雷光勇，王 文，金 鑫

(對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)國際商學(xué)院，北京100029)

一、引言

企業(yè)投資增長和國民經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展離不開投資者信心的保持與提振。2008年美國次貸危機引發(fā)的全球金融危機使各國金融體系受到不同程度的影響，尤其是股票市場受到的沖擊更為明顯。在探討其成因和影響時，投資者心理變化這一因素受到高度重視［1］。投資者信心來源于投資者基于對未來的判斷，是反映投資者心理預(yù)期的重要因素。投資者信心的變化除在證券市場層面顯著影響股價波動以外，會不會對公司投資行為產(chǎn)生影響?若有影響又是如何實現(xiàn)的?為回答這些問題，我們基于將投資者信心的影響因素區(qū)分為市場因素和公司成長性兩個不同的層面構(gòu)建個股投資者信心指數(shù)，并在此基礎(chǔ)上考察投資者信心對公司投資行為的影響及其實現(xiàn)機制。

投資者情緒與投資者信心密切相關(guān)，后者是前者表現(xiàn)的主要方面。一般而言，投資者信心是投資者看好投資前景，認(rèn)為投資在未來有保證，不必?fù)?dān)心投資發(fā)生意外損失的一種主觀狀態(tài)，其中既包含理性因素，也包含非理性因素。近年來，隨著行為金融研究的興起，關(guān)注投資者信心和情緒的起伏變化在宏觀市場層面對股票收益、會計信息披露與企業(yè)投融資等行為造成的影響成為重要領(lǐng)域［2］。然而，投資者信心的形成機理是什么?哪些因素會顯著影響投資者信心?我們需要從投資者信心的來源著手分析。盈利作為反映公司基本面最重要的財務(wù)信息來源，受到投資者的高度關(guān)注。盈余質(zhì)量高低是投資者準(zhǔn)確判斷公司未來成長的核心要素，進而成為其關(guān)注焦點。高質(zhì)量盈余信息，不僅反映出企業(yè)特質(zhì)信息，而且可有效地降低外部投資者與企業(yè)管理層之間的信息不對稱，提高投資者的決策質(zhì)量。既然如此，盈余質(zhì)量會不會對投資者信心產(chǎn)生影響?投資者能否客觀評估公司盈余質(zhì)量，取決于投資者的理性程度。隨著中國證券市場的進一步規(guī)范，更多理性的機構(gòu)投資者參與及公司透明度的逐步提高，投資者成熟度逐漸提高，投資者將更加關(guān)注盈余質(zhì)量，高質(zhì)量的盈余信息，有助于投資者形成穩(wěn)定而理性的預(yù)期，從而影響投資者信心。同時，投資者信心的變化及盈余質(zhì)量高低通過對公司股價產(chǎn)生影響，提高或降低公司的融資成本，進而影響企業(yè)投資行為。本文的經(jīng)驗證據(jù)表明，上市公司盈余質(zhì)量越高，投資者信心越增強，給予公司的資本溢價程度越大，企業(yè)投資規(guī)模越大。

本文貢獻體現(xiàn)在兩個方面:一是從投資決策角度考察投資者信心與企業(yè)投資水平的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)投資者信心越強，企業(yè)投資規(guī)模越大，從而豐富和深化了投資者心理的內(nèi)涵和作用;二是現(xiàn)有研究主要關(guān)注盈余質(zhì)量對管理層的影響機制，本文研究證實，盈余質(zhì)量對外部投資者的預(yù)期和心理同樣具有重要影響，并通過外部投資者信心的變化影響企業(yè)融資成本。盈余質(zhì)量越高，投資者信心越強，企業(yè)投資規(guī)模越大，從而拓展了盈余質(zhì)量的研究視角。

本文的結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分是文獻回顧和研究假設(shè);第三部分是研究設(shè)計;第四部分是統(tǒng)計結(jié)果;第五部分是結(jié)論。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

(一)文獻回顧

投資者心理的研究可追溯至凱恩斯于1936年提出的股票“選美論”。他認(rèn)為，市場參與者的決策很大程度上依賴于對其他參與者的心理揣測和判斷，任何參與者揣測和推斷所致的行為，都成為其他參與者推測鏈條中的一環(huán)，市場中微小事件引發(fā)的心理沖擊極易被放大而導(dǎo)致市場的過度波動。凱恩斯后，對證券市場和投資者心理的關(guān)系研究越來越多。20世紀(jì)80年代的行為金融理論，其主要內(nèi)容之一就是投資者情緒的研究，集中在如何計量投資者情緒，投資者情緒與資產(chǎn)收益的關(guān)系，及投資者情緒對市場價格的影響機理等方面。由于對投資者心理的研究主要著眼于投資者情緒方面，對投資者信心鮮有涉及。因此，本文對投資者情緒的相關(guān)研究進行回顧，為計量和研究投資者信心提供參考。

投資者情緒的計量，主要有投資者問卷調(diào)查和投資者情緒的替代衡量這兩種方法。Brown運用美國“個人投資者協(xié)會”(AAII)提供的投資者情緒指數(shù)，證實投資者情緒與封閉式基金的價格波動密切相關(guān)［3］。Brown和Cliff以美國個人投資者協(xié)會的問卷調(diào)查和投資者智慧公司的市場短信調(diào)查為基礎(chǔ)，發(fā)現(xiàn)該指標(biāo)對未來1～3年的收益率具有解釋作用［4-5］。Shiller使用耶魯大學(xué)投資者信心和泡沫預(yù)期的指數(shù)作為投資者情緒的衡量［6］。國內(nèi)，王美今等基于中國證券分析師指數(shù)構(gòu)造投資者情緒指數(shù)，發(fā)現(xiàn)投資者情緒變化顯著影響滬深股市收益和反向修正滬深兩市收益波動［7］。還有學(xué)者運用《股市動態(tài)分析周刊》中的好淡指數(shù)、央視看盤結(jié)果及華鼎多空民意調(diào)查結(jié)果，作為投資者情緒衡量指標(biāo)研究與股市周期的關(guān)系［8］。由于情緒將影響投資者決策并反映在某些市場統(tǒng)計數(shù)據(jù)中，因此選擇可觀測的代理變量，或由多個變量構(gòu)造而成的情緒綜合指數(shù)衡量投資者情緒。投資者情緒的替代衡量中，Baker和Wurgle選取美國納斯達克股票市場換手率、股息紅利、封閉式基金折價率、IPO上市首日收益和普通股發(fā)行量6項指標(biāo)進行主成分分析，構(gòu)建投資者情緒的綜合指標(biāo)，由此研究美國市場截面股票收益，發(fā)現(xiàn)情緒對不易估值和套利的股票影響大，如小市值股票、新股、高波動股票和無利潤的股票、不分紅的股票、極度成長(PB最高)的股票和PB過低的股票［9］。國內(nèi)學(xué)者借鑒Baker和Wurgler(2006)的方法，選取封閉式基金折價率［10］、股票新開戶數(shù)等指標(biāo)，研究投資者情緒與封閉式基金折價之謎、IPO折價或溢價之謎、股票市場收益波動、橫截面收益的關(guān)系，證實投資者情緒的存在及其對股市產(chǎn)生的深刻影響;也有學(xué)者通過換手率、開戶增長率、封閉式基金折價率、IPO首日超額收益率以及消費者信心指數(shù)等指標(biāo)構(gòu)建復(fù)合投資者情緒指數(shù)展開研究［11］。

