金雪軍 肖懌昕

(浙江大學(xué) 經(jīng)濟(jì)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(diǎn)研究問題，公司的投資決策不僅取決于自身金融指標(biāo)和外部投資環(huán)境，還會(huì)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(biāo)的影響，同業(yè)企業(yè)的投資決策被認(rèn)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(duì)公司投資決策的影響甚至要超過公司自身金融指標(biāo)對(duì)投資決策的影響[1]184。此外，行為金融學(xué)的發(fā)展也推動(dòng)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(jī)效評(píng)比的壓力。信息獲取能力的約束會(huì)導(dǎo)致管理者進(jìn)行最優(yōu)化投資決策的成本增加，而投資績(jī)效評(píng)比的壓力會(huì)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(shí)會(huì)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(duì)投資績(jī)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(huì)受到自身金融指標(biāo)的影響，而且會(huì)受到同業(yè)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)及金融指標(biāo)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(guó)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(shí)了企業(yè)的投資決策會(huì)受到同業(yè)企業(yè)投資決策和金融指標(biāo)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(guó)相比，中國(guó)資本市場(chǎng)的投資機(jī)會(huì)較少，信息不透明以及政策不確定的現(xiàn)象更為嚴(yán)重，中國(guó)企業(yè)進(jìn)行最優(yōu)化投資決策的成本和風(fēng)險(xiǎn)要顯著高于美國(guó)企業(yè)。因此我們認(rèn)為，同業(yè)效應(yīng)在中國(guó)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(biāo)?，F(xiàn)有理論主要從兩個(gè)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(rèn)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(dòng)力市場(chǎng)上，管理者的報(bào)酬高低或者他們能否獲得連任通常與他們的相對(duì)績(jī)效而不是絕對(duì)績(jī)效掛鉤。對(duì)于企業(yè)的管理者來說，較低的相對(duì)績(jī)效更有可能降低他們的個(gè)人報(bào)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(duì)投資績(jī)效，管理者有選擇跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略的動(dòng)機(jī)。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(rèn)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(tái)，大量理論研究揭示了CEO的職業(yè)憂慮會(huì)顯著影響企業(yè)的投資決策[8-13]。其次，合理羊群模型認(rèn)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(shí)證分析來詳細(xì)研究CEO職業(yè)憂慮對(duì)企業(yè)投資決策中同業(yè)效應(yīng)的影響機(jī)制。為了完成本研究，需要對(duì)CEO的職業(yè)憂慮進(jìn)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(yù)[13]1，因此他們面臨更多的職業(yè)憂慮，在制定投資策略時(shí)，更多是風(fēng)險(xiǎn)抵觸型的，因?yàn)檩^差的投資績(jī)效將會(huì)對(duì)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(duì)CEO年齡能否準(zhǔn)確地衡量其職業(yè)憂慮依然存在很多質(zhì)疑。因此，為了進(jìn)一步增加研究結(jié)論的可信度，國(guó)內(nèi)外學(xué)者提出了兩個(gè)代表性更強(qiáng)的指標(biāo)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(jī)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(jìn)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(jī)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(duì)投資績(jī)效會(huì)增加經(jīng)理人的職業(yè)憂慮，而較多的職業(yè)憂慮將會(huì)導(dǎo)致他們的投資風(fēng)格更加冒險(xiǎn)[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(jī)效作為CEO職業(yè)憂慮的代理變量。

