尚航標(biāo)　劉佳奇　王智林

【摘要】上市公司的可持續(xù)發(fā)展關(guān)系著我國資本市場的穩(wěn)定和國民經(jīng)濟的增長?；谫Y源基礎(chǔ)觀的研究多強調(diào)內(nèi)部要素， 缺乏對金融市場中投資者的關(guān)注， 本文以2007 ～ 2021年我國A股上市公司為樣本， 基于資源依賴理論考察投資者異質(zhì)信念對上市公司可持續(xù)發(fā)展的影響。研究發(fā)現(xiàn)， 投資者異質(zhì)信念通過加劇管理層短視抑制上市公司可持續(xù)發(fā)展； 進一步研究表明， 上述作用關(guān)系在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和兩職合一情況不同的企業(yè)中呈現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性； 此外， 機構(gòu)投資者持股對管理層短視與上市公司可持續(xù)發(fā)展之間的關(guān)系起負向調(diào)節(jié)作用。本文的結(jié)論不僅豐富了企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的相關(guān)研究， 而且拓展了資源依賴理論在委托代理背景下的相關(guān)見解， 為注冊制改革背景下政策制定和企業(yè)實踐提供了借鑒。

【關(guān)鍵詞】投資者異質(zhì)信念；管理層短視；可持續(xù)發(fā)展；資源依賴理論

【中圖分類號】F275；F832.5? ? ? 【文獻標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）10-0025-9

一、 引言

全球范圍內(nèi)經(jīng)濟下行壓力的增大使得企業(yè)可持續(xù)發(fā)展問題正在迅速成為管理領(lǐng)域的焦點問題， 諸多學(xué)者對此進行了深入研究。基于我國企業(yè)可持續(xù)發(fā)展問題的研究脈絡(luò)（蘇冬蔚和吳仰儒，2005）， 本文試圖回應(yīng)Bansal 和DesJardine（2014）的主張， 關(guān)注其經(jīng)濟層面的最初含義， 將企業(yè)可持續(xù)發(fā)展定義為： 企業(yè)能夠在不影響滿足自身（或其他）未來需求的情況下， 應(yīng)對其短期財務(wù)需求。上市公司的可持續(xù)發(fā)展關(guān)系著我國資本市場的穩(wěn)定和國民經(jīng)濟的增長。然而， 諸多企業(yè)的業(yè)績增長猶如“曇花一現(xiàn)”般無法保持， 甚至頻頻“跳水”或者“暴跌”（曹鳳岐，2020）。究竟哪些關(guān)鍵因素會影響上市公司的可持續(xù)發(fā)展？這一基本問題并未得到充分解答。

諸多學(xué)者從資源基礎(chǔ)觀出發(fā)對該問題展開了不同程度的探索。資源基礎(chǔ)理論認為， 企業(yè)擁有具有價值性、 稀缺性以及難以替代特質(zhì)的資源是形成競爭優(yōu)勢的重要前提（Barney，1991）。因此， 高管特質(zhì)、 股權(quán)結(jié)構(gòu)、 內(nèi)部控制、 研發(fā)投入等內(nèi)部要素紛紛被學(xué)者們納入企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的前因研究范疇（唐清泉等，2009；王海兵和韓彬，2016；楊旭東等，2018）。然而資源基礎(chǔ)觀往往以企業(yè)內(nèi)部資源異質(zhì)性解釋績效差異， 忽略了外部環(huán)境對企業(yè)的影響。企業(yè)上市之后， 管理者行為及企業(yè)發(fā)展與外部金融環(huán)境密切相關(guān)， 這使得企業(yè)的長期發(fā)展不可避免地受到其中大量存在的非理性投資者的影響。這一觀點與資源依賴理論聯(lián)系十分緊密。作為資源基礎(chǔ)觀的重要補充， 資源依賴理論強調(diào)企業(yè)需要依賴外部環(huán)境以謀求生存（Pfeffer 和Salancik，1978）。Davis和Cobb（2010）已經(jīng)暗示外部金融依賴可能在一定程度上改變企業(yè)內(nèi)部的權(quán)力關(guān)系并導(dǎo)致企業(yè)引入一系列管理依賴性的新策略。那么， 企業(yè)是否會成為非理性投資者“擊鼓傳花”的最后一棒？本文所研究的問題由此產(chǎn)生， 即金融市場中的非理性投資者是否以及如何影響管理者的決策行為以及企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展？

資本市場中非理性投資者的重要特征之一便是異質(zhì)信念。異質(zhì)信念是指投資者對證券的預(yù)期收益及收益的分布概率具有不同的預(yù)期（Miller，1977）。信息的漸進性、 對信息的有限注意以及先驗的異質(zhì)性被普遍認為是異質(zhì)信念形成的重要機制（Hong和Stein，2007）。我國資本市場尚不成熟， 同時散戶投資者比例較高， 因此這一特征尤為明顯（徐輝和周孝華，2019）。在資源依賴理論的邏輯視角下， 投資者異質(zhì)信念在一定程度上增加了企業(yè)與投資者依賴關(guān)系中的不確定性， 而管理者有動機采取措施來管理這種依賴關(guān)系及其不確定性（Pfeffer和 Salancik，1978）。進一步地， 當(dāng)引入委托代理關(guān)系時， 理性管理者出于自利目的可能會選擇迎合投資者的偏好（Baker等，2009）， 在長短期決策中關(guān)注當(dāng)前利益而損害企業(yè)長遠發(fā)展。因此， 本文在“投資者非理性、 管理者理性”的假設(shè)前提下， 基于資源依賴理論探討投資者異質(zhì)信念對上市公司可持續(xù)發(fā)展帶來的影響以及管理層短視的中介作用。此外， 誠如Ongena和Zalewska（2018）所述， 機構(gòu)投資者通常較為理性， 且具有信息和資源優(yōu)勢， 往往會主動參與到公司的監(jiān)督治理當(dāng)中。這可能會在一定程度上影響投資者異質(zhì)信念與上市公司可持續(xù)發(fā)展之間的關(guān)系。因此， 本文在探討投資者異質(zhì)信念與上市公司可持續(xù)發(fā)展兩者關(guān)系的基礎(chǔ)上， 進一步討論機構(gòu)投資者持股的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

