史金艷,孫秀婷,劉芳芳

(大連理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)系,遼寧大連 116085)

一、 問題的提出

行為金融理論認(rèn)為,人并非是完全理性的,其決策會(huì)受各種認(rèn)知與行為偏差的影響。過度自信是有關(guān)個(gè)體判斷心理方面最經(jīng)得起考驗(yàn)的心理特征[1]。所謂過度自信,是指人們總是傾向于高估自己的判斷能力和成功機(jī)會(huì)[2]。在金融市場中,絕大多數(shù)的市場主體同樣表現(xiàn)出了不同程度的過度自信。近年來,過度自信被廣泛用來解釋資本市場上各種投資行為及投資現(xiàn)象。

Bolton,Scheinkman & Xiong[3]通過模型證明,在一個(gè)投機(jī)性的股票市場中,資產(chǎn)價(jià)格往往因過度自信投資者的存在而偏離其基本價(jià)值。過于強(qiáng)調(diào)短期業(yè)績的激勵(lì)合約使得管理者選擇那些能增加股票價(jià)格投機(jī)成分的項(xiàng)目,進(jìn)而可能損害公司的長期價(jià)值。相關(guān)的實(shí)證研究集中于研究股票價(jià)格偏離基本價(jià)值時(shí)對公司實(shí)際投資行為的影響。Morck, Shleifer & Vishny[4]的實(shí)證研究表明,當(dāng)股票價(jià)格被高估時(shí),會(huì)因融資成本降低及傳遞出的經(jīng)濟(jì)態(tài)勢良好的信息而造成過度投資。Stein[5]提出股權(quán)依賴型公司對股價(jià)和股票發(fā)行時(shí)機(jī)非常敏感。當(dāng)因投資需要而發(fā)行的股票處于低價(jià)時(shí),股權(quán)依賴型公司將會(huì)放棄投資;反之,當(dāng)股票處于高價(jià)時(shí),會(huì)引發(fā)股權(quán)依賴型公司投資過度。Polk & Sapienza[6]通過模型分析發(fā)現(xiàn)公司價(jià)值被高估的公司傾向于投資過度,并進(jìn)一步證明了公司投資和一些代表市場非有效性的變量存在很強(qiáng)的正相關(guān)性。Gilchrist[7]等也相繼提供了當(dāng)股票價(jià)值被高估時(shí),公司會(huì)利用低成本的資本來源而過度投資的證據(jù);郝穎和劉星[8]基于行為公司金融研究視角,對我國資本市場的非有效性通過股權(quán)融資渠道影響企業(yè)投資行為的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行了理論闡釋。

截止到2010年3月,我國上市公司數(shù)已達(dá)1775家,總市值達(dá)23.85萬億元,在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位愈發(fā)重要。我國上市公司外部融資和融通資金配置方面的顯著特征是:投資規(guī)模快速增長和融通資金使用效率低下,在嚴(yán)重影響企業(yè)自身生產(chǎn)經(jīng)營能力的同時(shí),對我國整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展也極為不利。另一方面,中國股市發(fā)展尚不成熟,多數(shù)投資者以短線炒作為主,投資者非理性行為表現(xiàn)得尤為突出。因此,有必要從行為金融角度,研究投資者過度自信對上市公司投資行為的影響。本文選取2006—2008年滬、深兩市上市公司相關(guān)數(shù)據(jù),在控制其他可能影響上市公司投資水平的因素后,以年換手率作為投資者過度自信的代理變量,實(shí)證檢驗(yàn)投資者過度自信對上市公司投資行為的影響,為宏觀經(jīng)濟(jì)政策制定者提高對上市公司的監(jiān)管效率提供理論和現(xiàn)實(shí)依據(jù)。

二、 理論分析與研究假設(shè)

