金雪軍 肖懌昕

(浙江大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院， 浙江 杭州 310027)

一、 引 言

近年來同業(yè)效應(yīng)逐漸成為公司金融領(lǐng)域的熱點研究問題，公司的投資決策不僅取決于自身金融指標和外部投資環(huán)境，還會受到同業(yè)企業(yè)(同行業(yè)中的其他企業(yè))的投資決策和金融指標的影響，同業(yè)企業(yè)的投資決策被認為是公司投資決策的重要參考。根據(jù)Park等的研究，同業(yè)效應(yīng)對公司投資決策的影響甚至要超過公司自身金融指標對投資決策的影響[1]184。此外，行為金融學(xué)的發(fā)展也推動了同業(yè)效應(yīng)的相關(guān)研究。首先，根據(jù)行為金融學(xué)的理論，在經(jīng)理人非理性的框架下，企業(yè)管理者面臨信息獲取能力的約束和投資績效評比的壓力。信息獲取能力的約束會導(dǎo)致管理者進行最優(yōu)化投資決策的成本增加，而投資績效評比的壓力會給管理者帶來一定程度的職業(yè)憂慮。因此，管理者在制定企業(yè)投資決策時會選擇跟隨同業(yè)企業(yè)的決策來降低決策成本和穩(wěn)定相對投資績效。其次，基于行為金融學(xué)關(guān)于投資者非理性的假設(shè)，企業(yè)管理者希望通過模仿同行業(yè)中優(yōu)秀企業(yè)的投資決策向投資者傳遞樂觀的信息。Leary和Roberts以行業(yè)研究為基礎(chǔ)，提出企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)管理不僅會受到自身金融指標的影響，而且會受到同業(yè)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)及金融指標的影響[2]145。在此之后，關(guān)于同業(yè)效應(yīng)的研究涉及了公司金融的諸多領(lǐng)域，比如盈余管理[3]、股票拆分[4]和股利支付政策[5]等，但以公司投資為背景的研究依然較少。Park等使用美國上市公司數(shù)據(jù)研究了同業(yè)效應(yīng)與公司投資決策之間的關(guān)系，證實了企業(yè)的投資決策會受到同業(yè)企業(yè)投資決策和金融指標的影響，企業(yè)通過模仿同業(yè)企業(yè)的投資決策來獲取投資信息并且降低決策成本[1]182。與美國相比，中國資本市場的投資機會較少，信息不透明以及政策不確定的現(xiàn)象更為嚴重，中國企業(yè)進行最優(yōu)化投資決策的成本和風(fēng)險要顯著高于美國企業(yè)。因此我們認為，同業(yè)效應(yīng)在中國上市公司投資決策中應(yīng)當(dāng)更加明顯，且在不確定性程度更高的環(huán)境下，企業(yè)更傾向于模仿同業(yè)企業(yè)的投資行為而不是參考它們的金融指標?，F(xiàn)有理論主要從兩個方面解釋企業(yè)行為決策中的同業(yè)效應(yīng)。一是合理羊群模型(rational herding model)[6]607。該理論認為企業(yè)行為決策中的同業(yè)效應(yīng)是由管理者的職業(yè)憂慮引起的，在勞動力市場上，管理者的報酬高低或者他們能否獲得連任通常與他們的相對績效而不是絕對績效掛鉤。對于企業(yè)的管理者來說，較低的相對績效更有可能降低他們的個人報酬并且增加他們被解雇的可能性，因此，為了穩(wěn)定自己在行業(yè)中的相對投資績效，管理者有選擇跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略的動機。二是信息基礎(chǔ)理論。該理論以管理者信息不完全為假設(shè)前提，認為在高度不確定的環(huán)境中，企業(yè)的管理者從外部獲取投資信息的成本非常高昂，因此他們將同業(yè)企業(yè)的投資決策視為低成本的信息來源[7]153。

本文以合理羊群模型為基礎(chǔ)，研究CEO的職業(yè)憂慮如何影響企業(yè)投資決策中的同業(yè)效應(yīng)。首先，公司投資為研究職業(yè)憂慮和同業(yè)效應(yīng)的問題提供了非常合適的平臺，大量理論研究揭示了CEO的職業(yè)憂慮會顯著影響企業(yè)的投資決策[8-13]。其次，合理羊群模型認為職業(yè)憂慮是CEO跟隨同業(yè)企業(yè)的投資決策的主要原因之一。本文將通過實證分析來詳細研究CEO職業(yè)憂慮對企業(yè)投資決策中同業(yè)效應(yīng)的影響機制。為了完成本研究，需要對CEO的職業(yè)憂慮進行量化。Zwiebel使用CEO的年齡作為其職業(yè)憂慮的代理變量，提出年輕的CEO與行業(yè)內(nèi)優(yōu)秀的CEO相比擁有較低的行業(yè)聲譽[13]1，因此他們面臨更多的職業(yè)憂慮，在制定投資策略時，更多是風(fēng)險抵觸型的，因為較差的投資績效將會對他們未來的職業(yè)發(fā)展產(chǎn)生不利的影響。雖然CEO年齡能在一定程度上反映其職業(yè)憂慮，但是對CEO年齡能否準確地衡量其職業(yè)憂慮依然存在很多質(zhì)疑。因此，為了進一步增加研究結(jié)論的可信度，國內(nèi)外學(xué)者提出了兩個代表性更強的指標來衡量CEO的職業(yè)憂慮：(1)CEO任職情況；(2)企業(yè)過去的投資績效。Xie使用CEO年齡和CEO任職情況分別作為其職業(yè)憂慮的代理變量，提出了年輕的或者新上任的CEO有更多的職業(yè)憂慮，因此，他們傾向于進行較少的投資并且投資效率更高[14]149。此外，企業(yè)過去的投資績效也是管理者職業(yè)憂慮的主要來源之一，孟慶斌等研究了基金經(jīng)理人的職業(yè)憂慮，提出較低的相對投資績效會增加經(jīng)理人的職業(yè)憂慮，而較多的職業(yè)憂慮將會導(dǎo)致他們的投資風(fēng)格更加冒險[15]115。綜上，本文決定分別使用CEO年齡、CEO任職情況以及企業(yè)過去的投資績效作為CEO職業(yè)憂慮的代理變量。

