周雙艷

（安徽新華學(xué)院財會與金融學(xué)院，安徽 合肥 230088）

企業(yè)的投資水平通過影響全社會資本存量的增長速率，決定一國經(jīng)濟的長期增長速率，國家在制定宏觀經(jīng)濟政策時會關(guān)注政策對企業(yè)投資水平的影響。投資決策是企業(yè)極為重要的經(jīng)營管理內(nèi)容，不僅推動了企業(yè)自身的發(fā)展和成長，也是企業(yè)提高未來盈利水平的重要基礎(chǔ)，同時也影響著資本市場對企業(yè)市場價值的評估[1]。因其對企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展具有決定性以及不可替代的作用，企業(yè)投資決策背后的形成邏輯也一直倍受學(xué)術(shù)界和實業(yè)界的關(guān)注。然而現(xiàn)實中，企業(yè)的實際投資水平并不總是處于最優(yōu)水平，管理者對投資預(yù)期產(chǎn)生認知偏差，帶來企業(yè)投資不足或投資過度的現(xiàn)象屢見不鮮[2]。而融資條件、資產(chǎn)狀況、產(chǎn)品市場等企業(yè)特質(zhì)在決策制認知過程中產(chǎn)生影響力，進而造成決策對未來投資預(yù)期的認知偏差。管理者對企業(yè)投資預(yù)期的認知偏差將直接反映在企業(yè)的投資行為上，給企業(yè)整體運營風(fēng)險及盈利水平帶來影響，進而引起企業(yè)投資收益率及股票價格的變化[3]。同時，企業(yè)的投資預(yù)期偏差也會導(dǎo)致宏觀經(jīng)濟整體的投資過冷或過熱，造成市場投資者對企業(yè)股票價值和價格的非理性評價，從而影響其股票市場收益率。所以，企業(yè)決策者對投資預(yù)期的認知會對股票收益產(chǎn)生作用效應(yīng)，而在此作用效應(yīng)產(chǎn)生過程中，各種企業(yè)特質(zhì)因素擔(dān)任著中介角色，以不同程度或正或負地影響著投資預(yù)期對股票收益產(chǎn)生作用效應(yīng)。所以，在當前復(fù)雜的經(jīng)濟環(huán)境下，結(jié)合企業(yè)特質(zhì)就上市企業(yè)投資預(yù)期對其股票收益的作用效應(yīng)展開研究具有較高的理論和實踐意義。

目前大部分學(xué)者的研究大多集中在分析企業(yè)的歷史投資行為和決策對企業(yè)股票收益的影響上[4-6]，而且許多學(xué)者是分別單獨對上市企業(yè)投資行為和股票收益影響因素進行研究[7-8]。同時學(xué)者們對企業(yè)投資和股票收益之間關(guān)系的形成機理也存在一定爭議[9-10]，雖然部分學(xué)者也考慮到了相關(guān)企業(yè)特質(zhì)因素對其投資行為和股票收益的影響，但絕大部分研究集中在相關(guān)企業(yè)特質(zhì)因素對企業(yè)投資行為[11-12]或股票收益的單獨影響上[13-14]，將相關(guān)因素融入企業(yè)投資行為作用于股票收益過程中的研究較少。

一、理論與假設(shè)

（一）投資預(yù)期對股票收益的一般作用機制

企業(yè)的投資預(yù)期是企業(yè)管理者在綜合衡量各方面因素以及擬投資項目的成本、收益和風(fēng)險狀況的基礎(chǔ)上對未來投資水平和方式的判定[15]。其中，投資規(guī)模是學(xué)界研究企業(yè)投資問題時常用的指標，而具體的投資方式雖然也是企業(yè)投資計劃的重要組成部分，但投資方式的不同往往也反映在投資規(guī)模上[16]。實物投資和虛擬投資是企業(yè)投資的兩種基本類型，其中實物投資是社會經(jīng)濟發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)，也是虛擬投資所依附的基礎(chǔ)，所以，本研究的投資預(yù)期是指企業(yè)的實物預(yù)期投資規(guī)模（水平）。

為解釋企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的作用機制，在借鑒Liu[9]、王宜峰[3]提出的投資q理論的基礎(chǔ)上通過構(gòu)建兩期模型進行闡述。假設(shè)上市企業(yè)i的資產(chǎn)、資產(chǎn)收益率在0期和1期的值分別為Ai0、Ai1、ROAi0、ROAi1，0期的投資規(guī)模為Ii0，在規(guī)模報酬遞減規(guī)律的均衡情形下假設(shè)ROA＞0，資產(chǎn)折舊率為d。假設(shè)存在投資摩擦成本Ci0=(f/2)×(Ii0/Ai0)2Ai0，其中投資摩擦系數(shù)f＞0，投資摩擦成本與投資規(guī)模正相關(guān)、與資產(chǎn)規(guī)模負相關(guān)，則上市企業(yè)在0期的現(xiàn)金流為ROAi0×Ai0-Ii0-Ci0，在1期的現(xiàn)金流為ROAi1×Ai1+(1-d)×Ai1。0期時的上市企業(yè)投資決策使得兩期現(xiàn)金流現(xiàn)值最大，如公式（1）所示：

