证券分析师跟踪与企业双重代理成本——基于中国A股上市公司的经验证据

严若森, 叶云龙

(1.武汉大学 经济与管理学院，武汉 430072; 2. 浙江大学 宁波理工学院，宁波 315110)

证券分析师跟踪与企业双重代理成本
——基于中国A股上市公司的经验证据

严若森1, 叶云龙2

(1.武汉大学 经济与管理学院，武汉 430072; 2. 浙江大学 宁波理工学院，宁波 315110)

本文以2003-2014年中国A股上市公司为研究样本，就证券分析师跟踪对企业代理成本的影响进行了实证研究。研究表明：(1)证券分析师跟踪是一把“双刃剑”，其既会加剧股东与经理层之间的第一类代理成本，同时亦能降低大股东与中小股东之间的第二类代理成本；(2)证券分析师跟踪既能缓解企业融资约束，亦能降低关联并购行为中的第二类代理成本，但其会增加第一类代理成本。公司治理既须重视证券分析师跟踪的积极意义，亦须正视证券分析师跟踪的失效机制，并藉此最大程度地降低企业双重代理成本。本文既提供了诠释企业代理问题的新视角，亦补充了中国情境下证券分析师跟踪之经济后果的经验证据。

证券分析师跟踪；第一类代理成本；第二类代理成本；企业融资约束

一、引言

就证券分析师对资本市场的功能而言，理论界持积极评价者居多，但亦不乏因证券分析师的独立性问题而存在的消极评价[1]。就涉及证券分析师消极功能的有限讨论而言，既往文献更多的以证券分析师跟踪对资本市场的有效性为逻辑前提，且大多数均局限于讨论西方资本市场，尤其是，关于证券分析师跟踪与企业管理层决策行为之关系的研究结论显得比较混沌，甚至互相矛盾[2]。证券分析师跟踪在成熟资本市场的有效性推论是否普适于中国情境尚需进一步论证，而且在中国情境下，证券分析师跟踪是否具有“隐暗面”(dark side)，抑或证券分析师跟踪是否是一把“双刃剑”，均是值得探究的问题。就此而言，结合中国情境研究证券分析师跟踪的相关运行机理，包括探究证券分析师跟踪可能存在的相关机制缺失，可凸显个中的理论价值与实践意义。有基于此，本文拟结合转轨经济下的中国资本市场情境，探究证券分析师跟踪对企业代理成本的影响效应，而探索个中可能存在的积极意义或失效机制亦为题中之义。

二、文献回顾与研究假设

(一)文献回顾

1. 影响企业代理成本的相关研究

既有文献对影响企业代理成本的诸多因素进行了广泛研究，例如公司治理因素[3]、银行治理因素[4]、会计政策因素[5]、产品市场竞争因素[6]、媒体关注因素[7-8]以及文化因素[9]等，相关研究不一而足。但其中除了梁红玉等[7]、罗进辉[8]研究了作为外部治理机制的媒体监督与企业代理成本的关系之外，目前尚鲜见其它涉及外部治理机制因素的同类相关研究，至于作为外部治理机制的证券分析师跟踪如何影响企业代理成本，则既未有文献进行理论分析，亦未有文献提供经验证据。

