金融分析师关注、独立性与企业创新质量

谢 芳

一、引 言

越来越多的文献表明，我国企业创新的数量虽然大幅增加，但创新质量却并未显著提升(黎文靖和郑曼妮，2016)①中国社科院社会科学文献出版社出版的《法治蓝皮书：中国法治发展报告No.15(2017)》表明，尽管我国专利申请量已经连续多年位居全球首位，但其利用率则极不理想。。现有文献主要分析了创新追赶战略、政府补贴以及产业优惠政策等宏观政策对企业创新质量的影响，却很少分析资本市场发展对我国企业创新质量的影响(郝项超等，2018)。

本文重点研究了资本市场中金融分析师对我国上市公司创新质量的影响。金融分析师(以下简称为分析师)是现代资本市场中重要的信息中介之一，在资本市场有效发挥资本配置、风险管理和监督治理等功能的过程中扮演着重要角色。分析师通常通过搜集、分析与解释所获数据，向市场提供新信息，从而促进资本市场健康发展。国内外大量文献研究了分析师盈余预测与荐股意见及其对股票市场的影响(Lin 和McNichols，1998；Jackson，2005；Yu，2008；Green 等，2014；Corwin 等，2017；李志生等，2017)，虽然有少数文献研究了分析师关注对企业创新的影响，但其结论完全相反(He 和Tian，2013；谢震和艾春荣，2014；余明桂等，2017)。不仅如此，与国外文献相比，国内现有文献主要考察了分析师关注对创新投入与数量的影响，但并未考察其对创新质量的影响。因此，尽管分析师关注对创新投入和数量产生了积极影响，但其如何促使创新质量的提升尚未有清晰阐述。

现有文献的另一个局限是只考察了分析师关注的总体影响，却忽略了分析师异质性所导致的结构性差异影响。对于关注同一公司的多个分析师而言，每个分析师的经验、能力、信息资源以及激励机制都可能不同。因此，即便关注上市公司的分析师人数相同，但分析师构成差异也可能导致分析师关注的影响不同。在众多因素中，分析师独立性受到监管部门与学术界的普遍关注。在现实经济中，分析师所在机构与被关注企业的业务联系使得其经常受到利益冲突的影响。由于其薪酬的很大一部分由所在机构业务部门收入决定，证券公司分析师很容易受到这些部门压力的影响①比如摩根士丹利经常向其分析师施压，令其修改与客户有关的负面研究报告(Lin 和McNichols，1998)。。无论是维护现有客户还是拓展潜在客户，证券公司的投行等业务部门都不希望研究部门的分析师发表不利于客户的盈余预测或荐股意见(Lin 和McNichols，1998)。在利益冲突的影响下，承销商的关联分析师通常发表较为乐观的盈余预测与荐股意见，结果导致市场的普遍质疑(Dugar 和Nathan，1995；Corwin 等，2017)。

为了减少利益冲突对分析师的不利影响，世界各国监管部门都出台了严格的监管措施。中国证监会与中国证券业协会也相继发布多个监管文件。监管部门特别强调，证券公司应当建立研究报告与其他业务之间的隔离墙制度，分析师执业应当遵循独立、客观等原则，有效避免利益冲突，公平对待发布对象。现有研究发现，独立分析师预测准确性普遍不如非独立分析师，但独立分析师存在间接约束效应(Gu 和Xue，2008；Xue，2017)。独立分析师无意识的监督与信息竞争迫使非独立分析师必须增加私有信息获取以维持信息优势，从而增强分析师的信息效应，弱化其压力效应。然而遗憾的是，尽管国际上对分析师独立性的研究非常丰富，但国内相关文献非常有限，并且主要是研究分析师独立性对预测准确性和荐股意见的影响(Gu 等，2013)，尚未有文献研究其对企业创新的影响。