關(guān)于投資者情緒和上市公司投資水平的關(guān)系，Stein認(rèn)為，如果股票的要求回報不是股票市場風(fēng)險的反應(yīng)，而是市場投資者情緒的反映——投資者高估未來收益，那么投資者情緒會影響企業(yè)投資水平。若投資者過于樂觀，則經(jīng)理層為最大化當(dāng)期股票價格，將會采取擴展性投資策略［12］。據(jù)此，大量文獻研究了投資者情緒對企業(yè)投資規(guī)模的影響，發(fā)現(xiàn)企業(yè)投資規(guī)模與投資者情緒正相關(guān)［13-17］。也有相反證據(jù)表明，企業(yè)投資水平與衡量投資者情緒的流動性指標(biāo)之間存在顯著負(fù)相關(guān)，當(dāng)投資者情緒為正即對股票價格的估計呈現(xiàn)出樂觀態(tài)度時，企業(yè)的投資規(guī)模則表現(xiàn)出與投資者情緒的負(fù)相關(guān)。

企業(yè)投資行為是聯(lián)系宏觀經(jīng)濟與微觀經(jīng)濟的橋梁。近年來，信息披露與財務(wù)報告質(zhì)量對企業(yè)投資行為的影響受到越來越多關(guān)注。盈余質(zhì)量作為會計信息質(zhì)量的重要組成部分，對企業(yè)投資行為的影響機理成為重要話題，并圍繞“信息觀”和“成本觀”展開?！靶畔⒂^”認(rèn)為，高質(zhì)量會計信息為管理者投資決策提供增量信息，幫助管理者更準(zhǔn)確預(yù)測資本邊際收益，盈余質(zhì)量越高，公司資本投資對會計變量將更為敏感。Chen研究了會計信息質(zhì)量對企業(yè)投資總量的影響，發(fā)現(xiàn)隨著財務(wù)報告質(zhì)量的提高，企業(yè)投資與會計盈余之間的關(guān)系更為敏感［18］?！俺杀居^”認(rèn)為，會計信息質(zhì)量直接和間接影響企業(yè)資本成本，直接影響表現(xiàn)在盈余質(zhì)量可減少公司評估其他公司現(xiàn)金流的差異，間接影響表現(xiàn)在高質(zhì)量信息披露會影響到企業(yè)投資決策，改變公司的預(yù)期未來現(xiàn)金流［19］。對股權(quán)融資公司而言，盈余質(zhì)量對企業(yè)投資規(guī)模的影響通過外部融資成本來實現(xiàn)，而盈余質(zhì)量與外部融資成本之間到底是正相關(guān)還是負(fù)相關(guān)尚未有一致結(jié)論。一方面，擁有大量正向或負(fù)向操縱性應(yīng)計利潤的公司面臨更高的外部融資成本［20］;另一方面，操縱性應(yīng)計利潤越大，公司未來的股票回報越低，從而投資組合視角下面臨更低的外部融資成本。

國內(nèi)對盈余質(zhì)量與企業(yè)投資決策關(guān)系的研究較少。歐陽凌等通過建立理論模型發(fā)現(xiàn)，在信息不對稱的情況下，股權(quán)分置下較差信息質(zhì)量的企業(yè)表現(xiàn)出更多的過度投資行為。張琦通過考察企業(yè)盈余質(zhì)量與投資行為之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)企業(yè)盈余質(zhì)量確實會影響企業(yè)投資行為［21］。綜合上述觀點，我們考慮了投資者情緒對盈余質(zhì)量和投資之間關(guān)系的影響，并認(rèn)為，盈余質(zhì)量是提高還是降低企業(yè)股權(quán)融資成本，進而影響企業(yè)投資規(guī)模，在一定程度上取決于投資者的理性水平和知識結(jié)構(gòu)。如果投資者能“看穿”管理層的盈余操縱行為，客觀評價盈余質(zhì)量并據(jù)此做出投資決策，那么高盈余質(zhì)量公司會增強投資者信心，投資者愿意為企業(yè)支付更多溢價，從而降低融資成本，企業(yè)能以較低成本擴大投資規(guī)模。

關(guān)于盈余質(zhì)量與投資者情緒關(guān)系的研究，鮮有文獻涉及。Sloan認(rèn)為投資者錯誤的將現(xiàn)金流和應(yīng)計利潤賦予相同價值，會高估應(yīng)計利潤的市場價格［22］。Hirshleifer和 Teoh進一步認(rèn)為，這種偏差源自投資者心理約束，并將這種對應(yīng)計利潤的定位偏差成為“有限關(guān)注”。他們認(rèn)為，噪聲交易者受有限信息和有限關(guān)注的影響，往往高估應(yīng)計利潤，而理性投資者都是風(fēng)險厭惡型的，他們會理性關(guān)注和評估應(yīng)計利潤質(zhì)量，而股票價格代表了持有不同信念的理性投資者和噪聲交易者進行交易的均衡結(jié)果［23］。