本文的研究貢獻主要體現(xiàn)在以下四個方面：第一，本文使用中國上市公司的數(shù)據(jù)來研究公司投資策略中的同業(yè)效應(yīng)。與Park等[1]的研究結(jié)論不同，我們發(fā)現(xiàn)，在較高的信息不對稱性和政策不確定性的環(huán)境下，企業(yè)進行投資決策時會更加關(guān)注同行的投資決策而不是其金融指標。此結(jié)論包含了我國的政策和經(jīng)濟環(huán)境的影響，更適用于中國上市公司投資策略的制定與優(yōu)化。第二，現(xiàn)有文獻對同業(yè)效應(yīng)的研究僅僅停留在發(fā)現(xiàn)現(xiàn)象的層面，并未對其產(chǎn)生原因進行深入分析。本文首次從CEO職業(yè)憂慮的角度出發(fā)研究職業(yè)憂慮對同業(yè)效應(yīng)的影響機制，彌補了這一領(lǐng)域的空缺。第三，我們使用CEO年齡作為其職業(yè)憂慮的代理變量，關(guān)于CEO年齡對其投資風(fēng)格的影響，學(xué)術(shù)界一直沒有得出統(tǒng)一的結(jié)論。一種觀點認為年輕的CEO面臨更多的職業(yè)憂慮，他們不像經(jīng)驗豐富的CEO一樣在行業(yè)內(nèi)擁有較好的聲譽，一旦個性化的投資決策失敗，將會對他們的職業(yè)發(fā)展造成負面影響，因此這部分CEO的投資風(fēng)格更加保守[9-10,13,16]；但是另一種觀點認為年輕CEO的投資風(fēng)格更加激進并且愿意承擔(dān)更多的風(fēng)險，因為這些CEO更加重視個人信仰并且更有展現(xiàn)自己能力的欲望[12]1106[17]251。不同于以往的研究結(jié)論，我們發(fā)現(xiàn)CEO年齡對其投資風(fēng)格的影響是非線性的，年齡處于全樣本中間40%的CEO更傾向于選擇跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略(保守的投資策略)，從而，我們首次提出了CEO年齡對其投資風(fēng)格的影響會隨著職業(yè)憂慮表現(xiàn)形式的變化而變化。第四，我們進一步以CEO任職情況以及企業(yè)過去的投資績效作為其職業(yè)憂慮的另外兩個代理變量，首次提出新上任的CEO或者所在企業(yè)上一年度投資績效低于行業(yè)中位數(shù)的CEO更加傾向于個性化的投資策略，而獲得連任的CEO和所在企業(yè)上一年度投資績效高于行業(yè)中位數(shù)的CEO更喜歡跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略。

二、 文獻綜述與研究假設(shè)

(一) 研究背景

已有研究證實，企業(yè)的投資決策不僅受到企業(yè)自身金融指標的影響，而且會受到同業(yè)企業(yè)的投資決策以及金融指標的影響[1-2]。與美國等發(fā)達經(jīng)濟體不同，中國作為發(fā)展中經(jīng)濟體為研究同業(yè)效應(yīng)提供了獨特的研究背景。首先，中國上市公司面臨更多的信息不對稱以及更高的政策不確定性，在這樣的環(huán)境中，企業(yè)對同業(yè)企業(yè)投資決策的依賴性會更大。Liu和Chen提出模仿同業(yè)企業(yè)的投資決策在中國企業(yè)的經(jīng)營管理中是一種非常普遍的行為，并且這種行為能夠提高企業(yè)自身及同業(yè)企業(yè)的投資表現(xiàn)[18]29。其次，中國企業(yè)管理存在明顯的“重獎輕罰”現(xiàn)象，這種現(xiàn)象會鼓勵管理者盲目追求更多的投資來提高自己的績效[19]138[20]63。在這樣的背景下，跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略為CEO提供了一種既能維持自身的相對投資績效又能降低投資決策成本和風(fēng)險的方式。

合理羊群模型將企業(yè)投資決策中的同業(yè)效應(yīng)歸因于管理者的職業(yè)憂慮。Scharfstein和Stein使用羊群模型研究公司投資，提出管理者模仿同業(yè)企業(yè)的投資決策是為了在勞動力市場建立自己的聲譽[16]465。Zwiebel也提出勞動力市場是根據(jù)企業(yè)管理者的相對績效來判斷他們的類型的，擁有較好的相對績效的管理者被認為是高質(zhì)量的管理者，反之，則會被認為是低質(zhì)量的管理者[13]1。在合理羊群模型的基礎(chǔ)上，Lieberman和Asaba使用基于競爭的理論(competitive rivalry-based theories)來解釋企業(yè)間的模仿行為，該理論認為企業(yè)間相互模仿是為了緩解激烈的行業(yè)競爭壓力并且維持自己在行業(yè)中的相對競爭位置[21]367。在該理論框架中，企業(yè)投資決策中的模仿行為被認為是企業(yè)管理者對投資風(fēng)險和行業(yè)競爭的一種主動回應(yīng)[22]304[23]147。基于以上分析，我們提出研究假設(shè)：