本文依据详细的专利数据构建了创新质量的度量指标，并基于2003 年至2015 年我国上市公司的数据，实证检验分析师关注及其独立性对上市公司创新质量的影响。实证结果表明，在发展水平相对有限的中国股票市场，分析师关注的增加促使上市公司提升创新质量。独立分析师的存在通过增强非独立分析师的信息效应间接促使上市公司提升创新质量。即便采用两阶段最小二乘法、控制分析师个人特征与所有权差异的影响，上述结论仍然成立。进一步研究发现，分析师关注影响企业创新质量的信息效应主要通过改善股票流动性状况、提高股价吸收信息的效率以及吸引更多机构投资者三条途径来实现，但独立分析师的存在能够通过吸引更多机构投资者来增强信息效应。

本文的边际贡献可能体现在两个方面。一方面，本文将分析师独立性影响的文献进一步拓展至企业创新领域，弥补了现有研究的不足。另一方面，本文将国内关于分析师与企业创新关系的研究从创新投入和创新数量维度拓展至创新质量维度，提供了新兴股票市场的新证据，进一步丰富了相关文献。

二、文献综述与研究假说

（一）文献综述

本研究主要涉及两类文献。

第一类文献是关于分析师影响的研究。现有文献从三个方面考察了分析师的影响。首先，大量文献研究了分析师的信息中介功能，但其结论并不一致。一部分研究认为分析师的盈余预测(尤其是长期盈余增长)和荐股意见过于乐观，依据分析师意见的投资收益通常更低(Corwin 等，2017；李志生等，2017)；其他研究则发现，分析师盈余预测乐观而准确，提供的信息更多(Frankel 等，2006)，股价对信息的反应更迅速彻底(Piotroski 和Roulstone，2004)，依据分析师意见可以获得更高的超额收益(Green 等，2014)或者能够改善股票流动性状况(Roulstone，2003)。其次，关于分析师独立性、声誉等分析师特征的研究。就分析师独立性而言，多数研究发现，独立分析师的盈余预测能力并不比非独立分析师更好，甚至更差(Dugar 和Nathan，1995)，但其荐股意见乐观程度较低(Lin 和McNichols，1998)，而且能够提供获利更多的荐股意见(Barber 等，2007)。就分析师声誉而言，多数研究发现分析师声誉可以提升盈余预测质量，降低意见的乐观程度(Jackson，2005)，但在中国，分析师声誉的影响似乎并不理想。最后，关于分析师的公司治理效应的研究。有研究发现，由于受过专门的财务训练和具有丰富的行业知识，分析师能够有效抑制盈余管理(Yu，2008)，发现财务欺诈(Dyck 等，2010)。

第二类文献是分析师关注与企业创新关系的研究。这是与本文最为相关的文献，但其数量非常有限。He 和Tian(2013)最早研究分析师关注对企业创新的影响。依据1993 年至2005 年美国上市公司的数据，他们发现分析师关注的下降反而导致企业专利数量与质量同时增加。据此，他们认为，美国股票市场的分析师关注对管理层施加了太多压力，从而导致严重的管理层短期主义，不利于企业创新。但针对中国上市公司的研究则得到完全不同的结论。比如，谢震和艾春荣(2014)发现，分析师关注通过降低信息不对称程度促使公司增加研发投入，而余明桂等(2017)发现分析师关注导致上市公司专利数量显著增长。因此，已有文献不仅结论迥异，对创新质量的影响也考察不足，尤其是国内文献。不仅如此，国内外文献普遍忽略了同一上市公司的分析师异质性，也未能考察分析师独立性对创新的影响。