基于上述分析， 本文以2007 ～ 2021年我國A股上市公司為研究樣本， 考察投資者異質(zhì)信念對上市公司可持續(xù)發(fā)展的影響， 并進一步研究其作用渠道、 調(diào)節(jié)機制以及異質(zhì)性。本文的邊際貢獻可能表現(xiàn)在以下幾個方面： 第一， 基于資源依賴理論研究投資者異質(zhì)信念對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的影響， 這一視角更加貼近我國資本市場散戶較多的實際情況， 也是對可持續(xù)發(fā)展相關(guān)研究的有益補充； 第二， 通過實證研究檢驗了管理層短視這一潛在的作用渠道， 打開了資本市場中非理性投資者如何影響企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的黑箱， 并且拓展了資源依賴理論在委托代理背景下的管理者策略研究； 第三， 進一步厘清了投資者異質(zhì)信念影響企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的調(diào)節(jié)機制， 檢驗了機構(gòu)投資者持股對上述關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)， 對注冊制改革背景下的政府監(jiān)管和企業(yè)管理實踐具有重要的現(xiàn)實意義。

二、 理論分析與研究假設(shè)

資源依賴理論的基本論斷是， 組織內(nèi)部無法產(chǎn)生所需要的所有資源， 組織為了生存必須依賴外部環(huán)境， 且試圖管理這些依賴（Pfeffer和Salancik，2003）。具體而言， 資源依賴理論解釋了組織對依賴關(guān)系的反應(yīng)， 那就是使企業(yè)的不確定性和依賴性最小化的同時使自主權(quán)最大化（Davis和Cobb，2010）。這意味著相互依賴會導(dǎo)致企業(yè)尋找相應(yīng)的策略， 大量與企業(yè)并購、 聯(lián)盟以及高管繼任等相關(guān)的實證研究也支持了這一理論（Rogan和 Greve，2015；Xia，2011；Weiner，1984）。與此同時， 在現(xiàn)代經(jīng)濟體系中， 居于主導(dǎo)地位的大型企業(yè)其資金需求量通常很大（林毅夫和孫希芳，2008）。對于內(nèi)源融資無法滿足其資金需求的上市公司來說， 外部債務(wù)融資和股權(quán)融資就成為主要的資金來源。而相比于債務(wù)融資， 股權(quán)融資因不會受到強制清算而廣泛流行（張一林等，2016）。因此， 企業(yè)能否獲得融資較大程度地依賴其外部投資者（田新民等，2020）。結(jié)合資源依賴理論的基本邏輯， 可推斷出上市公司對投資者的金融依賴可能會相應(yīng)地改變其管理行為。

投資者在擁有異質(zhì)信念的情況下， 更容易出于投機動機而頻繁進行交易（許致維和李少育，2014）。這意味著投資者的異質(zhì)信念在一定程度上增加了企業(yè)與投資者依賴關(guān)系中的不確定性。而依據(jù)資源依賴理論， 企業(yè)會采取行動來最小化這種依賴關(guān)系所帶來的不確定性（Davis和Cobb，2010）。在存在委托代理關(guān)系的背景下， 最直截了當(dāng)?shù)霓k法可能是迎合投資者。相關(guān)研究表明， 在投資者非理性、 管理者理性的情況下， 管理者會迎合投資者的非理性偏好， 以最大化自身利益（Baker和Powell，1993）。然而， 企業(yè)要實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展， 既要考慮當(dāng)前發(fā)展的需要又要考慮未來發(fā)展的需要（孫繼偉，1998）。這就對管理者的決策能力產(chǎn)生了較高要求， 當(dāng)管理者無法平衡企業(yè)的長短期決策時， 企業(yè)發(fā)展的可持續(xù)性就會受到影響。因此， 投資者異質(zhì)信念在一定程度上會使管理層決策偏軌， 進而影響企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

基于以上分析， 本文提出如下研究假說：

投資者異質(zhì)信念對上市公司可持續(xù)發(fā)展具有負向影響。

三、 研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文的研究樣本為2007 ～ 2021年我國A股上市公司， 相關(guān)數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫?？紤]到數(shù)據(jù)的代表性和準(zhǔn)確性問題， 本文剔除了部分數(shù)據(jù)存在缺失的上市公司， 以及金融行業(yè)、 ST和可持續(xù)增長率為負值的公司樣本。最終， 用于研究的上市公司共計2468家， 包含15259個觀測值。此外， 本文對模型中的連續(xù)變量進行了1%和99%分位數(shù)上的縮尾處理。