假設(shè)1：中國上市公司的投資決策中存在明顯的同業(yè)效應(yīng)，且它們的投資決策更多依賴于同業(yè)企業(yè)的投資行為而非金融指標。

(二) CEO年齡與任職情況對其投資風(fēng)格的影響機制

關(guān)于管理者職業(yè)憂慮對其投資風(fēng)格的影響，Keynes提出投資者如果采用個性化的投資策略并且獲得成功，這種成功通常會被人們認為是僥幸的，對其建立自己的聲譽并沒有太大幫助；如果個性化的投資策略失敗了，反而會大大損害其已經(jīng)建立起來的聲譽。因此，一個聰明的投資者通常會選擇跟隨大眾的投資策略，即使這個策略在他看來有可能是錯誤的[24]。Xie使用CEO年齡以及CEO任職情況作為其職業(yè)憂慮的代理變量研究了CEO職業(yè)憂慮對企業(yè)投資效率的影響，發(fā)現(xiàn)年輕的CEO和新上任的CEO將會面臨更多的職業(yè)憂慮，其職業(yè)憂慮主要在于如何通過提高投資效率來獲得較長時間的連任，因此他們更傾向于謹慎而高效的投資風(fēng)格[14]149。相反，另一種觀點認為年輕的CEO愿意為了展現(xiàn)自己的能力并且建立自己在行業(yè)內(nèi)的聲譽而承擔(dān)更多的風(fēng)險，因此他們的投資風(fēng)格會更加個性化且激進[12]1106[17]251?；谝陨戏治觯覀兲岢鲅芯考僭O(shè)：

假設(shè)2a：年輕CEO的投資決策對同業(yè)企業(yè)投資行為的依賴性較低。

假設(shè)2b：年輕CEO的投資決策對同業(yè)企業(yè)投資行為的依賴性較高。

假設(shè)3a：新上任的CEO在進行投資決策時對同業(yè)企業(yè)投資行為的依賴性較低。

假設(shè)3b：新上任的CEO在進行投資決策時對同業(yè)企業(yè)投資行為的依賴性較高。

(三) CEO績效壓力對其投資風(fēng)格的影響機制

孟慶彬等使用基金經(jīng)理過去的投資績效作為其職業(yè)憂慮的代理變量來研究職業(yè)憂慮與投資風(fēng)格之間的關(guān)系，指出職業(yè)憂慮并不會導(dǎo)致優(yōu)秀的基金經(jīng)理的投資風(fēng)格變得更加保守，能力較差的基金經(jīng)理在面臨績效壓力時也傾向于通過投資高風(fēng)險項目來獲取較高的投資收益[15]115。崔靜和馮玲認為職業(yè)憂慮對我國企業(yè)高管人員來說普遍存在，當(dāng)企業(yè)過去投資績效較差時，CEO面臨的資金壓力和考核壓力都會增加，他們更愿意冒險投資一些短期高收益的項目[19]138?；谝陨戏治?，我們認為績效壓力會導(dǎo)致CEO的投資風(fēng)格更加激進，因此提出研究假設(shè)：

假設(shè)4：企業(yè)過去的相對投資績效越低，CEO的投資決策對同業(yè)企業(yè)投資行為的依賴性越低。

三、 數(shù)據(jù)、樣本、變量和描述性統(tǒng)計

(一) 數(shù)據(jù)和樣本

本文使用的所有數(shù)據(jù)均來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。本文的研究樣本為2003年至2017年所有A股上市公司，其中金融行業(yè)不屬于實體經(jīng)濟行業(yè)，而我們使用的投資模型是專門適用于實體經(jīng)濟行業(yè)的投資模型，因此金融行業(yè)不適合使用本文的投資模型進行研究。此外，公共設(shè)施管理行業(yè)受到政府管制較多，行業(yè)內(nèi)企業(yè)的投資帶有較強的政策目的性，相互學(xué)習(xí)和行業(yè)競爭并不是影響其投資決策的主要因素。我們的研究方法以行為金融學(xué)和行業(yè)研究為基礎(chǔ)，由于公共設(shè)施管理行業(yè)會導(dǎo)致整體的實證結(jié)果產(chǎn)生較大的偏差，為了確保本文研究結(jié)論的嚴謹性，我們對初始數(shù)據(jù)做了如下處理：(1)剔除金融行業(yè)的公司；(2)剔除公共設(shè)施管理行業(yè)的公司；(3)剔除相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的公司。最終我們得到了2 093家公司15年期共21 949個樣本。為了降低異常值對研究結(jié)果的影響，我們對所有連續(xù)變量進行了1%的縮尾處理。

(二) 變量定義

本文的被解釋變量為公司投資，核心解釋變量為同業(yè)平均投資，控制變量被分為兩組，第一組為同業(yè)平均控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、自由現(xiàn)金流、托賓Q、資產(chǎn)負債率以及主營業(yè)務(wù)收入增長率，該組變量均為同行業(yè)中剔除樣本企業(yè)后所有企業(yè)對應(yīng)指標的平均值；第二組為企業(yè)層面控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、自由現(xiàn)金流、托賓Q、資產(chǎn)負債率以及主營業(yè)務(wù)收入增長率，該組變量均為樣本企業(yè)對應(yīng)的指標值。具體的變量定義見表1。

表1 主要變量定義

(三) 描述性統(tǒng)計

表2為公司投資數(shù)據(jù)以及控制變量的描述性統(tǒng)計。從表2中看到，公司投資的平均值為0.048，標準差為0.052，最大(小)值為0.245(0.000)；同業(yè)平均投資的平均值為0.047，標準差為0.023，最大(小)值為0.115(0.001)。