（二）研究假说

1. 分析师关注与企业创新质量假说

现有文献认为，分析师关注对企业创新可能存在两种对立影响(He 和Tian，2013)。

首先，分析师可能通过信息效应减少管理层短视行为，从而促进创新。创新活动的周期长且不确定性高，失败的概率也较高。不仅如此，企业为了获得垄断创新的租金，通常比较不愿意披露与创新相关的信息，使创新活跃的企业通常面临严重的信息内敛，导致其股票价值被严重低估。股票价值低估加上股价对好消息反应更快的特点会打击企业战略创新的积极性，导致管理层放弃高风险高收益的创新，转而进行低风险低价值的创新，以便尽快产生现金回报。然而，分析师更可能关注这类信息不对称状况，因为通过挖掘价值低估股票的私有信息①很多分析师研究报告不仅发表盈余预测与荐股意见，还对公司研发活动及其持有专利的商业价值进行分析，这些分析有助于投资者更好地认识企业创新的价值。可以形成获利更多的投资意见，赚取更多佣金。因此，分析师关注可以降低信息不对称程度，发掘创新企业的价值，从而减少管理层短视行为，激励企业进行更多高质量创新。与此同时，信息不对称程度的降低不仅可以提升公司股票的流动性，促进股价更加有效地吸收信息，也可能吸纳更多的机构投资者。机构投资者通常在公司治理中扮演重要的角色，可以更好地约束管理层，减少管理层短视行为，从而进一步强化分析师的信息效应，促进企业提升创新质量。

其次，管理层迎合分析师预测以避免股价下跌的行为会导致管理层短视现象，从而不利于企业创新。分析师通常会定期发布盈余预测与荐股意见，这使得企业不得不经常关注短期业绩表现。通常情况下，当公司业绩低于分析师预期时，股价会显著下跌，此时管理层可能会通过削减研发投资来改善短期业绩。这种盈余管理可能稳定了股价，但可能导致创新中断。因此，分析师关注导致的股价下跌压力可能促使管理层产生短视行为，进而影响企业创新。

综上所述，分析师关注对企业创新质量的影响取决于信息效应与压力效应的综合影响结果。基于上述分析，本文提出如下假说。

假说1a：分析师关注信息效应越强，上市公司创新质量越高。

假说1b：分析师关注压力效应越强，上市公司创新质量越低。

2. 分析师独立性与企业创新质量假说

尽管学术界对分析师的作用存在争议，但20 世纪90 年代发生的一系列因投资银行业务关系而导致的分析师有偏研究报告引起美国监管部门与投资者的强烈担心。在这些事件中，很多大型投资银行、明星分析师和大企业卷入其中。最终，美国证券委员会(SEC)、金融行业监管局、纽交所和美国十大投资银行于2003 年共同签订了《分析师研究国际协议(Global Analyst Research Settlements)》。就我国分析师市场而言，我国资本市场的金融分析师发展较晚，职业操守问题较为突出。因此，2001 年中国证券业协会出台《中国证券分析师职业道德守则》，2012 年将其修改为《证券分析师执业行为准则》。2010 年中国证监会出台《发布证券研究报告暂行规定》，进一步加强对分析师的监管。在所有的监管文件中，中国证监会与证券业协会都明确要求证券分析师在撰写研究报告和发表意见时保持独立，证监会同时要求各证券公司在研究部门与其他业务部门之间建立有效的隔离墙。

已有文献证明分析师的独立性会影响分析师预测的结果，也会进一步影响公司管理层的行为。那么在同样数量的分析师关注情况下，分析师的独立性会对企业创新质量产生何种影响？综合以往文献，分析师独立性对企业创新的影响体现在直接与间接两个方面(Xue，2017)。

在直接影响方面，独立分析师与非独立分析师都可以通过提供盈余预测与荐股意见发挥作用。在信息效应方面，由于独立分析师无法获得足够的资源，也没有特别渠道来获取私有信息，独立分析师比非独立分析师的事后预测准确性要差，提供的有用信息也比较有限。因此，独立分析师的信息效应会弱于非独立分析师。在压力效应方面，虽然独立分析师事后的预测准确性差，但通常外部投资者更信任独立分析师，因此其预测更容易成为市场预期。股价对独立分析师预测的反应大于对非独立分析师预测的反应就是一个非常直接的证据(Gu 和Xue，2008)。从这个角度看，分析师越独立，其预测对管理层的影响就越大，压力效应可能越明显。总而言之，由于压力效应明显大于信息效应，分析师独立性对企业创新的影响更倾向于负面。

