Industry表示行業(yè)固定效應。本文主要關注系數(shù)β的符號，若β顯著為正，表明企業(yè)脫實向虛降低了分析師盈余預測質量，表現(xiàn)為“盈余波動效應”和“代理衍生效應”；若β顯著為負，表明企業(yè)脫實向虛提高了分析師盈余預測質量，表現(xiàn)為“盈余穩(wěn)定效應”。

1.企業(yè)脫實向虛（Fin）

依據(jù)前人研究［5，14］，本文以（交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+可供出售金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款+持有至到期投資+投資性房地產(chǎn)+長期股權投資）/資產(chǎn)總額衡量實體企業(yè)脫實向虛程度（Fin）。

2.分析師盈余預測質量（Ferror、Disp）

本文借鑒褚劍等［38］的研究，主要從分析師盈余預測誤差度（Ferror）和分析師盈余預測分歧度（Disp）兩方面衡量分析師預測質量。具體計算公式如下：

Ferror=|Mean（FEPS）-MEPS|÷PRICE（2）

Disp=Std（FEPS）÷PRICE（3）

其中，Mean（FEPS）為所有分析師對某家上市公司當年最近一次每股盈余預測的均值，MEPS為該上市公司當年實際每股盈余；Std（FEPS）為所有分析師對該上市公司當年最近一次每股盈余預測的標準差；PRICE為公司期初股價。Ferror的數(shù)值越大，表示分析師預測值與公司每股盈余實際值差異越大，即分析師的盈余預測偏差越大，分析師盈余預測質量越低；同理，分析師預測分歧度（Disp）越大，預測質量越低。

3.控制變量

借鑒現(xiàn)有研究，本文選取以下控制變量：（1）公司層面包括公司規(guī)模（Size）、盈利能力（Roa）、資產(chǎn)負債率（Lev）、第一大股東持股比例（Top1）、有形資產(chǎn)占比（Tan）、賬面市值比（MB）、公司價值（TQ）；（2）分析師層面包括分析師跟蹤人數(shù)（Follow）、分析師從業(yè)經(jīng)驗（Expe）、預測期限（Horizon）；（3）券商層面包括分析師所屬的券商規(guī)模（Bsize）；此外，本文還控制了行業(yè)（Idustry）和年份（Year）固定效應。具體變量定義見表1。

五、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果，分析師盈余預測偏差Ferror的均值為0.0114，中位數(shù)為0.0062，表明樣本總體分布比較均勻；最大值和最小值分別為0.1035和0.0001，標準差為0.0162，說明不同公司間分析師盈余預測誤差度的差異較小；分析師預測分歧度Disp的平均值為0.0086，中位數(shù)為0.0052，最大值為1.5702，最小值為0，標準差為0.0218，說明分析師發(fā)布的盈余預測報告之間存在較大的分歧度；企業(yè)脫實向虛Fin的均值為5.78%，超過了中位數(shù)2.51%，最大值為45.73%，最小值為0，說明一半以上的企業(yè)脫實向虛程度在3%以下，個別企業(yè)脫實向虛程度非常嚴重，占比接近于總資產(chǎn)的一半，說明不同企業(yè)間的企業(yè)脫實向虛程度差距較大，且多數(shù)公司的脫實向虛程度低于均值，少數(shù)公司的高脫實向虛程度拉升了樣本公司的均值。

（二）多元回歸分析

實體企業(yè)脫實向虛與分析師盈余預測質量的回歸結果如表3所示。列（1）和列（2）顯示企業(yè)脫實向虛與分析師預測誤差度和分歧度的回歸系數(shù)分別為0.0115和0.0078，且均在1%的水平上顯著為正，說明企業(yè)脫實向虛程度越高，分析師預測誤差和分歧度越大，盈余預測質量越低。假設H1a得到驗證，即企業(yè)脫實向虛發(fā)揮了“盈余波動效應”和“代理衍生效應”，降低了分析師盈余預測質量。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.改變脫實向虛的度量方式