2. 涉及证券分析师作用的相关研究

证券分析师的信息揭示及业绩压力均可能对企业行为产生影响，既往文献亦大多以此为基础展开分析讨论，个中所涉及的视角或着力点包括资本市场整体运行效率、企业价值、盈余管理、股价变动或联动性、投资或融资行为、企业创新等。具体而言，一方面，证券分析师跟踪可能弱化股东与管理层、企业与投资者及债权人之间的信息不对称，从而提升资本市场运行效率或企业价值，所谓“信息假说”。例如，吴东辉等[10]的研究认为，财务证券分析师向投资者提供了有价值的信息；朱红军等[11]认为，证券分析师的信息揭示功能有助于提高资本市场的整体运行效率；潘越等[12]的研究发现，作为投资者法律保护的替代机制，证券分析师可以有效减弱信息透明度，从而降低股票的暴跌风险；李春涛等[13]认为，证券分析师跟踪亦可以减弱管理层盈余操纵；Derrien等[14]的研究表明，证券分析师跟踪程度下降，融资成本上升，从而减少企业投融资行为；Chen等[15]认为，当证券分析师跟踪程度下降时，企业内部现金流减少、CEO薪酬超额幅度增大，管理层更可能实施摧毁企业价值的并购活动，其盈余操纵愈加严重。此外，其它一些文献亦从不同维度印证了证券分析师信息搜寻、信息甄别的有效性[16]。另一方面，受实现证券分析师业绩预测目标压力之故，管理层可能引发短视决策行为，从而损害企业绩效，所谓“业绩压力假说”。例如，Graham等[17]对美国超过400位CFO的调查数据的研究表明，考虑到其自身财富、职业发展及外界的声誉评价，CFO迫于证券分析师预测的短期利润目标压力而牺牲企业长期利益；Michenaud[18]的研究表明，上市公司管理层为使经营业绩达到证券分析师的盈余预测目标而倾向于降低其投资水平；Fuller等[19]亦认为，上市公司管理层为迎合证券分析师预测的经营目标要求而损害企业价值；Asker等[20]的研究表明，相较于非上市公司，上市公司管理层的短视行为导致其更低的投资水平，而且在面对投资机会时，其投资变化幅度的敏感性更弱；于忠泊等[21]的研究表明，媒体关注增强了企业盈余管理动机，且在证券分析师跟踪程度更高时，其表现更为显著；He等[2]的研究证明，证券分析师跟踪为管理层带来经营业绩压力而导致其短视决策行为，最终抑制企业创新，等等，相关文献不一而足。不过很显然，目前尚无文献基于企业代理成本的视角考察证券分析师跟踪的经济后果，抑或，目前尚无文献考察证券分析师跟踪对企业代理成本的影响效应。

(二)研究假设

通过证券分析师的审查，可提高企业信息披露质量，减弱企业与投资者及债权人之间的信息不对称，缓解企业融资约束，从而增加企业自由现金流。证券分析师跟踪的减少将导致财务报告质量下降，增加信息不对称，从而影响企业融资机会或企业融资成本。就此而言，证券分析师跟踪能够提升权益资本的融资机会，且能获取更低的资本成本。Derrien等[22]的研究表明，证券分析师跟踪减少会导致企业债务成本上升。毋庸置疑，企业可获得信贷资金的机会及融资成本下降均会增加经理层可支配现金流。Chen等[15]认为，证券分析师跟踪减少会降低企业内部现金流。更为重要的是，相对于其它资产，现金流更易被剥夺，且经理层对可支配现金流具有更大的自由裁量权，其更可能引发代理问题。与此同时，证券分析师通过发布信息再加工的研究报告来实施对企业的间接监督功能，至于其效果如何，则最终依赖于经理层本身的行为选择。进一步而言，企业股权过于集中、独立董事倍受质疑、董事长与总经理两职合一等现象均较为普遍，而较弱的投资者法律保护制度及其较低的立法水平与执行力度，均增加了企业行为的不确定性。就第一类代理问题而言，证券分析师跟踪通过缓解企业融资约束而增加可支配现金流，往往会导致企业面临更大的代理问题，且因经理层的机会主义常常嵌于企业日常运行之中，从而更易导致证券分析师跟踪对抑制经理层机会主义行为的监督出现缺失。事实上，就监督经理层的机会主义行为而言，证券分析师跟踪无法替代优良的公司治理机制。Li等[23]甚至认为，证券分析师跟踪提升股票价值，是通过获取投资者认同(investor recognition)而非监督经理层行为来实现的。此外，证券分析师及其所在券商为获取上市公司资源支持，更倾向于发布乐观的预测报告，从而减少证券分析师研究报告的技术含量，尤其是负面信息含量，甚至是，此报告本身就可能涉及经理层某种程度的“披露意图”。这不仅可能会弱化甚至消除证券分析师跟踪对经理层的监督作用，而且可能会导致经理层忽视证券分析师报告的评价内容。正因如此，证券分析师跟踪可以缓解企业融资约束，且增加可供经理层支配的现金流，但其对抑制经理层机会主义行为会有所欠缺，经理层有动机、有机会、有能力进行满足其自身私利需求的在职消费，从而加剧企业代理问题，例如在职消费、追求销售收入的过度投资等非效率投资行为。