表2 描述性統(tǒng)計

四、 研究設(shè)計與內(nèi)生性檢驗

(一) 研究設(shè)計

本文使用傳統(tǒng)的投資模型，該模型包含了與投資相關(guān)的主要金融指標[25]673。為了檢驗我們的研究假設(shè)，本文使用如下2SLS模型：

(1)

(二) 內(nèi)生性問題檢驗

本研究存在一個很重要的內(nèi)生性問題——反射問題[26]531,該問題產(chǎn)生于對群體行為或特征如何影響個體行為或特征的研究中。為了解決內(nèi)生性問題，本文使用兩階段回歸模型并且選擇同業(yè)平均超額收益率和同業(yè)平均收益率波動作為同業(yè)平均投資的工具變量[2]141。

為了構(gòu)造本文所需的工具變量，我們借鑒Fama-French[27]和Carhart[28]的四因子模型：

(2)

其中，i、j、m分別代表企業(yè)、行業(yè)以及月份。被解釋變量rijm代表對應(yīng)企業(yè)的股票收益率，我們使用企業(yè)的月度股票回報率來衡量。EMT是市場因子，SMB是規(guī)模因子，HML是價值因子，MMR是動量因子，ηijm為模型殘差項，所有數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

企業(yè)的預(yù)期收益率通過公式(3)計算得到：

(3)

企業(yè)的超額回報率通過公式(4)計算得到：

(4)

我們使用5年期(60個月)的滾動窗口和歷史月度回報率來估計公式(2)。每一家企業(yè)的月度預(yù)期回報率通過公式(3)和公式(4)計算得到。例如：如果我們要得到公司i從2010年1月份至2010年12月份的月度超額收益率，需要使用該公司2005年1月份至2009年12月份的歷史月度收益率來估計公式(2)。表3是公式(2)的估計系數(shù)以及估計結(jié)果的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表3中可以看到，所有滾動窗口包含的窗口期的平均值和中位數(shù)分別是55.58和60，說明大部分的滾動回歸都有60個月的窗口期。此外，月度超額收益率的平均值和中位數(shù)分別為-0.011和-0.010。

對于每一家企業(yè)，通過計算每一年內(nèi)(12個月)月度超額收益率的幾何平均數(shù)來得到該企業(yè)在某一年的年度超額收益率。超額收益率波動是用來衡量每家企業(yè)每一年內(nèi)超額收益率的穩(wěn)定性，該指標等于每一年內(nèi)(12個月)月度超額收益率的標準差。最后，通過計算每一家企業(yè)的年度超額收益率和年度超額收益率波動的行業(yè)平均值(剔除企業(yè)i自身)，分別得到同業(yè)平均超額收益率和同業(yè)平均收益率波動。

研究結(jié)果的準確性取決于對工具變量的選擇，一個合格的工具變量需要滿足以下兩個條件：(1)相關(guān)性標準。工具變量和內(nèi)生變量之間必須存在高度的相關(guān)性，在本文中即要求同業(yè)平均超額收益率和同業(yè)平均收益率波動均要與同業(yè)平均投資之間存在較高的相關(guān)度。(2)排除標準。工具變量應(yīng)該直接對被解釋變量產(chǎn)生影響，即要求工具變量不得通過其他變量間接對被解釋變量產(chǎn)生影響，在本文中則要求同業(yè)平均超額收益率和同業(yè)平均收益率波動應(yīng)當(dāng)直接對企業(yè)投資產(chǎn)生影響，而不是通過其他控制變量對企業(yè)投資產(chǎn)生影響。

表3 滾動窗口回歸系數(shù)描述性統(tǒng)計

首先檢驗相關(guān)性標準，即同業(yè)平均超額收益率及其波動是否與同業(yè)平均投資高度相關(guān)。根據(jù)以往的研究結(jié)論，股票回報率與公司投資之間存在顯著的相關(guān)性[29-31]。此外，我們使用四因子模型剔除股票收益率中的異質(zhì)性變化，該模型的殘差就是對應(yīng)股票的超額收益率。使用該模型有以下三點優(yōu)勢:第一，四因子模型適用于處理面板數(shù)據(jù)，可以確保統(tǒng)計效力和外部有效性；第二，與其他指標相比，股票收益率較少受到公司治理的影響；第三，股票收益率包含了與公司價值活動相關(guān)的信息。

其次檢驗排除標準，排除標準要求工具變量對被解釋變量有直接影響。根據(jù)Leary和Roberts的研究，同業(yè)平均超額收益率是連續(xù)不相關(guān)的[2]152，這就意味著同業(yè)平均超額收益率及其波動對自身的未來值是沒有預(yù)測能力的。在工具變量與控制變量的相關(guān)性上，表4報告了同業(yè)平均超額收益率及其波動對公式(1)中其他控制變量的影響，可以發(fā)現(xiàn)所有控制變量中只有Fage、TQ以及Sg和同業(yè)平均超額收益率有顯著關(guān)系，但是這種關(guān)系的影響系數(shù)小于1%，所以從統(tǒng)計學(xué)角度可以認為，選擇同業(yè)平均超額收益率及其波動作為工具變量并不會與企業(yè)層面的控制變量產(chǎn)生顯著的相關(guān)性。此外，四因子模型已經(jīng)能夠剔除股票收益率中外部影響因素的作用，因此可以認為通過四因子模型得出的超額收益率與其他的影響因素沒有關(guān)系。

表4 排除標準檢驗

續(xù)表4

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著,表中的系數(shù)為影響系數(shù)，括號內(nèi)為t檢驗值,下同。

五、 實證結(jié)果

(一) 企業(yè)投資的同業(yè)效應(yīng)