在间接影响方面，独立分析师主要通过两个渠道影响企业创新。第一，独立分析师可以约束非独立分析师的行为，增加预测信息量，提高预测准确性，降低荐股意见的乐观程度，从而放大分析师关注对企业创新影响的信息效应(Gu 和Xue，2008)。一方面，独立分析师并不会故意监督非独立分析师，但当两者同时关注一只股票并提供预测时，独立分析师会无意中发挥监督作用。由于非独立分析师与被关注企业的关系是可观测的，投资者通常会将其预测与独立分析师预测进行比较，从而判断其背后的潜在激励。在独立分析师存在的情况下，非独立分析师有动机减小其预测偏差(Xue，2017)。另一方面，独立分析师的存在必然会与非独立分析师形成信息竞争关系，这迫使后者必须增加私有信息的获取来维持其信息优势，从而增强分析师关注的信息效应。第二，处于信息劣势的独立分析师也可以通过跟随策略获取非独立分析师的信息，从而更好地发挥其约束作用(Gu 和Xue，2008)。在实践中，分析师通常会持续跟踪一只股票。在开始阶段，独立分析师通常处于信息劣势，但其可以采取延迟发布预测的策略，先观察非独立分析师的预测并采取跟随策略以获取更多信息。总之，独立分析师可以通过间接渠道提升关注同一公司分析师的预测质量和信息量，从而强化分析师关注的信息效应。

综上分析，本文提出如下独立分析师的直接和间接效应假说。假说2a：从直接影响的角度看，关注同一上市公司分析师的独立性越高，分析师关注的压力效应越显著，企业创新质量越低。

假说2b：从间接影响的角度看，关注同一上市公司的分析师独立性越高，分析师关注的信息效应越显著，企业创新质量越高。

三、研究方法

（一）实证计量模型设计

借鉴He 和Tian(2013)的研究，本文采用如下计量模型来检验分析师关注对企业创新质量的影响：

其中QULTYit＋1是t＋1 年上市公司i 的创新质量。采用t＋1 期是因为分析师关注对企业创新的影响存在滞后效应(He 和Tian，2013；郝项超和梁琪，2019)。创新质量采用平均专利他引次数(Avgcit)和平均专利权利要求数量(Claim)度量。分析师关注(Coverage)采用给定年度内关注某公司的分析师总人数度量。X 是控制变量，借鉴以往研究，本文重点控制四类可能影响创新的因素。第一类是企业财务变量，包括企业总资产规模(Size)、资产负债率(Debtratio)、总资产收益率(ROA)、企业成立年限(Age)、固定资产与总资产比值(Fix)以及无形资产与总资产比值(Intan)。第二类是企业公司治理变量，包括第一大股东持股比例(First)、机构投资者持股比例(Inst)、董事会规模(Boardsize)、独立董事占比(Ind_board)、高级管理人员平均薪酬(Comp)、董事长与总经理两职合一(Chair)。第三类是其他影响创新的因素，主要包括融资约束与市场竞争。对于融资约束，本文采用Hadlock 和Pierce(2010)提出的融资约束指标(SA指数)度量。对于市场竞争，本文以销售收入为依据，计算证监会2012 年行业标准两位数字行业的赫芬达尔指数(HHI)并以此度量。第四类是分析师个人特征，本文重点控制分析师声誉(Reputation)的影响。分析师声誉以所有关注公司的分析师中列入《新财富》最佳分析师的占比衡量，其通常被认为是分析师经验与能力的综合体现。同时，本文加入行业(IND)与年度(YEAR)固定效应以控制潜在的不可观测因素的影响。

对于分析师独立性与企业创新质量假说，本文在式(1)的基础上加入了分析师独立性变量(Ind-analyst)及其与分析师关注变量的交叉项(Coverageit×Ind_analyst)，构建如下扩展模型：

