張 慶，朱迪星

(1.湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院 會計學(xué)院，湖北 武漢 430205;2.中國人民銀行 武漢分行，湖北 武漢 430071)

一、導(dǎo) 言

基于投資者非理性的行為公司金融的理論和實證研究表明，市場上投資者非理性情緒導(dǎo)致的價格偏誤會通過兩種路徑影響企業(yè)實際投資決策［1］。其中，Baker等［2］借鑒了市場時機(jī)的觀點，指出市場上的錯誤定價會通過股權(quán)融資水平的波動來影響企業(yè)的投資決策，即企業(yè)投資決策的股權(quán)融資渠道理論。而如果企業(yè)內(nèi)部資金充足，同時借債能力較強(qiáng)，其所融資約束較小，這種傳導(dǎo)渠道的有效性就會受到影響。針對這一局限性，Polk和Sapienza［3］提出了企業(yè)投資決策的迎合渠道理論，他們認(rèn)為，出于股東利益最大化的經(jīng)理人如果放棄市場認(rèn)為可以盈利的項目，會迫使投資者 (股東)縮短持股周期，并由此產(chǎn)生外部治理壓力。因此關(guān)注股票短期價格的經(jīng)理人會迎合投資者情緒擴(kuò)大或緊縮投資量，Wong等［4］也利用投資現(xiàn)金流敏感性和市場情緒的相互關(guān)系同樣驗證了美國市場上迎合渠道的存在性。Dong等［5］則研究了企業(yè)不同項目投資決策對市場迎合程度的差異，結(jié)果顯示相對于固定資產(chǎn)投資，企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入決策時會更注意考慮市場上投資者的反應(yīng)。

但上述這些研究都建立在 Baker和Wurgler［1］的三目標(biāo)理論框架下 (長期價值、短期價格和利用市場時機(jī))，并沒有考慮這種股東和經(jīng)理人之間可能的代理沖突，忽視了投資決策者自身可能在長期價值和短期價格之間的權(quán)衡。Grundy 和 Li［6］以及 Baxamusa［7］等考慮了代理問題對企業(yè)迎合投資行為的影響，他們的實證結(jié)果表明企業(yè)經(jīng)理人的薪酬結(jié)構(gòu)會影響其投資和市場情緒的敏感性，這說明公司治理因素是迎合渠道研究中必須考慮的問題。而國內(nèi)學(xué)者如夏冠軍［8］等也借鑒其思路，利用我國上市公司數(shù)據(jù)實證檢驗了薪酬激勵契約的影響，也得到了相似的結(jié)論。但薪酬安排只體現(xiàn)公司治理機(jī)制的一個方面，主要針對股東和經(jīng)理人之間的代理問題，對于存在控股股東時的治理效果并不明顯。本文在Polk和 Sapienza［3］的基礎(chǔ)上構(gòu)建了考慮股權(quán)結(jié)構(gòu)的企業(yè)迎合投資行為模型，并利用我國上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)實證驗證了這一理論推斷。

二、考慮股權(quán)結(jié)構(gòu)的企業(yè)迎合投資行為模型

本文在Baker和 Wurgler［1］的基礎(chǔ)上，考慮經(jīng)理人在長短期目標(biāo)之間權(quán)衡的外生性，設(shè)置其目標(biāo)函數(shù)為:

其中，K為投資水平，f()為企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)，且fK＞0，fKK＜0。為了簡化分析，這里排除了稅收以及信息不對稱等因素帶來的代理成本的影響，并假設(shè)邊際成本為1，企業(yè)在當(dāng)期的內(nèi)在價值為:V=f(K)－K，m為外生的錯誤定價程度，e為經(jīng)理人利用市場時機(jī)為長期股東牟利的程度。參數(shù)φ為股權(quán)性質(zhì)因素，而參數(shù)λ(φ)(0≤λ≤1)為經(jīng)理人在長期和短期目標(biāo)之間的權(quán)衡，當(dāng)λ接近1時，表示經(jīng)理人更加關(guān)注長期股東的利益;而當(dāng)λ較小時，說明該企業(yè)的短期股票價格波動會對經(jīng)理人的決策產(chǎn)生較大的外部治理影響。