為了檢驗假設(shè)1，我們使用OLS和2SLS模型研究同業(yè)企業(yè)平均投資對企業(yè)投資的影響，表5報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果。

表5列(1)是同業(yè)平均投資對企業(yè)投資的OLS回歸結(jié)果，從列(1)的結(jié)果中可以看到同業(yè)平均投資的回歸系數(shù)為0.177，回歸的t檢驗值為6.05，說明同業(yè)平均投資對企業(yè)投資有正向影響，且該影響在1%的顯著性水平下顯著。雖然OLS回歸的結(jié)果沒有解決內(nèi)生性問題，但是同業(yè)平均投資的回歸系數(shù)揭示了企業(yè)投資與同業(yè)平均投資之間最直接的聯(lián)系。列(2)是同業(yè)平均投資對企業(yè)投資的2SLS回歸結(jié)果，同業(yè)平均投資的回歸系數(shù)為1.355，回歸的t檢驗值為3.32，說明同業(yè)平均投資對企業(yè)投資有正向影響，且該影響在1%的顯著性水平下顯著，在解決了內(nèi)生性問題后，企業(yè)投資依舊顯著受到同業(yè)平均投資的正向影響。在同業(yè)平均控制變量的回歸結(jié)果中，我們看到Size、TQ以及Sg均對企業(yè)投資有顯著的負向影響。與之相反，Lev和Cash對被解釋變量有顯著的正向影響，意味著企業(yè)投資在一定程度上會受到同業(yè)企業(yè)金融指標的影響。但是與Park等[1]的研究結(jié)果不同，中國上市公司投資決策對同業(yè)企業(yè)金融指標的依賴性要遠遠小于美國上市公司。列(3)中，為了檢驗上市公司所屬地區(qū)是否會對其投資決策中的同業(yè)效應(yīng)產(chǎn)生影響，我們對樣本企業(yè)所屬地區(qū)進行了控制，發(fā)現(xiàn)對研究結(jié)果并未產(chǎn)生顯著影響。此外，為了檢驗同業(yè)效應(yīng)在不同規(guī)模的企業(yè)中是否有差別，我們按照企業(yè)規(guī)模將全樣本企業(yè)分為三組：小規(guī)模企業(yè)(規(guī)模最小的30%)、中等規(guī)模企業(yè)(規(guī)模中等的40%)以及大規(guī)模企業(yè)(規(guī)模最大的30%)。分別對每一組子樣本進行2SLS回歸分析，列(4)至(6)報告了回歸結(jié)果。列(4)為小規(guī)模企業(yè)樣本，該樣本中企業(yè)投資與同業(yè)平均之間并沒有顯著關(guān)系，因此，可以認為這部分企業(yè)在行業(yè)中的市場份額較小，對行業(yè)競爭和同業(yè)企業(yè)投資策略并不敏感。列(5)和(6)分別是中等規(guī)模企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)樣本，從回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)同業(yè)平均投資對企業(yè)投資均有顯著的正向影響，說明行業(yè)中的大中規(guī)模企業(yè)對行業(yè)競爭和同業(yè)企業(yè)投資策略較為敏感。此外，從同業(yè)平均投資和同業(yè)平均控制變量的回歸結(jié)果來看，中等規(guī)模企業(yè)對同業(yè)企業(yè)投資策略以及金融指標的依賴性要大于行業(yè)內(nèi)大規(guī)模企業(yè)，說明中等規(guī)模企業(yè)受到同業(yè)企業(yè)投資決策的影響更大。

表5 投資決策中的同業(yè)效應(yīng)

續(xù)表5

根據(jù)表5的回歸結(jié)果可知：首先，同業(yè)效應(yīng)在中國上市公司投資決策中顯著存在，且企業(yè)投資決策對同業(yè)企業(yè)投資行為的依賴性要大于對其金融指標的依賴性。其次，除了行業(yè)內(nèi)小規(guī)模企業(yè)對行業(yè)競爭和同業(yè)企業(yè)投資決策并不敏感之外，大中規(guī)模企業(yè)投資決策中存在明顯的同業(yè)效應(yīng)，且中等規(guī)模企業(yè)對同業(yè)企業(yè)投資行為以及金融指標的依賴性要大于大規(guī)模企業(yè)。綜上所述，假設(shè)1得到驗證。

(二) 職業(yè)憂慮對同業(yè)效應(yīng)的影響

為了進一步研究CEO職業(yè)憂慮對同業(yè)效應(yīng)的影響，我們按照企業(yè)CEO的職業(yè)憂慮對企業(yè)樣本進行分類，在每一組樣本中分別使用公式(1)和2SLS回歸來檢驗同業(yè)平均投資對企業(yè)投資的影響。本文分別使用CEO年齡、CEO任職情況以及企業(yè)上一年度投資績效作為職業(yè)憂慮的代理變量。