本文的研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下四個(gè)方面：第一，本文使用中國(guó)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(duì)稱性和政策不確定性的環(huán)境下，企業(yè)進(jìn)行投資決策時(shí)會(huì)更加關(guān)注同行的投資決策而不是其金融指標(biāo)。此結(jié)論包含了我國(guó)的政策和經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響，更適用于中國(guó)上市公司投資策略的制定與優(yōu)化。第二，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)同業(yè)效應(yīng)的研究?jī)H僅停留在發(fā)現(xiàn)現(xiàn)象的層面，并未對(duì)其產(chǎn)生原因進(jìn)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(duì)同業(yè)效應(yīng)的影響機(jī)制，彌補(bǔ)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(duì)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(diǎn)認(rèn)為年輕的CEO面臨更多的職業(yè)憂慮，他們不像經(jīng)驗(yàn)豐富的CEO一樣在行業(yè)內(nèi)擁有較好的聲譽(yù)，一旦個(gè)性化的投資決策失敗，將會(huì)對(duì)他們的職業(yè)發(fā)展造成負(fù)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(diǎn)認(rèn)為年輕CEO的投資風(fēng)格更加激進(jìn)并且愿意承擔(dān)更多的風(fēng)險(xiǎn)，因?yàn)檫@些CEO更加重視個(gè)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(duì)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(duì)其投資風(fēng)格的影響會(huì)隨著職業(yè)憂慮表現(xiàn)形式的變化而變化。第四，我們進(jìn)一步以CEO任職情況以及企業(yè)過去的投資績(jī)效作為其職業(yè)憂慮的另外兩個(gè)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(jī)效低于行業(yè)中位數(shù)的CEO更加傾向于個(gè)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(jī)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(xiàn)綜述與研究假設(shè)

(一) 研究背景

已有研究證實(shí)，企業(yè)的投資決策不僅受到企業(yè)自身金融指標(biāo)的影響，而且會(huì)受到同業(yè)企業(yè)的投資決策以及金融指標(biāo)的影響[1-2]。與美國(guó)等發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體不同，中國(guó)作為發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體為研究同業(yè)效應(yīng)提供了獨(dú)特的研究背景。首先，中國(guó)上市公司面臨更多的信息不對(duì)稱以及更高的政策不確定性，在這樣的環(huán)境中，企業(yè)對(duì)同業(yè)企業(yè)投資決策的依賴性會(huì)更大。Liu和Chen提出模仿同業(yè)企業(yè)的投資決策在中國(guó)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)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(guó)企業(yè)管理存在明顯的“重獎(jiǎng)輕罰”現(xiàn)象，這種現(xiàn)象會(huì)鼓勵(lì)管理者盲目追求更多的投資來提高自己的績(jī)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(duì)投資績(jī)效又能降低投資決策成本和風(fēng)險(xiǎn)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(dòng)力市場(chǎng)建立自己的聲譽(yù)[16]465。Zwiebel也提出勞動(dòng)力市場(chǎng)是根據(jù)企業(yè)管理者的相對(duì)績(jī)效來判斷他們的類型的，擁有較好的相對(duì)績(jī)效的管理者被認(rèn)為是高質(zhì)量的管理者，反之，則會(huì)被認(rèn)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(jìng)爭(zhēng)的理論(competitive rivalry-based theories)來解釋企業(yè)間的模仿行為，該理論認(rèn)為企業(yè)間相互模仿是為了緩解激烈的行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)壓力并且維持自己在行業(yè)中的相對(duì)競(jìng)爭(zhēng)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(rèn)為是企業(yè)管理者對(duì)投資風(fēng)險(xiǎn)和行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)的一種主動(dòng)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(guó)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(biāo)。

(二) CEO年齡與任職情況對(duì)其投資風(fēng)格的影響機(jī)制

關(guān)于管理者職業(yè)憂慮對(duì)其投資風(fēng)格的影響，Keynes提出投資者如果采用個(gè)性化的投資策略并且獲得成功，這種成功通常會(huì)被人們認(rèn)為是僥幸的，對(duì)其建立自己的聲譽(yù)并沒有太大幫助；如果個(gè)性化的投資策略失敗了，反而會(huì)大大損害其已經(jīng)建立起來的聲譽(yù)。因此，一個(gè)聰明的投資者通常會(huì)選擇跟隨大眾的投資策略，即使這個(gè)策略在他看來有可能是錯(cuò)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(duì)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(huì)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(zhǎng)時(shí)間的連任，因此他們更傾向于謹(jǐn)慎而高效的投資風(fēng)格[14]149。相反，另一種觀點(diǎn)認(rèn)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(yù)而承擔(dān)更多的風(fēng)險(xiǎn)，因此他們的投資風(fēng)格會(huì)更加個(gè)性化且激進(jìn)[12]1106[17]251。基于以上分析，我們提出研究假設(shè)：