上述文獻在對投資者情緒的計量方面，均采用市場層面指標(biāo)進行衡量。我們在借鑒投資者情緒研究的基礎(chǔ)上認(rèn)為，投資者信心強弱，一方面受到市場層面因素的影響，如宏觀經(jīng)濟政策，牛市或熊市效應(yīng)，另一方面要受到公司成長性、盈利能力、經(jīng)營能力甚至突發(fā)事件產(chǎn)生差異和波動的影響①如，三聚氰胺事件極大打擊投資者對乳業(yè)上市公司的信心，導(dǎo)致股價大跌;而2010年部分高轉(zhuǎn)送以及主營業(yè)務(wù)收入大幅增長的上市公司受到投資者追捧，股價扶搖直上。。因此，加入公司層面因素構(gòu)建投資者信心指數(shù)，可以全面反映不同公司投資者情緒的變化，為更好研究投資者信心對資本市場有效性和公司財務(wù)行為的影響，打下堅實基礎(chǔ)。在投資者情緒與投資規(guī)模的關(guān)系研究方面，現(xiàn)有文獻主要研究市場層面投資者情緒及其與投資規(guī)模的關(guān)系。而本文主要研究公司層面的投資者情緒對企業(yè)投資規(guī)模的影響，并考慮了公司盈余質(zhì)量不同情況下投資者情緒對投資規(guī)模的影響差異。除此之外，本文嘗試將會計信息納入到考察投資者信心影響因素的范疇中，并考慮了投資者情緒對盈余質(zhì)量和投資之間關(guān)系的影響。這些新視角將有助于我們深入了解投資者的行為特征，合理評估市場理性程度，有助于深入理解會計信息對投資者心理的作用過程。

(二)假設(shè)提出

近年來，自上而下關(guān)注投資者信心和情緒在宏觀層面對股價波動、股票收益等造成的影響，這類研究成為顯學(xué)。然而，鮮有研究分析投資者信心的微觀作用機理、影響因素及其經(jīng)濟后果。盈利是上市公司最重要的財務(wù)信息，市場高度關(guān)注盈利的變化，成為影響投資者信心的重要微觀因素。作為投資者，盈余質(zhì)量成為其關(guān)注的焦點。高質(zhì)量盈余信息可反映出企業(yè)的特質(zhì)信息，有效降低外部投資者與企業(yè)管理層之間的信息不對稱，提高投資者的決策質(zhì)量。既然如此，盈余質(zhì)量會不會對投資者情緒產(chǎn)生影響?行為金融學(xué)者利用投資者心理偏差建立行為模型，解釋投資者是如何對歷史收益或基本價值反應(yīng)不足或反應(yīng)過度的，并以此為基礎(chǔ)開展大量經(jīng)驗研究。吳世農(nóng)等認(rèn)為，由于框架依賴偏差的存在，投資者對盈余信息的反應(yīng)模式依賴于信息的度量方式［24］;Bartov和孔東民等對投資主體特征與盈余慣性的關(guān)系進行檢驗，發(fā)現(xiàn)盈余慣性與投資者成熟度之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系［25-26］。我們認(rèn)為，投資者的信心來源于對企業(yè)未來成長的判斷和預(yù)期，企業(yè)未來的成長能力通過過去和當(dāng)期的企業(yè)基本面來反映，企業(yè)基本面越是優(yōu)良，投資者就越愿意投資該企業(yè)，由此分享企業(yè)未來高速成長帶來的收益。判斷公司基本面的核心因素是會計信息，理性投資者通常根據(jù)會計信息對公司基本面做出甄別，而會計盈余是會計信息的主要內(nèi)容。會計盈余質(zhì)量越高，意味著企業(yè)信息透明度越好，投資者對公司基本面的判斷越準(zhǔn)確，投資決策越有效，投資在未來越有保證，發(fā)生意外損失的概率越小，投資者信心越強?？陀^評估盈余質(zhì)量的能力取決于投資者理性程度，資本市場透明度越高，投資者越成熟和理性，投資者將更關(guān)注盈余質(zhì)量并將其作為投資決策的重要依據(jù)之一。一般而言，資本市場上的整體投資者理性程度是非理性投資者與理性投資者之間博弈的結(jié)果，一方面，中國作為新興資本市場，投資者教育和保護程度不高，知識結(jié)構(gòu)參差不齊，投資理念迥異，非理性投資者充斥市場;另一方面，中國資本市場經(jīng)過20年的發(fā)展，隨著信息披露制度、監(jiān)管制度的不斷推進，機構(gòu)投資者的加入，個人投資者知識和經(jīng)驗的積累，理性投資者的力量逐漸增強。因此，我國市場中投資者情緒與盈余質(zhì)量相關(guān)關(guān)系到底如何，需要通過檢驗來判斷。根據(jù)以上分析，并考慮到投資者對盈余信息的反應(yīng)及對盈余質(zhì)量的評估一般均存在滯后性，提出本文第一個假設(shè):

H1:公司盈余質(zhì)量越高，信息透明度越好，外部投資者的信心越強。

股票市場與企業(yè)投資行為之間存在密切聯(lián)系，投資者行為深受投資者心理變化的影響。投資者情緒與投資相關(guān)論認(rèn)為，投資者信心的高漲使得股票價格上漲并脫離其基本價值，公司得到的溢價越高，其股權(quán)融資成本越低。此時，公司管理層會在投資者信心高漲時期擴大股權(quán)融資規(guī)模，以擁有更多的資本提高整體投資水平［16］。有證據(jù)表明，我國上市公司的投資決策受資本成本的約束顯著，投資行為對內(nèi)部現(xiàn)金流、外部負(fù)債融資和股權(quán)融資都具有敏感性［27］。事實上，由于股權(quán)融資的偏好、融資資本的使用代價較低和擴大企業(yè)投資規(guī)模內(nèi)在動力等因素的共同作用，我國上市公司的股權(quán)融資成本與其投資水平之間可能存在更直接的聯(lián)動關(guān)系［28-29］。郝穎、劉星證實，公司股權(quán)融資規(guī)模越大，內(nèi)部人控制下的公司投資行為傾向于更大規(guī)模擴張，投資增長速度更快［30］。我們認(rèn)為，投資者信心來源于企業(yè)未來成長能力并影響其投資行為。投資者對企業(yè)未來成長能力評價越高，投資者愿意付出更大的代價以分享公司未來高速成長帶來的好處。對企業(yè)而言，股價越高，融資成本越低，對投資項目進行評價時，折現(xiàn)率的要求也很低［31］，要求的收益率也隨之降低。當(dāng)其他條件既定時，要求收益率的降低導(dǎo)致企業(yè)擁有更多的投資機會，投資水平隨之上升。因此，在中國證券市場，投資者信心的漲落通過影響股權(quán)融資成本和規(guī)模，進而對企業(yè)投資規(guī)模和投資增長水平產(chǎn)生影響。