其中Ri為預(yù)期收益率（貼現(xiàn)率），約束條件為:

對Ii0求導(dǎo)，令一階條件等于0，得到：

為了解股票收益率如何伴隨公司投資變動，令公式（2）對Ii0求導(dǎo)，可得：

上式中，上市企業(yè)價值最大時其股票收益主要決定于預(yù)期資產(chǎn)收益率和企業(yè)投資，在企業(yè)盈利E0(ROAi1)水平給定的情況下，Ri值會隨著投資Ii0的上升而呈現(xiàn)下降態(tài)勢；在公司投資Ii0給定的情況下，Ri值會隨著E0(ROAi1)的上升而呈現(xiàn)增長態(tài)勢。對多家上市企業(yè)進行橫向比較時發(fā)現(xiàn)，高未來投資的公司股票收益不一定低，此時還需要對它們的預(yù)期盈利能力進行比較。根據(jù)公式(3)來看，由于上市公司的規(guī)模報酬是遞減的，dE0(ROAi1)/dIi0＜0，而且[E0(ROAi1)+1-d]＞0，所以dRi/dIi0＜0，即對于單獨一家上市企業(yè)來說，其股票收益率也會隨著其投資變化而呈現(xiàn)負向變動的現(xiàn)象。所以，在風(fēng)險理論下，上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益存在顯著影響，總體看來上市企業(yè)的投資預(yù)期對股票收益存在反向影響。在此提出假設(shè)：

假設(shè)1：我國上市公司投資預(yù)期對股票收益存在顯著負向作用效應(yīng)。

（二）企業(yè)特質(zhì)中介下的作用機制

在上市企業(yè)投資預(yù)期作用于股票收益過程中可能產(chǎn)生中介作用的企業(yè)特質(zhì)因素繁多，學(xué)者們在研究中從融資結(jié)構(gòu)、股權(quán)結(jié)構(gòu)、資產(chǎn)特性、市場特征等多方面進行了探討和總結(jié)[11-12][17-18]，本研究借鑒現(xiàn)有研究成果，將可能在上市企業(yè)投資預(yù)期作用于股票收益過程中產(chǎn)生中介作用的企業(yè)特質(zhì)因素歸納為融資結(jié)構(gòu)、股權(quán)結(jié)構(gòu)、資產(chǎn)流動性和經(jīng)營風(fēng)險四個方面，并分別探討在各特質(zhì)因素中介下企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的作用機制。

1.融資結(jié)構(gòu)中介下的作用機制

（1）股權(quán)融資。在信息不對稱理論下，上市企業(yè)進行股權(quán)融資向投資者傳遞了企業(yè)資產(chǎn)質(zhì)量惡化的信號[19]，而為了未來的投資項目而增發(fā)股票行為更是向市場傳遞了公司為了解決資產(chǎn)質(zhì)量低下問題而作出的“圈錢”行動[20]，向市場傳遞了不良信號，部分投資者不看好公司股票價格未來走勢，股票超額收益空間降低。同時，在我國資本市場，信息不對稱現(xiàn)象表現(xiàn)得較為突出，上市企業(yè)的大股東與中小股東是兩個不同層次的結(jié)構(gòu)分布，大股東在股票市場中一般處于強勢地位，而中小股東處于弱勢地位，大股東憑借絕對優(yōu)勢可以有多種方式為自己獲取隱性收益，而將主要風(fēng)險轉(zhuǎn)嫁給中小股東。當上市企業(yè)通過股權(quán)形式為未來投資項目籌集資金時，中小股東出于自我利益保護的目的，對投資項目各方面均有更高的要求，尤其是投資項目的盈利性。在上市企業(yè)制定未來投資計劃時，可以說市場已經(jīng)給未來投資項目設(shè)定了格局，給整個企業(yè)和投資項目更多約束的同時，也帶來了更多壓力，一旦上市企業(yè)、投資項目以及整個市場出現(xiàn)“風(fēng)吹草動”，市場的負面情緒快速暴露，股票價格下跌，超額收益空間進一步縮水。所以，在股權(quán)融資作用下，上市公司投資預(yù)期對股票收益存在負向影響，結(jié)合假設(shè)1，股權(quán)融資將會強化上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的負向作用效應(yīng)。

