投资异质性（精选十篇）
投资异质性 篇1
在国内经济发展和对外投资便利化改革的推动下,中国对外直接投资发展迅猛,连续多年快速增长。2014年中国对外直接投资流量规模达1231.2亿美元,全球排名第三,成为世界主要对外投资国。与此同时,中国积极参与全球投资治理,截至2014年底,中国与世界多个国家(经济体)签订130多项双边投资协定(Bilateral Investment Treaty,以下简称BIT),其中生效103项。Egger和Merlo通过研究发现BIT是促进对外直接投资的重要举措。[1]随着中国对外直接投资规模和BIT数量规模的快速扩张,BIT对中国对外直接投资影响的问题日益受到学界广泛关注。张中元利用门槛模型检验了BIT对中国对外直接投资的影响,结果显示BIT对中国对外直接投资流向外资存量较大的经济体有着显著积极的影响,但对流向外资存量较小的经济体有着显著的负作用。[2]李平、孟寒和黎艳从制度距离的角度考察了BIT对中国对外直接投资的影响,结果发现BIT对制度距离的抑制具有显著的反向调节作用。[3]宗芳宇、路江涌和武常岐从微观角度检验了BIT对中国对外直接投资的影响,结果显示这种影响是积极的。[4]
已有的研究采用多种分析方法从多种角度考察了BIT对中国对外直接投资的影响,尽管结论存在一定差异,但基本上均认为BIT促进了中国对外直接投资的发展。不足之处在于已有研究均是从BIT对中国对外直接投资的影响是同质的角度进行的,缺少从异质的角度进行的研究。BIT的主要目的是通过约束东道国的行为来降低对外直接投资在东道国面临的政治风险,进而为对外直接投资创造透明、稳定、可预测的投资环境。岳咬兴和范涛的研究发现东道国的政治风险对不同动机类型的对外直接投资的影响存在着一定差异,[5]那么通过降低东道国的政治风险以促进对外直接投资流动的双边投资协定对对外直接投资流动的影响也可能存在一定差异。所以从一定意义上讲,BIT对对外直接投资的影响可能是异质性的,而非同质性的。有鉴于此,本文从对外投资动机异质性的角度来考察BIT对中国对外直接投资的影响。故而,本文要回答的核心问题是:BIT对不同投资动机的对外直接投资的影响是否存在差异?对这个问题的回答不仅有助于丰富、拓展BIT对于对外直接投资流动影响的理论,而且还对中国商签BIT有着重要的现实意义。
二、研究设计
(一)模型设定
为了检验前文提出的假设,本文在借鉴前人研究的基础上构建如下两个计量模型:第一个模型主要检验BIT对中国对外直接投资的整体影响;第二个模型主要检验BIT对不同投资动机的对外直接投资的影响。为此本文在模型(2)中添加了BIT与对外投资动机变量的交叉项,以衡量在不同投资动机变量的影响下BIT对中国对外直接投资影响的变化。
其中,OFDIit表示在t年中国对东道国i的直接投资;Motiveit表示中国对外投资动机的变量;BITIit表示中国与东道国i签署的BIT;Motiveit*BITIit表示BIT与对外投资动机的交叉项;Controlit表示控制变量,主要包括东道国的制度环境、中国与东道国的双边经贸联系;β0为常数项;β1、β2、β3、θ表示待估参数;εit表示误差项。
(二)变量选取
1. 被解释变量
目前反映中国对外直接投资的统计数据有流量数据和存量数据两种。由于中国对外直接投资流量数据是按境内投资者投资的首个目的地国家(地区)进行统计,而这首个目的地不能完全反映中国企业的投资动机。同时Filippaios等认为与流量数据相比,对外直接投资存量数据是研究其区位选择的较优变量。[6]因此本文选择中国对外直接投资的存量数据作为被解释变量。
2. 关键解释变量
由于本文旨在研究BIT对不同投资动机类型的对外直接投资的影响的差异,所以对外投资动机变量和BIT是本文的关键变量。Buckley等认为中国对外直接投资的动机主要有市场寻求动机、效率寻求动机、自然资源寻求动机和战略资产寻求动机。[7]
(1)东道国的市场规模
已有的研究表明东道国的市场规模是影响市场寻求型对外直接投资的主要因素。在其他条件相同或不变的条件下,因为运输成本和企业规模效应的客观存在,企业倾向于对市场规模较大国家(地区)进行投资建厂。冀相豹研究发现东道国的市场规模对中国对外直接投资有着显著积极的影响。[8]因此,本文预期东道国的市场规模与中国对外直接投资呈正相关关系。本文采用东道国的实际GDP(以2005年为基期的不变价格计算,单位为10亿美元)作为东道国市场规模的代理变量。