（二）計量模型構(gòu)建

為了探討投資者異質(zhì)信念對上市公司可持續(xù)發(fā)展的影響， 根據(jù)研究假設(shè)， 構(gòu)建了以企業(yè)可持續(xù)發(fā)展（sgr）為被解釋變量、 投資者異質(zhì)信念（turn）為解釋變量的計量模型， 如下所示：

sgrit=α0+α1turnit+αjcontrolit+yeart+cpi+εit? ? ? ?（1）

其中， i代表各個樣本企業(yè)， t代表年份， controlit代表所有的控制變量， yeart代表年份固定效應(yīng)， cpi代表公司固定效應(yīng)， εit為殘差項。如果模型（1）中α1顯著為負， 則表明投資者異質(zhì)信念對上市公司可持續(xù)發(fā)展具有負向影響。

（三）變量定義

1. 被解釋變量。本文的被解釋變量為企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。針對經(jīng)濟層面的企業(yè)可持續(xù)發(fā)展這一特定內(nèi)涵而言， 學(xué)界主要借鑒胡月曉（2004）的思路， 采用企業(yè)的可持續(xù)增長率來衡量企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。Higgins（1977）將可持續(xù)增長率定義為“在不需要耗盡財務(wù)資源的情況下， 公司銷售所能達到的最大增長比率”。因此， 本文借鑒楊旭東等（2018）的研究， 采用可持續(xù)發(fā)展靜態(tài)模型構(gòu)建可持續(xù)增長率指標(biāo)對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展進行測度， 并記為sgr。具體計算公式為： 企業(yè)可持續(xù)發(fā)展=凈資產(chǎn)收益率×收益留存率÷（1-凈資產(chǎn)收益率×收益留存率）。

2. 解釋變量。本文的解釋變量為投資者異質(zhì)信念。投資者異質(zhì)信念的衡量指標(biāo)一般包括分析師預(yù)測分歧、 超額收益波動率、 換手率等。以上指標(biāo)中， 分析師預(yù)測分歧僅能代表專業(yè)投資人的意見分歧度， 無法涵蓋A股市場中投資者的全部信息（李維安等，2012）。而超額收益波動率代表了由信息、 風(fēng)險等諸多因素引起的波動， 以它作為投資者異質(zhì)信念的代理變量也存在爭議（朱宏泉等，2016）。相對而言， 換手率更能體現(xiàn)廣大中小投資者的異質(zhì)信念。

由于一些學(xué)者指出促使換手率變化的因素還包括流動性需求（李維安等，2012；朱宏泉等，2016）， 本文借鑒張多蕾等（2018）的思路， 利用剔除市場流動性需求后的調(diào)整換手率來衡量投資者異質(zhì)信念。具體計算公式如下：

其中， turni，t為剔除市場流動性需求后股票i第t年的年均換手率， turni，d為股票i第t年的個股日均換手率， turnn，d為股票i第t年所在交易市場的日均換手率， n為當(dāng)年實際交易天數(shù)。

同時， 本文借鑒鄧路和王化成（2014）的方法， 采用分析師預(yù)測分歧（disp）進行穩(wěn)健性檢驗， 具體計算公式如下：

其中， fn和f分別代表單個分析師預(yù)測的樣本公司每股收益和所有分析師預(yù)測的樣本公司每股收益均值， bps 表示公司真實每股收益， N表示分析師人數(shù)。

3. 控制變量。參照已有理論和相關(guān)研究成果（胡楠等， 2021）， 本文選取的控制變量包括企業(yè)規(guī)模、 成長機會、 財務(wù)杠桿、 總資產(chǎn)收益率、 股權(quán)集中度、 董事會規(guī)模、 獨立董事比例。

具體變量定義見表1。

四、 實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。結(jié)果表明， 企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的均值為0.078， 標(biāo)準(zhǔn)差為0.063， 這與靳曙暢（2019）等的指標(biāo)結(jié)果較為相近。與此同時， 投資者異質(zhì)信念的最大值是12.710， 最小值是-4.830， 標(biāo)準(zhǔn)差為2.844， 說明不同企業(yè)投資者異質(zhì)信念存在較大差異， 這為解釋企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展提供了較多的信息。

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3列（1）、 （2）列示了投資者異質(zhì)信念對上市公司可持續(xù)發(fā)展的影響的回歸結(jié)果。列（1）、 （2）分別為加入控制變量前后的結(jié)果?？梢钥闯觯?解釋變量投資者異質(zhì)信念（turn）的系數(shù)均顯著為負， 這說明投資者異質(zhì)信念對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展具有負向影響， 即本文假設(shè)成立。

（三）內(nèi)生性檢驗

在模型（1）中， 雖然本文盡量控制可能同時影響投資者異質(zhì)信念和企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的因素， 但實證結(jié)果依然會受到不可觀測因素的影響。這種遺漏變量會導(dǎo)致本文估計的投資者異質(zhì)信念（turn）系數(shù)有偏。除此之外， 企業(yè)可持續(xù)發(fā)展也可能影響投資者異質(zhì)信念， 即兩者可能存在反向因果關(guān)系。因此， 本文進一步采取工具變量法和雙重差分估計方法緩解上述內(nèi)生性問題。

1. 工具變量檢驗。本文參考杜金岷等（2019）的做法， 選用投資者異質(zhì)信念滯后項作為工具變量進行兩階段模型估計。表4為工具變量法的檢驗結(jié)果。在第一階段模型估計結(jié)果中， 排除識別不足和弱工具變量問題后， 工具變量（L_turn）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著。在第二階段模型估計結(jié)果中， 基于工具變量估計得到的解釋變量（turn）系數(shù)在5%的水平上顯著為負。即投資者異質(zhì)信念會抑制企業(yè)可持續(xù)發(fā)展， 這與原始結(jié)果一致， 表明本文的結(jié)論基本穩(wěn)健。