（2）債務(wù)融資。債務(wù)融資是上市企業(yè)重要外部融資渠道，通過此方式融入資金，不僅向市場傳遞了上市企業(yè)資產(chǎn)質(zhì)量良好的信號，同時還能夠有效遏制上市企業(yè)股東與經(jīng)理人之間的利益輸送現(xiàn)象，可以說債務(wù)融資是提升上市企業(yè)整體經(jīng)營管理質(zhì)量的一種較好的融資方式[21]。但由于債權(quán)人經(jīng)營管理權(quán)的限制，很難切實深入到企業(yè)日常經(jīng)營管理事務(wù)中，在具體投資實務(wù)中，債權(quán)人的作用很難發(fā)揮。對于上市企業(yè)未來投資計劃的制定和投資項目的實施，債權(quán)人發(fā)揮的作用有限，除了在制度規(guī)定的框架下行使自己有限的監(jiān)督權(quán)力外，只能作為一個旁觀者，哪怕是未來投資項目可能出現(xiàn)很高的風(fēng)險，債權(quán)人也無能為力，甚至由于債權(quán)期限和流動性的限制，當風(fēng)險已經(jīng)發(fā)生時，債權(quán)人抽身逃離的機會都沒有。所以在上市企業(yè)投資預(yù)期影響股票收益過程中，債務(wù)融資因素發(fā)揮的作用有限，此時上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的負向作用效應(yīng)將會得到一定程度的緩解。

（3）內(nèi)源融資。內(nèi)源融資體現(xiàn)了上市企業(yè)內(nèi)部資金積累速度和規(guī)模，體現(xiàn)上市企業(yè)發(fā)展的內(nèi)在基礎(chǔ)，主要由企業(yè)的留存收益構(gòu)成。相對于外部融資，內(nèi)源融資不僅在使用上比較靈活，只需企業(yè)內(nèi)部流程批準，基本不受外界的制約和影響，同時也節(jié)省了承銷、宣傳等多個環(huán)節(jié)的費用，融資成本較低。上市企業(yè)應(yīng)遵循“內(nèi)源融資、債權(quán)融資、股權(quán)融資”的融資順序[22]，通過內(nèi)源融資為未來投資項目籌集資金，其資金使用成本相對比較低，收益空間上升，企業(yè)整體收益上升，股票收益相應(yīng)得到提升。結(jié)合前文內(nèi)容，內(nèi)源融資作用下上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的負向作用效應(yīng)有可能被削弱。

綜合以上內(nèi)容，在假設(shè)1的基礎(chǔ)上提出假設(shè)：

假設(shè)2：在股權(quán)融資中介下，上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的負向作用效應(yīng)更顯著。

假設(shè)3：在債務(wù)融資中介下，上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的負向作用效應(yīng)會有所緩解。

假設(shè)4：在內(nèi)源融資中介下，上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的負向作用效應(yīng)會有所緩解。

2.股權(quán)結(jié)構(gòu)中介下的作用機制

（1）股權(quán)集中度?，F(xiàn)代企業(yè)管理制度下，由于企業(yè)代理人目標和股東目標差異的存在，需要一套合理的監(jiān)督機制來確保企業(yè)管理者對各種資源的合理、有效利用，為實現(xiàn)企業(yè)經(jīng)營目標保駕護航。有動力承擔(dān)監(jiān)督職責(zé)的人一般都是企業(yè)的利益相關(guān)方，其中企業(yè)股東是最大也是最主要的利益相關(guān)方，所以上市企業(yè)的股權(quán)集中度在其監(jiān)督體系中的地位至關(guān)重要。對于股權(quán)高度集中的上市企業(yè)來說，如果存在單一絕對控股股東，企業(yè)利益與控股股東利益高度一致，控股股東會傾向于監(jiān)督企業(yè)經(jīng)營，并且決定企業(yè)經(jīng)理人員的任免[23]。在這種股權(quán)集中狀態(tài)下，經(jīng)營管理者一般都深得大股東信任，且長期穩(wěn)定在某個職位。但是由于大股東和管理者之間存在信息不對稱現(xiàn)象，即使大股東對管理者嚴加監(jiān)管，由于經(jīng)營管理專業(yè)性的存在，監(jiān)督機制一般很難落到實處。所以，此時中小股東成為監(jiān)督管理者的主體，但他們進行監(jiān)管的動力有限，此時內(nèi)部監(jiān)督機制往往也難以落實到位，企業(yè)管理者的投資活動受到的約束便會降低，未來投資項目高收益的可能性不大，企業(yè)股票價值增長較慢，股票市場收益率相應(yīng)會降低[24]。而在股權(quán)集中相對分散的狀態(tài)下，上市企業(yè)每個股東持股比例差距不是很大，每一個股東均沒有太強的動力去嚴格監(jiān)管企業(yè)管理者，所以此時的監(jiān)督任務(wù)就落到了董事會或股東大會身上，通過會議的民主集中制度決定企業(yè)管理人員的選聘、升職、加薪等問題。企業(yè)管理人員必須在這種壓力下兢兢業(yè)業(yè)，做好企業(yè)未來每個投資項目的規(guī)劃和運營，努力提升企業(yè)整體價值和股票價值。所以，在股權(quán)集中度因素中介下，上市企業(yè)的投資預(yù)期對股票收益的負向作用效應(yīng)將得到進一步強化。

