魯惠中 林 靖

(西南財經(jīng)大學金融學院 四川成都 611130)

一、引 言

創(chuàng)新活動的周期長、不確定性高，信息不對稱程度是影響公司創(chuàng)新活動的重要因素。創(chuàng)新信息披露作為消除信息不對稱程度的重要機制，是投資者了解公司創(chuàng)新活動的重要途徑。創(chuàng)新信息包括創(chuàng)新財務信息與創(chuàng)新文本信息，二者分別向市場披露了創(chuàng)新活動不同階段的進展情況。創(chuàng)新財務信息主要披露前端創(chuàng)新投入數(shù)量和后端創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量等信息，創(chuàng)新文本信息主要披露創(chuàng)新活動進展情況等。當公司創(chuàng)新能力較強時，創(chuàng)新文本信息語調(diào)的積極程度會隨之提高，以向投資者傳遞公司對創(chuàng)新活動的樂觀態(tài)度，激發(fā)投資者的投資積極性。文本信息能夠彌補財務信息的不足，提供更多補充信息(Hanley 和Hoberg，2010)，公司也愈發(fā)重視創(chuàng)新文本信息披露，但由于國內(nèi)較寬松的監(jiān)管環(huán)境，可能存在公司為了謀取私利通過文本信息夸大實際創(chuàng)新能力的情況。

分析師作為資本市場的信息中介，重要性不言而喻。根據(jù)中國證券業(yè)協(xié)會發(fā)布的數(shù)據(jù)，證券分析師從業(yè)人數(shù)逐年遞增，2019 年同比增長超過9%。分析師對公司創(chuàng)新文本信息的影響可能存在兩種情況:第一，分析師使公司真正提升對創(chuàng)新活動的積極態(tài)度。分析師發(fā)揮資本市場信息中介的職能，降低信息不對稱程度，監(jiān)督創(chuàng)新活動，有助于提升公司創(chuàng)新能力，使公司對創(chuàng)新活動持有更為樂觀的態(tài)度。第二，分析師配合或?qū)е鹿居幸庥绊憚?chuàng)新文本信息披露語調(diào)的積極程度。一方面，分析師雖然可以通過實地調(diào)研等方式獲取信息，但為了獲得更多的私人信息、降低預測偏誤，有動機迎合公司信息披露需求。例如，當公司存在大股東股權(quán)質(zhì)押時，為了降低被平倉風險需要吸引投資者的關注以提高股價，此時公司存在與分析師合謀使用更多積極詞匯描述創(chuàng)新活動的動機。另一方面，分析師發(fā)布的研究報告或評級會為公司管理層帶來市場壓力，為分散市場壓力、調(diào)動投資者的積極性，公司有動機影響創(chuàng)新文本信息語調(diào)的積極程度。

為了探究分析師與公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)積極程度的關系，本文基于中國A 股上市公司2009—2019 年的數(shù)據(jù)實證檢驗后發(fā)現(xiàn)，分析師跟蹤人數(shù)越多，公司創(chuàng)新文本信息披露語調(diào)的積極程度越高；基于信息中介假說、市場壓力假說、合謀假說對影響原因進行探究后發(fā)現(xiàn)，這種正相關關系是公司面臨市場壓力的增大所致。本文可能的貢獻在于:第一，豐富了分析師與公司創(chuàng)新活動相關的文獻研究。He 和Tian (2013) 運用美國數(shù)據(jù)研究認為，分析師跟蹤人數(shù)越多，公司管理層面臨的市場壓力越大，導致其更重視公司的短期業(yè)績，抑制了公司的創(chuàng)新活動。但有學者運用中國數(shù)據(jù)研究后得出相反結(jié)論，分析師對公司的創(chuàng)新活動起到促進作用(余明桂等，2017；徐欣和唐清泉，2010)。本文則從創(chuàng)新文本信息角度運用中國數(shù)據(jù)進行研究，認為分析師確實會導致公司面臨的市場壓力增大，為分散市場壓力公司會使用更多的積極詞匯描述創(chuàng)新活動。第二，拓展了創(chuàng)新信息披露的研究?，F(xiàn)有關于創(chuàng)新信息披露的研究多集中于創(chuàng)新財務信息方面(余明桂等，2017；溫軍和馮根福，2012)，而本文聚焦于創(chuàng)新文本信息的研究。第三，為投資者的投資決策提供參考。當公司被分析師高度關注時，投資者對公司創(chuàng)新文本信息傳遞的積極性要謹慎斟酌。

