張 慶，朱迪星

(1.湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院 會(huì)計(jì)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(shí)證研究表明，市場上投資者非理性情緒導(dǎo)致的價(jià)格偏誤會(huì)通過兩種路徑影響企業(yè)實(shí)際投資決策［1］。其中，Baker等［2］借鑒了市場時(shí)機(jī)的觀點(diǎn)，指出市場上的錯(cuò)誤定價(jià)會(huì)通過股權(quán)融資水平的波動(dòng)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(shí)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(huì)受到影響。針對(duì)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(xiàng)目，會(huì)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(jià)格的經(jīng)理人會(huì)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(yàn)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(xiàng)目投資決策對(duì)市場迎合程度的差異，結(jié)果顯示相對(duì)于固定資產(chǎn)投資，企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入決策時(shí)會(huì)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(jià)值、短期價(jià)格和利用市場時(shí)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(jià)值和短期價(jià)格之間的權(quán)衡。Grundy 和 Li［6］以及 Baxamusa［7］等考慮了代理問題對(duì)企業(yè)迎合投資行為的影響，他們的實(shí)證結(jié)果表明企業(yè)經(jīng)理人的薪酬結(jié)構(gòu)會(huì)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(shí)證檢驗(yàn)了薪酬激勵(lì)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(gè)方面，主要針對(duì)股東和經(jīng)理人之間的代理問題，對(duì)于存在控股股東時(shí)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(cái)務(wù)數(shù)據(jù)實(shí)證驗(yàn)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(duì)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(jià)值為:V=f(K)－K，m為外生的錯(cuò)誤定價(jià)程度，e為經(jīng)理人利用市場時(shí)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(shí)，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(shí)，說明該企業(yè)的短期股票價(jià)格波動(dòng)會(huì)對(duì)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(shí)際控制人的持股比例則可能會(huì)提高或者降低投資決策者對(duì)短期價(jià)格關(guān)注程度?；诖吮疚慕o出實(shí)證分析的假設(shè):

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

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

同時(shí)，對(duì)于我國的實(shí)證分析中對(duì)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(huì)強(qiáng)于非國有企業(yè)。

三、研究設(shè)計(jì)

1.樣本的數(shù)據(jù)來源

本文的實(shí)證研究選擇了我國A股上市公司1998—2010年的財(cái)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(cái)務(wù)報(bào)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(cuò)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(shí)證分析需要至少滯后一階的財(cái)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(cái)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(gè)有代表性的情緒指標(biāo)。其中，基于非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目計(jì)算的情緒指標(biāo)用于實(shí)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(yàn)。指標(biāo)的計(jì)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(jì)項(xiàng)目作為截面投資者情緒的替代指標(biāo)。定義應(yīng)計(jì)項(xiàng)目 Accri，t=ΔNccai，t－ΔCli，t－Depi，t。其中，ΔNcca 為總流動(dòng)資產(chǎn)的變動(dòng)－現(xiàn)金和現(xiàn)金等價(jià)物的變動(dòng)，ΔCl為總流動(dòng)負(fù)債的變動(dòng)－流動(dòng)負(fù)債中短期負(fù)債的變動(dòng)－應(yīng)付所得稅變動(dòng)，Dep為折舊和攤銷。采用Chan等［9］的方法來分離出應(yīng)計(jì)項(xiàng)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(jì)項(xiàng)目:

利用過去3年應(yīng)計(jì)項(xiàng)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(jì)項(xiàng)目。對(duì)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(jià)值部分和市場錯(cuò)誤定價(jià)部分。考慮到行業(yè)的差異性和市場周期的波動(dòng)，對(duì)所有樣本在每一個(gè)行業(yè)的所有公司在每一個(gè)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(jià)值最重要的因素，本文將上述模型的擬合值Qfi，t作為實(shí)證研究中投資機(jī)會(huì)的替代變量，對(duì)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(shí)證研究的主要變量及其計(jì)算方法，本文將其數(shù)據(jù)庫中對(duì)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(duì)年度的企業(yè)性質(zhì)度量，分類依據(jù)見表1所示。而對(duì)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(gè)方面進(jìn)行了度量，在實(shí)證研究中也可以探尋兩權(quán)分離程度是否會(huì)對(duì)企業(yè)的迎合投資行為造成影響。

表1 實(shí)證分析變量說明

4.實(shí)證模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)之前提出的研究假設(shè)，本文實(shí)證研究分為兩個(gè)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(gè)樣本上利用市場情緒和企業(yè)實(shí)際控制權(quán)的交叉項(xiàng)的顯著性來判斷實(shí)際控制人擁有的現(xiàn)金流權(quán)和表決權(quán)比例是否會(huì)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(shí)證研究中采用實(shí)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(huì)，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(shí)到企業(yè)的價(jià)值和投資行為可能會(huì)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(duì)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(shí)際控制人的持股比例有相關(guān)性，上市公司的實(shí)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(gè)方面判斷該變量可能是一個(gè)合適的工具變量。