（2）管理者持股。管理者控股因素中介下的上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的作用機制與投資預(yù)期對股票收益的一般作用機制存在一定差別，這主要通過代理人激勵機制實現(xiàn)。在現(xiàn)代企業(yè)管理制度下，企業(yè)的實際經(jīng)營管理者只是企業(yè)的代理人，其薪酬福利的獲取主要來源于自己的工作成效，從股東利益角度出發(fā)，主要表現(xiàn)為經(jīng)營管理活動對企業(yè)整體價值和股票價值的提升狀況，對企業(yè)作出的貢獻和成績越多，股東給予經(jīng)營管理者的待遇越好，反之則越差，直至開除[25]。當上市企業(yè)經(jīng)營管理者是企業(yè)股東之一時，其對企業(yè)的經(jīng)營管理成效決定其獲得的崗位薪酬，同時也決定著其所持有企業(yè)股份的價值，所以經(jīng)營管理者有足夠的動力作好企業(yè)未來的所有投資決策，使上市企業(yè)未來的投資預(yù)期成效盡量達到最優(yōu)，企業(yè)價值和股票價值也會得到提升，股票收益相應(yīng)上升，管理者持股越多則未來投資預(yù)期效果越好，股票收益越高。所以，在管理者持股因素中介下，上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的負向作用效應(yīng)將得到一定反向調(diào)整。

所以，在假設(shè)1基礎(chǔ)上提出假設(shè)：

假設(shè)5：在股權(quán)集中度中介下，上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的負向作用效應(yīng)更加顯著。

假設(shè)6：在管理者持股中介下，上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的負向作用效應(yīng)會有所緩解。

3.資產(chǎn)流動性中介下的作用機制

上市企業(yè)資產(chǎn)的流動性高，資產(chǎn)變現(xiàn)能力就強，當未來需要投資資金時便可以快速地將相關(guān)資產(chǎn)變現(xiàn)。資產(chǎn)流動性通過風(fēng)險控制機制和資源利用機理在投資預(yù)期向股票收益產(chǎn)生作用力的過程中發(fā)揮作用。企業(yè)未來投資項目的順利實施以及質(zhì)量的保障均依賴于資金鏈的完善，而上市企業(yè)資產(chǎn)的高流動性、高變現(xiàn)能力無疑為投資項目資金鏈的完善提供了一道保障，降低了未來投資項目前期建設(shè)和后期投產(chǎn)失敗的風(fēng)險，企業(yè)整體基本面向好，企業(yè)整體價值和股票收益率提升[26]。同時，流動性高的資產(chǎn)能夠有效提升上市企業(yè)整體資產(chǎn)的利用效率，尤其是將這些流動性高的資產(chǎn)用在短期投資項目上，企業(yè)資產(chǎn)的整體流動性上升，整體資源利用效率上升，單位資產(chǎn)價值創(chuàng)造速度提升的同時，也進一步降低了企業(yè)資產(chǎn)的機會成本，所以，此時投資預(yù)期對股票收益的負向作用效應(yīng)將會被削弱。因此，基于假設(shè)1提出假設(shè)：

假設(shè)7：在資產(chǎn)流動性中介下，上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的負向作用效應(yīng)會被削弱。