企業(yè)投資的新古典模型認(rèn)為，企業(yè)最優(yōu)投資規(guī)模出現(xiàn)在邊際效益等于邊際成本的時點上，企業(yè)隨著投資機會的增加會不斷擴大投資規(guī)模，前提是公司沒有融資約束。然而，股東和管理層的不合理決策，內(nèi)外部投資者之間的信息不對稱，通常會導(dǎo)致企業(yè)投資水平對最優(yōu)投資規(guī)模的偏離，做出沒有效率的投資決策。另外，融資約束的現(xiàn)實存在，導(dǎo)致融資規(guī)模和成本顯著影響企業(yè)投資規(guī)模。高質(zhì)量會計信息可幫助內(nèi)部管理者準(zhǔn)確預(yù)測資本邊際收益從而做出正確投資決策。在不考慮代理問題的情況下，公司管理層基于以盈余質(zhì)量為核心的公司基本面了解越徹底，做出的投資決策效率越高，企業(yè)投資回報越高，企業(yè)的基本面和未來成長性就越好，投資者信心也越強，從而降低股權(quán)融資成本，反過來企業(yè)將擁有更多低成本的資金支持投資。高質(zhì)量會計信息可降低公司管理層與外部投資者之間的信息不對稱，具有更好的盈余持續(xù)性，并提高應(yīng)計項目轉(zhuǎn)化為現(xiàn)金流的準(zhǔn)確程度，幫助投資者更準(zhǔn)確地預(yù)測公司未來價值的現(xiàn)值，從而提高外部投資者的決策效率，增強投資者對公司的信任程度和對未來可持續(xù)發(fā)展的信心，形成更多溢價，降低融資成本，擴大投資規(guī)模。

根據(jù)以上分析，提出本文第二個假設(shè):

H2a:投資者信心越強，企業(yè)投資增長水平越高。

H2b:隨著盈余質(zhì)量的提高，投資者信心對投資規(guī)模的正向影響會越強。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇

本文運用中小板上市公司數(shù)據(jù)對投資者信心與盈余質(zhì)量的關(guān)系以及投資者信心、盈余質(zhì)量與企業(yè)投資行為的關(guān)系進行研究。選擇中小板上市公司作為研究樣本，是因為中小板上市公司具有市值較小，成長性高、流動性強等特點，更容易受到投資者信心的影響。本文初始樣本由中國A股中小板非金融類上市公司2006-2009年的年度數(shù)據(jù)構(gòu)成。剔除ST公司以及數(shù)據(jù)不全的公司年度。其中，模型(4)選取的t期數(shù)據(jù)為2007-2009年年度數(shù)據(jù)。最終文中所用觀測樣本為564(模型(4)的觀測樣本為787)。本文使用的個股成長能力和盈利能力數(shù)據(jù)來自于銳思數(shù)據(jù)庫，其余所用數(shù)據(jù)均來自Wind數(shù)據(jù)庫。

(二)投資者信心指數(shù)構(gòu)建

投資者情緒概念來源于噪音交易理論，是相對有效市場假說而言的。依據(jù)有效市場假說，股價已充分反映所有有價值的信息，因此，投資者對未來股票價格的預(yù)期應(yīng)等于現(xiàn)實市場價格。但噪音交易者往往由于錯誤的主觀信念或與股票價值無關(guān)的信息而產(chǎn)生對股票未來價格錯誤預(yù)期。投資者信心的高低反映了對證券市場的樂觀程度，我們綜合公司特質(zhì)因素和市場總體因素，利用主成分分析方法構(gòu)建個股的投資者信心指數(shù)。我們選取上市公司市盈率、市凈率和換手率作為投資者信心的代理變量。

1.市盈率因素。高市盈率股票意味著市場對公司未來收益增長抱有很高的期望。然而對未來增長的判斷容易受主觀因素影響，股價會脫離與當(dāng)期利潤的穩(wěn)定關(guān)系［31］。我們認(rèn)為，較高的市盈率代表投資者對公司未來盈利能力的樂觀情緒。

2.市凈率因素。根據(jù)股利固定增長折現(xiàn)模型，高市凈率可能來源于兩方面，高成長性和高盈利能力。較高的市凈率可能代表了具有較高成長性，容易受到情緒波動的影響。一般而言，高市凈率的股票更加受到投資者歡迎［31］。

3.換手率。我們可以借用流動性指標(biāo)來衡量投資者情緒的高低，這一方法首先由Baker和Stein(2004)提出并且用于實證檢驗。最常見的衡量市場流動性的指標(biāo)主要是換手率，高換手率往往意味過度投機，換手率的高低反映投資者對股票的追逐程度，換手率與投資者情緒成正比。實際上，在中國股市行情火爆、投資者過度自信時，股票換手率顯著提高是經(jīng)常可以觀察到的現(xiàn)象。

本文選用中小板上市公司2006-2009年的年度市凈率(YrPE)、市盈率(YrPB)以及年均換手率(YrTO)這三個指標(biāo)進行主成分分析，可以得到:

根據(jù)模型分析可知，主成分系數(shù)均為正，與預(yù)期一致。利用標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)對IC進行計算，得到投資者信心指數(shù)。