证券分析师发布的研究报告通常包含3个总括性要素：①盈利预测；②买入、持有或卖出股票的投资建议；③股票目标价格，亦即侧重于对企业整体运营状况把握及对“特殊事件”具体运营层面的审查。就第二类代理问题而言，控股股东可能采取不同形式攫取控制权私利，包括“自我交易” 或“隧道行为”[24]。例如，简单的利润转移，以合法手段将其控制企业的产品、资产或证券以低于市场价格出售于由其控制的其它企业，转移企业发展机会，以及内部借贷资金占用等。显然，这些方式主要通过关联交易得以实现，且其往往属于“重大事项”，个中涉及不同程度的流程规范及强制性披露要求，抑或是中介机构“公允价值”评估的硬性制度规定。这为证券分析师仔细审查企业关联交易具体运行过程提供了可行性，从而会加大控股股东隧道行为的风险。

综上所述，本文提出如下假设：

假设1：在其它条件相同的情形下，证券分析师跟踪程度越高，第一类代理成本越高。

假设2：在其它条件相同的情形下，证券分析师跟踪程度越高，第二类代理成本越低。

三、研究设计

(一)样本与数据

本文选取2003—2014年中国A股上市公司为初始样本，其中样本数据均源于CSMAR数据库。本文同时执行如下步骤以剔除非观察值样本：①剔除金融类上市公司样本；②剔除B股公司样本；③剔除PT、ST公司及当年度上市公司；④剔除变量存在缺失值样本；⑤剔除行业内上市公司观察值少于20的样本。最终获得有效样本观察值15371个。

表1 样本选取的具体步骤

(二)变量设定

1.被解释变量：企业双重代理成本

企业通常面临股东与经理层之间和大股东与中小股东之间的代理问题，所谓企业双重代理成本，这里统一以AC表示，其中：①经管费用率反映股东与经理层之间的代理问题，本文以营业费用与管理费用之和与总资产之比作为其计算依据，并以MO表征。以往文献认为，股东与经理层之间的代理成本应以经营费用与完全没有代理成本的企业之间的差值予以衡量[25]，但考虑到诸如“天价招待费”等代表性事件对管理层在职消费的隐性化处理倾向，本文以营业费用与管理费用之和作为其计算依据，同时，考虑到营业收入，尤其是应计收入易被“人为操纵”，本文以期末总资产作平滑。②“隧道行为”反映大股东与中小股东之间的代理问题，本文以其它应收款占总资产之比作为其计算依据，并以T表征。Jiang等[26]认为，因未涉及诸如商品或资产等关联交易的“公充价值”评估，企业之间的借贷往来是衡量控股股东从上市公司攫取资金状况的有效工具，并且，控股股东对企业短期财务的支持往往是基于其对企业长期隧道行为的动机。Liu 等[27]进一步指出，因制度执行有所欠缺，抑制此行为尚存一定局限。因此，借鉴Jiang等[26]、Liu等[27]的做法，本文以其它应收款作为隧道行为的代理变量，并以期末总资产做平均化处理。