4.經(jīng)營風(fēng)險中介下的作用機制

上市企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險可以整體理解為因為生產(chǎn)經(jīng)營中的各種不確定因素而給企業(yè)未來預(yù)期收益帶來不確定性。關(guān)于經(jīng)營風(fēng)險作用下的企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的影響的研究，比較典型的當屬Fama和French提出的三因素模型，他將企業(yè)投資水平、企業(yè)預(yù)期盈利水平和企業(yè)股票收益率引入模型，構(gòu)造出能夠反映三者之間相互作用關(guān)系三因素模型，雖然模型GRS檢驗結(jié)果顯示投資水平和企業(yè)預(yù)期收益對股票收益率的作用關(guān)系不顯著，但已經(jīng)較好地展示了在預(yù)期收益影響下企業(yè)投資預(yù)期會反作用于股票收益[27-28]。儀垂林、徐捷等學(xué)者也從不同角度研究了企業(yè)預(yù)期收益是如何通過投資渠道作用于企業(yè)股票收益的[2][7]。此外，還可以從風(fēng)險補償機制角度理解經(jīng)營風(fēng)險在投資預(yù)期作用于股票收益過程中的中介性。經(jīng)營風(fēng)險比較小的上市企業(yè)發(fā)展勢頭良好，通過未來投資將企業(yè)的現(xiàn)金或其他資產(chǎn)轉(zhuǎn)化為實物投資后的風(fēng)險要比未轉(zhuǎn)化前的風(fēng)險小，企業(yè)越傾向于增加投資，未來投資水平越高，企業(yè)整體資產(chǎn)風(fēng)險就越小，未來風(fēng)險補償越小，股價增幅及股票收益相應(yīng)就越小。而經(jīng)營風(fēng)險比較高的上市企業(yè)一般不會提高投資水平，甚至?xí)S著經(jīng)營風(fēng)險的不斷提升而降低未來投資額，企業(yè)整體資產(chǎn)的風(fēng)險會得到控制，此時上市企業(yè)整體價值要比高投資額時更穩(wěn)定，股票收益和價值得到保障。所以提出假設(shè)：

假設(shè)8：在經(jīng)營風(fēng)險中介下，上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的負向作用效應(yīng)會更加顯著。

二、實證檢驗

（一）變量設(shè)置和模型設(shè)定

1.變量設(shè)置

（1）投資預(yù)期?，F(xiàn)有文獻中，對企業(yè)投資預(yù)期進行度量的研究很少，現(xiàn)有的少量研究也集中在利用企業(yè)實際投資歷史數(shù)據(jù)進行粗略的預(yù)測和判斷[1][16]，對企業(yè)投資預(yù)期度量的準確性有限，學(xué)界的認可度也很低。而對于企業(yè)未來的合理投資度量方法則比較多，其中Richardson模型是一種學(xué)界認可度較高、應(yīng)用較廣泛的測度企業(yè)合理投資規(guī)模的方法[29]。企業(yè)投資預(yù)期是對未來投資規(guī)模作出的規(guī)劃，而未來投資規(guī)模應(yīng)該處于怎樣水平，合理投資規(guī)模則是企業(yè)管理者制定計劃時重點參考對象，所以本文在Richardson模型基礎(chǔ)上構(gòu)建投資預(yù)期的測度模型。Richardson模型設(shè)置為：

其中，i為企業(yè)序列編號，t為時間序列編號，μit為隨機擾動項。根據(jù)公式（4）計算得來的投資水平只是上市企業(yè)在現(xiàn)有條件下的理論投資水平，或者說是上市企業(yè)投資預(yù)期的絕對規(guī)模。未來投資預(yù)期水平與實際投資水平之間的差異體現(xiàn)了上市企業(yè)未來投資決策制定的科學(xué)性和準確性，是上市企業(yè)未來投資預(yù)期的內(nèi)容之一。此外，現(xiàn)實中影響上市企業(yè)投資的因素紛繁復(fù)雜，管理者在制定未來投資計劃時一般會根據(jù)企業(yè)的現(xiàn)實情況對合理投資水平進行調(diào)整，根據(jù)Y.V.Grushko[15]、宋硯秋[30]、Jan Alpenberg[31]等學(xué)者的研究，實際投資水平是未來投資計劃的主要參考對象，當年的實際投資水平與合理投資水平差異較小，說明上市企業(yè)在現(xiàn)有條件的投資是比較合理的，可以依據(jù)Richardson模型安排未來投資計劃。而如果差異較大，則投資預(yù)期需要在理論投資水平基礎(chǔ)上進行調(diào)整，如果實際投資水平大幅度高于理論水平，則未來投資預(yù)期水平需要在理論水平基礎(chǔ)上進行正向調(diào)整，反之則進行反向調(diào)整。因此，本文在Richardson基礎(chǔ)上，利用上市企業(yè)實際投資水平與未來投資合理水平間的差異作為上市企業(yè)投資預(yù)期的替代變量：

公式（4）（5）中各變量含義如表1所示。

表1 投資預(yù)期模型變量

（2）企業(yè)特質(zhì)因素變量。根據(jù)前文內(nèi)容，同時結(jié)合國內(nèi)外學(xué)者的研究，企業(yè)特質(zhì)因素變量設(shè)置為融資結(jié)構(gòu)因素、股權(quán)結(jié)構(gòu)因素、資產(chǎn)流動性因素和經(jīng)營風(fēng)險因素。