(三)盈余質(zhì)量計量的說明

本文應(yīng)用分離模型，將總應(yīng)計利潤分離為操控性應(yīng)計利潤和非操控性應(yīng)計利潤，然后將操控性應(yīng)計利潤視為衡量盈余質(zhì)量的代理變量。這是國內(nèi)外最常用的衡量盈余質(zhì)量的計量方法，即用回歸模型將利潤分離為非操縱性應(yīng)計利潤和操縱性應(yīng)計利潤，并用操縱性應(yīng)計利潤來衡量盈余管理的大小和程度，從而判斷盈余質(zhì)量高低。由于我國中小板上市公司的上市時間較短，無法采取基于時間序列的Jones模型，而且Bartov等發(fā)現(xiàn)，橫截面 Jones模型優(yōu)于時間序列 Jones模型［32］。有研究指出，我國應(yīng)用分行業(yè)進行回歸還存在一些問題，分行業(yè)得到的數(shù)據(jù)未必比按總體得到的數(shù)據(jù)更可靠［33-34］。綜合以上考慮，本文分年度不分行業(yè)，采用修正Jones模型的橫截面模型按總體來估計總體特征參數(shù)。修正的Jones模型是在基本Jones模型的基礎(chǔ)上考慮了收入的操縱修正后得到，具體模型如下:

其中，NDAi，t/Ai，t-1是經(jīng)過上期期末總資產(chǎn)調(diào)整后的公司i的正常應(yīng)計利潤，△REVi·t是公司i當(dāng)期主營業(yè)務(wù)收入和上期主營業(yè)務(wù)收入的差額，△RECi，t是公司i當(dāng)期期末應(yīng)收賬款余額與上期末應(yīng)收賬款余額的差額，PPEi，t是公司i當(dāng)期固定資產(chǎn)價值，Ai，t-1是公司i上期末總資產(chǎn)，以上數(shù)據(jù)均來自中小板上市公司年報。α1、α2、α3是總體特征參數(shù)，這些參數(shù)的估計值依據(jù)基本Jones模型，使用總體數(shù)據(jù)，即使用2009年深滬兩市1746家非金融類和非ST類上市公司2006-2009年年度數(shù)據(jù)進行回歸后取得:

其中，TAi，t=EBXIi，t-CFOi，t;TAi，t、EBXIi，t、CFOi，t分別表示總應(yīng)計利潤、營業(yè)利潤與經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量。這樣，公司i的操控性應(yīng)計項目DAi，t/Ai，t-1=TAi，t/Ai，t-1-NDAi，t/Ai，t-1。

(四)回歸模型與變量說明

本文通過構(gòu)建模型(4)來檢驗文中提出的H1:

通過構(gòu)建模型(5)以檢驗H2a及H2b:

其中，IC衡量投資者信心，由公式(1)計算得出。模型(4)中變量DA_ABS衡量公司盈余質(zhì)量，本文利用修正的瓊斯模型分離出來的操控性應(yīng)計利潤(DA)作為盈余質(zhì)量的代理變量，由公式(2)、公式(3)計算得出。DA偏離0的程度越大，盈余管理幅度越大，盈余質(zhì)量越差。由于本文僅考慮盈余操縱的程度，所以利用操控性應(yīng)計項目的絕對值作為解釋變量。若模型(4)中β1顯著為負(fù)，表明盈余質(zhì)量越高的公司，滯后一期投資者信心越強，假設(shè)H1成立;若模型(4)中β1顯著為正，則表明盈余質(zhì)量越低公司，滯后一期投資者信心越強，即不支持假設(shè)H1。若模型(5)中β1顯著為負(fù)，表明投資者信心越強，投資規(guī)模越小，即不支持假設(shè)H2a。模型(5)中DA_ABS計算方法同模型(4)。

模型(5)中變量I衡量公司投資規(guī)模，本文采用企業(yè)新增投資這一指標(biāo)，若模型(5)中β1顯著為正，表明投資者信心越強，投資規(guī)模越大，假設(shè)H2a成立;若模型(5)中β1顯著為負(fù)，表明投資者信心越強，投資規(guī)模越小，即不支持假設(shè)H2a。模型(5)中IC*DA_ABS為變量IC與DA_ABS的乘積項，若模型(5)中β1顯著為正時，β3顯著為負(fù)，則表明投資者信心的增強，隨著盈余質(zhì)量的提高，投資規(guī)模會提高，假設(shè)H2b成立;若模型(5)中β1顯著為正時，β3顯著為正，則表明投資者信心的提高，隨著盈余質(zhì)量的降低，投資規(guī)模會提高，假設(shè)H2b不成立。

已有研究表明，公司規(guī)模、最終控制人性質(zhì)顯著影響投資者心理預(yù)期［10，1］，模型(4)中將這些因素作為控制變量引入，控制這些因素對投資者信心造成的影響。Size為期末總資產(chǎn)的對數(shù)，用來衡量企業(yè)規(guī)模。伍燕然等發(fā)現(xiàn)，小規(guī)模股票更容易受到投資者情緒的影響，隨投資者情緒的波動發(fā)生更大波動［35］。Nature為虛擬變量，主要衡量公司最終控制人性質(zhì)，最終控制人為非國有產(chǎn)權(quán)時，該變量取1，否則取0，有研究表明，國有股權(quán)在證券市場的出現(xiàn)，實際上是以國家信用替代了企業(yè)信用，為投資者提供一種隱性擔(dān)保機制，有助于增強投資者的信心［36］。我們認(rèn)為，企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流、資產(chǎn)使用的效率和效益、財務(wù)風(fēng)險也會影響投資者信心?，F(xiàn)金持有量代表企業(yè)凈財富水平，它不僅是企業(yè)未來還本付息和支付股利的保證，而且反映了質(zhì)押水平的高低。企業(yè)質(zhì)押水平越高，經(jīng)營的機會主義行為動機就越小，從而投資者信心越高。資產(chǎn)使用效率反映了企業(yè)經(jīng)營能力。ROA高低反映管理層利用有限的資源創(chuàng)造財富和價值的能力。因此，ROA越高企業(yè)創(chuàng)造價值的能力越強，投資者信心越強。資產(chǎn)負(fù)債率反映了企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險，負(fù)債率越高，企業(yè)財務(wù)風(fēng)險也隨之上升，從而面臨較大的償債壓力和破產(chǎn)威脅，投資者信心隨之降低。模型中還引入控制年度和行業(yè)因素影響的變量:年度虛擬變量 Year(2006，2007，2008)與行業(yè)虛擬變量Industry。為避免多重共線性問題，實際操作時，模型中只設(shè)定2個年度虛擬變量。考慮到中小板上市公司以制造行業(yè)為主，因此設(shè)定虛擬變量Industry時，制造業(yè)取1，其余取0。