心理學(xué)研究表明,過度自信會(huì)導(dǎo)致人們高估自己的知識和能力,夸大自己對事件的控制能力。大量的文獻(xiàn)表明,投資者過度自信會(huì)對股票價(jià)格產(chǎn)生影響。進(jìn)一步地說,投資者過度自信可以通過三種不同的渠道對企業(yè)投資決策產(chǎn)生影響:

一是虛假信號渠道。管理者從股票價(jià)格中獲得相關(guān)信息。即使股票市場具有極佳的預(yù)報(bào)功能,但經(jīng)理很難將股票價(jià)格中所包括的投資者過度自信從股票基本價(jià)值中剝離出來,因此,從股票價(jià)值中所獲得的信息可能具有偏差,對投資決策產(chǎn)生影響。

二是股權(quán)融資渠道。股票價(jià)格可以通過股票發(fā)行渠道影響公司投資。如果公司十分依賴股權(quán)融資,當(dāng)投資者過度自信時(shí),公司股票價(jià)格被嚴(yán)重高估,則企業(yè)的外部融資成本會(huì)過低,更易于籌集到股權(quán)資本,謀求股東價(jià)值最大化的經(jīng)理會(huì)選擇那些收益較差的投資項(xiàng)目,造成投資過度。

三是迎合渠道。由于認(rèn)知與行為偏差的存在,投資者信念更新并不服從貝葉斯過程。當(dāng)投資者對公司未來過度自信時(shí),即使公司經(jīng)理致力于公司價(jià)值最大化,倘若他們拒絕投資于投資者認(rèn)可的盈利項(xiàng)目,投資者仍會(huì)拋售公司股票,導(dǎo)致股票價(jià)格下降,經(jīng)理面臨被解雇的危險(xiǎn)。因此,經(jīng)理可能增加(減少)投資以主動(dòng)迎合投資者過度自信,而造成投資過度。

基于以上討論,本文提出假設(shè):投資者過度自信程度與上市公司投資水平存在正相關(guān)關(guān)系。

三、 研究設(shè)計(jì)

1. 樣本選擇

本文初始樣本為深、滬兩市發(fā)行A股的所有非金融上市公司,區(qū)間為2006—2008年,剔除了數(shù)據(jù)遺漏的公司,被ST、PT的公司以及同時(shí)發(fā)行B股、H股和N股的公司。在具體的計(jì)算中還排除了賬面杠桿大于1或小于0的公司。因?yàn)閺馁~面值來看,前者表示資不抵債,后者可能是數(shù)據(jù)異常。最后,樣本中包括1043家上市公司共21420個(gè)樣本觀察值,其中2006年、2007年和2008年分別有7084、7110和7226個(gè)觀察值。本文所采用的數(shù)據(jù)全部取自CSMAR和Resset數(shù)據(jù)庫查詢系統(tǒng),并綜合了企業(yè)年度報(bào)告與公開披露信息。

2. 回歸方程設(shè)定與指標(biāo)定義

本文在控制其他可能影響上市公司投資水平因素的條件下,檢驗(yàn)了投資者過度自信對上市公司投資水平是否具有顯著的影響,回歸方程如下:

其中,Invit為上市公司的投資水平,Conit為投資者過度自信程度,Qi,t-1為公司將來的投資機(jī)會(huì),CFit為公司凈財(cái)富水平,Ki,t-1為期初固定資產(chǎn)凈值,Ai,t-1為企業(yè)規(guī)模,GCit為公司治理的代理變量,β0為常數(shù)項(xiàng),β1為解釋變量Conit的系數(shù),β2、β3、β4、β5和β6分別為各控制變量的回歸系數(shù),εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng),i代表樣本公司,t代表年份。