2.解释变量：证券分析师跟踪

证券分析师跟踪反映证券分析师对企业的关注程度，以AN表示，分别用两种方式测量：①已有文献通常以证券分析师人数作为其衡量指标[2,11,13]，本文以企业当年度所关注的证券分析师人数加1取自然对数进行度量，以lnAN表征；②证券分析师跟踪受企业规模、增长率、外部融资以及业务流动性影响，排除这些因素之后的残差项是证券分析师跟踪的净项因素。有基于此，本文借鉴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表示企业规模，RO表示盈利能力，FA表示企业年龄，L表示财务杠杆，CA表示现金流量，IS表示机构投资者，Y表示年度，ID则表示行业。

(三)模型设立

为了验证研究假设，本文设立如下检验模型：

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

(2)

在(2)式中，MO表示经管费用率，T表示隧道行为，CO则表示控制变量。本文控制了企业特征因素——财务杠杆(L)、企业年龄(FA)、企业规模(S)、盈利能力(RO)、现金流量(CA)，以及公司治理因素——第一大股东(FS)、机构投资者(IS)、董事会规模(BO)以及领导权结构(D)等变量。此外，本文尚引入了行业(ID)与年度(Y)变量，以控制行业与年度的影响。

需要说明的是，为了尽可能消除极端值噪音，本文对所有连续型变量均作了上下1% Winsorize截尾处理，此外，本文尚对模型估计作了公司层面的聚类调整。本文变量的定义及测量详见表2所示。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

本文研究变量的描述性统计特征见表3。由表3可知：(1)第一类代理成本的映射变量MO的均值、中位数、标准差分别为0.087、0.071、0.068，最大值及最小值分别为0.372、0.006；(2)第二类代理成本的映射变量T的均值、中位数、标准差分别为0.021、0.010、0.033，最大值及最小值分别为0.205、0.000；(3)证券分析师跟踪的代理变量之一，证券分析师跟踪人数AN的均值为1.913，中位数为1.946，标准差为1.525，且其最大值(4.883)及最小值(0.000)差异较大；(4)证券分析师跟踪的另一代理变量RA的均值为0.055，中位数为0.000，前者略大于后者，标准差为1.019，其最大值为2.364，最小值为-2.101，差异较大，等等，其它变量的类似描述性统计特征不一而足。这些均表明样本的描述性统计特征值基本上符合正态分布，且不同样本之间代理成本的差异性较大。

表2 变量说明表

表3 研究变量的描述性统计

① 因数据库中经营费用、管理费用或总资产等数据不同程度的缺失，使得MO的最终有效观察值(15265)较之其它研究变量的最终有效观察值(15371)少了106个，但这并不在总体上影响研究结论。

(二)相关性分析

本文研究变量的相关性分析见表4。由表4可知：(1)第一类代理成本的映射变量MO与证券分析师跟踪的代理变量lnAN及RA均显著负相关(相关系数均为-0.135，p值均小于0.01)，这初步表明证券分析师跟踪程度越高，第一类代理成本越高；(2)类似地，第二类代理成本的映射变量T与证券分析师跟踪的代理变量lnAN及RA均显著负相关(相关系数分别为-0.234、0.093，p值均小于0.01)，这初步表明证券分析师跟踪程度越高，第二类代理成本越低；(3)lnAN与RA的相关系数为0.770，p<0.01，这说明按不同方法测量的证券分析师跟踪的代理变量比较一致。另外，其它变量的相关系数均在0.450以下，因此，变量之间不会存在严重的共线性问题。