2. 雙重差分估計。本文進一步通過雙重差分法來緩解潛在的內(nèi)生性問題。為了促進投資者與公司管理層之間的信息交流， 深圳證券交易所于2010年建立了線上投資者互動平臺 —— 互動易。投資者可以在該平臺對公司已披露的信息進行咨詢或提出建議， 但不允許上市公司在該平臺發(fā)布新信息（蔡貴龍等，2022）。因此， 其并不能提升市場信息的披露程度， 只能降低已公開披露信息的不確定性， 幫助投資者提升對公司未來現(xiàn)金流預(yù)期的一致性和準(zhǔn)確性， 進而減少不同投資者之間關(guān)于未來預(yù)期的分歧（于李勝等，2008）。該項政策恰恰可以有效緩解投資者之間對未來預(yù)期的分歧， 這為本文研究提供了一個極好的外生沖擊實驗。由于2013年后我國陸續(xù)搭建了其他互動平臺， 本文借鑒蔡貴龍等（2022）的研究方法， 選取2007 ～ 2012年共計五年時間作為樣本區(qū)間進行檢驗， 進行DID回歸， 回歸結(jié)果如表5所示。 Dit為公司該年度是否參與了互動易， 結(jié)果顯示， 其系數(shù)至少在5%的水平上顯著為正， 這與預(yù)期一致。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1. 更換解釋變量衡量方法。本文選擇分析師預(yù)測分歧（disp）替代原始解釋變量（turn）衡量投資者異質(zhì)信念， 重新對模型進行了估計?；貧w結(jié)果如表6第（1）列所示， disp的系數(shù)在1%的水平上顯著為負， 這與原始結(jié)果基本一致。

2. 更改樣本區(qū)間。我國資本市場受到2008年金融危機的持續(xù)影響， 因此， 本文剔除金融危機發(fā)生的前一年和金融危機發(fā)生之后三年的數(shù)據(jù)， 重新對模型進行估計。回歸結(jié)果如表6第（2）列所示， 投資者異質(zhì)信念（turn）的系數(shù)依然顯著為負， 模型估計結(jié)果與之前的結(jié)論保持一致。

3. 縮小樣本范圍。為了排除創(chuàng)業(yè)板和科創(chuàng)板中高科技企業(yè)特殊性的影響， 本文剔除創(chuàng)業(yè)板和科創(chuàng)板的相關(guān)數(shù)據(jù)， 重新對模型進行估計。結(jié)果如表6第（3）列所示， 投資者異質(zhì)信念（turn）的系數(shù)依然顯著為負， 說明本文得到的結(jié)論較為可靠。

五、 作用渠道分析與調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

（一）管理層短視的作用渠道分析

前文分析指出， 當(dāng)投資者異質(zhì)信念較強時， 企業(yè)會試圖采取措施來減少這種不確定性和依賴。資源依賴理論的相關(guān)文獻指出了幾種可能的方法。首先， 最直接有效的方法就是尋找替代性資源， 但這一方式存在一定門檻和難度（Gulati和Sytch，2007）。其次， 通過董事會任命相關(guān)外部董事可以使企業(yè)最大限度地減少依賴或獲得資源（Pfeffer，1972）。最后， 選用“能夠應(yīng)對組織面臨的關(guān)鍵問題的人”取代現(xiàn)有CEO可能會糾正組織行為與環(huán)境的失調(diào)（Pfeffer和Salancik，1978）。然而， 以上措施均基于企業(yè)整體的反應(yīng)， 并未從委托代理情境下的管理者視角出發(fā)。在委托代理背景下， 理性的管理者不僅考慮企業(yè)的發(fā)展， 還會最大化自身利益（Devriese等，2004）。Baker和Powell（1993）的研究發(fā)現(xiàn)， 在投資者非理性、 管理者理性的情況下， 管理者可能會為了追求自身利益而迎合投資者的非理性偏好。因此， 當(dāng)在委托代理背景下考慮應(yīng)對投資者的依賴問題時， 迎合相應(yīng)的投資者或許才是理性管理者最有可能實施的辦法。

出于迎合投資者偏好的目的， 管理者會極力維持高股價， 進而在長短期決策中選擇犧牲公司長期利益、 追求當(dāng)前利益， 即采取短視行為。因此， 管理層短視可能是投資者異質(zhì)信念影響管理者行為的結(jié)果。管理層短視即管理層決策視域較窄， 相比于關(guān)注企業(yè)未來發(fā)展， 更傾向于關(guān)注能夠即刻獲得的利益（胡楠等，2021）。Miller（1977）研究認為， 較強的投資者異質(zhì)信念通常伴隨著股價的高估以及泡沫破裂的風(fēng)險。因為委托人無法完全衡量代理人所付出的努力， 股價作為衡量代理人工作績效的重要指標(biāo)直接關(guān)系著代理人的考評、 晉升等一系列獎勵和懲罰。當(dāng)投資者異質(zhì)信念較強時， 可能帶來的股價泡沫以及暴跌風(fēng)險會使代理人面臨權(quán)力喪失的可能。而管理層的短視行為在一定程度上避免了短期內(nèi)委托代理關(guān)系中相應(yīng)權(quán)力的喪失。于是， 出于權(quán)力爭奪的目的， 管理者會為了迎合投資者的外部期望而做出強調(diào)短期經(jīng)營成果、 減少長期投資等短視決策。