融資結(jié)構(gòu)因素：根據(jù)融資途徑類型，分別設(shè)置股權(quán)融資規(guī)模(Stock)、債權(quán)融資規(guī)模(Claims)和內(nèi)源融資規(guī)模(Endog)三個替代變量，單位為億元。

股權(quán)結(jié)構(gòu)因素：主要包括上市公司股權(quán)集中度和管理者持股方式，分別用上市公司前5大股東持股比例之和(Focus)、管理層持股比例(Manage)進行衡量。

資產(chǎn)流動性因素：選擇上市公司流動資產(chǎn)比例(Assets)衡量資產(chǎn)流動性。

經(jīng)營風(fēng)險因素：現(xiàn)代企業(yè)往往會采用賒銷的方式將產(chǎn)品或服務(wù)賣給消費者，賒銷賬款則成為現(xiàn)代企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險的主要來源，本文采用上市公司賒銷賬款對銷售收入的比重(Credit)作為衡量經(jīng)營風(fēng)險的替代變量。

各變量具體情況如表2所示：

表2 企業(yè)特質(zhì)替代變量表

2.模型設(shè)定

參考Lamont的研究成果，使用除權(quán)后的股票收益率（Return）作為被解釋變量[4]，投資預(yù)期為解釋變量，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)回歸模型，探索在不考慮企業(yè)特質(zhì)中介下上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的一般作用效應(yīng)。

而后將企業(yè)特質(zhì)變量加入模型，探索在不同企業(yè)特質(zhì)因素中介下上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的作用效應(yīng)。結(jié)合陸劍清[17]、Wang Mengyu[8]等學(xué)者的研究經(jīng)驗，在模型（6）基礎(chǔ)上構(gòu)建具有交互效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)回歸模型：

式（7）中各企業(yè)特質(zhì)變量均為連續(xù)變量，而Expect也為連續(xù)變量，為了滿足回歸模型中交互項的擬合條件，對Expect進行虛擬化：

當虛擬化的Expect為1時，即認為實際投資在合理投資水平以上，上市企業(yè)未來超額投資；而Expect為0時，即認為實際投資低于合理投資水平，上市企業(yè)未來投資不足。

（二）樣本選擇

我國的上市企業(yè)類型比較多，其中在主板掛牌的企業(yè)規(guī)模一般都比較大，發(fā)展相對成熟、穩(wěn)定，是我國上市企業(yè)中的典型代表，為了獲取更加穩(wěn)定且詳實的數(shù)據(jù)，選擇我國A股主板上市企業(yè)為研究樣本。1999年，《中華人民共和國證券法》正式頒布，自此，我國企業(yè)的股權(quán)融資進入了新階段。所以本文選擇的樣本期間為1999-2019年。同時，樣本企業(yè)還需要滿足和遵循以下幾個條件：

（1）在滬市或深市掛牌的A股公司；

（2）掛牌交易時間在1999年及以前；

（3）1999年以后不存在長期停牌現(xiàn)象（超過1年）；

（4）1999年以后不存在重大經(jīng)營事故和違法現(xiàn)象（證監(jiān)會責(zé)令停牌整頓）。

按以上條件，從我國A股主板市場挑選613家上市公司作為樣本，樣本企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。以樣本企業(yè)的年度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，實證分析我國上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的作用效應(yīng)，所有量化計算均由Eviews實現(xiàn)。

（三）參數(shù)估計與分析

1.一般作用效應(yīng)檢驗

計算Return與Expect的相關(guān)系數(shù)，為-0.802，達到了顯著負相關(guān)的程度，表明我國上市企業(yè)投資預(yù)期與股票收益之間呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。檢驗?zāi)Ｐ停?）中變量的最佳滯后階數(shù)，5個統(tǒng)計量均一致顯示模型整體存在2階滯后，所以模型（6）整體最佳滯后階數(shù)為2期。對各變量進行平穩(wěn)性檢驗，發(fā)現(xiàn)在5%水平下均存在一階單位根。而協(xié)整檢驗結(jié)果顯示，在5%水平下存在協(xié)整關(guān)系，同時Granger檢驗顯示存在從Expect到Return的因果關(guān)系，所以本文數(shù)據(jù)適合對模型（6）進行參數(shù)估計（見表3）。

利用F檢驗和Hausman檢驗發(fā)現(xiàn)，面板數(shù)據(jù)回歸模型（6）適合隨機效應(yīng)模型，其參數(shù)估計結(jié)果如表3所示。模型的可決系數(shù)達到了0.905 236，F(xiàn)檢驗的伴隨概率為0，D.W統(tǒng)計量為1.791 054，在可接受范圍內(nèi)，所以模型（6）整體擬合結(jié)果比較理想。Expect的參數(shù)估計值為-0.318，Expect每變動1個單位，就會反方向帶動Return變動0.318個單位，且Return參數(shù)估計的顯著性為0.053 7，在5%水平下顯著，我國上市公司投資預(yù)期對股票收益存在顯著的負向影響，所以假設(shè)1為真命題。