考慮到如果企業(yè)是為了獲得子公司的技術、產(chǎn)品或固定資產(chǎn)等而持有子公司的股權，則不屬于金融資產(chǎn)的范疇。借鑒杜勇等的研究［4］，本文在金融資產(chǎn)的范疇內剔除長期股權投資計算企業(yè)脫實向虛程度。回歸結果見表4第（1）列和第（2）列，分析師預測誤差度（Ferror）和分歧度（Disp）的回歸系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為正，與前文結論一致。

2.排除金融危機影響

實體企業(yè)脫實向虛作為企業(yè)的一種投資行為，深受企業(yè)外部宏觀經(jīng)濟波動和金融環(huán)境的影響，考慮到2008年的金融危機可能會對實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置及其經(jīng)濟后果產(chǎn)生外生沖擊，本文剔除2008—2009年的樣本，回歸結果見表4第（3）列和第（4）列，企業(yè)脫實向虛對分析師預測誤差度（Ferror）和分歧度（Disp）的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，再次驗證了本文結論。

3.內生性問題

（1）傾向得分匹配法檢驗。考慮到樣本自選擇和相關遺漏變量可能導致的內生性問題，本文采用傾向得分匹配（PSM）法對前文結論進行驗證。按照企業(yè)脫實向虛的行業(yè)均值將樣本分為脫實向虛較低組和較高組設置虛擬變量，較高組設為1，較低組設為0，使用該虛擬變量對所有控制變量進行Logit回歸，得到每個觀測值的傾向得分，根據(jù)得分對兩組樣本進行匹配，匹配結果顯示，匹配之前存在較大差異的兩組樣本匹配后已無顯著差異，說明匹配結果有效。Logit回歸結果見表5第（1）列，后兩列列示了啞變量對分析師盈余預測質量的回歸結果，企業(yè)脫實向虛（Fin）對分析師預測誤差度（Ferror）和分歧度（Disp）的回歸系數(shù)分別在1%和10%的水平上顯著，說明本文結論穩(wěn)健。

（2）工具變量法檢驗。分析師的盈余預測結果是投資者決策的重要依據(jù)。分析師盈余預測質量越高，說明分析師從上市公司獲取信息的成本越低，即上市公司的盈余比較穩(wěn)定且信息透明度較高。企業(yè)信息環(huán)境越好，越有利于外部投資者監(jiān)督內部人的機會主義行為，從而降低企業(yè)內部代理成本，管理層更注重企業(yè)的長遠發(fā)展，進而減少脫實向虛投資。因此，企業(yè)脫實向虛與分析師盈余預測質量之間可能存在反向因果關系。鑒于此，本文采用企業(yè)脫實向虛滯后一期（Fin_IV1）、滯后兩期（Fin_IV2）作為工具變量進行兩階段最小二乘回歸［4］，緩解可能存在的內生性問題。為確定工具變量的有效性，本文選用LM、Wald F以及Hansen J統(tǒng)計量，分別檢驗不可識別、弱工具變量和過度識別問題，結果顯示不存在上述三個問題工具變量-廣義矩估計模型中的不可識別檢驗統(tǒng)計量Kleibergen-Paap rk LM的值為738.846，弱工具變量檢驗的統(tǒng)計量Kleibergen-Paap rk Wald F的值為3937.283，過度識別檢驗統(tǒng)計量Hansen J的值為0.848，p值為0.3571，均通過了檢驗。，說明工具變量選取有效。表6第（2）列顯示的回歸結果表明，在考慮了反向因果問題之后，企業(yè)脫實向虛依然分別在1%和5%的水平上正向影響分析師盈余預測誤差度和分歧度，即企業(yè)脫實向虛降低了分析師盈余預測質量，與前文結論一致。

六、作用機制檢驗

前文研究結論表明企業(yè)脫實向虛會降低分析師盈余預測質量，說明金融資產(chǎn)的“盈余波動效應”和“代理衍生效應”發(fā)揮了主導作用。企業(yè)脫實向虛的“盈余波動效應”加劇了企業(yè)經(jīng)營業(yè)績波動，增加了企業(yè)的信息不確定性，從而降低了企業(yè)的信息透明度；“代理衍生效應”會使金融資產(chǎn)成為管理層實施盈余管理、操控利潤的便捷工具，導致企業(yè)信息透明度降低。由此可見，企業(yè)脫實向虛的兩種效應均會降低企業(yè)的盈余信息質量，從而降低企業(yè)的信息透明度，導致分析師盈余預測質量下降。因此，本文以信息透明度作為中介變量，借鑒溫忠麟等的中介效應檢驗方法［39］，構建模型（4）至模型（6）驗證實體企業(yè)脫實向虛影響分析師盈余預測的具體作用路徑。