然而從長遠來看， 管理層短視行為會對企業(yè)未來的發(fā)展產(chǎn)生負面影響。關(guān)于管理層短視與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展之間的關(guān)系， 已有研究得出了較為一致的結(jié)論。一方面， 短視的管理者在進行投資決策時更傾向于選擇短期內(nèi)收益更高的方案， 進而抑制長期投資、 降低企業(yè)的長期績效（胡楠等，2021）。另一方面， 管理層短視在一定程度上會抑制企業(yè)的創(chuàng)新活動（鐘宇翔等，2017）， 而創(chuàng)新活動被證明可以有效促進企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展（蘇屹和劉敏，2018）。因此， 管理層短視對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展具有負向影響。

基于以上分析， 投資者異質(zhì)信念通過加劇管理層短視來抑制上市公司可持續(xù)發(fā)展， 因此本文設(shè)計中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ停?以進一步明確其作用渠道。參考已有學(xué)者（孫德峰等，2020）的相關(guān)研究， 本文選取開發(fā)支出作為管理層短視（myp）的反向代理指標(biāo)。并借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014a）的檢驗方法， 構(gòu)建以下回歸模型檢驗管理層短視的中介效應(yīng)：

mypit=β0+β1turnit+βjcontrolit+yeart+cpi+εit? ? （2）

sgrit=γ0+γ1turnit+γ2mypit+γjcontrolit+yeart+cpi+εit? ? ? ? ? ? ? ?（3）

表7列（1）列示了模型（2）的回歸結(jié)果。投資者異質(zhì)信念（turn）的系數(shù)在1%的水平上顯著為負， 說明投資者異質(zhì)信念加劇了管理層短視。模型（3）的回歸結(jié)果見列（2）。投資者異質(zhì)信念（turn）與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展（sgr）顯著負相關(guān)， 且管理層短視（myp）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 說明投資者異質(zhì)信念通過加劇管理層短視這一路徑抑制了企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。即管理層短視在投資者異質(zhì)信念和上市公司可持續(xù)發(fā)展之間發(fā)揮了中介效應(yīng)。

（二）機構(gòu)投資者持股的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

相比于個人投資者， 機構(gòu)投資者專業(yè)性更強， 在優(yōu)化上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)等公司治理方面發(fā)揮著不可忽視的作用（李維安和李濱，2008）。具體而言， 現(xiàn)有文獻主要存在兩種觀點， 分別是“參與治理觀”和“選擇治理觀”（甄紅線等，2021）。前者強調(diào)機構(gòu)投資者有動機和能力主動參與到公司治理當(dāng)中； 后者則側(cè)重機構(gòu)投資者在選擇持股時對治理水平較高的企業(yè)存在偏好， 這種偏好會倒逼企業(yè)改善內(nèi)部治理。無論出于以上哪種渠道， 機構(gòu)投資者的存在都可以在一定程度上減弱投資者異質(zhì)信念帶來的負面影響。然而， 相比于管理層的短視行為來說， 企業(yè)可持續(xù)發(fā)展水平的降低更容易被機構(gòu)投資者所觀測， 因此其治理作用可能更多地體現(xiàn)在中介效應(yīng)的后半路徑中。章衛(wèi)東等（2021）指出， 機構(gòu)投資者可以提高企業(yè)投資效率。當(dāng)投資效率提高時， 削減長期投資等管理層短視行為與可持續(xù)發(fā)展的負相關(guān)關(guān)系便被減弱。因此， 機構(gòu)投資者持股可能會對管理層短視在投資者異質(zhì)信念與上市公司可持續(xù)發(fā)展之間發(fā)揮的中介效應(yīng)存在調(diào)節(jié)作用。

基于以上分析， 設(shè)計有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型， 以進一步明確其作用機制。 借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014b）對于有調(diào)節(jié)的中介模型的檢驗程序， 構(gòu)建以下回歸模型檢驗機構(gòu)投資者持股的調(diào)節(jié)效應(yīng)：

yit=a0+a1xit+a2uit+a3uitxit+ajcontrolit+yeart+cpi+εit?（4）

mit=b0+b1xit+b2uit+b3uitxit+bjcontrolit+yeart+cpi+εit （5）

yit=c0+c1xit+c2uit+c3mit+c4uitmit+cjcontrolit+yeart+cpi+εit? ?（6）

yit=d0+d1xit+d2uit+d3uitxit+d4mit+d5uitmit+djcontrolit+yeart+cpi+εit? ? （7）

其中， yit為被解釋變量， xit為解釋變量， mit代表中介變量， uit則代表調(diào)節(jié)變量。

根據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014b）提出的有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗方法， 當(dāng)回歸方程（4）中的a3顯著時， 說明直接效應(yīng)受到調(diào)節(jié)； 當(dāng)回歸方程（5）中的b1和（6）（直接效應(yīng)未受到調(diào)節(jié)）中的c4或（7）（直接效應(yīng)受到調(diào)節(jié)）中的d4均顯著時， 說明中介效應(yīng)后半路徑受到調(diào)節(jié)。

表8第（1）列中為機構(gòu)投資者持股調(diào)節(jié)直接效應(yīng)的檢驗結(jié)果。機構(gòu)投資者持股和投資者異質(zhì)信念交互項（inst_turn）的系數(shù)并不顯著。表8第（2）、 （3）列為機構(gòu)投資者調(diào)節(jié)中介效應(yīng)（后半路徑）的檢驗結(jié)果。其中第（2）列結(jié)果顯示投資者異質(zhì)信念（turn）對中介變量管理層短視（myp）的影響顯著為負， 而第（3）列結(jié)果顯示機構(gòu)投資者持股和管理層短視的交互項（inst_myp ）對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的影響顯著為負。表明機構(gòu)投資者持股對管理層短視與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)系具有負向調(diào)節(jié)作用， 即中介效應(yīng)后半路徑受到調(diào)節(jié)。