Invit為被解釋變量,定義為投資支出與固定資產(chǎn)凈值的比值,其中投資支出用固定資產(chǎn)、在建工程以及工程物資的增加值表示。解釋變量是投資者過度自信程度(Conit)。如何衡量投資者過度自信是相關(guān)實(shí)證研究的難點(diǎn)。Odean[2]的實(shí)證研究表明,證券市場中確實(shí)存在過度自信投資者,他們非理性地頻繁交易,導(dǎo)致證券的高換手率的出現(xiàn)。因此,本文采用股票換手率衡量投資者過度自信程度。在具體計(jì)算中,用上市公司年交易量與其年初流通股股數(shù)的比值表示。換手率數(shù)值較高,則表明投資者出于投機(jī)目的的市場交易較為頻繁,于是對公司前景過于樂觀的預(yù)期,使其傾向于采取過度自信的投資決策,并最終會(huì)造成市場泡沫增加;而換手率數(shù)值較低則說明此時(shí)的投資者相對更為理性,不會(huì)盲目地追漲殺跌。此外,投資者的過度自信會(huì)導(dǎo)致股票的錯(cuò)誤定價(jià),而托賓Q為公司的市場價(jià)值與公司固定資產(chǎn)重置價(jià)值之比,因此,該比值不僅包含了未來的投資機(jī)會(huì),也包含了投資者情緒帶來的股票定價(jià)錯(cuò)誤。本文進(jìn)一步地以上市公司年度托賓Q回歸的殘差衡量股票錯(cuò)誤定價(jià),從非均衡定價(jià)的角度直接衡量投資者過度自信程度。首先,將托賓Q分年度與描述公司基本面的變量組(凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負(fù)債率等)回歸,而后以擬合值作為基準(zhǔn)Q,并將回歸的殘差作為投資者過度自信的代理變量,對前文的研究假設(shè)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

四、 實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果

1. 描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文對各主要變量進(jìn)行了比較分析,描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

首先,上市公司的投資水平的平均值為1.875,表明各公司投資更新速度較快,標(biāo)準(zhǔn)差為7.752,則說明各個(gè)公司用期初固定資產(chǎn)凈值標(biāo)準(zhǔn)化后的投資差異仍然較大,因此即使消除了公司之間的固定資產(chǎn)規(guī)模的差別,不同上市公司之間投資規(guī)模仍然有著較大的差別。企業(yè)的托賓Q均值為2.307,說明企業(yè)的市場估價(jià)是賬面價(jià)值的二倍多,可以認(rèn)為投資者對樣本公司的投資意愿普遍較強(qiáng),同時(shí)也表明我國的上市公司擁有較好的投資機(jī)會(huì),但其標(biāo)準(zhǔn)差為1.883,則說明各企業(yè)的估價(jià)尚存在較大差別。另外,上市公司的年均換手率的平均值為6.865,遠(yuǎn)高于發(fā)達(dá)國家的一般水平,表明我國投資者多數(shù)仍以短期投機(jī)策略為主,且都對上市公司未來前景甚為樂觀,在造成各公司股價(jià)處于高度活躍狀態(tài)的同時(shí),也增加了投資者自身的持股風(fēng)險(xiǎn)。

2. 實(shí)證檢驗(yàn)

應(yīng)用Eviews 6.0軟件對上述模型進(jìn)行混和截面數(shù)據(jù)(pooling data)估計(jì),得到的回歸結(jié)果如表2所示,其中為減少異方差的影響進(jìn)行了橫截面加權(quán)(Cross section weights)處理,模型的總體擬合優(yōu)度為0.540,與同類研究相比該值較為理想,說明模型能夠較好地解釋投資者過度自信與上市公司投資行為間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

表2 混合估計(jì)結(jié)果

注: ① ***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平;②括號內(nèi)的數(shù)值為t統(tǒng)計(jì)量值;③模擬的總體擬合優(yōu)度為0.540。