根據(jù)λ(φ)的定義可以得到，國有化程度的提高可以增加企業(yè)的迎合傾向，而實際控制人的持股比例則可能會提高或者降低投資決策者對短期價格關(guān)注程度?；诖吮疚慕o出實證分析的假設(shè):

假設(shè)1a:實際控制股權(quán)集中會抑制企業(yè)的迎合投資傾向。

假設(shè)1b:實際控制股權(quán)集中可能會增加企業(yè)的迎合投資傾向。

同時，對于我國的實證分析中對于股權(quán)性質(zhì)的度量一般是將其分為國有控股和非國有控股兩種類型，根據(jù)模型的推導(dǎo)有本文研究的假設(shè)2:

假設(shè)2:國有企業(yè)的迎合傾向會強(qiáng)于非國有企業(yè)。

三、研究設(shè)計

1.樣本的數(shù)據(jù)來源

本文的實證研究選擇了我國A股上市公司1998—2010年的財務(wù)數(shù)據(jù)。其中，剔除了以下幾類公司的數(shù)據(jù):(1)處于PT和ST狀態(tài)或曾經(jīng)處于PT和ST狀態(tài)的公司。(2)財務(wù)報表特殊的金融、地產(chǎn)類企業(yè)。(3)主營業(yè)務(wù)發(fā)生重大變化的公司。 (4)由于可能的內(nèi)生性原因，剔除了退市或者被兼并的公司。(5)數(shù)據(jù)有錯誤或異常的公司，如杠桿率超過1或小于0等。(6)由于部分實證分析需要至少滯后一階的財務(wù)指標(biāo)，因此，2010年上市的公司也被剔除。最終得到925家上市公司的非平衡面板數(shù)據(jù)，所有財務(wù)數(shù)據(jù)都來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

2.投資者情緒指標(biāo)的度量

在投資者情緒指標(biāo)的選擇上，為保證研究結(jié)果的可靠性，本文從兩種度量方法中各選擇了一個有代表性的情緒指標(biāo)。其中，基于非操控性應(yīng)計項目計算的情緒指標(biāo)用于實證研究部分，而分離估值水平得到的情緒指標(biāo)用于穩(wěn)健型檢驗。指標(biāo)的計算方法如下:

Sentiment Ai，t: 參考 Polk 和 Sapienza［3］的方法，本文選取操控性應(yīng)計項目作為截面投資者情緒的替代指標(biāo)。定義應(yīng)計項目 Accri，t=ΔNccai，t－ΔCli，t－Depi，t。其中，ΔNcca 為總流動資產(chǎn)的變動－現(xiàn)金和現(xiàn)金等價物的變動，ΔCl為總流動負(fù)債的變動－流動負(fù)債中短期負(fù)債的變動－應(yīng)付所得稅變動，Dep為折舊和攤銷。采用Chan等［9］的方法來分離出應(yīng)計項目中的主觀操控部分作為情緒 指 標(biāo) 的 替 代 變 量 DAccri，t=Accri，t－NormalAccri，t，其中企業(yè)非主觀應(yīng)計項目:

利用過去3年應(yīng)計項目與主營業(yè)務(wù)收入的比值和當(dāng)期主營業(yè)收入Sales來度量非主觀的企業(yè)必要應(yīng)計項目。對DAccri，t進(jìn)行Z標(biāo)準(zhǔn)化后得到投資者情緒指標(biāo) SentimentAi，t。

SentimentBi，t: 本文借鑒 Rhodes－Kropf等［10］的方法，將企業(yè)市場估值水平 (平均Q值)分離為包含其成長性的內(nèi)在價值部分和市場錯誤定價部分?？紤]到行業(yè)的差異性和市場周期的波動，對所有樣本在每一個行業(yè)的所有公司在每一個年度分別進(jìn)行如下截面回歸:

Rhodes－Kropf等［10］認(rèn)為，公司規(guī)模、杠桿率和盈利能力是擬合其內(nèi)在價值最重要的因素，本文將上述模型的擬合值Qfi，t作為實證研究中投資機(jī)會的替代變量，對殘差Qei，t=Qi，t－Qfi，t進(jìn)行 Z標(biāo)準(zhǔn)化后得到情緒指標(biāo)的替代變量SentimentBi，t。

3.變量說明

表1列出了本文參加實證研究的主要變量及其計算方法，本文將其數(shù)據(jù)庫中對于股東性質(zhì)的分類簡化為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩類，并設(shè)置了虛擬變量Statei，t對年度的企業(yè)性質(zhì)度量，分類依據(jù)見表1所示。而對于控制強(qiáng)度本文從控制人的現(xiàn)金流權(quán)和表決權(quán)兩個方面進(jìn)行了度量，在實證研究中也可以探尋兩權(quán)分離程度是否會對企業(yè)的迎合投資行為造成影響。

表1 實證分析變量說明

4.實證模型設(shè)定

為了檢驗之前提出的研究假設(shè)，本文實證研究分為兩個部分，首先是借鑒了 Polk和Sapienza［3］的模型，在控制了影響企業(yè)投資的其他因素之后，在整個樣本上利用市場情緒和企業(yè)實際控制權(quán)的交叉項的顯著性來判斷實際控制人擁有的現(xiàn)金流權(quán)和表決權(quán)比例是否會顯著影響企業(yè)的迎合投資傾向，回歸的方程為:

具體來看，實證研究中采用實際控制人所有權(quán)比例 ContrAi，t和控制權(quán)比例 ContrBi，t分別替換上式中的Contri，t變量來進(jìn)行回歸。而控制變量選擇包括影響企業(yè)投資決策最重要的投資機(jī)會，自由現(xiàn)金流，用以排除股權(quán)融資渠道影響的權(quán)益融資凈現(xiàn)金流，此外還包括基本控制變量企業(yè)的盈余水平、規(guī)模、杠桿率和主營業(yè)務(wù)收入增長率。

自Demsetz和 Lehn［11］提出股權(quán)結(jié)構(gòu)的內(nèi)生性問題以來，不少學(xué)者都意識到企業(yè)的價值和投資行為可能會在很大程度上影響股東的持股意愿和成本。曹廷求等［12］指出，對于我國上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的研究，流通A股的比例CirShri，t是有效的工具變量，這是由于A股比例越高說明公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)更加分散，這也導(dǎo)致了想要成為公司控股股東的成本就越高，因此CirShri，t與實際控制人的持股比例有相關(guān)性，上市公司的實際投資決策與其A股的比例之間并不存在直接關(guān)系，從相關(guān)性和外生性兩個方面判斷該變量可能是一個合適的工具變量。

本文中內(nèi)生變量的交互項 Sentimenti，t×Contri，t也參與了回歸分析，為了模型檢驗結(jié)果的穩(wěn)健，本文選擇了兩種不同的方式對有內(nèi)生交互項進(jìn)行處理:第一種是利用工具變量CirShri，t和其他所有的外生變量估計Contri，t，并用擬合值參與模型回歸;第二種是直接利用情緒指數(shù)和CirShri，t的乘積 Sentimenti，t×CirShri，t作為另一個工具變量直接進(jìn)行IV估計。另外，如果擾動項存在異方差或者自相關(guān)問題，可以通過工具變量的外生性構(gòu)建矩條件，在這種情況下GMM可以增加模型的估計效率。

另外，從理論上來說，在對內(nèi)生性變量估計有效的情況下，聯(lián)立方程模型也可以解決變量內(nèi)生性的問題。對聯(lián)立模型可以進(jìn)行系統(tǒng)估計，考慮各方程之間擾動項的聯(lián)系進(jìn)行估計以提高效率，最常見的聯(lián)立模型系統(tǒng)估計方法是借鑒似不相關(guān)回歸思想的3SLS方法。本文也構(gòu)建了關(guān)于股權(quán)結(jié)構(gòu)的聯(lián)立方程模型，分別對控制權(quán)比例和交互項兩個內(nèi)生變量進(jìn)行估計，其中股權(quán)結(jié)構(gòu)的模型中控制變量同樣包括規(guī)模、杠桿率、主營業(yè)務(wù)收入增長率和資產(chǎn)收益率，而 Sentimenti，t×Contri，t的影響因素則包括上述這些變量與情緒指數(shù)的交互項，具體的待估方程組為，