分析师独立性(Ind_analyst)以当年关注同一上市公司分析师中独立分析师的占比衡量。借鉴Gu 和Xu(2008)以及Corwin 等(2017)的研究，本文依据分析师所在证券公司与被关注公司是否存在投资银行业务来判断分析师的独立性。投资银行业务包括首次公开发行、增发、配股和并购咨询业务。如果分析师所在机构与被关注公司不存在上述业务关系，则该分析师为独立分析师；反之，如果存在上述一项或多项业务关系，则为非独立分析师。在式(2)中，分析师独立性(Ind_analyst)的系数b3捕捉了分析师独立性对企业创新质量的直接影响，交叉项的系数b2度量了分析师独立性通过分析师关注的信息效应对企业创新质量的间接影响，分析师关注(Coverage)的系数b1衡量控制了独立分析师直接与间接影响后分析师关注对企业创新质量的影响。其他变量的定义与式(1)一致。

（二）样本与数据

本文考察的样本为2003 年至2015 年所有上市制造业企业。采用以上样本是基于三个原因。第一，2003 年前分析师数据不完整且分析师关注的企业数量有限。第二，创新活动主要发生在制造业企业，以该行业上市公司为样本更具有代表性。第三，行业的巨大差异可能会导致结论偏差，聚焦于制造业可以降低其偏差程度。考虑专利引用的滞后导致年度较晚的专利引用数据受截尾偏差影响较大，本文只保留2016 年及之前的公司样本。同时，基于研究分析师关注对未来一期企业创新质量的影响，本文将样本期间限制在2003 年至2015 年。本文最终得到共计10217 个年度-公司观测值的非平衡面板数据。本文专利数据来自北京合享新创信息科技有限公司，分析师、财务以及公司治理数据来自国泰安数据库(CSMAR)。

四、实证结果与分析

在估计实证模型参数的过程中，考虑到专利数据右偏比较严重且很多数值为零，本文将其加上1 后取自然对数。对于连续变量，本文进行上下各1%的缩尾处理。

（一）分析师关注影响企业创新质量的实证分析

表1 报告了分析师关注影响企业创新质量的回归结果。可以看到，在平均专利他引次数(Avgcit)和平均专利权利要求数量(Claim)的结果中，分析师关注(Coverage)的系数均为正值，且均在1%的水平上显著。从经济意义的角度看，关注上市公司的分析师人数自然对数值增加一个标准差(自然对数化后为1.033)，其平均专利他引次数增加3.616%(即1.033×0.035)，平均专利权利要求数量增加12.913%(即1.033×0.125)。以上结果表明，分析师关注的增加可以显著提升上市公司创新质量。本文的结果与谢震和艾春荣(2014)以及余明贵等(2017)已有文献对企业创新投入和创新数量关系的发现一致，但与He 和Tian(2013)基于美国上市公司的研究结论相反。导致上述结论差异的原因可能在于两国股票市场的分析师发展差异。尽管美国股票市场非常发达，但近些年包括分析师在内的市场力量的短期主义行为日渐增多。一个典型的现象是，美国企业公开发行股票的数量在2000 年之后大幅下降，并且大量上市公司进行私有化以规避市场短期主义的不利影响。与之相比，我国股票市场还在不断完善中，分析师等市场力量也在不断成长，所以我国证券分析师的信息效应可能超过压力效应，总体上促进了上市公司创新质量的提升。总之，本文的发现支持假说1a。

表1 分析师关注与企业创新质量的回归结果

（二）分析师独立性影响企业创新质量的实证分析

表2 报告了分析师独立性影响企业创新质量的回归结果。前两栏报告了同时加入分析师独立性(Ind_analyst)及其与分析师关注(Coverage)交叉项的结果。可以看到，分析师关注(Coverage)的系数仍为正值，但比表1 中的数值有不同程度的下降；分析师独立性的系数均为负值，但统计上不显著。因此，分析师独立性对企业创新质量的直接效应只得到微弱证据的支持。然而，分析师独立性(Ind_analyst)与分析师关注(Coverage)交叉项的系数均为正值，并且至少在5%的水平上显著。这些结果说明，在关注上市公司的分析师人数相同时，独立分析师越多，企业创新的质量越高。因此，分析师独立性对企业创新质量的间接效应得到较强证据的支持。