表3 模型（6）擬合結(jié)果匯總表

2.企業(yè)特質(zhì)中介下的實證檢驗

（1）協(xié)整檢驗和Granger檢驗。平穩(wěn)性檢驗結(jié)果顯示，模型（7）中各變量的單位根個數(shù)存在差異，直接對模型進行擬合可能出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，并且各變量的滯后階數(shù)也均為2階，所以首先對模型（7）中各變量進行Pedroni協(xié)整檢驗（見表4）。檢驗結(jié)果顯示，在5%水平下，7個統(tǒng)計量中有6個通過了顯著性檢驗，模型（7）中各變量間存在協(xié)整關(guān)系，可以用之構(gòu)建回歸模型。

表4 模型（ 7）Pedroni協(xié)整檢驗匯總表

對模型（7）中變量間因果關(guān)系進行Granger檢驗（表5）顯示，在10%水平下，模型(7)中各交互項均通過了顯著性檢驗，存在從各交互項到Return的因果關(guān)系，其中Expect×Endog、Expect×Assets的顯著性比較高，通過了1%的顯著性水平，所以模型（7）中的各交互變量與股票收益率均存在因果關(guān)系，各交互項均能夠在不同程度上帶來股票收益率的變化。

表5 模型（ 7）中各變量間Granger檢驗結(jié)果匯總表

（2）模型擬合與分析。協(xié)整檢驗和Granger檢驗進一步從確認模型（7）構(gòu)建的科學(xué)性，由于模型（7）中的解釋變量數(shù)量較多，為了避免出現(xiàn)多重共線性、內(nèi)生性等問題，以及更加清晰的了解各交互項對被解釋變量的影響情況，通過控制其他交互項，分別對模型（7）中某一解釋變量進行擬合（表6）。

表6 模型（ 7）擬合結(jié)果匯總表

各模型整體可決系數(shù)均在0.8左右，最低的為0.752 053，最高的為0.910 537，在控制其他解釋變量的前提下，各解釋變量對被解釋變量的解釋程度均很高。各模型的F檢驗的伴隨概率均為0，D.W統(tǒng)計量均在2左右，所以各模型整體擬合優(yōu)度較好，可用于分析實際問題。

從各交互項的偏回歸結(jié)果來看，融資結(jié)構(gòu)下的三個交互項的參數(shù)估計值均為負數(shù)，說明融資結(jié)構(gòu)三個因素中介下，上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的負向作用效應(yīng)沒有改變。三個交互項的參數(shù)估計值的顯著性分別為0.014 1、0.066 5、0.054 8，相比模型（6）中 Expect的顯著性水平0.053 7而言，股權(quán)融資中介下投資預(yù)期對股票收益的負向作用效應(yīng)更顯著，所以上文假設(shè)2為真命題。債權(quán)融資中介下投資預(yù)期對股票收益作用效應(yīng)的顯著性水平所有下降，但在10%臨界值下依然顯著，所以假設(shè)3也為真命題。內(nèi)源融資中介下投資預(yù)期對股票收益作用的顯著性水平略低于模型（6）中的Expect的顯著性水平，在內(nèi)源融資中介下投資預(yù)期對股票收益的負向作用的顯著性被削弱，所以假設(shè)4為真命題。

股權(quán)結(jié)構(gòu)的交互項中，Expect×Focus的參數(shù)估計值為負，通過了1%的顯著性水平，顯著性水平遠高于模型（6）Expect的顯著性，股權(quán)集中度中介下上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的負向作用顯著性水平更高，假設(shè)5為真命題。Expect×Manage的參數(shù)估計值為負，通過了10%顯著性水平，顯著性水平低于模型（6）中的Expect，在管理者持股中介下，上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益依然呈現(xiàn)負向作用，但顯著性降低，所以假設(shè)6為真命題。

資產(chǎn)流動性交互項Expect×Assets的參數(shù)估計值為負，顯著性水平通過了10%的臨界值，但低于模型（6）中的Expect，在資產(chǎn)流動性中介下，上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的作用效應(yīng)依然為負，但顯著性卻大幅度降低，上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的負向作用效應(yīng)被削弱，假設(shè)7為真命題。