假設(shè)2a：年輕CEO的投資決策對(duì)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(duì)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(jìn)行投資決策時(shí)對(duì)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(jìn)行投資決策時(shí)對(duì)同業(yè)企業(yè)投資行為的依賴性較高。

(三) CEO績(jī)效壓力對(duì)其投資風(fēng)格的影響機(jī)制

孟慶彬等使用基金經(jīng)理過去的投資績(jī)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(huì)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(jī)效壓力時(shí)也傾向于通過投資高風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目來獲取較高的投資收益[15]115。崔靜和馮玲認(rèn)為職業(yè)憂慮對(duì)我國(guó)企業(yè)高管人員來說普遍存在，當(dāng)企業(yè)過去投資績(jī)效較差時(shí)，CEO面臨的資金壓力和考核壓力都會(huì)增加，他們更愿意冒險(xiǎn)投資一些短期高收益的項(xiàng)目[19]138?；谝陨戏治觯覀冋J(rèn)為績(jī)效壓力會(huì)導(dǎo)致CEO的投資風(fēng)格更加激進(jìn)，因此提出研究假設(shè)：

假設(shè)4：企業(yè)過去的相對(duì)投資績(jī)效越低，CEO的投資決策對(duì)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(jì)

(一) 數(shù)據(jù)和樣本

本文使用的所有數(shù)據(jù)均來自國(guó)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(shí)體經(jīng)濟(jì)行業(yè)，而我們使用的投資模型是專門適用于實(shí)體經(jīng)濟(jì)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(jìn)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(qiáng)的政策目的性，相互學(xué)習(xí)和行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)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(huì)導(dǎo)致整體的實(shí)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(yán)謹(jǐn)性，我們對(duì)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(cái)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(gè)樣本。為了降低異常值對(duì)研究結(jié)果的影響，我們對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)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(fù)債率以及主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)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(duì)應(yīng)指標(biāo)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(fù)債率以及主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率，該組變量均為樣本企業(yè)對(duì)應(yīng)的指標(biāo)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(jì)

表2為公司投資數(shù)據(jù)以及控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)。從表2中看到，公司投資的平均值為0.048，標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)差為0.023，最大(小)值為0.115(0.001)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

四、 研究設(shè)計(jì)與內(nèi)生性檢驗(yàn)

(一) 研究設(shè)計(jì)

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(biāo)[25]673。為了檢驗(yàn)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(yàn)

本研究存在一個(gè)很重要的內(nèi)生性問題——反射問題[26]531,該問題產(chǎn)生于對(duì)群體行為或特征如何影響個(gè)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(dòng)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(duì)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(bào)率來衡量。EMT是市場(chǎng)因子，SMB是規(guī)模因子，HML是價(jià)值因子，MMR是動(dòng)量因子，ηijm為模型殘差項(xiàng)，所有數(shù)據(jù)均來自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫。

企業(yè)的預(yù)期收益率通過公式(3)計(jì)算得到：

(3)

企業(yè)的超額回報(bào)率通過公式(4)計(jì)算得到：

(4)

我們使用5年期(60個(gè)月)的滾動(dòng)窗口和歷史月度回報(bào)率來估計(jì)公式(2)。每一家企業(yè)的月度預(yù)期回報(bào)率通過公式(3)和公式(4)計(jì)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(jì)公式(2)。表3是公式(2)的估計(jì)系數(shù)以及估計(jì)結(jié)果的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表3中可以看到，所有滾動(dòng)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(dòng)回歸都有60個(gè)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(duì)于每一家企業(yè)，通過計(jì)算每一年內(nèi)(12個(gè)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(dòng)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(biāo)等于每一年內(nèi)(12個(gè)月)月度超額收益率的標(biāo)準(zhǔn)差。最后，通過計(jì)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(dòng)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(dòng)。

研究結(jié)果的準(zhǔn)確性取決于對(duì)工具變量的選擇，一個(gè)合格的工具變量需要滿足以下兩個(gè)條件：(1)相關(guān)性標(biāo)準(zhǔn)。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(dòng)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(biāo)準(zhǔn)。工具變量應(yīng)該直接對(duì)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(duì)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(dòng)應(yīng)當(dāng)直接對(duì)企業(yè)投資產(chǎn)生影響，而不是通過其他控制變量對(duì)企業(yè)投資產(chǎn)生影響。