根據(jù)Richardson(2006)的投資期望模型，投資機會、內(nèi)部現(xiàn)金流、財務(wù)杠桿、上市年限、股票收益率等因素均會影響企業(yè)投資規(guī)模。本文利用主營業(yè)務(wù)收入增長率表示企業(yè)投資機會，并引入最終控制人性質(zhì)作為控制變量。大量研究表明，國有企業(yè)外部融資能力強、所受融資約束程度較民營企業(yè)輕。此外，模型中還引入了資產(chǎn)負(fù)債率以及控制年度和行業(yè)因素影響的變量，變量設(shè)定方法與模型(4)一致，所有變量設(shè)計安排如表1所示。

表1 模型(4)(5)變量設(shè)計安排

四、統(tǒng)計結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2是回歸模型(4)中各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。IC最小值為-1.881，最大值為5.565，標(biāo)準(zhǔn)差為0.110，表明不同公司在不同年份的投資者信心有較大差異。ABS_DA最大值為0.512，標(biāo)準(zhǔn)差為0.100，表明中小板公司不同程度地存在盈余操縱行為，盈余質(zhì)量參差不齊。ROA的最大值和最小值分別為46.249和-2.630，說明不同公司的盈利能力和資產(chǎn)使用效率有很大差別，ROA均值(中位數(shù))為13.488(11.818)，說明中小板公司的盈利能力高于主板公司(同期均值和中位數(shù)分別為6.87和7.32)。Lev最大值和最小值分別為0.801和0.077，沒有出現(xiàn)資產(chǎn)負(fù)債率大于1的情況，即中小板公司沒有出現(xiàn)資不抵債的現(xiàn)象。Lev均值(中位數(shù))為0.447(0.457)，低于主板公司同期資產(chǎn)負(fù)債率的均值和中位數(shù)(0.619，0.639)，這或許是因為中小板公司上市年限較短，大部分企業(yè)處于成長期，吸收債權(quán)融資較為困難，以股權(quán)融資和風(fēng)險投資為主籌措發(fā)展資金。反映最終控制人產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的Nature均值為0.717，表明樣本中71.7%公司的最終控制人是非國有產(chǎn)權(quán)，這表明與主板公司不同的是，中小板公司多數(shù)是非國有產(chǎn)權(quán)實質(zhì)性控制，中小板是非國有企業(yè)融資的重要平臺?，F(xiàn)金持有量的均值和中位數(shù)分別為0.168和0.146，表明中小板公司總體上擁有比較充沛的現(xiàn)金流量。Size的最大值和最小值分別為22.680和18.721，標(biāo)準(zhǔn)差為0.810，表明中小板公司規(guī)模差異不大。

表2 模型(4)中各變量的描述性統(tǒng)計量

表3是回歸模型(5)中各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。I的最小值為0.001，最大值為0.509，標(biāo)準(zhǔn)差為0.110，表明不同公司投資規(guī)模具有較大差異。公司個股投資者信心指數(shù)IC的均值和中位數(shù)分別為-0.296和-0.648.ABS_DA均值、中位數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差均分別為0.111，0.086和0.100，表明各公司盈余操縱程度大不相同。衡量公司內(nèi)部現(xiàn)金流指標(biāo)CF的最小值為0.025，最大值為0.750，標(biāo)準(zhǔn)差為0.149，表明公司內(nèi)部現(xiàn)金流差異程度迥異。最終控制人性質(zhì)與上表相同。

表4是模型(4)變量相關(guān)關(guān)系矩陣。IC與ABS_DA相關(guān)關(guān)系在Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)中均不顯著，這或許是兩者之間關(guān)系還受其他控制變量的影響，因此，還需將二者放到引入控制變量的模型進行回歸，通過假設(shè)檢驗找出二者間的關(guān)系。IC與ROA、Cash在1%水平上顯著正相關(guān)(Pearson系數(shù)為0.172和0.121，Spearman系數(shù)為0.192和0.129)，表明上市公司盈利能力越強，內(nèi)部現(xiàn)金流越充沛，投資者信心越強。IC與Size在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明投資者更加青睞小市值股票。IC與Lev負(fù)相關(guān)，與Nature正相關(guān)，但并不顯著。

表3 模型(5)中各變量的描述性統(tǒng)計量

表4 模型(4)變量相關(guān)系數(shù)矩陣

注:上方為Spearman相關(guān)系數(shù)，下方為Pearson相關(guān)系數(shù)，N=966，＊＊＊、＊＊、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著(2-tailed)。

表5 模型(5)變量相關(guān)系數(shù)矩陣

根據(jù)變量Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)(表5)，I與IC顯著正相關(guān)，表明投資者信心越強，投資規(guī)模越大。I與ABS_DA之間并不顯著相關(guān)，這或許是兩者之間關(guān)系還受其他控制變量的影響，因此，還需將二者放到引入控制變量的模型進行回歸，通過檢驗找出二者間的關(guān)系。

(二)回歸結(jié)果

應(yīng)用最小二乘法對模型(4)進行回歸，結(jié)果如表6所示。

表6 模型(4)回歸結(jié)果

盈余質(zhì)量指標(biāo)ABS_DA只控制年份和行業(yè)的單變量回歸以及加入控制變量的回歸結(jié)果分別為-0.769和-1.320，分別在5%和1%水平上顯著，表明盈余質(zhì)量越高，投資者信心越強，支持假設(shè)H1。這說明，隨著我國證券市場的不斷完善，機構(gòu)投資者力量增強，投資者理性程度顯著提高，開始從財務(wù)報告質(zhì)量角度評估企業(yè)成長潛力;ROA系數(shù)為0.073，在5%水平上顯著，表明企業(yè)盈利能力受到投資者的普遍關(guān)注，投資者對ROA高的企業(yè)賦予更強的投資者信心，這意味著隨著我國證券市場的不斷完善，股權(quán)投資將流向價值創(chuàng)造能力更強的企業(yè)。資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)的系數(shù)為正，但并不顯著，這可能是因為投資者對Lev的評估較為復(fù)雜，當(dāng)Lev過低時，投資者認(rèn)為企業(yè)沒有很好的利用財務(wù)杠桿，缺乏債務(wù)融資能力，因此，Lev的提高能夠增強投資者信心;當(dāng)Lev達到一定高度時，容易產(chǎn)生還本付息的壓力和財務(wù)風(fēng)險，可能產(chǎn)生資不抵債的情況，引起投資者警覺，投資者信心隨之下降。Nature系數(shù)為正，但并不顯著，這可能是因為中小板公司以民營企業(yè)為主，國有產(chǎn)權(quán)的擔(dān)保效應(yīng)在此不起作用。Size系數(shù)為負(fù)，并在1%水平上顯著，說明投資者更青睞于小市值股票，一般而言，大公司相比，小公司具有更大的潛力，更容易吸引投資者。