分析师独立性的直接效应与间接效应的综合影响是正向还是负向？本文首先对两个模型估计结果中分析师独立性的系数及其与分析师关注交叉项的系数之和进行联合检验，F 检验值分别为5.57 和3.04，至少在10%水平上显著。本文进一步只保留分析师独立性变量，并以创新质量对其进行重新回归估计。在不加入分析师独立性与分析师关注两个变量的交叉项时，分析师独立性的系数也能捕捉分析师独立性对企业创新影响的综合结果。表2 后两栏的结果表明，分析师独立性的系数都是正值且统计上都显著。总之，上述分析表明分析师独立性总体上有利于企业创新质量的提升。

需要注意的是，控制分析师独立性对企业创新质量的直接与间接影响后，在表2前两栏结果中，分析师关注变量的系数下降的最大幅度未超过5%。因此，尽管统计上表明分析师独立性对企业创新质量提升存在显著影响，但从经济意义的角度看，其影响可能比较有限。本文认为导致这种结果的原因可能在于我国股票市场中独立分析师的占比太低。独立分析师越少，其能够覆盖的公司范围就越小，其对非独立分析师的监督效果和竞争压力越有限，因而独立分析师的约束机制与竞争机制越可能受到限制，其通过信息效应对企业创新质量产生的积极影响会越弱。类似情况在美国股票市场发展历史上也存在过。2003 年之前，在美国股票市场中，独立分析师占全部分析师的比例最高时不超过19%，最低时不足3.5%(Gu 和Xue，2008)；2003 年之后，受《分析师研究国际协议》的影响，其独立分析师的平均占比迅速提升至87%，并且产生了非常积极的影响(Corwin 等，2017)。因此，本文认为中国监管部门可借鉴美国分析师市场的发展经验，采取适当措施来增加我国股票市场的独立分析师供应，通过发挥独立分析师的约束与竞争机制，促进上市公司更好地进行创新。

表2 分析师独立性与企业创新质量的回归结果

（三）稳健性检验

本文重点在如下四个方面进行稳健性检验。

首先，本文借鉴Yu(2008)的研究，采用两阶段最小二乘法(2SLS)进一步减弱模型内生性的影响。

一般而言，证券公司分析师的规模取决于该公司的收入状况。收入增加时证券公司可能会雇佣更多分析师，反之则缩减分析师规模。分析师人数增加则上市公司被关注的概率就上升，反之则下降。因此，上市公司预期被分析师关注的概率与证券公司收入密切相关，但后者不太可能与上市公司创新质量有显著联系。因此，证券公司分析师规模变化导致的预期分析师关注变化可以作为分析师关注的外生工具变量。预期分析师关注的计算公式如下：

其中ExpCoverageijt是t 年度公司i 被证券公司j 的分析师关注的预期值。Brokersizejt表示t 年度证券公司j 聘用的分析师总人数，Brokersizej0表示基期年度证券公司j 聘用的分析师总人数。Coverageij0是基期年度证券公司j 关注公司i 的分析师人数。ExpCoverageit是t 年度公司i 所有分析师关注预期的合计，即预期分析师关注。通常证券公司只会指派一个分析师或分析师团队关注一个公司，因此分析师关注的预期值(ExpCoverageijt)实际衡量了t 年度证券公司j 相对于基期年度继续分配分析师关注公司i 的概率。计算分析师关注预期值(ExpCoverage)的关键是选择基期年度。理论上可以选择任何一年，但预期分析师关注是一个小于1 的值，因此选择的年度最好使得上市公司至少有一个分析师关注。早期分析师数量与关注上市公司的数量均有限，为保留更多的样本公司，本文借鉴Yu(2008)的研究，尽量选择中间或者更晚年度作为基期年度。同时，本文观察到2011 年中国证券公司聘用分析师的规模达到最高，因此选择2011 年作为基期年度以尽量覆盖更多的样本公司。实际上，选择其他年度作为基期年度除改变样本规模外，并不会改变研究结论。