而第二個部分本文主要考慮上市公司的股權(quán)性質(zhì)，即是否國有控股對其迎合投資行為的影響。在模型中，利用情緒指數(shù)和股權(quán)性質(zhì)虛擬變量的交互項 Sentimenti，t×Statei來衡量國有控股企業(yè)是否有更強(qiáng)的迎合投資傾向。

此后，本文分別對國有企業(yè)Statei，t的子樣本和非國有企業(yè)的Statei，t的子樣本①非國有企業(yè)的子樣本由于受篇幅所限在此省去，有興趣的讀者可以跟筆者聯(lián)系。按照第一部分設(shè)置的回歸模型進(jìn)行估計，分別研究國有和非國有控股企業(yè)的股權(quán)集中程度對企業(yè)迎合行為的影響，具體的實證模型、估計方法和控制變量的選擇都和第一部分一樣。另外根據(jù)Petersen［13］的觀點，為了排除模型可能的組間異方差現(xiàn)象，實證結(jié)果同時報告了經(jīng)過聚類處理的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤計算出的t和z統(tǒng)計量。對于行業(yè)固定效應(yīng)模型選擇的是行業(yè)聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，而隨機(jī)效應(yīng)模型選擇的是企業(yè)聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

四、實證結(jié)果

1.描述性統(tǒng)計

表2給出了參與回歸的主要變量的描述性統(tǒng)計分析。從表2中可以看出，情緒指數(shù)由于進(jìn)行了Z標(biāo)準(zhǔn)化處理，均值為0，方差為1。而對于股權(quán)性質(zhì)的變量我們可以看到，在計算鏈?zhǔn)焦蓹?quán)結(jié)構(gòu)后虛擬變量Statei，t的均值為0.76，說明我國上市公司的實際控制人大多數(shù)都是國有背景的，具體來看，上市公司實際控制人參與紅利分配的現(xiàn)金流權(quán)和參與股東大會決策的投票權(quán)之間還是存在一定的分離度的，兩者的均值為0.40和0.34，因此利用我國數(shù)據(jù)研究實際控制人的性質(zhì)和控制權(quán)比例對迎合投資行為的影響是有一定現(xiàn)實基礎(chǔ)的。為了剔除離群值可能對估計結(jié)果造成影響，所有的連續(xù)變量都進(jìn)行了1%水平下 的winzorize縮尾處理。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

2.回歸結(jié)果

表3給出了利用整體樣本回歸企業(yè)實際控制人持股對迎合投資行為的影響，每一組回歸都選擇了行業(yè)固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)兩種形式以保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。列2和列3報告的是控制了其他影響投資決策的因素以及權(quán)益融資現(xiàn)金流水平Eqissi，t后，市場情緒和企業(yè)投資水平的關(guān)系，兩種回歸模式的結(jié)果中的系數(shù)SentimentAi，t都顯著為正，說明在總體樣本上企業(yè)的迎合投資傾向是非常明顯的。列4—7報告了利用市場情緒和實際控制人持股比例交互項 Sentimenti，t×Contri，t與投資水平之間的關(guān)系，結(jié)果顯示從整體上看實際控制人持股比例上升會提高企業(yè)迎合市場的傾向。

表3 控制權(quán)與迎合投資行為 (總體樣本)

為了解決股權(quán)結(jié)構(gòu)變量可能存在的內(nèi)生性問題，本文利用IV、GMM和3SLS聯(lián)立方程模型方法分別對原模型進(jìn)行了回歸，選擇的工具變量是企業(yè)在當(dāng)年的A股比例CirShri，t。①由于篇幅所限具體的回歸結(jié)果本文省去，有興趣的讀者請與筆者聯(lián)系。從總體樣本的回歸結(jié)果可以看到，引入工具變量或聯(lián)立方程模型后，無論是現(xiàn)金流權(quán)指標(biāo)還是投票權(quán)指標(biāo)都在1%的水平下顯著為正，這也進(jìn)一步驗證了本文的假設(shè)1a，即在我國“隧道效應(yīng)”效果更加明顯，在對投資者保護(hù)不力的制度下，控股股東有較強(qiáng)的能力和動機(jī)去侵蝕中小股東的權(quán)益。