二、文獻綜述及研究假設

(一) 創(chuàng)新信息

創(chuàng)新活動已成為公司重要的核心競爭力之一。公司的創(chuàng)新信息已逐漸超過盈利、股利分配等其他日常經(jīng)營信息，成為投資者投資決策的重要依據(jù)。創(chuàng)新信息包括創(chuàng)新財務信息與創(chuàng)新文本信息。創(chuàng)新財務信息主要指前端的創(chuàng)新投入數(shù)量、后端的創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量等。創(chuàng)新投入一般使用研發(fā)投入衡量，即研發(fā)支出在營業(yè)收入或資產(chǎn)規(guī)模中的占比(周銘山等，2017；虞義華等，2018)，當公司披露研發(fā)投入信息時，向市場傳遞了其技術(shù)優(yōu)勢(James 和Shaver，2016)。創(chuàng)新產(chǎn)出則多采用專利數(shù)量衡量(He 和Tian，2013；Tian和Wang，2011；虞義華等，2018)，當公司披露專利數(shù)據(jù)時，向市場傳遞了其已經(jīng)取得創(chuàng)新成功的信號(Hong 和Chung，2012)，展示了公司價值，并且可以穩(wěn)定公司經(jīng)營業(yè)績(Pandit 等，2011)。創(chuàng)新文本信息主要指與創(chuàng)新活動相關的文字表述，包括創(chuàng)新活動戰(zhàn)略描述、進行階段陳述及未來規(guī)劃等，體現(xiàn)了公司對創(chuàng)新活動的態(tài)度。

當前，我國對創(chuàng)新財務數(shù)據(jù)的披露有著嚴格的監(jiān)管政策，而關于創(chuàng)新文本信息，僅中國證券監(jiān)督管理委員會(以下簡稱“證監(jiān)會”) 在《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式準則第2 號——年度報告的內(nèi)容與格式》 中要求上市公司在年報“經(jīng)營情況討論與分析” 章節(jié)披露研發(fā)目標、研發(fā)活動的進展情況等。監(jiān)管政策不夠嚴格導致了我國創(chuàng)新文本信息披露水平參差不齊。已有研究表明，公司創(chuàng)新文本信息披露能得到投資者的認同(韓鵬和岳園園，2016)，提升公司價值，因此當公司面臨外部壓力時，樂于使用更多的積極詞匯對創(chuàng)新活動進行描述與披露。

(二) 分析師與創(chuàng)新文本信息

分析師作為金融市場的信息中介，可以減輕公司內(nèi)外部信息不對稱程度，監(jiān)督公司創(chuàng)新活動，提升公司創(chuàng)新能力，增加公司對創(chuàng)新活動的樂觀態(tài)度。具體而言，創(chuàng)新活動的周期長、不確定性高，信息不對稱問題是影響公司創(chuàng)新的重要因素，加之創(chuàng)新活動的專業(yè)程度高，普通投資者在理解這些專業(yè)信息時存在一定的困難。此種情況下，一方面，分析師長期跟蹤特定行業(yè)和公司，通過走訪調(diào)研等渠道獲取信息，解讀后傳遞給投資者，使投資者可以較容易地理解創(chuàng)新活動的內(nèi)在價值，提升定價效率。創(chuàng)新活動被合理定價不僅可以激勵公司繼續(xù)提升創(chuàng)新能力，還可以提升公司對創(chuàng)新活動的樂觀態(tài)度。另一方面，分析師減輕了公司內(nèi)外部的信息不對稱程度，使得投資者能更好地監(jiān)督公司創(chuàng)新活動，從而提升公司創(chuàng)新能力，增強公司對創(chuàng)新活動的樂觀信念。已有研究表明，不同于美國發(fā)達資本市場中分析師對創(chuàng)新活動的抑制作用(He 和Tian，2013)，在中國分析師可以緩解創(chuàng)新活動中的信息不對稱程度，發(fā)揮監(jiān)督功能，提升公司的創(chuàng)新能力(徐欣和唐清泉，2010)，并且分析師的聲譽越高，這一促進效用越明顯(余明桂等，2017)。綜上所述，分析師若有效發(fā)揮信息中介職能，有助于提升公司的創(chuàng)新能力，公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)的積極程度也會隨之提高(即“信息中介假說”)。