為了檢驗假設(shè)2，首先使用CEO年齡作為其職業(yè)憂慮的代理變量對全樣本進行分類，表6報告了分組回歸的結(jié)果。學(xué)術(shù)界關(guān)于CEO職業(yè)憂慮對其投資風(fēng)格的影響還未形成統(tǒng)一結(jié)論，因此，我們基于現(xiàn)有的兩種理論將全樣本按照CEO年齡分為三組：CEO年齡小于等于48歲(最低的30%)的子樣本，CEO年齡大于48歲小于52歲(中間的40%)的子樣本和CEO年齡大于等于52歲(最高的30%)的子樣本。列(1)是CEO年齡小于等于48歲的子樣本，同業(yè)平均投資的回歸系數(shù)為0.678，回歸的t檢驗值為1.29，說明企業(yè)投資與同業(yè)平均投資沒有顯著關(guān)聯(lián)。從同業(yè)平均控制變量的回歸結(jié)果來看，所有的同業(yè)平均控制變量對企業(yè)投資均沒有顯著的影響，這意味著年齡小于等于48歲的CEO并不傾向于選擇跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略，這一結(jié)論與Prendergast等[12]1106的研究結(jié)論一致，即年輕CEO的投資風(fēng)格更加激進并且愿意承擔(dān)更多的風(fēng)險。并且，與年齡較大的CEO相比，年輕CEO面臨更多的職業(yè)憂慮，他們希望通過建立自己在行業(yè)中的聲譽來尋求連任[14]149，與跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略相比，個性化的投資策略更有利于他們建立自己在行業(yè)中的聲譽。列(2)是CEO年齡大于48歲小于52歲的子樣本，同業(yè)平均投資的回歸系數(shù)為1.726，回歸的t檢驗值為3.18，說明同業(yè)平均投資對企業(yè)投資有顯著的正向影響。在同業(yè)平均控制變量的回歸結(jié)果中，Cash、Lev和Sg均對企業(yè)投資有顯著影響，回歸結(jié)果與全樣本中的結(jié)論相似。我們認為這部分CEO的職業(yè)憂慮主要表現(xiàn)為維護自己的行業(yè)聲譽而不是建立自己在行業(yè)中的聲譽，跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略恰好能夠為他們提供穩(wěn)定的投資績效以及較小的投資風(fēng)險。列(3)是CEO年齡大于等于52歲的子樣本，同業(yè)平均投資的回歸系數(shù)為1.827，回歸的t檢驗值為1.24，說明同業(yè)平均投資對企業(yè)投資沒有顯著影響。在同業(yè)平均控制變量的結(jié)果方面，所有的同業(yè)平均控制變量對企業(yè)投資均無顯著影響，企業(yè)投資對同業(yè)平均投資和金融指標沒有顯著的依賴性。根據(jù)從列(1)和(2)中得出的結(jié)論，同業(yè)效應(yīng)在第三組樣本中應(yīng)該表現(xiàn)得最為顯著，但是列(3)的回歸結(jié)果卻與我們的預(yù)期相反，我們認為兩種原因能夠解釋這一現(xiàn)象。首先，與前兩組樣本的CEO相比，第三組樣本的CEO面臨較低的績效壓力，因此根據(jù)孟慶彬等[15]129的研究結(jié)論，這部分CEO的投資決策并不會受到來自績效壓力的職業(yè)憂慮的影響。其次，這部分CEO在行業(yè)內(nèi)擁有較高的聲望、資深的工作經(jīng)歷以及豐富的行業(yè)信息和資源，其投資決策往往是行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)跟隨的對象[5]。此外，我們在上述研究的基礎(chǔ)上控制了樣本公司所屬地區(qū)的固定效應(yīng)，從列(4)至(6)的回歸結(jié)果中并未發(fā)現(xiàn)顯著差別。

表6 CEO年齡對同業(yè)效應(yīng)的影響

續(xù)表6

根據(jù)表6的回歸結(jié)果，職業(yè)憂慮表現(xiàn)為建立自己在行業(yè)內(nèi)聲譽的CEO傾向于選擇個性化的投資策略，職業(yè)憂慮表現(xiàn)為維護自己在行業(yè)內(nèi)聲譽的CEO更喜歡選擇跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略。因此，假設(shè)2a得到驗證。針對學(xué)界的另一種觀點，即職業(yè)憂慮使年輕CEO的投資風(fēng)格更加保守，我們認為這部分研究并未考慮到CEO職業(yè)憂慮表現(xiàn)形式的不同，建立聲譽和維護聲譽對CEO投資風(fēng)格的影響不可一概而論，因此，我們推翻假設(shè)2b。

(三) 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗這一結(jié)論的穩(wěn)健性，我們參考Xie[14]149和孟慶彬等[15]117的研究方法，進一步使用CEO任職情況以及企業(yè)上一年度投資績效作為CEO職業(yè)憂慮的代理變量。

首先，按照CEO是否連任將總樣本分為兩組，第一組為CEO新上任，第二組為CEO獲得連任，表7報告了相應(yīng)的2SLS回歸結(jié)果。列(1)是CEO為首次上任的子樣本，同業(yè)平均投資的回歸系數(shù)為0.529，回歸的t檢驗值為0.98，說明該組樣本中同業(yè)平均投資對企業(yè)投資沒有顯著影響。在同業(yè)平均控制變量方面，所有的同業(yè)平均控制變量對企業(yè)投資均無顯著的影響，說明在該組樣本中企業(yè)投資決策也不會受到同業(yè)企業(yè)金融指標的影響。與Xie[14]158的研究結(jié)論一致，我們認為新上任的CEO面臨更長遠的職業(yè)憂慮，他們的職業(yè)憂慮主要表現(xiàn)為通過建立自己在行業(yè)中的聲譽以期獲得連任，相比于跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略，成功的個性化投資更利于快速建立他們在行業(yè)內(nèi)的聲譽。列(2)是CEO獲得連任的子樣本，同業(yè)平均投資的回歸系數(shù)為1.693，回歸的t檢驗值為3.10，說明同業(yè)平均投資對企業(yè)投資有顯著的正向影響。在同業(yè)平均控制變量方面，Size、TQ和Sg對企業(yè)投資有顯著的負向影響，Cash和Lev對企業(yè)投資有顯著的正向影響，該結(jié)果基本與全樣本下的回歸結(jié)果一致，說明獲得連任的CEO的投資決策也會受到同業(yè)企業(yè)金融指標的影響。與新上任的CEO不同，獲得連任的CEO的職業(yè)憂慮主要表現(xiàn)為通過穩(wěn)定的投資業(yè)績來維護自己在行業(yè)中的聲譽，從而繼續(xù)保持連任，因此他們更加偏向保守的投資策略。而跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略作為保守策略，能夠為這部分CEO提供穩(wěn)定的相對投資績效以及較低的投資風(fēng)險。隨后，我們進一步對樣本公司所屬地區(qū)進行了控制，從列(3)和(4)的回歸結(jié)果中并未發(fā)現(xiàn)顯著變化。