表3 滾動(dòng)窗口回歸系數(shù)描述性統(tǒng)計(jì)

首先檢驗(yàn)相關(guān)性標(biāo)準(zhǔn)，即同業(yè)平均超額收益率及其波動(dòng)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(bào)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(duì)應(yīng)股票的超額收益率。使用該模型有以下三點(diǎn)優(yōu)勢(shì):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(jì)效力和外部有效性；第二，與其他指標(biāo)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(jià)值活動(dòng)相關(guān)的信息。

其次檢驗(yàn)排除標(biāo)準(zhǔn)，排除標(biāo)準(zhǔn)要求工具變量對(duì)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(dòng)對(duì)自身的未來值是沒有預(yù)測(cè)能力的。在工具變量與控制變量的相關(guān)性上，表4報(bào)告了同業(yè)平均超額收益率及其波動(dòng)對(duì)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(jì)學(xué)角度可以認(rèn)為，選擇同業(yè)平均超額收益率及其波動(dòng)作為工具變量并不會(huì)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(rèn)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(biāo)準(zhǔn)檢驗(yàn)

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(hào)內(nèi)為t檢驗(yàn)值,下同。

五、 實(shí)證結(jié)果

(一) 企業(yè)投資的同業(yè)效應(yīng)

為了檢驗(yàn)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(duì)企業(yè)投資的影響，表5報(bào)告了相應(yīng)的回歸結(jié)果。

表5列(1)是同業(yè)平均投資對(duì)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(yàn)值為6.05，說明同業(yè)平均投資對(duì)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(duì)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(yàn)值為3.32，說明同業(yè)平均投資對(duì)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(duì)企業(yè)投資有顯著的負(fù)向影響。與之相反，Lev和Cash對(duì)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(huì)受到同業(yè)企業(yè)金融指標(biāo)的影響。但是與Park等[1]的研究結(jié)果不同，中國(guó)上市公司投資決策對(duì)同業(yè)企業(yè)金融指標(biāo)的依賴性要遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于美國(guó)上市公司。列(3)中，為了檢驗(yàn)上市公司所屬地區(qū)是否會(huì)對(duì)其投資決策中的同業(yè)效應(yīng)產(chǎn)生影響，我們對(duì)樣本企業(yè)所屬地區(qū)進(jìn)行了控制，發(fā)現(xiàn)對(duì)研究結(jié)果并未產(chǎn)生顯著影響。此外，為了檢驗(yàn)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(duì)每一組子樣本進(jìn)行2SLS回歸分析，列(4)至(6)報(bào)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(rèn)為這部分企業(yè)在行業(yè)中的市場(chǎng)份額較小，對(duì)行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)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(duì)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(duì)行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)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(duì)同業(yè)企業(yè)投資策略以及金融指標(biāo)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(guó)上市公司投資決策中顯著存在，且企業(yè)投資決策對(duì)同業(yè)企業(yè)投資行為的依賴性要大于對(duì)其金融指標(biāo)的依賴性。其次，除了行業(yè)內(nèi)小規(guī)模企業(yè)對(duì)行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)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(duì)同業(yè)企業(yè)投資行為以及金融指標(biāo)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(yàn)證。

(二) 職業(yè)憂慮對(duì)同業(yè)效應(yīng)的影響

為了進(jìn)一步研究CEO職業(yè)憂慮對(duì)同業(yè)效應(yīng)的影響，我們按照企業(yè)CEO的職業(yè)憂慮對(duì)企業(yè)樣本進(jìn)行分類，在每一組樣本中分別使用公式(1)和2SLS回歸來檢驗(yàn)同業(yè)平均投資對(duì)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(jī)效作為職業(yè)憂慮的代理變量。