表4給出了不同股權(quán)性質(zhì)企業(yè)是否存在明顯的迎合傾向差異，列2和列3是利用非國有企業(yè)子樣本進(jìn)行的投資—情緒敏感性回歸分析，可以看到在控制了其他影響上市公司投資行為的因素后，錯誤定價程度 SentimentAi，t的系數(shù)并不顯著，這說明我國的非國有企業(yè)整體上并沒有很明顯地迎合市場情緒的傾向。列4和列5是利用國有企業(yè)子樣本進(jìn)行的回歸分析，結(jié)果中SentimentAi，t的系數(shù)顯著為正，說明股權(quán)性質(zhì)的差異對企業(yè)迎合投資行為的影響是很明顯的，這可能是因為國有控股企業(yè)的經(jīng)營決策者是任命制的，因此，他們會更加重視任期內(nèi)企業(yè)短期市場表現(xiàn)。列6和列7中將虛擬變量Statei，t和情緒指標(biāo)的交互項加入實證模型，用以判斷兩種股權(quán)性質(zhì)企業(yè)的迎合投資傾向是否存在差異，結(jié)果同樣驗證了本文的假設(shè) 2，SentimentA×Statei，t的系數(shù)顯著為正，國有企業(yè)會有更強(qiáng)的迎合市場傾向。

表4 股權(quán)性質(zhì)與迎合投資傾向

表5給出了國有企業(yè)實際控制人持股比例與迎合傾向之間關(guān)系的實證分析，此子樣本進(jìn)行了IV、GMM和聯(lián)立方程模型的估計。

表5 控制權(quán)、股權(quán)性質(zhì)與企業(yè)迎合投資 (國有企業(yè)子樣本)① 由于篇幅所限，非國有企業(yè)樣本省去，有興趣的讀者可以與筆者聯(lián)系。

表5對國有企業(yè)子樣本的回歸結(jié)果看，無論是現(xiàn)金流權(quán)還是實際控制權(quán)，股權(quán)集中程度與情緒指標(biāo) 的 交 互 項 Sentimenti，t*Contri，t系 數(shù) 都 為正，且在所有的估計方法中都能通過1%的顯著性水平，這也說明我國上市公司的國有股比重越大，其經(jīng)理人的行為目標(biāo)可能和企業(yè)的長期價值偏離更遠(yuǎn)。與非國有控股企業(yè)的實證結(jié)果相比，也從一個方面反映了我國對國有控股企業(yè)侵蝕中小股東利益行為的監(jiān)管還相對較弱。

3.穩(wěn)健性檢驗

由于系統(tǒng)風(fēng)險，市場摩擦以及數(shù)據(jù)內(nèi)生性等問題，Baker和Wurgler［1］指出目前很難找到在所有市場中具有普適性的投資者情緒替代指標(biāo)，因此，本文采用前文已經(jīng)說明過的利用對公司股票的超額有預(yù)測能力且無內(nèi)生問題的另一種情緒指標(biāo)SentimentBi，t復(fù)制了上述所有的實證分析，得到了相似的實證結(jié)果。

五、結(jié) 論

本文關(guān)注了經(jīng)理人對于公司長期市場價值和短期價格的權(quán)衡對企業(yè)迎合投資行為的影響，選擇了股權(quán)結(jié)構(gòu)這樣一個受到廣泛關(guān)注的公司治理因素作為研究對象。通過修改 Baker和Wurgler［1］模型中對于管理者長期和短期目標(biāo)權(quán)衡外生性的假設(shè)，推導(dǎo)了股權(quán)性質(zhì)和控制權(quán)集中度對企業(yè)迎合投資傾向的影響。并利用我國上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)對這一假設(shè)進(jìn)行了檢驗。