六、 異質(zhì)性分析

如果前文所述邏輯成立， 應(yīng)當(dāng)可以觀察到投資者異質(zhì)信念對上市公司可持續(xù)發(fā)展的影響在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)以及兩職合一情況不同的企業(yè)中存在明顯差異， 為此本文進一步展開異質(zhì)性分析。

（一）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性分析

對于非國有企業(yè)而言， 正如前述相關(guān)研究所指出的那樣， 投資者異質(zhì)信念可能會抑制上市公司可持續(xù)發(fā)展， 但是對于國有企業(yè)來說情況則有可能不同。一方面， 根據(jù)資源依賴理論， 資源對組織的重要性和稀缺程度決定了組織的依賴程度（Pfeffer和Salancik，2003）。與民營企業(yè)相比， 國有企業(yè)融資約束問題并不嚴重（張晨等，2018）， 這使得國有企業(yè)對投資者的依賴程度大為降低。因此， 國有企業(yè)受到投資者異質(zhì)信念的影響更小。另一方面， 從管理層短視的作用機制分析， 國有企業(yè)的全民所有屬性導(dǎo)致其代理鏈條長、 所有者缺位（馮根福等，2017）， 管理者的升遷并不完全由業(yè)績決定， 而是基于對多方面因素的考察。投資者異質(zhì)信念對國有企業(yè)內(nèi)部權(quán)力安排的影響相較非國有企業(yè)而言更小， 因此投資者異質(zhì)信念不易引起管理層短視。基于上述分析， 相較于國有上市公司而言， 投資者異質(zhì)信念對非國有上市公司可持續(xù)發(fā)展的抑制作用可能更加顯著。

為檢驗這一推論， 本文按照企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進行分組檢驗。表9列（1）、 （2）分別為國有企業(yè)和非國有企業(yè)的回歸結(jié)果。投資者異質(zhì)信念對非國有企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的影響顯著為負， 但是對國有企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的影響并不顯著。以上結(jié)果表明， 投資者異質(zhì)信念對上市公司可持續(xù)發(fā)展的抑制作用主要體現(xiàn)在非國有企業(yè)中。

（二）兩職合一的異質(zhì)性分析

前文分析指出， 管理層短視是投資者異質(zhì)信念影響上市公司可持續(xù)發(fā)展的重要渠道。而投資者異質(zhì)信念引發(fā)管理層短視的一個重要原因就是委托代理背景下理性管理者的權(quán)力爭奪動機?？偨?jīng)理和董事長兩職合一作為一種重要的決策權(quán)配置機制， 無疑會對此產(chǎn)生一定影響。相關(guān)文獻存在兩種對立的觀點： 一種觀點認為兩職合一損害了董事會的獨立性且對企業(yè)發(fā)展具有負面影響； 另一種觀點則認為兩職合一避免了多頭指揮， 能夠促使管理者做出更好的決策（王成方，2020）。在本文的情境中， 后一種觀點無疑更具說服力。兩職合一可以強化企業(yè)內(nèi)部的控制權(quán)， 從而減少相應(yīng)的權(quán)力爭奪， 使管理者做出更好的決策。因此， 相較于總經(jīng)理和董事長兩職合一的企業(yè)而言， 投資者異質(zhì)信念對上市公司可持續(xù)發(fā)展的抑制作用在非兩職合一企業(yè)中可能更加顯著。

為檢驗這一推論， 本文按照總經(jīng)理和董事長是否兩職合一進行分組檢驗。表9列（3）、 （4）分別為兩職合一企業(yè)和非兩職合一企業(yè)的回歸結(jié)果。投資者異質(zhì)信念對非兩職合一企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的影響顯著為負， 但是對兩職合一企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的影響并不顯著。以上結(jié)果表明， 投資者異質(zhì)信念對上市公司可持續(xù)發(fā)展的抑制作用主要體現(xiàn)在非兩職合一企業(yè)中。

七、 結(jié)論與建議

本文以2007 ～ 2021年我國A股上市公司為樣本， 基于資源依賴理論考察了投資者異質(zhì)信念對上市公司可持續(xù)發(fā)展的影響。研究發(fā)現(xiàn)， 投資者異質(zhì)信念通過加劇管理層短視抑制上市公司可持續(xù)發(fā)展； 進一步研究表明， 上述作用關(guān)系在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和兩職合一情況不同的企業(yè)中呈現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性； 此外， 機構(gòu)投資者持股對管理層短視與上市公司可持續(xù)發(fā)展之間的關(guān)系起負向調(diào)節(jié)作用。本文的結(jié)論不僅豐富了企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的相關(guān)研究， 而且拓展了資源依賴理論在委托代理背景下的相關(guān)見解， 為注冊制改革背景下政策制定和企業(yè)實踐提供了借鑒?；趯嵶C結(jié)果， 本文提出如下建議：

首先， 將促進專業(yè)投資者發(fā)展、 引導(dǎo)長期資金入市納入政府工作重點。近年來， 注冊制改革將審核權(quán)力從監(jiān)管機構(gòu)轉(zhuǎn)移到市場， 投資者需要自行判斷上市公司所披露信息的質(zhì)量。而本文的主要結(jié)論表明， 投資者異質(zhì)信念顯著抑制企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。因此， 復(fù)雜情境下的投資者異質(zhì)信念問題變得更為棘手。如何應(yīng)對注冊制改革背景下各環(huán)節(jié)的系統(tǒng)性變革， 是亟待解決的問題。