為了檢驗(yàn)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(duì)全樣本進(jìn)行分類，表6報(bào)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(duì)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(yàn)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(duì)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(jìn)并且愿意承擔(dān)更多的風(fēng)險(xiǎn)。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(yù)來尋求連任[14]149，與跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略相比，個(gè)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(yù)。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(yàn)值為3.18，說明同業(yè)平均投資對(duì)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(duì)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(rèn)為這部分CEO的職業(yè)憂慮主要表現(xiàn)為維護(hù)自己的行業(yè)聲譽(yù)而不是建立自己在行業(yè)中的聲譽(yù)，跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略恰好能夠?yàn)樗麄兲峁┓€(wěn)定的投資績(jī)效以及較小的投資風(fēng)險(xiǎn)。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(yàn)值為1.24，說明同業(yè)平均投資對(duì)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(duì)企業(yè)投資均無顯著影響，企業(yè)投資對(duì)同業(yè)平均投資和金融指標(biāo)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(rèn)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(jī)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(huì)受到來自績(jī)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(duì)象[5]。此外，我們?cè)谏鲜鲅芯康幕A(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(duì)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(yù)的CEO傾向于選擇個(gè)性化的投資策略，職業(yè)憂慮表現(xiàn)為維護(hù)自己在行業(yè)內(nèi)聲譽(yù)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(yàn)證。針對(duì)學(xué)界的另一種觀點(diǎn)，即職業(yè)憂慮使年輕CEO的投資風(fēng)格更加保守，我們認(rèn)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(yù)和維護(hù)聲譽(yù)對(duì)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(yàn)

為了檢驗(yàn)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(jìn)一步使用CEO任職情況以及企業(yè)上一年度投資績(jī)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(bào)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(yàn)值為0.98，說明該組樣本中同業(yè)平均投資對(duì)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(duì)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(huì)受到同業(yè)企業(yè)金融指標(biāo)的影響。與Xie[14]158的研究結(jié)論一致，我們認(rèn)為新上任的CEO面臨更長(zhǎng)遠(yuǎn)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(yù)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(gè)性化投資更利于快速建立他們?cè)谛袠I(yè)內(nèi)的聲譽(yù)。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(yàn)值為3.10，說明同業(yè)平均投資對(duì)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(duì)企業(yè)投資有顯著的負(fù)向影響，Cash和Lev對(duì)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(huì)受到同業(yè)企業(yè)金融指標(biāo)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(jī)來維護(hù)自己在行業(yè)中的聲譽(yù)，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?yàn)檫@部分CEO提供穩(wěn)定的相對(duì)投資績(jī)效以及較低的投資風(fēng)險(xiǎn)。隨后，我們進(jìn)一步對(duì)樣本公司所屬地區(qū)進(jìn)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(duì)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(duì)投資績(jī)效來維護(hù)自己在行業(yè)內(nèi)的聲譽(yù)，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?yàn)槊媾R建立自己在行業(yè)內(nèi)聲譽(yù)的職業(yè)憂慮，所以更傾向于選擇個(gè)性化的投資策略。綜上所述，假設(shè)3a得到證實(shí)。同樣的，針對(duì)假設(shè)3b的觀點(diǎn)，我們認(rèn)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(jī)也是CEO職業(yè)憂慮的來源，為了檢驗(yàn)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(duì)樣本進(jìn)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(rèn)為該企業(yè)CEO面臨的職業(yè)憂慮程度較高；反之，就認(rèn)為該企業(yè)CEO面臨的職業(yè)憂慮程度較低。表8報(bào)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(yàn)值為1.00，說明該組樣本中同業(yè)平均投資對(duì)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(jìn)行投資決策時(shí)傾向于采取個(gè)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(duì)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(huì)受到同業(yè)企業(yè)金融指標(biāo)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(yàn)值為3.05，說明同業(yè)平均投資對(duì)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(duì)企業(yè)投資有顯著的負(fù)向影響，Cash和Lev對(duì)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(jìn)行投資決策時(shí)更加傾向于選擇跟隨同業(yè)企業(yè)的策略。我們進(jìn)一步對(duì)樣本企業(yè)所屬地區(qū)進(jìn)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(gè)性化的投資決策，因?yàn)樗麄兿Ｍㄟ^個(gè)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(yù)；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?yàn)樗麄兿Ｍㄟ^穩(wěn)定保守的投資策略來維護(hù)自己在行業(yè)內(nèi)的聲譽(yù)。綜上所述，假設(shè)4得到驗(yàn)證。