理論分析和實證結(jié)果表明:

第一，股權(quán)結(jié)構(gòu)差異是影響企業(yè)迎合投資行為的重要因素，這主要是由于實際控制人的不同性質(zhì)和持股水平會在很大程度上影響企業(yè)管理者對短期市場價格的重視程度。具體來看，國有控股企業(yè)的經(jīng)理人由于大多是任命制的，因此，他們有更強(qiáng)的動機(jī)在較短的任職期內(nèi)提高公司的市場價格，迎合市場情緒進(jìn)行投資決策。

第二，企業(yè)實際控制人的持股比例提高，會增加他們迎合市場情緒的傾向，這一點在國有企業(yè)中表現(xiàn)得更為明顯。

但本文的研究也有一定的局限性:首先，理論分析中關(guān)于股權(quán)結(jié)構(gòu)的假設(shè)相對簡化，沒有考慮其內(nèi)生性的動態(tài)變化。其次，可以考慮從股權(quán)結(jié)構(gòu)中其他股東對實際控制人的制衡機(jī)制，尤其是不同股權(quán)性質(zhì)的股東對實際控制人的制衡作用，這種機(jī)制也會在很大程度上影響企業(yè)管理者的迎合傾向。最后，由于我國市場上投資者的非理性程度相對較高，僅僅依靠我國資本市場的實證檢驗有可能使本文結(jié)論的一般性意義受到影響，這些也是本文后續(xù)研究需要關(guān)注的課題。

［1］Baker， M.， Wurgler， J.Behavioral Corporate Finance:An Updated Survey［R］.NBER Working Paper 17333，2011.

［2］Baker，M.，Stein，J.，Wurgler，J.When does the Market Matter?Stock Prices and the Investment of Equity－Dependent Firms［J］.Quarterly Journal of Economics，2003，118(3):969－1005.

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

［4］Wong， G.R.，F(xiàn)aff，R.， Kwok，W.， Chang，X.Financial Constraints，Mispricing and Corporate Investment［R］. The Hong Kong Polytechnic University Working Paper，2009.

［5］Dong，M.，Hirshleifer，D.，Teoh，S.Stock Market Misevaluation and Corporate Investment［R］.MPRA Paper No.3109，2007.

［6］Grundy，B.，Li，H.Investor Sentiment，Executive Compensation，and Corporate Investment［J］.Journal of Banking＆ Finance，2010，34(10):2439－2449.

［7］Baxamusa，M.How Well do Market Timing，Catering and Classical Theories Explain Corporate Decisions? ［J］.Journal of Financial Research，2011，34(2):217－239.

［8］夏冠軍.投資者情緒、經(jīng)歷激勵契約與企業(yè)投資［J］. 投資研究，2012，(3):139－149.

［9］Chan， K.， Chan， K.C.， Jegadeesh， N.，Lakonishok，J.Earnings Quality and Stock Return［J］.Journal of Business，2006，79(3):1041－1082.

［10］Rhodes－Kropf，M.D.，Robinson，D.，Viswanathan，S.Valuation Waves and Merger Activity: The Empirical Evidence［J］. Journal of Financial Economics，2005，77(3):561－603.

［11］Demsetz，H.，Lehn，K.The Structure of Corporate Ownership:Causes and Consequesnce［J］.Journal of Political Economy，1985，93(6):1155－1177.

［12］曹廷求，楊秀麗，孫宇光.股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效:度量方法和內(nèi)生性［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2007，(10):126－137.

［13］Petersen，M.Estimating Standard Errors in Finance PanelData Sets: Comparing Approaches ［J］.Review of Financial Studies，2009，22(1):435 －480.

［14］潘敏，朱迪星.企業(yè)的投資決策在迎合市場情緒嗎?——來自我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［J］.經(jīng)濟(jì)管理，2010，(11):124－131.

［15］雷光勇，王文，金鑫.盈余質(zhì)量、投資者信心與投資增長［J］. 中國軟科學(xué)，2011，(9):144－155.