本文采用两阶段最小二乘法(2SLS)重新检验分析师关注与企业创新的关系。在第一阶段，本文将分析师关注作为被解释变量对预期分析师关注以及其他控制变量进行回归，通过预测得到分析师关注的拟合值并将其作为分析师关注的工具变量。在第二阶段，本文将式(1)和式(2)中的分析师关注变量替换为工具变量，重新估计两个模型。借鉴Yu(2008)的研究，本文在第二阶段的估计中剔除2011 年的数据。表3 的第(1)栏报告了第一阶段估计的结果。可以看到，分析师关注预期值(ExpCoverage)的系数在1%的水平上显著，因此其是分析师关注(Coverage)合适的工具变量。表3 第(2)栏至第(5)栏报告了第二阶段的估计结果。可以看到，除了数值略有变化外，分析师关注工具变量、分析师独立性变量以及二者交叉项系数的符号与显著性都未发生明显变化。因此，采用两阶段最小二乘法减少模型内生性问题后，本文的主要结论仍然成立。

表3 两阶段最小二乘法的回归结果

其次，本文进一步检验分析师关注对t＋3 期企业创新的影响。

该检验结果表明，分析师关注(Coverage)、分析师独立性(Ind_analyst)及两者交叉项的系数均未发生显著变化。

再次，本文进一步加入分析师个人特征以控制变量遗漏可能产生的影响。

已有研究表明分析师经验、分析师关注公司的数量和分析师发布报告的数量都会影响其研究报告的质量(Yu，2008)。本文定义分析师经验(Experience)等于分析师发布第一份报告至2015 年末的季度数量，分析师关注公司数量(Cnumber)等于给定年度内分析师跟踪调研上市公司的数量，分析师发布报告数量(Fnumber)等于给定年度分析师发布研究报告的数量。对于每个公司，其年度分析师经验、分析师关注公司数量和分析师发布报告数量等于所有分析师的均值。其结果表明，分析师经验(Experience)、分析师关注公司数量(Cnumber)以及分析师发布报告数量(Fnumber)的系数多数不显著，分析师关注(Coverage)、分析师独立性(Ind_analyst)及两者交叉项的系数均未发生明显变化。

最后，本文进一步考察分析师对国有与非国有上市公司创新质量影响的差异。

本文根据上市公司实际控制人性质将其分为国有与非国有控股上市公司两组，并分别进行回归。其结果表明，分析师关注(Coverage)、分析师独立性(Ind_analyst)及两者交叉项的系数与表1 和表2 的结果类似。从各变量的系数看，分析师关注与分析师独立性对国有控股上市公司创新质量的影响更大，但进一步的χ2检验①限于篇幅，详细的检验结果未列示，备索。发现两组公司之间的差异在统计上不显著②限于篇幅，以上稳健性检验的结果未列示，备索。。

五、分析师关注与独立性影响企业创新质量的机制分析

根据前文分析，分析师关注与独立性对企业创新质量的积极影响主要依赖信息效应，而信息效应的变化则与股票流动性、股价信息以及机构投资者的变化密切相关。因此，如果分析师通过信息效应渠道促进企业创新质量提升，那么很可能在上述三个方面观察到同步变化。本文采用相对有效价差度量公司股票的流动性(Illiquid)。相对有效价差等于以基点表示的每一时刻成交价格与买卖报价中间价之差绝对值的两倍再除以买卖报价中间价的比值。本文先计算日内每三秒的相对有效价差，然后计算以成交额加权的每日相对有效价差，最后计算出成交额加权的年度相对有效价差。相对有效价差是流动性的反向度量指标，相对有效价差越小，流动性越好，反之亦然。本文对其取自然对数以消除异方差的影响。

对于股价信息，本文分别从股价信息含量和股价信息吸收速度两个方面衡量。对于股价信息含量，本文采用股价同步性(Synch)度量。一般来说，分析师通常更倾向于关注龙头股票，投资者会根据龙头股票的价值推断同行业其他股票的价值，因而龙头企业信息的变化会引起相关股票的同步变化，即产生信息溢出效应(Hameed 等，2015)。在信息溢出效应的影响下，分析师关注很可能导致以R2度量的股价同步性上升，并最终提升相关公司股价的信息量。借鉴Piotroski 和Roulstone(2004)等研究，本文估计模型如下：