Ferror（Disp）=α0+α1Fin+γControls+∑Year+∑Industry+ε（4）

Trans=β0+β1Fin+Controls+∑Year+∑Industry+ε（5）

Ferror（Disp）=γ0+γ1Fin+γ2Trans+Controls+∑Year+∑Industry+ε（6）

模型（5）中的Trans表示信息透明度。本文借鑒杜興強和周澤將［40］的研究，采用深交所對上市公司的信息質量考評結果作為企業(yè)信息透明度（Trans）的度量指標，根據(jù)考評結果由高到低的等級分布（A、B、C、D），分別對其賦值為4、3、2、1由于上海證券交易所并未公開披露對上市公司的信息質量評級，因此本部分的樣本僅包括深交所的上市公司，樣本量有所減少。，Trans的值越大，信息透明度越高。

表7列示了信息透明度路徑的檢驗結果。前三列為企業(yè)脫實向虛影響分析師盈余預測誤差度的路徑檢驗結果，列（2）顯示企業(yè)脫實向虛與信息透明度的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負，表明企業(yè)脫實向虛降低了企業(yè)信息透明度。列（3）在加入信息透明度后，企業(yè)脫實向虛與盈余預測誤差度在1%水平上顯著正相關，且相較于列（1），列（3）中企業(yè)脫實向虛（Fin）與分析師盈余預測誤差度（Ferror）的回歸系數(shù)有所降低，由未加入中介變量的0.007降為0.0065，說明信息透明度發(fā)揮了部分中介效應。列（4）至列（6）的結果為企業(yè)脫實向虛影響分析師盈余預測分歧度的路徑檢驗結果，同理，信息透明度的中介效應得到驗證，即企業(yè)信息透明度是實體企業(yè)脫實向虛影響分析師盈余預測質量的路徑之一。

七、進一步檢驗

前文研究結果已證實企業(yè)脫實向虛會通過“盈余波動效應”和“代理衍生效應”降低分析師盈余預測質量，那么完善的公司內部治理機制、高質量的外部審計以及機構投資者是否會發(fā)揮其治理效應，抑制企業(yè)脫實向虛對盈余預測質量產(chǎn)生的負面作用？本文對此予以檢驗。

（一）公司治理對實體企業(yè)脫實向虛與分析師盈余預測質量關系的影響

良好的公司治理作為企業(yè)內部有效的監(jiān)督機制，可約束管理層過度配置金融資產(chǎn)，并抑制其利用金融資產(chǎn)實施盈余操縱行為，進而對企業(yè)脫實向虛與分析師盈余預測質量之間的關系產(chǎn)生影響。一方面，高質量的公司治理表明企業(yè)具有合理、完善的內部治理結構，意味著股東和管理層之間容易形成自上而下、相互制約的制衡機制［41］，促使經(jīng)理人與股東的價值目標趨于一致，有利于引導管理層關注短期收益的同時亦重視企業(yè)長期發(fā)展的價值目標［42］，有助于約束管理層過度配置金融資產(chǎn)的行為，減少因過度脫實向虛導致的企業(yè)空心化程度，降低企業(yè)的經(jīng)營風險，進而降低企業(yè)的盈余波動，企業(yè)盈余波動性越低，分析師盈余預測質量則越高。另一方面，良好的公司治理通過發(fā)揮監(jiān)督治理效應可有效監(jiān)督管理層的機會主義行為，抑制管理層利用金融資產(chǎn)實施的盈余操縱行為，促使管理層披露更準確、更透明的盈余報告，有助于改善企業(yè)信息環(huán)境，為分析師做出盈余預測提供更透明的信息環(huán)境，進而降低分析師盈余預測難度，提升盈余預測質量。由此，良好的公司治理可能會削弱企業(yè)脫實向虛對分析師盈余預測質量的負面影響。為驗證上述預期，本文構建了模型（7）：