在表2中,代表投資者過度自信程度的換手率(Conit)的估計(jì)系數(shù)在1%的水平顯著為正,從而驗(yàn)證了本文的研究假設(shè),即投資者過度自信與上市公司投資水平間存在正相關(guān)關(guān)系。我國股票市場制度尚不健全,個(gè)人投資者占市場交易者比例較大,他們往往由于缺乏獲取信息和處理信息的能力,而表現(xiàn)出對自己判斷的過度自信,盲目地追漲殺跌,所以與其他成熟市場相比我國股市中的投資者具有更強(qiáng)的非理性特征。加之我國上市公司中,國有股“一股獨(dú)控”的普遍現(xiàn)狀和根深蒂固的追求規(guī)模經(jīng)濟(jì)的經(jīng)營管理思路,最終使得企業(yè)投資行為容易被過度自信的噪聲交易者所誤導(dǎo),形成不良投資。因此如何正確引導(dǎo)投資者健康持股和上市公司理性投資應(yīng)成為未來關(guān)注的重點(diǎn)。

代表投資機(jī)會(huì)的Q值與上市公司投資水平顯著正相關(guān),即托賓Q值越高,企業(yè)越傾向于追加投資,這符合新古典投資理論,說明Q值在一定程度上可以預(yù)示上市公司的投資機(jī)會(huì),股票市場的前瞻性影響在我國得到了一定程度的體現(xiàn)。表征公司凈財(cái)富水平的本期經(jīng)營現(xiàn)金凈流量(CFit/Ki,t-1)的系數(shù)顯著為正,說明當(dāng)期的凈財(cái)富水平越高,上市公司的投資支出也就越大,二者間具有正相關(guān)性,這一點(diǎn)與國內(nèi)目前已有的關(guān)于公司投資的融資約束研究文獻(xiàn)結(jié)論相一致,即企業(yè)擁有現(xiàn)金流尤其是自由現(xiàn)金流時(shí)更傾向于追加投資。企業(yè)規(guī)模(Ai,t-1)的估計(jì)系數(shù)雖然為正,但是并不顯著。上市公司治理變量(GCit)與公司投資呈明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系,說明獨(dú)立董事制度確實(shí)能夠緩解代理問題,并一定程度上可以抑制上市公司的不理性投資行為。上市公司的自由現(xiàn)金流與托賓Q值的交乘項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù),表明樣本公司中過度投資問題比投資不足問題更嚴(yán)重,由此導(dǎo)致大量的資本沉淀在生產(chǎn)能力過剩的領(lǐng)域,所以研究我國上市公司過度投資行為產(chǎn)生的原因,并提出相應(yīng)對策以促使上市公司采取最優(yōu)投資決策,已成為當(dāng)前面臨的一項(xiàng)緊迫任務(wù)。

3. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文對投資者過度自信與上市公司投資行為的關(guān)系進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。在國內(nèi)外的大量研究中,投資者的過度自信會(huì)導(dǎo)致股票的錯(cuò)誤定價(jià)。因此在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中,以股票錯(cuò)誤定價(jià)衡量投資者的過度自信程度,具體參考張戈、王美今[11]論文中分解托賓Q的方法,分年度將托賓Q對描述公司基本面的變量組進(jìn)行回歸,將擬合值作為基本Q的度量,并用回歸的殘差作為股票錯(cuò)誤定價(jià)程度。從而以這個(gè)新的Conit的定義和新的樣本,重新對方程(1)進(jìn)行估計(jì),檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 穩(wěn)健性分析結(jié)果

注: ① ***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平;②括號內(nèi)的數(shù)值為t統(tǒng)計(jì)量值;③模擬的總體擬合優(yōu)度為0.068。

估計(jì)結(jié)果顯示,以股票錯(cuò)誤定價(jià)衡量的投資者過度自信程度與上市公司投資水平之間仍具有正相關(guān)關(guān)系,且在1%水平顯著,這與表2中的結(jié)果類似,表明前文中的研究結(jié)果并沒有因?yàn)樽兞康牟煌x而存在較大差異,從而進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的研究假設(shè),即投資者過度自信程度與上市公司投資水平存在正相關(guān)關(guān)系。另外,其他控制變量所得結(jié)果也與表2的計(jì)量結(jié)果基本一致。但此時(shí),Ai,t-1的估計(jì)系數(shù)在1%的水平顯著為負(fù),因此認(rèn)為小企業(yè)經(jīng)理做大做強(qiáng)的動(dòng)機(jī)更強(qiáng)。