經(jīng)營風(fēng)險交互項Expect×Credit的參數(shù)估計值為負，顯著性水平為0.060 3，顯著性水平略低于模型（6）中的Expect，說明在經(jīng)營風(fēng)險中介下，上市企業(yè)投資預(yù)期對股票收益的負向作用效應(yīng)顯著性略有降低，所以假設(shè)8為假命題。其原因可能在于本文的替代指標選擇上，本文的上市企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險替代指標為企業(yè)的年度賒銷賬款比例，但現(xiàn)實中很多企業(yè)的賒銷賬款的期限都不會超過一年，此時采用年度數(shù)據(jù)就難以體現(xiàn)企業(yè)的賒銷賬款情況，其中介性也就難以明顯體現(xiàn)。

需要指出的是，在實證分析過程中，沒有考慮模型中各解釋變量參數(shù)估計值的絕對值大小，一方面原因在于模型（7）中的解釋變量是各種企業(yè)特質(zhì)變量與投資預(yù)期變量的交互項，而模型（6）中的解釋變量僅為投資預(yù)期變量，二者不具有絕對數(shù)值上的可比性；二是本文主要研究目的在于探索投資預(yù)期對股票收益作用效應(yīng)的一般規(guī)律，用于參數(shù)估計的樣本數(shù)據(jù)經(jīng)過了比較復(fù)雜的預(yù)處理，分析各解釋變量參數(shù)估計值絕對值的意義不大。

結(jié)語

以我國上市公司投資預(yù)期對股票收益的作用效應(yīng)為核心，在企業(yè)特質(zhì)中介視角下，定性分析投資預(yù)期對股票收益的作用機制以及不同企業(yè)特質(zhì)中介下的作用機制，并進行了實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：一般而言，我國上市公司投資預(yù)期對股票收益存在顯著的負向作用效應(yīng)，但與不同企業(yè)特質(zhì)中介下的投資預(yù)期對股票收益的作用效應(yīng)之間存在差異；在股權(quán)融資、股權(quán)集中度和經(jīng)營風(fēng)險等因素中介下，上市公司投資預(yù)期對股票收益的負向作用效應(yīng)更加顯著；在債權(quán)融資、內(nèi)源融資、管理者持股等因素中介下，上市公司投資預(yù)期對股票收益的負向作用效應(yīng)有所緩解；而在資產(chǎn)流動性因素中介下，上市公司投資預(yù)期對股票收益雖然依然呈現(xiàn)負向作用，但不再顯著。

投資預(yù)期是企業(yè)未來發(fā)展規(guī)劃的重要內(nèi)容，其準確性直接決定著未來投資效率，而股票收益是上市企業(yè)股票流動性及企業(yè)市值的重要決定因素，所以可以從企業(yè)特質(zhì)角度出發(fā)采取措施提高上市企業(yè)未來投資決策的準確性和未來投資項目效益。

（1）約束大股東控制。股權(quán)集中程度在企業(yè)投資預(yù)期作用于股票收益過程中發(fā)揮著重要中介作用，少數(shù)大股東控制現(xiàn)象使得上市公司董事會、監(jiān)事會以及經(jīng)理層很難有效履行其應(yīng)有的職責(zé)。大股東對上市公司的超強控制增加了投資決策不科學(xué)制定的概率，其主要原因在于上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的不夠合理，所以優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)是約束大股東控制的重要手段，強化機構(gòu)投資者的法人股地位、構(gòu)建多元化股本結(jié)構(gòu)可以很好地優(yōu)化上市公司的股本結(jié)構(gòu)。

（2）規(guī)范融資信息披露。融資結(jié)構(gòu)對上市公司投資預(yù)期作用于股票收益過程中顯示出了明顯的影響力，所以在融資方面上市公司必須合理運用各種融資方式、科學(xué)地安排資金運用。對于上市公司股票價格和收益狀況來說，有關(guān)融資信息披露狀況成為影響投資者行為的重要因素。我國證券市場必須嚴格規(guī)范上市公司融資信息的披露，通過監(jiān)管機制的完善、法規(guī)體系的健全實現(xiàn)上市公司能真實披露信息的目的，保護信息使用者的權(quán)益。在融資過程中，上市公司必須對投資項目可行性、必要性以及資金使用計劃等給予詳細說明，對于一些重大項目的融資還必須得到股東大會、董事會的表決通過和授權(quán)，詳細公布各層級股東的投票情況、投票結(jié)果等信息。

（3）規(guī)范會計信息披露。資產(chǎn)流動性等財務(wù)信息在投資預(yù)期作用于股票收益過程中發(fā)揮著重要作用，對于上市公司財務(wù)信息的披露，除了信息真實性的基本要求之外，還要強調(diào)信息披露的及時性和充分性。在傳統(tǒng)定期公布的財務(wù)報告基礎(chǔ)上編制和公布實時財務(wù)報告，向使用者決策提供最新的數(shù)據(jù)資料。在各時期財務(wù)報告中真實披露各種股票的股利分配、每股收益等相關(guān)信息，幫助投資者作出更加理性的判斷和決策。