其次， 進一步引導(dǎo)完善機構(gòu)投資者的制度設(shè)計， 充分發(fā)揮機構(gòu)投資者在改善企業(yè)發(fā)展環(huán)境方面的積極作用。隨著資本市場的不斷發(fā)展， 機構(gòu)投資者在公司治理中的作用逐漸凸顯。本文的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果表明， 機構(gòu)投資者持股抑制了管理層短視對企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的負面影響。因此， 應(yīng)進一步引導(dǎo)完善機構(gòu)投資者的制度設(shè)計， 增強機構(gòu)投資者的專業(yè)性， 充分發(fā)揮機構(gòu)投資者在參與公司治理以及優(yōu)化市場環(huán)境等方面的重要作用。

最后， 探索以企業(yè)長遠利益為目標(biāo)的企業(yè)管理層監(jiān)督和激勵機制。本文的機制檢驗結(jié)果表明， 管理層短視是投資者異質(zhì)信念影響上市公司可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵渠道。企業(yè)應(yīng)當(dāng)充分認識到投資者異質(zhì)信念會將風(fēng)險“擊鼓傳花”式地傳遞給企業(yè)， 并使管理層在長短期決策中面臨壓力。因此， 適當(dāng)調(diào)整相應(yīng)的監(jiān)督和激勵機制有利于促進企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

【 主 要 參 考 文 獻 】

蔡貴龍，張亞楠，徐悅等．投資者—上市公司互動與資本市場資源配置效率 —— 基于權(quán)益資本成本的經(jīng)驗證據(jù)［ J］．管理世界，2022（8）：199 ～ 217．

曹鳳岐．從審核制到注冊制：新《證券法》的核心與進步［ J］．金融論壇，2020（4）：3 ～ 6．

鄧路，王化成．投資者異質(zhì)信念與定向增發(fā)股價長期市場表現(xiàn)［ J］．會計研究，2014（11）：38 ～ 45+96．

杜金岷，譚怡君，吳非．股票流動性、企業(yè)生命周期與技術(shù)創(chuàng)新［ J］．南京審計大學(xué)學(xué)報，2019（4）：61 ～ 71．

馮根福，劉虹，馮照楨等．股票流動性會促進我國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新嗎？［ J］．金融研究，2017（3）：192 ～ 206．

胡楠，薛付婧，王昊楠．管理者短視主義影響企業(yè)長期投資嗎？ —— 基于文本分析和機器學(xué)習(xí)［ J］．管理世界，2021（5）：139 ～ 156+11+19 ～ 21．

胡月曉．企業(yè)可持續(xù)發(fā)展與最適度增長研究［ J］．管理科學(xué)，2004（2）：39 ～ 43．

靳曙暢．債務(wù)異質(zhì)性、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展［ J］．山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2019（6）：67 ～ 84．

李維安，李濱．機構(gòu)投資者介入公司治理效果的實證研究 —— 基于CCGINK的經(jīng)驗研究［ J］．南開管理評論，2008（1）：4 ～ 14．

李維安，張立黨，張?zhí)K．公司治理、投資者異質(zhì)信念與股票投資風(fēng)險 —— 基于中國上市公司的實證研究［ J］．南開管理評論，2012（6）：135 ～ 146．

林毅夫，孫希芳．銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長［ J］．經(jīng)濟研究，2008（9）：31 ～ 45．

蘇冬蔚，吳仰儒．我國上市公司可持續(xù)發(fā)展的計量模型與實證分析［ J］．經(jīng)濟研究，2005（1）：106 ～ 116．

蘇屹，劉敏．高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)可持續(xù)發(fā)展機制與評價研究［ J］．貴州社會科學(xué)，2018（5）：105 ～ 113．

孫德峰，范從來．風(fēng)險投資對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響研究 —— 以管理層短視為中介變量［ J］．西南民族大學(xué)學(xué)報（人文社科版），2020（9）：100 ～ 111．

孫繼偉．企業(yè)可持續(xù)發(fā)展初探［ J］．學(xué)習(xí)與探索，1998（2）：12 ～ 15．

唐清泉，徐欣，曹媛．股權(quán)激勵、研發(fā)投入與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展 —— 來自中國上市公司的證據(jù)［ J］．山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2009（8）：77 ～ 84．

田新民，張志強，任光宇．企業(yè)脫實向虛對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的影響 —— 來自企業(yè)金融化的研究［ J］．財經(jīng)論叢，2020（4）：63 ～ 72．

王成方，葉若慧，鮑宗客．兩職合一、大股東控制與投資效率［ J］．科研管理，2020（10）：185 ～ 192．

王海兵，韓彬．社會責(zé)任、內(nèi)部控制與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展 —— 基于A股主板上市公司的經(jīng)驗分析［ J］．北京工商大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2016（1）：75 ～ 84．

溫忠麟，葉寶娟．中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展［ J］．心理科學(xué)進展，2014a（5）：731 ～ 745．

溫忠麟，葉寶娟．有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗方法：競爭還是替補？［ J］．心理學(xué)報，2014b（5）：714 ～ 726．

