投資者情緒、管理層持股對公司迎合投資的影響研究

李家彬

[摘 要]文章以投資為解釋變量進行回歸得到非效率投資的代理變量，再以托賓Q值為解釋變量回歸得到公司投資機會和投資者情緒的代理變量，最后運用混合OLS法對樣本進行分段回歸。實證發現：投資者情緒與企業迎合投資正相關，管理層持股對公司迎合投資有抑制作用，當且僅當公司過度投資且投資情緒高漲或公司投資不足且投資情緒低落。

[關鍵詞]投資者情緒;管理層持股;迎合投資;公司金融

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2019.33.061

1 引言

目前，國內外有一些學者對于投資者情緒對公司迎合投資的影響進行了一定的研究分析。依據已知的中國資本市場的數據，投資者情緒會對資源配置效率產生相應的經濟后果。投資者情緒對企業當前和未來績效的影響表現為 “正向影響—負向影響—逐漸消退”的過程。同時，Baker（2003年）的研究結果認為：具有融資約束的企業更容易被錯誤定價。如果企業擁有充足的內部資金和較強借債能力，而不受融資約束的限制，股權融資渠道的有效性就會受到質疑。在放松企業融資約束的前提下，Polk等人提出了企業投資決策的迎合渠道理論，出于股東利益最大化的經理人如果拒絕投資于投資者認為可以盈利的項目，會迫使投資者（股東）縮短持股周期，并由此產生公司治理的外部壓力，因此關注股票短期價格的經理人會迎合投資者情緒擴大或緊縮投資量。

為了保證此次研究分析結果的可靠性，同時為了增強本文所涉及的模型的分析力，文章數據剔除了數據缺失樣本公司、金融類保險類上市公司和樣本期被ST、*ST的公司樣本，選取其余上市公司的相關數據，分析其對上市公司迎合投資行為的影響。

2 模型設計

2.1 數據來源

本文選取2008—2017年度非金融行業A股上市公司，剔除ST、*ST公司樣本，同時剔除同時發行H股的公司樣本。最后，為了剔除離群值可能對估計結果造成的影響，對各變量在1%水平下做縮尾處理，一共得到5189個研究樣本。

2.2 非效率投資代理變量設計

公司的投資水平主要受到資本回報率、所持現金、負債杠桿率、公司規模、股票收益率和銷售收入的影響。考慮到市場周期波動，對所有公司在每一個年度分別進行如下截面回歸（1）：

Invt=β0+β1·ROEt+β2·LAt+β3·Sizet+β4·Rt+β5·Salet+εt

其中Invt為公司的投資水平;ROEt為公司的資本回報率，等于公司凈利潤除以凈資產;LAt為公司的負債杠桿率，等于公司總負債除以總資產;Sizet為公司規模，用公司總資產的對數進行表示;Rt為公司的股票收益率;Salet為公司的主營業務收入。

模型（1）中的殘差可作為公司非效率投資的衡量。若殘差小于0，表明公司投資不足;若殘差大于0，表明公司投資過度。通過上述方法可以得到公司非效率投資的代理變量It。

2.3 投資者情緒代理變量設計

參考Rhodes-Kropf等的做法，將托賓Q值分離為包含公司成長性內在價值部分和市場錯誤定價部分。考慮到市場周期波動，對所有公司在每一個年度分別進行如下截面回歸（2）：

tobin′Qt=β0+β1·Sizet+β2·LAt+β3·Roat+εt

其中tobin′Qt為公司的托賓Q值，Sizet為公司規模，用公司總資產的對數進行表示;LAt為公司的負債杠桿率，等于公司總負債除以總資產;Roat為公司資產收益率，用公司凈利潤除以總資產表示。

模型（2）中的擬合值Qt可以作為公司投資機會的代理變量。同時，將模型（2）中的殘差項做標準化處理后，可以得到情緒指標的代理變量Sentit。

3 實證模型設計

根據公司投資決策的迎合渠道理論，關注股票短期價格的管理層會迎合投資者情緒擴大或緊縮投資量，從而產生迎合投資行為。為了檢驗假設1：迎合投資行為受投資者情緒影響且兩者關系呈正相關，以公司非效率投資的代理變量It衡量迎合投資行為，控制了影響公司投資的其他因素，利用投資者情緒的系數β1衡量投資者情緒對公司迎合投資的影響，建立以下實證模型（3）：