表8 企業(yè)投資績(jī)效對(duì)同業(yè)效應(yīng)的影響

續(xù)表8

(四) 進(jìn)一步研究

通過上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)，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(hù)自己在行業(yè)內(nèi)聲譽(yù)的CEO才會(huì)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(jī)效分別對(duì)樣本進(jìn)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(shí)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(jìn)一步研究其對(duì)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(jī)效共同對(duì)樣本進(jìn)行分類，按照這兩個(gè)指標(biāo)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(bào)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(yàn)值為0.70，說明同業(yè)平均投資對(duì)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(duì)企業(yè)投資無顯著影響。列(1)的結(jié)果表明，對(duì)于新上任的CEO，如果企業(yè)上一年度的投資績(jī)效較低，他們會(huì)傾向于選擇個(gè)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(yàn)值為0.75，說明同業(yè)平均投資對(duì)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(duì)企業(yè)均無顯著影響。列(2)的結(jié)果表明，對(duì)于新上任的CEO，即使企業(yè)上一年度的投資績(jī)效較好，他們也不會(huì)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(duì)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(yù)，無論企業(yè)上一年度的投資業(yè)績(jī)?nèi)绾?，他們都需要通過成功的個(gè)性化投資贏得自己在行業(yè)內(nèi)的聲譽(yù)，因此他們更加傾向于選擇個(gè)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(yàn)值為0.73，說明同業(yè)平均投資對(duì)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(duì)企業(yè)投資有顯著的影響，其他的同業(yè)平均控制變量對(duì)企業(yè)投資均沒有影響，因此我們認(rèn)為在該組樣本中同業(yè)企業(yè)的金融指標(biāo)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(yàn)值為2.73，說明同業(yè)平均投資對(duì)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(duì)企業(yè)投資有顯著的負(fù)向影響，而Cash和Lev對(duì)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(duì)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(gè)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(duì)新上任的CEO而言，無論企業(yè)過去的投資業(yè)績(jī)?nèi)绾?，他們都需要超越行業(yè)平均水平的投資績(jī)效來建立自己在行業(yè)內(nèi)的聲譽(yù)，因此，相比于跟隨同業(yè)企業(yè)的投資策略，成功的個(gè)性化投資策略更容易讓他們建立起行業(yè)聲譽(yù)。相反，對(duì)于已經(jīng)獲得連任的CEO而言，如果企業(yè)過去投資業(yè)績(jī)較差，那么成功的個(gè)性化投資更能幫助他們挽回自己的聲譽(yù)；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(duì)績(jī)效并且減小投資風(fēng)險(xiǎn)。此外，我們進(jìn)一步對(duì)樣本企業(yè)所屬地區(qū)進(jìn)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(jī)效對(duì)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(shí)證研究的結(jié)果，我們得出下列結(jié)論：首先，中國(guó)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(guó)上市公司投資決策對(duì)同業(yè)企業(yè)投資決策的依賴性要大于對(duì)其金融指標(biāo)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(yù)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(hù)自己在行業(yè)內(nèi)聲譽(yù)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(jī)效較差的CEO傾向于選擇個(gè)性化的投資策略，而獲得連任且企業(yè)過去投資業(yè)績(jī)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(duì)同業(yè)效應(yīng)的影響要大于績(jī)效壓力對(duì)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(duì)CEO進(jìn)行績(jī)效考核時(shí)，應(yīng)當(dāng)結(jié)合CEO的任職情況和過去的投資績(jī)效制定不同的考核標(biāo)準(zhǔn)。對(duì)于已經(jīng)擁有一定行業(yè)聲譽(yù)并且過去投資績(jī)效較好的CEO，企業(yè)應(yīng)當(dāng)適當(dāng)弱化他們過去投資績(jī)效在考核中的占比，從而對(duì)這部分CEO產(chǎn)生足夠的激勵(lì)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(chǎng)傳遞虛假信息。