徐輝，周孝華．定向增發(fā)抑價分解研究 —— 基于雙邊隨機邊界分析的新視角［ J］．中國管理科學(xué)，2019（11）：50 ～ 60．

許致維，李少育．投資者異質(zhì)信念、股權(quán)融資現(xiàn)金流與企業(yè)過度投資 —— 來自中國A股的經(jīng)驗證據(jù)［ J］．財經(jīng)研究，2014（7）：86 ～ 96．

楊旭東，彭晨宸，姚愛琳．管理層能力、內(nèi)部控制與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展［ J］．審計研究，2018（3）：121 ～ 128．

于李勝，王艷艷，陳澤云．信息中介是否具有經(jīng)濟附加價值？ —— 理論與經(jīng)驗證據(jù)［ J］．管理世界，2008（7）：134 ～ 144．

張晨，傅麗菡，鄭寶紅．上市公司慈善捐贈動機：利他還是利己 —— 基于中國上市公司盈余管理的經(jīng)驗證據(jù)［ J］．審計與經(jīng)濟研究，2018（2）：69 ～ 80．

張多蕾，趙友明，王治．會計信息穩(wěn)健性、投資者異質(zhì)信念與股票特質(zhì)風(fēng)險 —— 基于2011-2015年A股上市公司的實證分析［ J］．商業(yè)研究，2018（5）：54? ～ 62．

張一林，龔強，榮昭．技術(shù)創(chuàng)新、股權(quán)融資與金融結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型［ J］．管理世界，2016（11）：65 ～ 80．

章衛(wèi)東，王玉龍，鄢翔等．機構(gòu)投資者與投資效率 —— 來自深滬A股定向增發(fā)公司的經(jīng)驗證據(jù)［ J］．會計論壇，2021（1）：20 ～ 46．

甄紅線，凌方，景躍霞．“參與治理”還是“選擇治理”？ —— 基于機構(gòu)投資者與會計穩(wěn)健性內(nèi)生關(guān)系的檢驗［ J］．系統(tǒng)工程理論與實踐，2021（9）：2198 ～ 2217．

鐘宇翔，呂懷立，李婉麗．管理層短視、會計穩(wěn)健性與企業(yè)創(chuàng)新抑制［ J］．南開管理評論，2017（6）：163 ～ 177．

朱宏泉，余江，陳林．異質(zhì)信念、賣空限制與股票收益 —— 基于中國證券市場的分析［ J］．管理科學(xué)學(xué)報，2016（7）：115 ～ 126．

Baker H. K.， Powell G. E.. Further evidence on managerial motives for stock splits［ J］．Quarterly Journal of Business and Economics，1993（3）：20 ～ 31．

Baker M.， Greenwood R.， Wurgler J.. Catering through nominal share prices［ J］．The Journal of Finance，2009（6）：2559 ～ 2590．

Bansal P.， DesJardine M. R.. Business sustainability： It is about time［ J］．Strategic Organization，2014（1）：70 ～ 78．

Barney J.. Firm resources and sustained competitive advantage［ J］．Journal of Management，1991（1）：99 ～ 120．

Davis G. F.， Cobb J. A.. Resource dependence theory： Past and future［ J］．Research in the Sociology of Organizations，2010（28）：21 ～ 42．

Devriese J.， Dewatripont M.，Heremans D.， et al.. Corporate governance， regulation and supervision of banks［ J］．Financial Stability Review，2004（1）：95 ～ 120．

Gulati R.， Sytch M.. Dependence asymmetry and joint dependence in interorganizational relationships：Effects of embeddedness on a manufacturer's performance in procurement relationships［ J］．Administrative Science Quarterly，2007（1）：32 ～ 69．

Higgins R. C.. How much growth can a firm afford？［ J］．Financial Management，1977（6）：7 ～ 16．

Hong H.， Stein J. C.. Disagreement and the stock market［ J］．Journal of Economic Perspectives，2007（2）：109 ～ 128．

Miller E. M.. Risk， uncertainty， and divergence of opinion［ J］．The Journal of Finance，1977（4）：1151 ～ 1168．

Ongena S.， Zalewska A. A.. Institutional and individual investors： Saving for old age［ J］．Journal of Banking & Finance，2018（92）：257 ～ 268．

Pfeffer J.， Salancik G. R.. The external control of organizations： A resource dependence perspective［M］．New York： Harper & Row，1978．

Pfeffer J.， Salancik G. R.. The external control of organizations： A resource dependence perspective［M］．Redwood City： Stanford University Press，2003．

Pfeffer J.. Size and composition of corporate boards of directors：The organization and its environment［ J］．Administrative Science Quarterly，1972（2）：218 ～ 228．

Rogan M.， Greve H. R.. Resource dependence dynamics： Partner reactions to mergers［ J］．Organization Science，2015（1）：239 ～ 255．

Weiner N.. Executive succession. an examination of the resource dependence model［ J］．Canadian Journal of Administrative Sciences/Revue Canadienne des Sciences de l'Administration，1984（2）：321 ～ 337．

Xia J.. Mutual dependence， partner substitutability， and repeated partnership： The survival of cross-border alliances［ J］．Strategic Management Journal，2011（3）：229 ～ 253．

（責(zé)任編輯·校對： 許春玲? 李小艷）

【基金項目】國家自然科學(xué)基金面上項目“中層管理者戰(zhàn)略變革應(yīng)對模式、關(guān)鍵影響因素與管理對策：基于案例的方法”（項目編號：71972034）；中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項資金項目“城鄉(xiāng)融合視閾下基于林業(yè)福利效應(yīng)探索鄉(xiāng)村生態(tài)振興的實現(xiàn)路徑”（項目編號：2572022AW32）