表7 模型(5)回歸結(jié)果

根據(jù)模型(5)的回歸結(jié)果，IC的系數(shù)為0.009，在5%水平上顯著，表明投資者信心越強，公司投資規(guī)模越大，假設(shè)H2a獲得證實。IC*ABS_DA的回歸系數(shù)為-0.064，在10%水平上顯著，表明公司盈余質(zhì)量越高，投資者信心越強，企業(yè)投資規(guī)模越大，假設(shè)H2b獲得支持。這意味著公司盈余質(zhì)量越高，投資者信心越強，公司股票獲得的溢價程度越高，股權(quán)融資成本降低，企業(yè)可以獲得更多低成本資金，促使企業(yè)擴大投資規(guī)模。Nature的回歸系數(shù)為-0.024，在5%水平上顯著，表明國有上市公司的投資規(guī)模大于非國有上市公司，這可能是因為比較而言，國有企業(yè)在融資方面占有優(yōu)勢，更能獲得銀行貸款和政府財政支持，而且，預(yù)算軟約束造成了國有企業(yè)的擴張沖動。上市年限與企業(yè)投資規(guī)模負(fù)相關(guān)，且在1%水平上顯著，表明公司上市之初，需要進行大規(guī)模投資擴大企業(yè)發(fā)展。企業(yè)年化收益率與投資規(guī)模正相關(guān)，且在1%的水平上顯著，表明企業(yè)的市場表現(xiàn)與投資具有相關(guān)性，在其他條件一定的情況下，市場表現(xiàn)優(yōu)良的上市公司，可能更容易吸引投資者以獲得充足的投資資金支持，從而有能力擴大投資規(guī)模。

(三)穩(wěn)健性檢驗

本文還從以下三個方面作了穩(wěn)健性測試，以便于檢驗上述回歸結(jié)果的可靠性。首先，將操控性應(yīng)計利潤DA分為正向操縱和負(fù)向操縱兩組，分別進行回歸，發(fā)現(xiàn)沒有改變DA與投資者信心和投資水平的相關(guān)性及其方向。其次，測試了模型(4)(5)對控制變量的敏感性，剔除了模型(4)(5)中的控制變量，進行了一次回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)所有解釋變量的回歸結(jié)果與原模型結(jié)果基本一致，我們還檢驗了異值對回歸結(jié)果的影響，通過剔除殘差為4個以上標(biāo)準(zhǔn)差的“異值”，檢驗發(fā)現(xiàn)，統(tǒng)計結(jié)果基本保持一致。綜上所述，本文研究模型的估計結(jié)果具有可靠性。

五、結(jié)論

目前，關(guān)于投資者情緒的計量及其對證券市場的影響是行為金融學(xué)研究的熱點話題，而投資既是企業(yè)誕生的起點，也是企業(yè)存續(xù)、擴張的動力。本文利用我國中小板上市公司數(shù)據(jù)，從投資者信心與企業(yè)投資規(guī)模的關(guān)系，及盈余質(zhì)量在兩者關(guān)系中所起作用的角度，對企業(yè)投資行為的影響因素進行了拓展性研究。實證結(jié)果表明，盈余質(zhì)量越高，投資者信心越強;投資者信心越強，企業(yè)投資增長水平越高。同時，隨著盈余質(zhì)量的提高，投資者信心對投資規(guī)模的正向影響會越強。

本文同時擴展了投資者信心和企業(yè)投資行為的研究思路，并具有較為豐富的理論與實踐意義。首先，研究投資者信心的生成機理時，不僅要關(guān)注市場因素，也應(yīng)關(guān)注企業(yè)特質(zhì)信息。企業(yè)的會計信息質(zhì)量、現(xiàn)金流情況、盈利能力和成長能力都應(yīng)納入考察范疇;其次，企業(yè)投資規(guī)模受到投資者情緒的強力影響，投資者信心的增強能夠降低企業(yè)融資成本，那么對投資者情緒和投資者行為進行合理引導(dǎo)，構(gòu)建透明的市場環(huán)境，有利于投資者理性投資，提高市場效率。

值得深思的是，投資者信心對企業(yè)投資規(guī)模的作用機理及渠道是否會影響資本市場效率?當(dāng)投資者信心不足，普遍陷入悲觀時，公司難以從證券市場上募集足夠資金投入凈現(xiàn)值(NPV)大于零的項目中，坐失投資發(fā)展良機，從而出現(xiàn)投資不足情況;當(dāng)投資者過度自信，甚至陷入瘋狂時，公司能以極低成本獲得大量股權(quán)融資，出現(xiàn)“擴張沖動”，又可能導(dǎo)致過度投資行為的存在①創(chuàng)業(yè)板上市之初，投資者信心高漲，使得超募現(xiàn)象十分普遍，28家首發(fā)公司平均超募125%。這一融資水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于與創(chuàng)業(yè)板相似度最高的中小板市場平均水平。令人擔(dān)憂的是，極低融資成本的超募資金大都未真正用于創(chuàng)業(yè)板上市公司主營業(yè)務(wù)發(fā)展中，超募資金炒樓炒股的新聞層出不窮。。從微觀上看，過度投資或投資不足會降低企業(yè)價值，不利于企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展;從宏觀上看，投資不足或投資過度都會帶來經(jīng)濟過冷或過熱，不利于國民經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展和金融市場的穩(wěn)定。因此，在研究投資者信心與企業(yè)投資規(guī)模作用機理的基礎(chǔ)上，進一步展開投資者信心與企業(yè)投資效率的關(guān)系研究，具有重大的理論和現(xiàn)實價值。

［1］劉莉亞，丁劍平，陳振瑜，相恒寧.投資者情緒對資本市場穩(wěn)定性的實證研究——來自截面效應(yīng)的分析［J］.財經(jīng)研究，2010(3):133-143.