表7 CEO任職情況對同業(yè)效應(yīng)的影響

續(xù)表7

根據(jù)表7的回歸結(jié)果，獲得連任的CEO的職業(yè)憂慮主要表現(xiàn)為通過穩(wěn)定的相對投資績效來維護自己在行業(yè)內(nèi)的聲譽，因此他們更傾向于選擇跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略。相反，新上任的CEO因為面臨建立自己在行業(yè)內(nèi)聲譽的職業(yè)憂慮，所以更傾向于選擇個性化的投資策略。綜上所述，假設(shè)3a得到證實。同樣的，針對假設(shè)3b的觀點，我們認為依舊是沒有考慮到職業(yè)憂慮具體形式的影響，因此，我們推翻假設(shè)3b。

除了CEO任職情況外，企業(yè)過去的業(yè)績也是CEO職業(yè)憂慮的來源，為了檢驗假設(shè)4，我們使用企業(yè)上一期的投資收益作為管理者職業(yè)憂慮的代理變量對樣本進行分類。如果企業(yè)上一年度的投資收益率低于行業(yè)中位數(shù)，那么就認為該企業(yè)CEO面臨的職業(yè)憂慮程度較高；反之，就認為該企業(yè)CEO面臨的職業(yè)憂慮程度較低。表8報告了分組后的2SLS回歸結(jié)果，列(1)是上一年度投資收益率低于行業(yè)中位數(shù)的企業(yè)樣本，同業(yè)平均投資的回歸系數(shù)為0.654，回歸的t檢驗值為1.00，說明該組樣本中同業(yè)平均投資對企業(yè)投資沒有顯著影響。列(1)的結(jié)果表明，如果企業(yè)上一年度投資收益率低于行業(yè)中位數(shù)，CEO進行投資決策時傾向于采取個性化的投資決策。在同業(yè)平均控制變量的結(jié)果中，只有Size對企業(yè)投資有顯著的影響，說明在該組樣本中企業(yè)投資決策也不會受到同業(yè)企業(yè)金融指標的影響。列(2)是上一年度投資收益率高于行業(yè)中位數(shù)的企業(yè)樣本，同業(yè)平均投資的回歸系數(shù)為1.717，回歸的t檢驗值為3.05，說明同業(yè)平均投資對企業(yè)投資有顯著的正向影響。在同業(yè)平均控制變量方面，Size和Sg對企業(yè)投資有顯著的負向影響，Cash和Lev對企業(yè)投資有顯著的正向影響，所得結(jié)果與基礎(chǔ)回歸基本一致。列(2)的結(jié)果意味著如果企業(yè)上一年度的投資收益率高于行業(yè)中位數(shù)，那么CEO在進行投資決策時更加傾向于選擇跟隨同業(yè)企業(yè)的策略。我們進一步對樣本企業(yè)所屬地區(qū)進行控制，從列(3)和(4)的回歸結(jié)果中并未發(fā)現(xiàn)顯著差異。

根據(jù)表8的回歸結(jié)果，如果企業(yè)上一年的投資收益率低于行業(yè)中位數(shù)，那么CEO更加傾向于個性化的投資決策，因為他們希望通過個性化的投資策略提高企業(yè)的投資收益率，從而建立起自己在行業(yè)內(nèi)的聲譽；如果企業(yè)上一年度的投資收益率高于行業(yè)中位數(shù)，那么企業(yè)CEO更傾向于選擇跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略，因為他們希望通過穩(wěn)定保守的投資策略來維護自己在行業(yè)內(nèi)的聲譽。綜上所述，假設(shè)4得到驗證。

表8 企業(yè)投資績效對同業(yè)效應(yīng)的影響

續(xù)表8

(四) 進一步研究

通過上述穩(wěn)健性檢驗，我們得出與基礎(chǔ)回歸相一致的結(jié)論，即只有職業(yè)憂慮表現(xiàn)為維護自己在行業(yè)內(nèi)聲譽的CEO才會傾向于選擇跟隨同業(yè)企業(yè)的投資決策。雖然上文按照CEO任職情況以及企業(yè)上一年度投資績效分別對樣本進行分組，研究了CEO職業(yè)憂慮如何影響其投資決策中的同業(yè)效應(yīng)，但實際上，CEO的職業(yè)憂慮是由這兩方面共同構(gòu)成的。因此，為了進一步研究其對同業(yè)效應(yīng)的影響，我們使用CEO任職情況和企業(yè)上一年度投資績效共同對樣本進行分類，按照這兩個指標將樣本分為四組：(1)CEO新上任且企業(yè)上一年度投資收益率低于行業(yè)中位數(shù)；(2)CEO新上任且企業(yè)上一年度投資收益率高于行業(yè)中位數(shù)；(3)CEO連任且企業(yè)上一年度投資收益率低于行業(yè)中位數(shù)；(4)CEO連任且企業(yè)上一年度投資收益率高于行業(yè)中位數(shù)。表9報告了所有分組的2SLS回歸結(jié)果。