Ferror（Disp）=α+βFin+φGendex+λFin×Gendex+γControls+∑Year+∑Industry+ε（7）

其中Gendex表示公司治理，本文參考張會麗和陸正飛［43］的做法，利用主成分分析法，整合8個治理變量八個公司治理變量分別為：（1）第一大股東持股比例（Top1）；（2）第二到第十大股東的股權集中度（Gstr2_10），第二至第十大股東持股數(shù)量的平方和的對數(shù)；（3）高管持股比例（Mana）；（4）控股股權性質（State），國有控股為1，否則為0；（5）總經(jīng)理與董事長是否兩職合一（Dual），兩職合一為1，否則為0；（6）獨立董事占比（Indratio）；（7）是否在B或H股交叉上市（HB_share），如果在A股與B股或H股同時上市則取1，否則取0；（8）是否有母公司（Parent），擁有母公司則為1，否則為0。構造綜合公司治理指數(shù)（Gendex），該指數(shù)越高代表公司治理環(huán)境越好。回歸結果見表8第（1）列和第（2）列，企業(yè)脫實向虛與公司治理的交互項系數(shù)分別為-0.0005和-0.0002，且在1%的水平上顯著為負，說明良好的公司治理弱化了企業(yè)脫實向虛對分析師盈余預測質量的負面影響。

（二）審計質量對實體企業(yè)脫實向虛與分析師盈余預測質量關系的影響

外部審計作為一種重要的治理機制，對改善公司信息披露質量、提高分析師的預測質量具有重要作用。首先，審計作為一種信息鑒證機制，通過確認公司配置的金融資產(chǎn)是否遵循會計準則以及是否公允反映公司的基本經(jīng)濟活動，從而縮小企業(yè)財務信息與實際發(fā)生的經(jīng)濟業(yè)務之間的差異。高質量的外部審計借助其專業(yè)的審計技術和成熟的審計程序，更易識別管理層利用金融資產(chǎn)進行的盈余操縱行為，更能增強會計信息的可信性，減少管理層的“有意”操縱和“無意”錯報，增強企業(yè)財務信息透明度。經(jīng)高質量外部審計鑒證過的財務信息能為分析師提供更多增量信息，從而提升分析師預測質量［44］。其次，就審計的監(jiān)督機制而言，審計是緩解兩類代理沖突的重要擔保機制［4546］。高質量審計可以更好地監(jiān)督大股東和管理層的機會主義行為，充分引導和監(jiān)督管理層按照會計準則的相關規(guī)定做決策，有效抑制其借助金融資產(chǎn)進行的盈余管理行為，促進盈余質量的提升［47］。最后，在“深口袋”理論和現(xiàn)代風險導向審計模式下，外部審計為減少未來遭受的聲譽損失和訴訟風險，會強化風險控制意識，對脫實向虛程度高的企業(yè)提供更謹慎的審計服務［48］，更能全面、準確評估企業(yè)脫實向虛催生的潛在經(jīng)營風險、財務風險以及企業(yè)未來發(fā)展狀況，針對高風險企業(yè)也更易提高出具非標準審計意見的概率，從而起到更嚴格的外部監(jiān)督作用，對管理層進行的金融資產(chǎn)投機套利行為的約束也更大，迫使管理層減少高風險金融資產(chǎn)配置行為，從而抑制由脫實向虛引致的盈余波動。綜上，高質量的外部審計通過發(fā)揮其信息鑒證和監(jiān)督效應，可抑制管理層的盈余操縱行為，同時降低實體企業(yè)脫實向虛的盈余波動效應，從而弱化企業(yè)脫實向虛對分析師盈余預測質量產(chǎn)生的負面作用。據(jù)此，本文認為，高質量的外部獨立審計可能會弱化實體企業(yè)脫實向虛對分析師盈余預測質量產(chǎn)生的負面作用。為驗證上述預期，本文構建了模型（8）。