(2)东道国的劳动力成本
Schneider和Frey认为东道国的劳动力成本是影响效率寻求型对外直接投资的重要因素。[9]劳动力成本越低越有利于企业利润的实现。因而,效率寻求型对外直接投资倾向于对劳动力成本较低的国家(地区)进行投资。中国不断上升的生产成本导致生产活动通过外国及中国跨国公司外流。这种生产活动的转移主要发生在服装和鞋类等劳动密集型行业。所以本文预期东道国的劳动力成本与中国对东道国的投资规模呈反比。由于各国的工资水平数据难以获得,本文借鉴Helpman的作法采用实际人均GDP(以2005年作为基期计算,单位为美元)作为劳动力成本的代理变量。[10]
(3)东道国的自然资源禀赋
随着经济的快速发展,中国对石油、矿石等自然资源的需求越来越大。自然资源缺乏已经成为约束中国经济稳定快速发展的一个瓶颈。为了获取稳定的自然资源,中国借鉴日本等国的经验支持鼓励国内相关企业对海外自然资源行业投资。同时,王永钦、杜巨澜、王凯的研究也表明东道国的自然资源禀赋是影响中国对外直接投资的重要因素。[11]因此,本文预期东道国自然资源禀赋的丰富程度对中国对外直接投资有积极影响。本文选取东道国燃料、金属、矿石等产品的出口额占东道国商品出口总额的份额来衡量东道国自然资源禀赋丰富程度。
(4)东道国的战略资产
拥有技术竞争优势是企业实施海外投资的一项重要条件,同时获取东道国的战略性资产也是企业海外投资的一个主要目的。从整体上看,中国企业的技术竞争力低于发达经济体,而高于广大发展中经济体。所以,中国对发达经济体的投资具有战略资产寻求的动机,而对发展中国家的投资具有利用自身战略资产的动机。同时,有关东道国的战略资产对中国对外直接投资影响的研究结论也不统一,比如,蒋冠宏和蒋殿春认为东道国的战略资产对中国对外直接投资有着积极影响,即中国对外投资具有显著的战略资产寻求动机;[12]陈松和刘海云认为东道国的战略资产与中国对东道国的投资规模呈反比,即中国企业倾向于对战略资产较少的国家进行投资,以充分利用中国企业的技术竞争力。[13]所以,东道国的战略资产对中国对外直接投资的影响显著与否尚不明确。本文采用东道国注册登记的专利、商标的数量作为东道国战略资产的代理变量。
(5)双边投资协定
BIT是政府间的行为及承诺,但在一定程度上属于国际法的范畴,因为BIT不但以正式的法律条款的形式界定东道国的义务和投资者的权利,而且在制定及实施过程中还要遵守一些国际法则。因此,签订BIT的重大意义之一在于将缔约国之间的双边投资纳入“国际条约法”及一般国际强行法规则的约束之下。这样可以通过政府信誉和国际法规则加强对投资者正当权益的保护。然而这种信誉和国际法规则对对外直接投资流动的作用受到东道国的法治状况、投资风险等制度环境的影响。也就是说,BIT的作用效果受到东道国的法制体系、投资风险等制度环境状况影响。因此本文预期BIT对中国对外直接投资有着积极的影响。
BIT为虚拟变量。对BIT取值有两种方法,一种是当两国有签署的BIT,则令BIT=1,否则令BIT=0;另一种是当两国签署的BIT生效,则令BIT=1,否则令BIT=0。采用第一种取值方式的学者认为BIT的签署给外界释放改善投资环境、保护外国投资的积极信号,因此其签订能够促进企业到签约国开展直接投资活动。采用第二种取值方式的学者认为,在现实中缔约国之间签订的BIT很少是签订后随即生效,许多BIT是在签署后经过长期延迟才生效,甚至有些不但没有生效反而作废,而BIT中有关投资者的保护条款只有在BIT生效后才发挥作用,因此单纯的签署形成的东道国法律承诺将成为空谈。同时,Egger和Pfaffermayr的研究发现与签署的BIT相比,生效的BIT对对外直接投资流动的影响更显著。[14]所以本文采用第二种取值方式,即中国与外国签订的BIT生效,则BIT=1,否则BIT=0。
3. 控制变量
为了提高模型的准确性和更好地揭示BIT对中国对外直接投资的影响,本文在借鉴现有关于对外直接投资区位选择研究的基础上,还选择东道国的制度环境、中国与东道国的双边经贸联系等变量作为控制变量。
(1)东道国的制度环境