I+t=β0+β1·Sentit+β2·Boardt+β3·ROAt+β4·Qt+β5·Casht+β6·LAt+β7·SIZEt+∑year+ε

I-t=β0+β1·Sentit+β2·Boardt+β3·ROAt+β4·Qt+β5·Casht+β6·LAt+β7·SIZEt+∑year+ε

考慮到過度投資與投資不足下公司情況不同，將全體公司投資變量按正負分為過度投資I+t與投資不足I-t（It為負時取其絕對值）兩部分，分段回歸。

為了檢驗假設2：管理層持股水平會抑制公司迎合投資水平，增加投資者情緒與管理層持股水平的交叉項，利用投資情緒和管理層持股的交叉項的顯著性來判斷管理層持股這一治理機制能否有效地抑制公司的迎合，建立以下實證模型（4）：

I+t=β0+β1·Sentit+β2·Boardt+β3·Sentit·Boardt+β4·ROAt+β5·Qt+β6·Casht+β7·LAt+β8·SIZEt+∑year+ε

I-t=β0+β1·Sentit+β2·Boardt+β3·Sentit·Boardt+β4·ROAt+β5·Qt+β6·Casht+β7·LAt+β8·SIZEt+∑year+ε

同樣考慮到過度投資與投資不足下公司情況不同，將全體公司投資變量按正負分為過度投資I+t與投資不足I-t（It為負時取其絕對值）兩部分，分段回歸。

4 實證結果分析

4.1 描述性統計

表1給出了實證分析中用到的各個變量的描述性統計。從Board變量來看，管理層持股比例相對于總股本來說較小，說明目前在我國市場只有較少部分公司對管理層進行有效的股權激勵。

4.2 基本回歸結果

從結果可以看出，自變量Senti的回歸系數為0.006724，顯著性水平為1%。因此，在公司過度投資的前提條件下，投資者情緒對公司迎合投資具有正向影響，假設1成立。

從表2的第二列可以看出，自變量Senti不顯著。雖然在此處，自變量Senti不顯著，但是當加入交叉項Senti*Board之后，Senti為-0.00468且顯著性水平為10%（符號為負是因為對小于0的投資不足值取了絕對值）。有理由認為在投資不足的情況下，投資者情緒仍然對公司迎合投資有正向影響。

綜上所述，研究假設H1成立。同時，考慮到Senti在兩段實證方程中的絕對值和顯著性水平，發現在公司過度投資情況下，投資者情緒對公司迎合投資影響更大。

4.3 檢驗管理層持股水平對公司迎合投資的抑制

在兩個實證模型的基礎上，加入Senti*Board的交互項，分段回歸后得到表3中的結果，以檢驗假設H2：管理層持股水平會抑制公司迎合投資水平。結果顯示，無論是公司處于過度投資還是投資不足狀態，交互項的顯著性均為不顯著，這說明在未將投資者情緒分為高漲和低落的條件下，假設H2被否定。但其仍有積極的意義：一是觀察第（4）列中Senti的系數與t值，證明了假設H1在投資不足的情況下仍然成立（具體分析見上節）;二是發現第（3）列中Board仍在10%上具有顯著性，讓我們思考管理層持股水平對公司迎合投資的抑制是否存在一定條件。

5 結論

本文的意義在于豐富了投資者情緒應用于公司金融的理論，同時結合了管理層持股的因素，考察了兩者對公司投資的共同作用。可以強化對公司管理層的股權激勵，有效預防公司在外部管理壓力下的迎合投資行為，避免投資非效率;同時，政府可出臺相關政策鼓勵管理層持股并增加管理層股票的限制性，通過管理層持股抑制迎合投資這一渠道化解投資非效率難題。

參考文獻：

[1]花貴如，劉志遠，許騫.投資者情緒、企業投資行為與資源配置效率[J].會計研究，2010（11）.

[2]BAKER M， STEIN J， WURGLER J. When does the market matter？ stock prices and the investment of equity-dependent firms[J].Quarterly journal of economics， 2003， 118 （3）： 969-1005.

[3]張慶，朱迪星.投資者情緒、管理層持股與企業實際投資——來自中國上市公司的經驗證據.

[4]POLK C， SAPIENZA P. The stock market and corporate investment：atest of catering theory[J].Review of financial studies， 2009， 22 （1）： 187-217.

[5]劉端，陳收.股票價格對中國上市公司投資行為的影響——基于不同股權依賴型公司的實證[J].管理評論，2006（1）.