Ferror（Disp）=α+βFin+φabsDA+λFin×absDA+γControl+∑Year+∑Industry+ε（8）

其中absDA表示審計質量，本文參考徐經(jīng)長和汪猛［49］的研究，用瓊斯模型計算的可操控性應計利潤的絕對值取相反數(shù)作為審計質量的替代指標，absDA的值越大，審計質量越高。回歸結果見表8第（3）列和第（4）列，企業(yè)脫實向虛與審計質量的交乘項（Fin×absDA）的系數(shù)分別為-0.075和-0.0471，且在1%的水平上顯著為負，說明高質量的外部獨立審計弱化了企業(yè)脫實向虛影響分析師盈余預測質量的“盈余波動效應”和“代理衍生效應”，即外部獨立審計發(fā)揮了治理效應，緩解了企業(yè)脫實向虛對分析師盈余預測質量的負面作用。

（三）機構投資者對實體企業(yè)脫實向虛與分析師盈余預測質量關系的影響

基于機構投資者的“有效監(jiān)督”假說［50］，機構投資者為了獲取長期、穩(wěn)定的投資回報，會更加關注企業(yè)的長期績效，積極參與公司治理，而金融資產(chǎn)的短期收益特征與機構投資者追求長期價值最大化的目標不一致。基于自身的長遠收益考慮，機構投資者有動機積極參與公司治理，減少管理層或大股東利用金融資產(chǎn)投機的短視行為，增加具有長期經(jīng)濟效益的技術創(chuàng)新等投資［51］。同時，機構投資者憑借自身的信息優(yōu)勢和專業(yè)能力，通過發(fā)揮監(jiān)督作用，可約束大股東及其管理層利用金融資產(chǎn)進行的盈余操縱行為。由此，機構投資者參與公司治理的積極行為，可削弱實體企業(yè)脫實向虛對分析師盈余預測質量產(chǎn)生的負面影響。

“無效監(jiān)督”假說則認為，機構投資者大多是關注短期收益的“利益攫取者”，投機性較強，更注重公司短期利益而忽視公司的長期價值，不僅不會發(fā)揮監(jiān)督治理作用，反而可能與管理層合謀，引發(fā)管理層短視行為。基于追求短期收益動機，為了盡快收回投資收益，機構投資者會為管理層進行盈余管理創(chuàng)造有利條件，助長管理層通過投資金融資產(chǎn)追求短期利益最大化的行為，加劇管理層掩蓋負面消息的動機，導致公司股價暴漲暴跌，為了避免股價出現(xiàn)下跌風險，管理層有動機投資更多金融資產(chǎn)來獲取短期收益［52］，為外部投資者營造企業(yè)經(jīng)營良好的“假象”，加劇了企業(yè)脫實向虛程度，降低企業(yè)信息透明度，使得分析師搜集信息的成本更高，處理信息的難度更大，盈余預測的質量更低。

機構投資者究竟是否會發(fā)揮公司治理效應進而對兩者關系產(chǎn)生正面影響，本文構建了模型（9）加以檢驗。

Ferror（Disp）=α+βFin+φInsHold+λFin×InsHold+γControl+∑Year+∑Industry+ε（9）

其中InsHold表示機構投資者持股比例，結果見表8第（5）列和第（6）列，企業(yè)脫實向虛與機構投資者的交乘項（Fin×InsHold）的系數(shù)分別為0.0004和0.0003，且在10%的水平顯著為正，表明機構投資者強化了實體企業(yè)脫實向虛對分析師盈余預測質量的負面影響，即機構投資者參與公司治理的“無效監(jiān)督”假說得到證實。

八、研究結論

本文選取2007—2019年的非金融企業(yè)樣本數(shù)據(jù)，考察實體企業(yè)脫實向虛對分析師盈余預測質量的影響。研究結果表明：實體企業(yè)脫實向虛顯著降低了分析師盈余預測質量；機制檢驗發(fā)現(xiàn)，信息透明度是企業(yè)脫實向虛影響分析師盈余預測質量的重要路徑之一；進一步研究表明，良好的公司治理、高質量的外部獨立審計能弱化實體企業(yè)脫實向虛對分析師盈余預測質量的負面影響，而機構投資者持股則會強化這種負面效應。