分析師的研究報告會給公司帶來較大的市場壓力。公司為減輕壓力，一方面可能會削減創(chuàng)新投入，另一方面會基于投資者對創(chuàng)新信息的關注，使用更多樂觀詞匯來描述創(chuàng)新活動。具體而言，分析師通常會預測跟蹤公司的未來業(yè)績，公司若達到分析師的盈余預測則會獲得較高回報(Bartov 等，2002)。當公司短期業(yè)績表現(xiàn)不佳時，分析師會向下調(diào)整業(yè)績預期，調(diào)低評級，激發(fā)投資者負面情緒(Hong 等，2000)，導致公司在分析師的預測目標下面臨市場壓力。已有研究表明，公司在市場壓力下，一方面可能減少創(chuàng)新活動(He 和Tian，2013)，另一方面，基于投資者對創(chuàng)新活動的重視，公司會通過創(chuàng)新文本信息來調(diào)整投資者情緒(Merkley，2014)，使用更多的積極詞匯來描述和披露創(chuàng)新活動，激發(fā)樂觀投資情緒，增強投資信心。我國關于創(chuàng)新文本信息的監(jiān)管政策較為寬松，為公司有意對其產(chǎn)生影響提供了便利條件。綜上所述，分析師跟蹤人數(shù)越多，公司面臨的市場壓力越大，為了減輕市場壓力，公司有動機使用更多積極詞匯描述創(chuàng)新活動(即“市場壓力假說”)。

當分析師為獲取私有信息與公司合謀時，不論公司創(chuàng)新能力如何，均有動機配合公司的創(chuàng)新文本信息披露策略。具體而言，由于我國公共信息的總體質(zhì)量有待提升，分析師能否發(fā)揮好信息中介的功能，很大程度上取決于私有信息的獲取，因此分析師更為重視私有信息(郭杰和洪潔瑛，2009)。另外，迎合公司信息披露需求，有助于分析師和公司保持友好關系，從而獲得更多私有信息，降低預測偏誤。在一些特殊情況下，公司需要借助更為積極的創(chuàng)新文本信息來激發(fā)投資者的樂觀情緒，但這也離不開分析師的配合。當公司大股東進行股權(quán)質(zhì)押時，為了降低股價下跌帶來的被平倉風險，公司存在有意影響創(chuàng)新文本信息語調(diào)的動機。已有研究表明，公司披露的創(chuàng)新信息能夠得到投資者的認同會引起正向的市場反應(韓鵬和岳園園，2016)。因此，為了激發(fā)投資者的投資積極性，即使創(chuàng)新能力沒有提升，公司也會傾向于使用更多積極詞匯披露創(chuàng)新文本信息；分析師作為信息中介具有外部監(jiān)督職能，公司希望與分析師合謀，使自身有意影響創(chuàng)新文本信息語調(diào)的行為不被投資者發(fā)現(xiàn)；為保持與公司的友好關系以謀取私有信息，分析師會迎合公司的信息披露需求。因此，分析師和公司會合謀影響創(chuàng)新文本信息語調(diào)的積極程度(即“合謀假說”)。

無論是“信息中介假說”，還是“市場壓力假說”，抑或是“合謀假說”，均會使得分析師跟蹤人數(shù)越多，創(chuàng)新文本信息語調(diào)越積極。據(jù)此，本文提出如下假說。

假說1:分析師跟蹤人數(shù)越多，公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)積極程度越高。

三、研究設計

(一) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2009—2019 年間中國所有A 股市場上市公司作為初始樣本，并剔除金融行業(yè)樣本、被ST 等特別處理的樣本、年報不能被Python 識別的樣本，以及財務數(shù)據(jù)不完整或異常的樣本。研究所需要的數(shù)據(jù)來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫和CNRDS 數(shù)據(jù)庫，所需的公司年報來自巨潮資訊網(wǎng)。為盡量降低樣本中極端異常值的影響，本文對各連續(xù)變量進行上下1%的縮尾處理。

(二) 變量定義

(1) 公司創(chuàng)新文本信息樂觀程度。創(chuàng)新文本信息語調(diào)的積極程度是公司對創(chuàng)新活動情感傾向的表達。借鑒在財經(jīng)類文本情感分析中常用的詞匯工具，本文選擇兩種詞匯列表來度量情感傾向。一是Loughran 和McDonald (2011) 提供的英文詞匯列表。Loughran和McDonald (2011) 建立了與財經(jīng)領域文本分析相適應的詞匯列表，本文以該英文詞匯列表為基礎，結(jié)合CNRDS 數(shù)據(jù)庫提供的中文版本單詞列表進行手工整理。二是中國臺灣大學的情感詞典。該詞典較好考慮了中文的使用習慣，是較為常用的統(tǒng)計中文情感詞匯的列表。

本文首先運用Python 提取年報中公司披露的創(chuàng)新活動相關描述，并采用Python 中Jieba 分詞模塊對文本內(nèi)容進行分詞處理；隨后分別參照使用的兩種詞匯列表進行詞頻統(tǒng)計；最后，參考相關文獻中對文本信息情感傾向的計算公式(林樂和謝德仁，2016)，計算公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)的積極程度()。計算公式如下:

其中，按照Loughran 和McDonald (2011) 提供的詞匯列表統(tǒng)計后計算得出的記為。按照中國臺灣大學情感詞典統(tǒng)計后計算得出的記為。

(2) 分析師跟蹤人數(shù)。用在一年內(nèi)對公司進行過跟蹤與分析的分析師人數(shù)的對數(shù)值衡量，記為。

(3) 創(chuàng)新財務數(shù)據(jù)。一方面，借鑒已有文獻(虞義華等，2018)，本文采用公司研發(fā)支出占營業(yè)收入比衡量公司研發(fā)投入情況，記為。另一方面，現(xiàn)有文獻基本采用專利數(shù)量來刻畫企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出(He 和Tian，2013；虞義華等，2018)。我國專利分為發(fā)明專利、實用新型和外觀設計，其中發(fā)明專利更具創(chuàng)新性，投資者更為認可，因此本文采用公司發(fā)明專利申請量的對數(shù)值衡量創(chuàng)新產(chǎn)出，記為。

(4) 信息透明度。一方面，本文以上海證券交易所及深圳證券交易所對上市公司在各個年度信息披露的表現(xiàn)所給出的工作評價為依據(jù)衡量信息透明度的高低，記為，公司若被評價為優(yōu)秀或者等級為A，該值取1，否則取0。另一方面，本文以年報審計事務所是否為四大會計師事務所來衡量信息透明度的高低，記為4，若年報審計事務所為四大會計師事務所該值取1，否則該值取0。

(5) 股權(quán)質(zhì)押與分析師預測偏誤。本文使用公司股東是否進行了股權(quán)質(zhì)押衡量公司股權(quán)質(zhì)押情況，記為，若進行過股權(quán)質(zhì)押，該值取1，否則該值取0。本文使用分析師預測值與真實值之間的偏差程度度量分析師預測偏誤，計算方式如下:所有分析師對上市公司EPS 的預測值與真實值之差的絕對值取平均后，除以上一年年末的收盤價，記為。

(6) 控制變量。參考分析師、公司創(chuàng)新或公司治理的相關研究(余明桂等，2017；周銘山等，2017；郭斌等，2021)，本文控制了公司基本財務狀況的相關變量，包括:公司規(guī)模，將公司資產(chǎn)取對數(shù)衡量，記為；盈利能力，用公司的資產(chǎn)收益率表示，記為；公司資產(chǎn)負債率，記為；企業(yè)發(fā)展能力，用公司價值表示，記為。本文同樣控制了公司治理狀況變量，包括:第一大股東持股占比，記為；董事會獨立性，用獨立董事所占比例衡量，記為；是否存在兩職兼任情況，記為；機構(gòu)持股占比，記為。由于市場情緒會顯著影響公司面臨的市場壓力，因此本文控制了市場情緒因素，包括:股票月均換手率，記為；現(xiàn)金紅利再投資的年個股回報率，記為；現(xiàn)金紅利再投資的綜合年市場回報率，記為_。

四、實證結(jié)果分析

(一) 描述性統(tǒng)計分析

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，的均值為0.481，的均值為0.540。由此可見，當公司對外披露創(chuàng)新文本信息時，通常傾向于使用樂觀詞匯，向投資者傳遞積極的情緒。

(二) 分析師跟蹤人數(shù)與創(chuàng)新文本信息樂觀程度

表1 列示了分析師跟蹤人數(shù)對公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)積極程度影響的實證檢驗結(jié)果。公司決定投入研發(fā)資金意味著公司對創(chuàng)新活動持有樂觀態(tài)度，這會影響創(chuàng)新文本信息語調(diào)的積極性，因此第(2)、(5) 列加入公司研發(fā)投入作為控制變量。表1 實證結(jié)果顯示，分析師跟蹤人數(shù)與公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)的積極程度均在1%水平上顯著為正，表明分析師跟蹤人數(shù)越多，公司創(chuàng)新文本信息披露語調(diào)越積極，假設1 得證?；蚴怯捎谛畔⒅薪榧僬f，或是由于市場壓力假說，或是由于合謀假說，使得分析師跟蹤人數(shù)越多，創(chuàng)新文本信息語調(diào)越積極。后文將對這三種假說進行探究。

表1 分析師與創(chuàng)新文本信息語調(diào)

(續(xù)表)