［2］BakerM P，Wurgler J A.Investor Sentiment in the Stock Market［J］.Journal of Economic Perspectives，2007(21):129-151.

［3］Brown G W.Volatility，Sentiment，and Noise Traders［J］.Financial Analysts Journal，1999(55):82-90.

［4］Brown，Gregory W，Michael T C..Investor Sentiment and Asset Valuation［J］.Journal of Business，2005(78):405-440.

［5］Brown G W，Cliff M T.Investor Sentiment and the Nearterm Stock Market［J］.Journal of Empirical Finance，2004(11):1-27.

［6］Shiller，Robert J.Measuring Bubble Expectations and Investor Confidence［J］.The Journal of Psychology and Financial Markets，2000(1):49-60.

［7］王美今，孫建軍.中國股市收益，收益波動與投資者情緒［J］.經(jīng)濟研究，2004(10):75-83.

［8］余佩棍，鐘瑞軍.個人投資者情緒能預(yù)測市場收益率嗎［J］.南開管理評論，2009(9):95-101.

［9］BakerM P，Wurgler J A..Investor Sentiment in the Stock Market［J］.Journal of Economic Perspectives，2007(21):129-151.

［10］韓立巖，伍燕然.投資者情緒與IPOs之謎——抑價或者溢價［J］.管理世界，2007(3):51-61.

［11］蔣玉梅，王明照.投資者情緒與股票橫截面收益的實證研究［J］.經(jīng)濟管理，2009(10):134-140.

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

［13］Goyal V K，T Yamada.Asset Prices，F(xiàn)inancial Constraints，and Investment Evidence from Japan［J］.The Journal of Business，2004(77):175-199.

［14］Baker M，J C Stein.Market Liquidity as a Sentiment indicator［J］.Journal of Financial Markets，2004(7):271-299.

［15］Gilchrist S，C P Himmelberg，G Huberman.Does Stock Price Influence Corporate Investment?［J］.Federal Reserve Bank of New York Staff Reports，2004，177.

［16］Polk C，Sapienza P.The Real Effect of Investor Sentiment［J/OL］.Working Paper，2002.http://ssrn.com/abstract=923687.

［17］Dong M，D A Hirshleifer，S H Teoh.Stock Market Misvaluation and Corporate Investment［J/OL］.Working Paper，2007.http://ssrn.com/abstract=972765.

［18］Chen Q，I Goldstein，W Jiang.Price Informativeness and Investment Sensitivity to Stock Price［J/OL］.Working Paper，2005.http://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=451322.

［19］Lambert R，C Leuz，R Verrecchia.Accounting Information，Disclosure，and the Cost of Capital［J/OL］.Working Paper，2005.http://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=823504.

［20］Biddle G，G Hilary.The Effect of Accounting and Disclosure Quality on Firm-level Investment［J］.The Accounting Review，2006，81(5):963-983.

［21］張琦.盈余質(zhì)量與企業(yè)投資行為研究——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［J］.廈門:廈門大學(xué)，2007:21-45.

［22］Dechow P，R Sloan，A Sweeney.Causes and Consequences of Earnings Manipulation:An Analysis of Firms Subject to Enforcement Actions by the SEC［J］.Contemporary Accounting Research，1996，(19):1-36.

［23］Dong M，D.A.Hirshleifer，S H Teoh.Stock Market Misvaluation and Corporate Investment［J/OL］.Working Paper，2007.http://ssrn.com/abstract=972765.

［24］吳世農(nóng)，吳超鵬.盈余信息度量，市場反應(yīng)與投資者框架依賴偏差分析［J］.經(jīng)濟研究，2005(2):54-62.

［25］Bartov E，Radhakrishnan S，Krinsky I.Investor Sophistication and Patterns in Stock Returns after Earnings Announcements［J］.Accounting Review，2000(6):529-545.

［26］孔東民，柯瑞豪.誰驅(qū)動了中國股市的PEAD?［J］.金融研究，2007(10):82-99.

［27］董裕平.公司的資本成本與投資理性——來自滬深上市公司的證據(jù)［J］.證券市場導(dǎo)報，2007(11):61-66.

［28］陸正飛，葉康濤.中國上市公司股權(quán)融資偏好解析——偏好股權(quán)融資就是緣于融資成本低嗎?［J］.經(jīng)濟研究，2004(4):50-59.

［29］潘 敏，金巖.信息不對稱，股權(quán)制度安排與上市公司過度投資［J］.金融研究，2003(1):36-38.

［30］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(9):126-137.

［31］袁國良，鄭江淮，胡志乾.我國上市公司融資偏好和融資能力實證研究［J］.管理世界，1999(3):150-157.

［32］Bartov E，Radhakrishnan S，Krinsky I.Investor Sophistication and Patterns in Stock Returns after Earnings Announcements［J］.Accounting Review，2000(6):529-545.

［33］雷光勇，劉慧龍.大股東控制，融資規(guī)模與盈余操縱程度［J］.管理世界，2006(1):129-136.

［34］何問陶，倪全宏.中國上市公司MBO前一年盈余管理實證研究［J］.會計研究，2005(6):22-30.

［35］伍燕然，韓立巖.不完全理性，投資者情緒與封閉式基金之謎［J］.經(jīng)濟研究，2007(3):117-129.

［36］計小青，曹嘯.國有股權(quán)，投資者信心與中國股票市場發(fā)展:理論及經(jīng)驗證據(jù)［J］.財貿(mào)經(jīng)濟，2008(4):30-35.

［37］支曉強，童盼.管理層業(yè)績報酬敏感度，內(nèi)部現(xiàn)金流與企業(yè)投資行為［J］.會計研究，2007(10):73-81.

［38］馮巍.內(nèi)部現(xiàn)金流量和企業(yè)投資—來自我國股票市場上市公司財務(wù)報告的證據(jù)［J］.經(jīng)濟科學(xué)，1999(1):36-45.

［39］鄭江淮，何旭強，王華.上市公司投資的融資約束:從股權(quán)結(jié)構(gòu)角度的實證分析［J］.金融研究，2001(11):92-99.

［40］范從來，王宇偉.公司金融研究［M］.北京:商務(wù)印書館，2006:12-15.