五、 結(jié)論及建議

本文以年換手率作為投資者過度自信的代理變量,以2006—2008年滬、深兩市上市公司作為樣本,在控制了其他可能影響投資水平的因素以后,實(shí)證檢驗(yàn)了投資者過度自信與上市公司投資水平的相關(guān)關(guān)系,結(jié)果發(fā)現(xiàn)二者間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。進(jìn)一步以股票錯(cuò)誤定價(jià)代表投資者過度自信水平,重新進(jìn)行的穩(wěn)健性檢驗(yàn)得到了類似的結(jié)論,由此為投資者過度自信影響上市公司投資決策的假說提供了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

基于以上結(jié)論,本文提出以下兩點(diǎn)政策建議:

(1) 優(yōu)化上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu),提高整體質(zhì)量,從而有效減少投資者過度自信導(dǎo)致的公司不良決策。目前,在中國股票市場,散戶投資者占主導(dǎo)地位,他們由于缺乏專業(yè)知識,其投資行為極易受自身情緒影響,因此傾向于推動(dòng)公司投資行為偏離長期價(jià)值最大化目標(biāo),嚴(yán)重影響管理層的理性判斷,所以有必要大力發(fā)展證券投資基金等專業(yè)機(jī)構(gòu)投資者,使市場趨于理性化。

(2) 應(yīng)當(dāng)放松可能存在的監(jiān)管過度,明確政府和企業(yè)的投資范圍,確立企業(yè)的投資主體地位,另外應(yīng)借鑒國際經(jīng)驗(yàn),讓市場對公司價(jià)值作出獨(dú)立判斷,不再以凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)負(fù)債率等指標(biāo)作為上市公司再融資的硬性條件。

參考文獻(xiàn):

[1] De Bondt W, Thaler R. Financial Decision Making in Markets and Firms: A Behavioral Perspective[J]. Operation and Management Science, 1995,9(2):385-410.

[2] Odean T. Volatility Price and Profit When All Traders are Above Average[J]. Journal of Finance, 1998,53(5):1887-1934.

[3] Bolton P, Scheinkman J, Xiong Wei. Executive Com-pensation and Short-termist Behavior in Speculative Markets[J]. The Review of Economic Studies Limited, 2006,73(3):577-610.

[4] Morck R, Shleifer A, Vishny R. The Stock Market and Investment: Is the Market a Sideshow?[J]. Brookings Papers on Economic Activity, 1990,21(2):157-216.

[5] Stein J. Rational Capital Budgeting in an Irrational World[J]. Journal of Business, 1996,69(4):429-455.

[6] Polk C, Sapienza P. The Stock Market and Corporate Investment: A Test of Catering Theory[J]. Review of Financial Studies, 2009,22(1):187-217.

[7] Gilchrist S, Himmelberg C, Huberman G. Do Stock Price Bubbles Influence Corporate Investment?[J]. Journal of Monetary Economics, 2005,52(4):805-827.

[8] 郝穎,劉星. 上市公司股權(quán)融資與投資行為研究——基于非有效市場視角[J]. 科研管理, 2008,29(5):126-137.

[9] 李延喜,董文辰. 委托代理沖突、公司治理機(jī)制與上市公司盈余管理[J]. 大連理工大學(xué)學(xué)報(bào):社會(huì)科學(xué)版, 2009,30(3):1-7.

[10] Vogt S C. The Cash Flow/Investment Relationship: Evidence from U.S. Manufacturing Firms[J]. Financial Management, 1994,23:3-20.

[11] 張戈,王美今. 投資者情緒與中國上市公司實(shí)際投資[J]. 南方經(jīng)濟(jì), 2007(3):3-14.