列(1)是CEO新上任且上一年度投資收益率低于行業(yè)中位數(shù)的企業(yè)樣本，同業(yè)平均投資的回歸系數(shù)為0.882，回歸的t檢驗值為0.70，說明同業(yè)平均投資對企業(yè)投資沒有顯著影響。在同業(yè)平均控制變量方面，所有的同業(yè)平均控制變量同樣對企業(yè)投資無顯著影響。列(1)的結(jié)果表明，對于新上任的CEO，如果企業(yè)上一年度的投資績效較低，他們會傾向于選擇個性化的投資策略。列(2)是CEO新上任且上一年度投資收益率高于行業(yè)中位數(shù)的企業(yè)樣本，同業(yè)平均投資的回歸系數(shù)為0.551，回歸的t檢驗值為0.75，說明同業(yè)平均投資對企業(yè)投資沒有顯著影響。與列(1)的結(jié)果相似，在列(2)中所有的同業(yè)平均控制變量對企業(yè)均無顯著影響。列(2)的結(jié)果表明，對于新上任的CEO，即使企業(yè)上一年度的投資績效較好，他們也不會傾向于選擇跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略。列(1)和(2)的結(jié)果意味著對新上任的CEO而言，他們的職業(yè)憂慮主要表現(xiàn)為建立自己在行業(yè)內(nèi)的聲譽，無論企業(yè)上一年度的投資業(yè)績?nèi)绾?，他們都需要通過成功的個性化投資贏得自己在行業(yè)內(nèi)的聲譽，因此他們更加傾向于選擇個性化的投資策略。列(3)是CEO連任且上一年度投資收益率低于行業(yè)中位數(shù)的企業(yè)樣本，同業(yè)平均投資的回歸系數(shù)為0.597，回歸的t檢驗值為0.73，說明同業(yè)平均投資對企業(yè)投資并無顯著影響。在同業(yè)平均控制變量方面，只有Size對企業(yè)投資有顯著的影響，其他的同業(yè)平均控制變量對企業(yè)投資均沒有影響，因此我們認為在該組樣本中同業(yè)企業(yè)的金融指標與企業(yè)投資之間沒有聯(lián)系。列(4)是CEO連任且上一年度投資收益率高于行業(yè)中位數(shù)的企業(yè)樣本，同業(yè)平均投資的回歸系數(shù)為2.115，回歸的t檢驗值為2.73，說明同業(yè)平均投資對企業(yè)投資有顯著的正向影響。在同業(yè)平均控制變量方面，Size和Sg對企業(yè)投資有顯著的負向影響，而Cash和Lev對企業(yè)投資有顯著的正向影響，該結(jié)果與全樣本得出的結(jié)果相一致。列(3)和(4)的結(jié)果表明，對于獲得連任的CEO來說，如果企業(yè)上一年度的投資收益率低于行業(yè)中位數(shù)，他們更愿意選擇個性化的投資策略；反之，他們更愿意選擇跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略。

根據(jù)表9的回歸結(jié)果，對新上任的CEO而言，無論企業(yè)過去的投資業(yè)績?nèi)绾?，他們都需要超越行業(yè)平均水平的投資績效來建立自己在行業(yè)內(nèi)的聲譽，因此，相比于跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略，成功的個性化投資策略更容易讓他們建立起行業(yè)聲譽。相反，對于已經(jīng)獲得連任的CEO而言，如果企業(yè)過去投資業(yè)績較差，那么成功的個性化投資更能幫助他們挽回自己的聲譽；反之，跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略能夠幫助他們穩(wěn)定相對績效并且減小投資風(fēng)險。此外，我們進一步對樣本企業(yè)所屬地區(qū)進行了控制，回歸結(jié)果并沒有顯著變化。

表9 CEO任職情況、企業(yè)投資績效對同業(yè)效應(yīng)的綜合影響

續(xù)表9

六、 結(jié) 論

本文從CEO職業(yè)憂慮的角度出發(fā)，研究了公司投資決策中的同業(yè)效應(yīng)。根據(jù)實證研究的結(jié)果，我們得出下列結(jié)論：首先，中國上市公司投資決策中存在顯著的同業(yè)效應(yīng)，并且，在較高的信息不透明性和政策不確定性背景下，中國上市公司投資決策對同業(yè)企業(yè)投資決策的依賴性要大于對其金融指標的依賴性。其次，職業(yè)憂慮表現(xiàn)為建立自己在行業(yè)內(nèi)聲譽的CEO并不喜歡跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略，而職業(yè)憂慮表現(xiàn)為維護自己在行業(yè)內(nèi)聲譽的CEO則更傾向于選擇跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略。再次，新上任的和獲得連任但企業(yè)過去投資績效較差的CEO傾向于選擇個性化的投資策略，而獲得連任且企業(yè)過去投資業(yè)績較好的CEO傾向于選擇跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略。最后，CEO獲得連任的壓力對同業(yè)效應(yīng)的影響要大于績效壓力對同業(yè)效應(yīng)的影響，即CEO是否選擇跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略取決于跟隨策略能否增加其連任的可能性。

根據(jù)上述研究結(jié)論，我們給出如下建議：首先，企業(yè)在對CEO進行績效考核時，應(yīng)當(dāng)結(jié)合CEO的任職情況和過去的投資績效制定不同的考核標準。對于已經(jīng)擁有一定行業(yè)聲譽并且過去投資績效較好的CEO，企業(yè)應(yīng)當(dāng)適當(dāng)弱化他們過去投資績效在考核中的占比，從而對這部分CEO產(chǎn)生足夠的激勵作用，避免他們盲目跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略。其次，投資者應(yīng)當(dāng)合理看待企業(yè)投資策略，客觀判斷企業(yè)是否通過跟隨策略向市場傳遞虛假信息。