表4 研究变量的Pearson相关系数矩阵

注：***、**、*分别表示p<0.01、p<0.05、p<0.1，双尾检验，下同。

(三)单因素分析

不同的证券分析师跟踪程度对企业双重代理成本的差异性影响情况可见表5。首先，本文按是否存在证券分析师跟踪分成两组样本做对比检验。其中，在均值检验中，有证券分析师跟踪组的第一类代理成本(MO)的均值(0.089)大于无证券分析师跟踪组的均值(0.080)，且T检验呈1%显著性差异；类似地，中位数Wilcoxon秩和检验结果表明，有证券分析师跟踪组的中位数值(0.072)仍大于无证券分析师跟踪组的中位数值(0.067)，且Z检验呈1%显著性差异。这些均说明有证券分析师跟踪的第一类代理成本较无证券分析师跟踪的要高。接着，本文进一步地对有证券分析师跟踪组的样本，按其关注程度大小，即按该组均值及中位数再次分成两子组，以大于均值或高于中位数值的样本记入证券分析师跟踪多子组，否则列入证券分析师跟踪少子组，结果其均值及中位数检验均表明证券分析师跟踪多子组的第一类代理成本高于少子组，且均值T检验及中位数Z检验都呈1%显著性差异。此外，本文尚对证券分析师跟踪与第二类代理成本(T)亦作了类似分析，单因素检验结果均表明，有证券分析师跟踪的第二类代理成本较之无证券分析师跟踪的要低，证券分析师跟踪多子组的第二类代理成本较之少子组的要低。以上结果初步表明，在不同的证券分析师跟踪程度之间，两类企业代理成本均存在显著差异性，这亦进一步为本文的研究假设提供了支持。

表5 单因素分析结果

注：均值差异的检验使用独立样本双尾T检验，中位数差异的检验使用 Wilcoxon 秩和检验。

(四)基本回归分析

表6报告了证券分析师跟踪与企业双重代理成本的回归结果。模型1、模型 2是证券分析师跟踪与第一类代理成本的基本回归结果。回归结果显示：(1)第一类代理成本的映射变量MO与lnAN及RA的回归系数分别为0.008(p<0.01)、0.009(p<0.01)，这说明MO与lnAN及RA均表征为1%显著性水平上的正相关；(2)模型3、模型 4则是证券分析师跟踪对第二类代理成本的基本回归结果，从中可以发现，第二类代理成本(T)与lnAN及RA的回归结果(模型3：β1=-0.001，p<0.01；模型4：β2=-0.001，p<0.01)均表明证券分析师跟踪程度与第二类代理成本负相关。以上结果亦说明，证券分析师跟踪与第一类代理成本显著正相关，而与第二类代理成本则显著负相关。因此，本文的研究假设进一步地获得了OLS回归支持。

表6 证券分析师跟踪与企业代理成本的基本回归结果

注：括弧内的数字为t值，运用公司维群进行修正，下同。

(五)进一步回归分析

1.证券分析师跟踪、企业融资约束与第一类代理成本

由前述理论分析可知，证券分析师跟踪对经理层机会主义行为可能存在监督缺失，而证券分析师跟踪缓解的企业融资约束可能反而加剧第一类代理成本。有鉴于此，本文构建如下模型：

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，企业融资约束以现金流量敏感度测量，定义为现金余额变化值与期末总资产之比，其数值越大，意味着企业受融资约束程度越大，为此，本文构建企业融资约束(FI)虚拟变量，若其数值大于总体样本均值，则取值为1，否则为0，同时作滞后一期处理。进一步地，本文构建企业融资约束(FI)与证券分析师跟踪(lnAN及RA)的交互项lnAN×FI及RA×FI， 以检验证券分析师跟踪缓解企业融资约束后的经济后果。在(3)式中，其余变量的含义与其在上文相关模型中的含义一致。

在表7所示的回归结果中，模型5及模型6显示第一类代理成本(MO)与企业融资约束(FI)显著负相关，模型7显示，MO与交互项lnAN×FI的回归系数为0.002(p<0.05)，模型8则显示，MO与交互项RA×FI的回归结果为(β=0.001, n.s)。以上结果均表明，证券分析师跟踪在缓解企业融资约束的同时恶化了第一类代理问题。