(三) 原因探究

1.信息中介假說

當公司信息透明度較高時，公司內(nèi)外部關于創(chuàng)新活動的信息不對稱程度較低，投資者更有可能了解公司創(chuàng)新活動，分析師作為信息中介，緩解信息不對稱的功能減弱。而在信息透明度較低的公司中，由于信息不對稱程度較高，此時較利于分析師發(fā)揮信息中介的職能。因此，相較于信息透明度高的公司，在信息透明度低的公司中，更需要并更利于分析師將創(chuàng)新信息傳遞給投資者，使投資者更容易理解創(chuàng)新活動的內(nèi)在價值，為創(chuàng)新活動合理定價，而在激勵公司提升創(chuàng)新能力的同時，使公司對創(chuàng)新活動持有更為樂觀的態(tài)度。

在信息中介假說的實證檢驗結(jié)果中，我們最為關注的是交乘項(×和×4) 系數(shù)是否顯著，若交乘項系數(shù)顯著，則表明信息透明度對分析師跟蹤人數(shù)與創(chuàng)新文本信息語調(diào)積極程度之間的正相關關系產(chǎn)生影響。然而，由實證結(jié)果可知，交乘項(×和×4) 的系數(shù)均不顯著，說明不論公司信息透明度如何，其對分析師跟蹤人數(shù)與創(chuàng)新文本信息語調(diào)積極程度之間的關系均無影響。由此可見即使公司信息透明度較低、有利于分析師發(fā)揮信息中介職能，分析師也沒有發(fā)揮充分的信息中介職能，因此信息中介假說不成立。

2.市場壓力假說

已有研究表明，當公司對外公布增加創(chuàng)新投入后，其價值會隨之上漲(羅婷等，2009)；同樣，企業(yè)專利產(chǎn)出也會傳遞公司價值信息，穩(wěn)定企業(yè)經(jīng)營業(yè)績(Pandit 等，2011)。由此可見，公司披露研發(fā)投入或?qū)＠a(chǎn)出信息會向市場傳遞技術(shù)優(yōu)勢和已經(jīng)取得創(chuàng)新成功的信號(James 和Shaver，2016；Hong 和Chung，2012)，可以減輕公司所面臨的市場壓力，包括分析師帶來的市場壓力。當研發(fā)投入或?qū)＠a(chǎn)出增加、公司所面臨的市場壓力減少時，如果分析師與創(chuàng)新文本信息披露語調(diào)積極程度之間的正相關關系減弱，則表明市場壓力假說成立。

由實證結(jié)果可知，分析師跟蹤人數(shù)與公司研發(fā)投入交乘項(×) 的系數(shù)在1%水平上顯著為負，與公司創(chuàng)新產(chǎn)出交乘項(×) 的系數(shù)也基本顯著為負。分析師跟蹤人數(shù)與公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)的樂觀程度顯著正相關，因此研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出均對二者的關系起負向調(diào)節(jié)作用，即隨著公司研發(fā)投入與創(chuàng)新產(chǎn)出的增加，市場壓力減小，分析師跟蹤人數(shù)與公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)樂觀程度的正相關關系減弱。由此可見市場壓力假說成立。

3.合謀假說

本文分別基于公司與分析師兩個角度，對合謀假說進行實證檢驗?；诠窘嵌?，當公司進行股權(quán)質(zhì)押從而有動機與分析師發(fā)生合謀時，如果分析師跟蹤人數(shù)與創(chuàng)新文本信息披露語調(diào)積極程度的正相關關系加重，則表明合謀假說成立；基于分析師角度，隨著創(chuàng)新文本信息披露語調(diào)的積極程度提升，如果分析師的預測誤差減小，則在一定程度上說明分析師為謀取私有信息與公司合謀后，達到了降低預測偏誤的目的，同樣表明合謀假說成立。

由實證檢驗結(jié)果的上半部分可知，分析師跟蹤人數(shù)與股權(quán)質(zhì)押交乘項(×) 的系數(shù)不顯著，說明當公司有動機與分析師發(fā)生合謀時，并沒有增加分析師跟蹤人數(shù)與創(chuàng)新文本信息披露語調(diào)積極程度之間的正相關關系，合謀假說不成立。由實證檢驗結(jié)果的下半部分可知，分析師跟蹤人數(shù)與創(chuàng)新文本信息語調(diào)積極程度交乘項(×) 的系數(shù)不顯著，說明隨著創(chuàng)新文本信息語調(diào)積極程度的提升，分析師預測偏誤并沒有減小。這表明分析師沒有達到獲取私有信息以降低預測偏誤的目的，與公司合謀的動機不成立，再次證明合謀假說不成立。

綜上所述，分析師跟蹤人數(shù)越多，創(chuàng)新文本信息語調(diào)積極程度越高，是由于分析師跟蹤人數(shù)增加導致公司面臨的市場壓力增大所致。