其中，rit是股票i 的t 周收益率；Rmt是A 股所有股票以流通市值加权的t 周收益率；RIndt是以四位代码划分的行业周收益率。本文采用普通最小二乘法(OLS)估计上述模型得到R2，并按照式(6)计算股价同步性。

对于股价受相关信息影响的速度，本文采用个股周收益与市场周收益滞后一期的互自相关系数(Cross)衡量。互自相关系数(Cross)是股价受市场信息影响的速度的反向度量指标，互自相关系数(Cross)越小，市场信息越可能延迟影响股价，反之亦然。下面，以股票流动性(Illiquid)、股价同步性(Synch)、互自相关系数(Cross)三个变量和机构投资者持股比例(Inst)对分析师关注、分析师独立性及其他控制变量重新进行回归。

表4 的前四栏报告了未控制分析师独立性影响的回归结果。可以看到，在股票流动性的结果中，分析师关注(Coverage)的系数是显著负值，说明分析师关注越多，股票流动性越好，这一结果与Roulstone(2003)等研究一致。在股价同步性的结果中，分析师关注(Coverage)的系数为显著正值，这一结果与Hameed 等(2015)的结论一致，说明分析师关注通过信息溢出效应增加股价信息含量。在互自相关系数的结果中，分析师关注(Coverage)的系数为显著负值，说明分析师关注加快了市场信息影响股价的速度。在机构投资者的结果中，分析师关注(Coverage)的系数为显著正值，说明分析师关注吸引了更多机构投资者。综上分析，本文发现分析师关注的信息效应主要是通过改善股票流动性状况、提高股价信息效率以及吸引更多机构投资者三条途径实现。表4的后四栏报告了加入分析师独立变量的回归结果。可以看到，在第(6)栏结果中，分析师独立性(Ind_analyst)的系数为显著负值，但分析师关注(Coverage)的系数虽为正值但不显著；在第(8)栏的结果中，分析师独立性(Ind_analyst)和分析师关注(Coverage)交叉项的系数为显著正值。以上结果表明，分析师独立性通过降低发布股票信息量直接导致上市公司创新质量下降，但更可能通过吸引更多机构投资者以强化非独立分析师的信息效应，进而促进上市公司创新质量的提升。

表4 分析师影响企业创新质量的机制分析

六、结论与政策建议

本文研究了分析师关注与分析师独立性对我国上市公司创新质量的影响。本文发现我国股票市场金融分析师关注的增加能够促使上市公司提升创新质量。独立分析师的存在通过强化非独立分析师的信息效应间接对企业创新质量产生积极影响。即便采用两阶段最小二乘法、控制分析师个人特征与所有权差异的影响，上述结论仍然成立。进一步研究发现，分析师关注信息效应的实现主要通过改善股票流动性状况、提高股价吸收信息的效率以及吸引更多机构投资者三条途径，但独立分析师通过吸引更多机构投资者以强化非独立分析师的信息效应，进而促进企业创新质量提升。

本文的政策含义主要体现在两个方面。第一，尽管我国分析师的发展仍存在不少问题，但其在促进上市公司创新质量提升方面还是发挥了积极作用。这种结果与我国监管部门近年来不断加强分析师行为监管，加大打击内幕信息与操纵股价等非法交易的监管举措密不可分。因此，在中国经济转向高质量发展的阶段，监管部门应当进一步强化分析师监管以发挥分析师对上市公司创新的积极作用。第二，在强化监管的同时，监管部门未来应重点关注对分析师独立性的制度建设，通过加强独立与非独立分析师之间的竞争与监督以完善分析师市场和提升分析师作为信息中介的服务质量。业务的过度关联会弱化分析师作为信息中介的重要职能，但监管部门可以借鉴美国《分析师研究国际协议》的经验，增加独立分析师研究报告的供给，约束非独立分析师的不当行为，进一步增强分析师对企业创新质量的积极作用。