本文中內(nèi)生變量的交互項(xiàng) Sentimenti，t×Contri，t也參與了回歸分析，為了模型檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健，本文選擇了兩種不同的方式對(duì)有內(nèi)生交互項(xiàng)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(jì)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(gè)工具變量直接進(jìn)行IV估計(jì)。另外，如果擾動(dòng)項(xiàng)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(jì)效率。

另外，從理論上來說，在對(duì)內(nèi)生性變量估計(jì)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(duì)聯(lián)立模型可以進(jìn)行系統(tǒng)估計(jì)，考慮各方程之間擾動(dòng)項(xiàng)的聯(lián)系進(jìn)行估計(jì)以提高效率，最常見的聯(lián)立模型系統(tǒng)估計(jì)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(duì)控制權(quán)比例和交互項(xiàng)兩個(gè)內(nèi)生變量進(jìn)行估計(jì)，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(xiàng)，具體的待估方程組為，

而第二個(gè)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(duì)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(xiàng) 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(duì)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(jì)，分別研究國有和非國有控股企業(yè)的股權(quán)集中程度對(duì)企業(yè)迎合行為的影響，具體的實(shí)證模型、估計(jì)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(diǎn)，為了排除模型可能的組間異方差現(xiàn)象，實(shí)證結(jié)果同時(shí)報(bào)告了經(jīng)過聚類處理的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤計(jì)算出的t和z統(tǒng)計(jì)量。對(duì)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(shí)證結(jié)果

1.描述性統(tǒng)計(jì)

表2給出了參與回歸的主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)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(duì)于股權(quán)性質(zhì)的變量我們可以看到，在計(jì)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(shí)際控制人大多數(shù)都是國有背景的，具體來看，上市公司實(shí)際控制人參與紅利分配的現(xiàn)金流權(quán)和參與股東大會(huì)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(shí)際控制人的性質(zhì)和控制權(quán)比例對(duì)迎合投資行為的影響是有一定現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)的。為了剔除離群值可能對(duì)估計(jì)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(jì)

2.回歸結(jié)果

表3給出了利用整體樣本回歸企業(yè)實(shí)際控制人持股對(duì)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(bào)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(bào)告了利用市場情緒和實(shí)際控制人持股比例交互項(xiàng) 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(shí)際控制人持股比例上升會(huì)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(duì)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(yàn)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(duì)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(dòng)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(cuò)誤定價(jià)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(duì)企業(yè)迎合投資行為的影響是很明顯的，這可能是因?yàn)閲锌毓善髽I(yè)的經(jīng)營決策者是任命制的，因此，他們會(huì)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(xiàng)加入實(shí)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(yàn)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(huì)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(shí)際控制人持股比例與迎合傾向之間關(guān)系的實(shí)證分析，此子樣本進(jìn)行了IV、GMM和聯(lián)立方程模型的估計(jì)。

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(duì)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(shí)際控制權(quán)，股權(quán)集中程度與情緒指標(biāo) 的 交 互 項(xiàng) Sentimenti，t*Contri，t系 數(shù) 都 為正，且在所有的估計(jì)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(jià)值偏離更遠(yuǎn)。與非國有控股企業(yè)的實(shí)證結(jié)果相比，也從一個(gè)方面反映了我國對(duì)國有控股企業(yè)侵蝕中小股東利益行為的監(jiān)管還相對(duì)較弱。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)，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(duì)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(shí)證分析，得到了相似的實(shí)證結(jié)果。

五、結(jié) 論

本文關(guān)注了經(jīng)理人對(duì)于公司長期市場價(jià)值和短期價(jià)格的權(quán)衡對(duì)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(gè)受到廣泛關(guān)注的公司治理因素作為研究對(duì)象。通過修改 Baker和Wurgler［1］模型中對(duì)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(duì)企業(yè)迎合投資傾向的影響。并利用我國上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)對(duì)這一假設(shè)進(jìn)行了檢驗(yàn)。

理論分析和實(shí)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(shí)際控制人的不同性質(zhì)和持股水平會(huì)在很大程度上影響企業(yè)管理者對(duì)短期市場價(jià)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(dòng)機(jī)在較短的任職期內(nèi)提高公司的市場價(jià)格，迎合市場情緒進(jìn)行投資決策。

第二，企業(yè)實(shí)際控制人的持股比例提高，會(huì)增加他們迎合市場情緒的傾向，這一點(diǎn)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(duì)簡化，沒有考慮其內(nèi)生性的動(dòng)態(tài)變化。其次，可以考慮從股權(quán)結(jié)構(gòu)中其他股東對(duì)實(shí)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(duì)實(shí)際控制人的制衡作用，這種機(jī)制也會(huì)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(duì)較高，僅僅依靠我國資本市場的實(shí)證檢驗(yàn)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。

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