五、傳導機制探究

由前文的實證結(jié)果可知，分析師跟蹤人數(shù)越多，公司對創(chuàng)新活動的態(tài)度越樂觀，這是分析師對公司造成了市場壓力所致，那么分析師到底是如何對公司施加了市場壓力?公司的創(chuàng)新活動離不開資金的支持，本部分擬從外源融資和現(xiàn)金流兩個角度對該問題進行進一步探究。

參考溫忠麟等(2004) 提出的中介效應檢驗程序，本文設置如下中介效應檢驗模型:

其中，為中介變量，本文分別采用外源融資規(guī)模和現(xiàn)金流作為中介變量。我們以公司籌資活動現(xiàn)金流凈額在總資產(chǎn)中的占比衡量公司的外源融資規(guī)模，記為，經(jīng)過公司所處行業(yè)年度均值平減后的剔除了行業(yè)因素的影響，記為；公司現(xiàn)金流記為，經(jīng)過公司所處行業(yè)年度均值平減后的剔除了行業(yè)因素的影響，記為。的計算方式如下:

溫忠麟等(2004) 在模型(1) 中顯著的基礎上，考慮中介效應的顯著性。本文參考其做法，對該步驟進行了實證檢驗(見表1)，顯著為正；在模型(2) 和模型(3) 中，如果和回歸系數(shù)顯著，則表明中介效應顯著。上述模型的控制變量與前文相同。

(一) 外源融資

以外源融資規(guī)模作為中介變量的實證結(jié)果中，前兩列為模型(2) 的實證檢驗結(jié)果，后四列為模型(3) 的實證檢驗結(jié)果。和回歸系數(shù)均顯著為正，且Sobel 檢驗的值小于0.001，表明中介效應成立。分析師跟蹤人數(shù)越多，公司外源融資規(guī)模越大，公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)的積極程度越高。不論外源融資規(guī)模是否剔除了行業(yè)因素的影響，該中介效應均存在?；貧w系數(shù)顯著，表明外源融資規(guī)模發(fā)揮了部分中介作用。盡管分析師發(fā)揮的信息中介作用可能有限，但是缺乏信息優(yōu)勢的股東尤其是小股東和債權(quán)人難以辨別公司真實價值(蔣琰，2009)，在投資時可能仍然會參考分析師的預測。這也是Zhou 等(2017) 發(fā)現(xiàn)分析師是通過引起市場過度反應，而非促進信息傳遞導致股價同步性下降的原因所在。由此，當分析師跟蹤人數(shù)增多時，股東對目標公司的關注程度上升，有利于公司利用股權(quán)融資等進行外源融資。潘越等(2011) 發(fā)現(xiàn)IPO 公司會利用分析師進行托市，這一證據(jù)說明即便欠缺信息中介作用，分析師也能在股權(quán)融資中幫助公司。

綜上所述，本文認為分析師跟蹤人數(shù)越多，公司利用的外源融資也會越多。而當公司外源融資規(guī)模提升后，一旦有“壞消息” 傳出，公司將很難繼續(xù)獲得資金支持。因此，隨著分析師跟蹤人數(shù)增加、外源融資規(guī)模提升，公司面臨的市場壓力也會增大。

(二) 現(xiàn)金流

在以公司現(xiàn)金流作為中介變量的實證結(jié)果中，前兩列為模型(2) 的實證檢驗結(jié)果，后四列為模型(3) 的實證檢驗結(jié)果。和回歸系數(shù)均顯著為負，且Sobel 檢驗的值小于0.001，表明中介效應顯著，即隨著分析師跟蹤人數(shù)的增加，公司現(xiàn)金流充足程度降低，公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)的積極程度提升。不論公司現(xiàn)金流是否剔除了行業(yè)因素的影響，該中介效應均存在?；貧w系數(shù)顯著，表明公司現(xiàn)金流發(fā)揮了部分中介作用。

公司可能存在對現(xiàn)金流操控的現(xiàn)象，目的是使現(xiàn)金流表現(xiàn)為正，或者超過上期水平，以吸引更多的投資(郭慧婷等，2014)。分析師跟蹤人數(shù)直接增加了管理層實施機會主義行為的成本(Hong 等，2014)，并且分析師會詳細分析公司的財務狀況以預測現(xiàn)金流，無形中增加了公司被監(jiān)督的壓力，使其向上操控現(xiàn)金流。現(xiàn)金流與公司估值、股東現(xiàn)金股利收益聯(lián)系緊密，股東對現(xiàn)金流狀況的重視程度很高，隨著分析師跟蹤人數(shù)的增加以及現(xiàn)金流的減少，公司面臨的市場壓力會增加。綜上所述為了向市場傳遞積極信號、減輕市場壓力，公司會提升創(chuàng)新文本信息披露語調(diào)的積極程度。

(三) 進一步探究:媒體情緒的調(diào)節(jié)作用

新聞媒體作為資本市場的信息中介，媒體的正面報道會提高公司所獲得的回報(Solomon，2012)，媒體負面報道會增加公司價值下行壓力(Tetlock，2007)。那么，媒體情緒與分析師對公司創(chuàng)新文本信息樂觀程度的影響如何?