本文的結論具有一定的啟示意義：

（1）從政府和監(jiān)管部門角度而言，實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)的行為通過降低企業(yè)信息透明度最終削弱分析師盈余預測質量，說明實體企業(yè)脫實向虛產(chǎn)生了負面效應。首先，應積極打造良好的生產(chǎn)經(jīng)營環(huán)境，引導實體企業(yè)回歸主業(yè)，同時監(jiān)督企業(yè)合理配置金融資產(chǎn)，發(fā)揮金融資產(chǎn)的“盈余穩(wěn)定”效應，提升分析師盈余預測質量；其次，應重視企業(yè)信息披露的真實性、規(guī)范性、嚴謹性，加強信息提供者與使用者的溝通渠道建設，同時加大對企業(yè)金融披露信息監(jiān)管力度；最后，監(jiān)管部門應加強對審計師獨立性的監(jiān)督，提高審計質量，營造驅動價值投資的市場環(huán)境，積極引導機構投資者進行長期價值投資，可通過獨立審計和機構投資者所發(fā)揮的外部治理效應抑制管理層的金融投機行為，弱化企業(yè)脫實向虛對分析師盈余預測質量產(chǎn)生的不利影響，提升資本市場的信息效率。

（2）從企業(yè)角度而言，實體企業(yè)應注意金融資產(chǎn)的配置程度，切實發(fā)揮脫實向虛的“盈余穩(wěn)定”效應，提升分析師盈余預測的質量，促進資本市場的信息傳遞效率。第一，著重公司內部治理機制建設，健全管理層考核制度，提高企業(yè)長期發(fā)展指標在管理層考核中的比重，抑制大股東和管理層以短期套利為目的的金融資產(chǎn)配置及其盈余操縱行為，提升企業(yè)信息透明度，為提高分析師盈余預測質量提供有力保障；第二，在經(jīng)營管理過程中應優(yōu)先考慮主業(yè)發(fā)展所需，再根據(jù)企業(yè)實際需求利用閑置資金配置金融資產(chǎn)，平衡主業(yè)發(fā)展與金融資產(chǎn)的配置程度，避免實體企業(yè)過度脫實向虛，盡量弱化企業(yè)脫實向虛對分析師盈余預測質量的不利影響。

（3）從分析師角度而言，注重提升個人道德修養(yǎng)和職業(yè)技能，在跟蹤目標上市公司時，尤其是針對脫實向虛程度較深的企業(yè)，在關注其財務信息的同時，還應該關注企業(yè)的金融資產(chǎn)配置水平，有效識別企業(yè)金融資產(chǎn)的“風險效應”和“代理衍生效應”，增強盈余預測質量，提高資本市場信息傳遞效率。

本文研究仍存在一定的局限性：中介檢驗考察了信息透明度這一最終機制，在未來的研究中可以進一步嘗試細致探究“盈余波動效應”和“代理衍生效應”這兩條機制，或者深入探究企業(yè)脫實向虛影響分析師盈余預測質量的其他作用路徑。

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Enterprises Turning from Real to Virtual and Accuracy of Analysts

Earnings Forecast： Looking at Flowers in the Fog or Identifying Reasonably？

Abstract： Meeting of the Central Financial and Economic Commission has set the tone to “put the real economy first and prevent the transition from real economy to virtual economy”. However， the trend of “real economy to virtual economy” is relatively obvious. Based on the research background of Chinas real economy， this paper takes Chinas non-financial enterprises from 2007 to 2019 as research samples to explore the relationship between the financialization of real enterprises and the accuracy of analysts earnings forecasts. The research shows that the financialization of real enterprises significantly reduces the accuracy of analysts earnings prediction. Mechanism test shows that enterprise financialization reduces the accuracy of analysts earnings prediction by reducing the transparency of enterprise information. Further research shows that good corporate governance and high-quality external independent audit can weaken the negative impact of corporate financialization on the accuracy of analysts earnings forecast， while institutional investors shareholding will strengthen its negative effect. The research in this paper enriches the economic consequences of enterprise financialization from the perspective of capital market information intermediary， and has certain enlightenment to improve the information efficiency of capital market.

Key Words： enterprises turning from real to virtual; accuracy of analyst earnings forecast; surplus volatility; information transparency; economic consequences; corporate governance