2.证券分析师跟踪、并购行为与第二类代理成本

王培林等[29]以大型并购行为事件为研究对象的实证检验表明，上市公司存在较大的代理问题。而根据证券交易所相关规定，中介机构须对并购活动所涉及资产做“公允价值”评估，并制定与此相关且比较严格的信息披露规则。而这些强制性规定为证券分析师仔细审查关联交易的具体运营过程提供了可行性，由此可以预期，证券分析师跟踪可以减弱并购行为中可能涉及控股股东对中小股东的利益侵害行为。有基于此，本文进一步引入并购行为变量与证券分析师跟踪的交互项，以做进一步检验。具体而言，本文按王培林等[29]界定并购行为的原则构建映射变量，并设定如下检验模型：

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，若在所涉年度之内企业发生关联并购活动，则取值为1，否则为0，以MA表示，并做滞后一期处理，至于其余变量的含义，则与上文相关模型中的相关含义一致。

表7 证券分析师跟踪与企业代理成本的进一步回归结果

在表7所示的模型9、模型10中，T与MA的回归系数均为0.004(p<0.01)，且呈正相关关系，亦即，在并购行为中显著存在第二类代理问题，而在模型中放入MA与lnAN及RA的交互项lnAN×MA及RA×MA，模型11、模型12的回归结果则均显示10%水平上的显著负相关，这说明证券分析师跟踪显著减弱并购行为中的第二类代理成本。

(六)稳建性检验

1.内生性检验

本文的检验模型可能存在影响证券分析师跟踪与企业代理成本的不可观察变量或遗漏变量而对实证结果产生偏误，更重要的是，证券分析师本身可能更倾向于关注代理成本更高或更低的企业，这些均可能会导致比较严重的内生性问题。为此，除了上文做自变量滞后一期、证券分析师跟踪回归模型残差项处理以缓解内生性问题之外，本文尚采取2SLS工具变量法作内生性检验。He等[2]、李春涛等[13]与Yu[28]应用工具变量法分别识别了证券分析师跟踪与盈余管理、企业创新之间可能存在的内生性问题，本文借鉴其设定的工具变量方法进一步作内生性检验。

2SLS工具变量方法说明如下：(1)在第一阶段，本文用内生性变量(lnAN及RA)对工具变量与基本模型中的控制变量进行回归，得到内生性变量的预测变量；(2)在第二阶段，本文用企业代理成本的映射变量(MO及T)对证券分析师跟踪的代理变量(lnAN及RA)的预测变量进行回归。结果表明，工具变量在作内生性处理之后，MO及T与lnAN及RA的回归结果均符合预期结果。

此外，尚有文献按上市公司是否属于某股票指数成份股标准构建虚拟变量，并以此作为证券分析师跟踪的工具变量。基于此，本文借鉴李春涛等[13]的作法，以样本企业是否属于沪深300指数成份股来设定工具变量，若企业属于该指数成份股，则取值为1，否则为0，并藉此进行工具变量的内生性检验。内生性处理的回归结果显示，MO与lnAN和RA的回归结果(β1=0.033，p<0.05；β2=0.035，p<0.05)，以及T与lnAN和RA的回归结果(β1=-0.015，p<0.05；β2=-0.016，p<0.05)，均表明实证结果支持本文研究假设。

2.稳健性测试

除了上述内生性检验之外，本文尚进行了其它稳健性测试。具体如下：

(1)本文以企业是否受证券分析师跟踪而构建虚拟变量(以CD表示)，即受证券分析师跟踪时，取值为1，否则为0。T及MO与CD的回归系数(β1=-0.007，p<0.01；β2=0.008，p<0.01)表明，证券分析师跟踪与隧道行为显著负相关，与经管费用率显著正相关，仍然支持原实证结果。此外，本文以发布的盈利预测报告数量加1取自然对数(以RN表示)、关注企业的券商数量加1取自然对数[1,13](以BN表示)作为证券分析师跟踪的替代变量进一步作回归分析。T及MO与RN的回归结果(β3=-0.001，p<0.05；β4=0.008，p<0.01)，T及MO与BN的回归结果(β5=-0.001，p<0.01；β6=0.010，p<0.01)，均表明本文的研究结论较为稳定。