以公司樂觀新聞報道數(shù)量的對數(shù)值() 作為調(diào)節(jié)變量和以公司負面新聞報道數(shù)量的對數(shù)值() 作為調(diào)節(jié)變量的結(jié)果表明，當以樂觀新聞報道數(shù)量對數(shù)值作為調(diào)節(jié)變量時，交乘項(×) 的系數(shù)在1%水平上顯著為負；當以負面新聞報道數(shù)量對數(shù)值作為調(diào)節(jié)變量時，交乘項(×) 的系數(shù)均在1%水平上顯著為正。由于分析師跟蹤人數(shù)對公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)的積極程度有著正向影響，當公司正面新聞報道數(shù)量增加時，分析師跟蹤人數(shù)對公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)積極程度的影響減弱；當公司負面新聞報道數(shù)量增加時，分析師對公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)積極程度的影響增強。由此可見，當公司樂觀新聞報道數(shù)量增加時，投資者的投資情緒更為樂觀，分析師給公司帶來的市場壓力得以緩解，其對公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)積極程度的影響減弱；當公司負面新聞報道數(shù)量增加時，投資者的投資情緒更為消極，此時若分析師跟蹤人數(shù)增多，公司面臨雙重的市場壓力會加重分析師對公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)積極程度的影響。

六、內(nèi)生性問題及穩(wěn)健性檢驗

(一) 內(nèi)生性問題

本文在主體回歸中采用了固定效應回歸，在一定程度上緩解了時間不變變量的影響，但考慮到仍可能存在樣本選擇偏誤及反向因果等內(nèi)生性問題，因此嘗試采用工具變量與雙重差分法進一步檢驗。

本文采用兩種工具變量嘗試解決內(nèi)生性問題。第一種，借鑒相關文獻(李春濤等，2016)，本文選取是否入選滬深300 成分股作為工具變量，記為300。如果上市公司在每年年底入選滬深300 成分股，則該值取1，否則取0。公司能否入選滬深300 成分股，主要依據(jù)公司在行業(yè)中的地位等因素，和公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)積極程度沒有直接關系，但如果入選滬深300 成分股，會吸引更多的分析師。第二種，采用行業(yè)年度分析師跟蹤人數(shù)均值作為公司分析師跟蹤人數(shù)的工具變量，記為。公司分析師跟蹤人數(shù)可能受到行業(yè)整體分析師跟蹤情況的影響，當整個行業(yè)分析師跟蹤人數(shù)較多時，公司分析師跟蹤人數(shù)也會隨之增加。在第一階段回歸中，兩種工具變量與公司分析師跟蹤人數(shù)的系數(shù)分別在1%水平上顯著正相關，即使控制了研發(fā)投入因素結(jié)果依然穩(wěn)健，并且通過了弱工具變量檢驗。由實證結(jié)果可知，在控制了內(nèi)生性因素之后，分析師跟蹤人數(shù)依然與公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)的積極程度呈現(xiàn)正相關關系，說明本文的基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

另外，高鐵開通有效縮短了時空距離(龍玉等，2017)，便于分析師跟蹤上市公司。隨著高鐵的開通，上市公司的分析師跟蹤人數(shù)增加，因此本文以高鐵開通作為分析師跟蹤人數(shù)的外生沖擊，使用雙重差分模型重新估計。由實證結(jié)果可知，隨著高鐵的開通，分析師跟蹤人數(shù)增加，公司所面臨的市場壓力增大，創(chuàng)新文本信息語調(diào)的樂觀程度隨之提升。由此可見，在控制了內(nèi)生性因素之后，本文的回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。

(二) 穩(wěn)健性檢驗

本文從創(chuàng)新文本信息語調(diào)積極性的市場反應、替換解釋變量與被解釋變量三個角度進行穩(wěn)健性檢驗。

由前文分析可知，隨著分析師跟蹤人數(shù)的增加，公司會通過影響創(chuàng)新文本信息語調(diào)積極程度來緩解分析師造成的市場壓力，但前提條件是市場對創(chuàng)新文本信息語調(diào)的積極程度有正向的反應。為保證本文結(jié)果穩(wěn)健，我們從市場短期反應和長期反應兩部分進行探究。從實證結(jié)果可知，創(chuàng)新文本信息語調(diào)積極程度越高，短期市場反應和長期市場反應均會越強。由此可見，市場對創(chuàng)新文本信息語調(diào)的積極程度有著正向的反應，為公司通過創(chuàng)新文本信息緩解市場壓力奠定了基礎。

本文采用三種方式替換解釋變量，以保證回歸結(jié)果穩(wěn)健。首先，相較于非明星分析師，明星分析師在信息獲取與處理能力、對市場的影響力、為了維系“明星分析師” 頭銜與公司合謀等方面，均作用或動機更強，因此本文以是否有明星分析師跟蹤作為解釋變量，進行實證檢驗。結(jié)果表明，有明星分析師跟蹤時，公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)的積極程度更高，本文主要回歸結(jié)果保持穩(wěn)健。其次，本文在主回歸中，采用當期分析師跟蹤人數(shù)的對數(shù)值作為解釋變量，而分析師對公司創(chuàng)新信息的影響可能存在滯后效應，因此我們選擇-1 期的分析師跟蹤人數(shù)作為解釋變量，重新估計后，本文主要結(jié)論依然穩(wěn)健。最后，本文以分析師發(fā)布的分析報告數(shù)量的對數(shù)值作為解釋變量。分析報告是分析師發(fā)布觀點主要渠道，分析報告數(shù)量越多，分析師發(fā)揮的作用可能越大。由實證結(jié)果可知，分析報告數(shù)量和公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)的積極程度依然呈現(xiàn)正相關關系，本文主要結(jié)論依然穩(wěn)健。

本文采用兩種方式替換被解釋變量，以保證本文結(jié)果的穩(wěn)健。第一，以經(jīng)過行業(yè)年度均值平減后的公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)積極程度作為被解釋變量，以消除行業(yè)因素的影響。由實證結(jié)果可知，即使消除了行業(yè)因素的影響，依然存在分析師跟蹤人數(shù)越多，創(chuàng)新文本信息語調(diào)越積極的現(xiàn)象，本文主要結(jié)果保持穩(wěn)健。第二，為了進一步驗證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文依據(jù)行業(yè)年度中位數(shù)對公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)的積極程度進行劃分，設置虛擬變量_01 或_01，大于中位數(shù)取1，否則取0。由實證結(jié)果可知，本文主要結(jié)論依然成立。

七、結(jié) 論

本文以2009—2019 年我國A 股上市公司為研究樣本，探討了分析師跟蹤人數(shù)與公司創(chuàng)新文本信息披露語調(diào)積極程度之間的關系。實證檢驗發(fā)現(xiàn)，分析師跟蹤人數(shù)越多，公司創(chuàng)新文本信息語調(diào)積極程度越高，基于信息中介假說、市場壓力假說、合謀假說進一步探究后發(fā)現(xiàn)，這種正相關關系是由市場壓力增大所致。并且，分析師通過公司外源融資規(guī)模與現(xiàn)金流對公司產(chǎn)生市場壓力，從而對創(chuàng)新文本信息披露產(chǎn)生影響。隨后，基于媒體報道情緒角度的研究發(fā)現(xiàn)，當新聞媒體關于公司的正面報道增多時，會激發(fā)投資者樂觀的投資情緒，可以減輕市場壓力，減弱分析師對創(chuàng)新文本信息語調(diào)積極程度的影響；當負面報道增多時，會加重投資者的負面投資情緒，增加公司所面臨的市場壓力，導致分析師對創(chuàng)新文本信息披露語調(diào)積極程度的影響加重。

本文闡述了分析師對公司創(chuàng)新文本信息披露的影響，不僅具有理論意義，而且具有較強的現(xiàn)實意義。首先，本文可以為相關監(jiān)管機構(gòu)有針對性地設計關于公司創(chuàng)新文本信息披露語調(diào)的監(jiān)管政策、引導公司積極規(guī)范地披露創(chuàng)新文本信息、切實提升公司創(chuàng)新文本信息披露質(zhì)量提供有益借鑒。其次，政府應在完善我國資本市場制度過程中，注重引導與規(guī)范分析師行為，減輕公司所面臨的市場壓力。再次，上市公司應多考慮公司的長期價值，通過有效的信息披露，引導投資者進行長期價值投資，而非通過短期信息披露煽動投資者情緒。最后，投資者在投資決策過程中，應學會甄別公司所披露的創(chuàng)新文本信息的情感傾向，不盲目受公司樂觀情感的影響，提高自身對信息的處理能力。