(2)本文以CSMAR关联交易数据库中关联交易占总资产比例取自然对数(以CT表示)作为隧道行为的代理变量作进一步检验。回归结果显示，CT与lnAN和RA的回归系数分别为-1.854(p<0.10)、-0.056(p<0.10)，这说明证券分析师跟踪与关联交易显著负相关，这与预期研究假设一致。

(3)罗炜等[25]对股东与经理层之间的代理成本衡量指标作年度行业内中位数调整，本文借鉴其作法，对经管费用率亦作类似处理，并以MA表示。MA与lnAN和RA的回归结果(β1=0.008，p<0.01；β2=0.008，p<0.01)均表明，证券分析师跟踪程度越高，股东与经理层之间的代理成本越高。

(4)投资指标反映企业投资规模，而扩大企业规模是管理层最大化其个人效用的一种方式。有基于此，本文构建投资指标，以IV表示，IV= (在建工程+短期投资+长期投资)/期末总资产。IV与lnAN和RA的回归结果(β1=0.002，p<0.05；β2=0.002，p<0.05)均证明证券分析师跟踪与股东与经理层之间的代理成本显著正相关。需要指出的是，投资指标中并未区分过度投资状况，因此本文进一步将过度投资作为经理层代理成本的映射变量，以OV表示，并作回归分析。OV与lnAN和RA的回归结果(β1=0.007，p<0.01；β2=0.008，p<0.01)亦说明证券分析师跟踪与股东和经理层之间的代理成本显著正相关。

本文经过上述一系列的内生性检验及稳健性测试之后，实证结果仍然维持与研究假设一致，这进一步表明本文的研究结论比较可靠。

五、结语

(一)研究结论

本文以2003—2014年中国A股上市公司为研究样本，就证券分析师跟踪对企业代理成本的影响进行了实证研究。研究表明：(1)证券分析师跟踪是一把“双刃剑”，其既会加剧股东与经理层之间的第一类代理成本，同时亦能降低大股东与中小股东之间的第二类代理成本；(2)证券分析师跟踪既能缓解企业融资约束，亦能降低关联并购行为中的第二类代理成本，但其会增加第一类代理成本。本文既提供了诠释企业代理问题的新视角，亦补充了中国情境下证券分析师跟踪之经济后果的经验证据。

(二)研究启示

根据本文的研究结论可知，一方面，证券分析师跟踪对于改善企业融资及平抑公司大小股东之间的利益冲突具有积极意义，另一方面，证券分析师跟踪在一定程度上亦会恶化股东与经理层之间的代理问题，即所谓证券分析师跟踪公司治理的某种失效机制。毋庸置疑，公司治理既须重视证券分析师跟踪的积极意义，亦须正视证券分析师跟踪的失效机制。为此，一方面，既须强化证券分析师跟踪的治理功能而提升投资者认同，并藉此赢得更多的融资支持。另一方面，亦须强调证券分析师跟踪对控股股东的关联交易及隧道行为等失范治理的抑制效应，并藉此对减缓股东利益冲突及保护中小股东利益提供治理效应。与此同时，尚须加强证券分析师跟踪对经理层的非效率投资决策、隐形寻租及在职消费等机会主义行为的约束与监督，并藉此最大程度地降低企业代理成本。

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(本文责编：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

国家自然科学基金项目“基于双重委托代理理论模型构建的股权集中型公司治理最优化研究”(70502024)；教育部新世纪优秀人才支持计划项目(NCET-11-0412)。

严若森(1971-)，男，湖南华容人，武汉大学经济与管理学院教授、博士生导师，博士，研究方向：公司治理、企业理论、制度理论、战略管理。

F271

A

1002-9753(2017)10-0173-11