东道国的制度环境是影响跨国企业区位选择的重要因素。较好的制度环境提升了企业经营环境的稳定性和企业效益,而较差的制度环境增加了企业的经营风险。因此本文预期东道国的制度质量与中国对外直接投资呈正相关关系。本文分别选择世界银行发布的全球治理指标中的法治状况和《华尔街日报》与美国传统基金会发布的商业自由化指数两个指标来衡量东道国的制度环境。法治状况指标主要用来衡量东道国宏观的政治制度环境,其取值范围为-2.5~2.5,取值越大表示东道国的制度质量越高。商业自由化指数主要用来衡量东道国市场经营环境,其取值范围为0~100,数值越大表示东道国的营商环境越好。
(2)双边经贸联系
投资国与东道国的法律、文化等方面的差异是产生外资企业的“外来劣势”的主要原因。而双边经贸联系是投资国企业获得东道国法律、文化等信息的重要渠道。因此本文预期中国与东道国的双边经贸联系紧密程度与中国对东道国的投资是正相关关系。本文采用中国与东道国的双边贸易额占东道国对外贸易总额的份额来衡量中国与东道国的双边经贸联系的紧密程度。
(三)数据说明
1. 样本选择
截至2014年底,中国有1.85万家境内投资者在全球186个国家(地区)开展直接投资活动。本文在选取东道国样本时剔除了像香港、卢森堡等接收中国大量对外直接投资“避税港”及金融自由港的国家(地区)。考虑到数据的连续性和可得性,本文选取2004—2014年中国对116个国家(地区)的直接投资存量数据作为样本数据进行分析。截至2014年底,所选择的样本国家(地区)吸收中国对外直接投资占中国对外直接投资存量的比重达89%,因此本文所选择的样本具有较好的代表性。
2. 数据来源
中国对外直接投资存量数据来源于《2004—2014年中国对外直接投资统计公报》;双边投资协定信息来源于中国商务部条法司网站;法治状况数据来源于世界银行的全球治理指标数据库(Worldwide Governance Indicators,WGI);商业自由化指数来源于《华尔街日报》和美国传统基金会发布的世界经济自由化报告;中国与东道国的双边贸易额来源于国家统计局;其他数据均来源于世界发展指标数据库(World Development Indicators,WDI)。
3. 数据处理
由表1可得,除变量BIT、RL外其他变量数据的标准差均较大。这说明各变量之间可能存在较大的异方差。为了消除异方差的影响及各变量的数量级、量纲的差别,本文对除变量RL和BIT外的其他变量数据采用取自然对数的方法进行处理。由于中国对外直接投资存量数据存在0值情形,如果直接采用取自然对数的方法进行处理将会丢失一些样本。这将可能产生选择性偏差,造成结果不准确。为了得到比较准确的结果,本文将借鉴Desbordes和Vicard的作法,[15]利用ln(OFDI+1)代替ln OFDI。
4. 变量的多重共线性检验
为了避免解释变量之间存在多重共线问题而导致实证检验结果不准确,本文在实证检验前首先采用相关系数矩阵的检验方法对各变量之间是否存在多重共线性进行检验。另外,为了消除变量相乘带来的多重共线问题,本文在进行相关系数矩阵检验前对投资动机变量进行去中心化处理。表2显示,被解释变量OFDI与大多数解释变量在5%的显著水平上相关,且符号也基本与前文的预期相符;各变量间的相关系数均小于0.7。同时,为了谨慎起见,本文进一步采用方差膨胀因子(Variance Inflation Factor,VIF)来检测各解释变量间是否存在多重共线问题。其检验结果表明,各变量的膨胀方差因子均小于10。这说明各解释变量间不存在严重的多重共线问题,可以直接进行回归检验。
注:*表示相关系数在5%的水平显著。
5. 检验方法选择
已有的研究表明东道国的GDP、制度环境、投资国与东道国的双边贸易等因素与对外直接投资可能存在着互为因果关系,即内生性问题。如果解释变量与被解释变量之间存在内生性问题,则估计结果会有偏差。为了得到准确的结果,需要在实证检验前对模型可能存在的内生性问题进行检验。本文首先采用Davidson-Mackinnon检验进行内生性检验,结果表明ETR是内生变量。消除内生性问题的有效方法是寻找工具变量代替内生变量。对此除了寻找外生工具变量这一方法外,还可以利用模型内部的变量来构建工具变量。由于外生工具变量在现实中难以找到,因此大多数情况下主要采用后一种方法。而动态面板GMM估计法是利用模型内部变量构建工具变量的较优分析法,它能够较好地反映对外直接投资的路径依赖效应。有鉴于此,本文采用动态面板GMM估计法进行实证检验。GMM估计法又分为差分GMM估计法和系统GMM估计法。与差分GMM相比,系统GMM能够提高估计效率以及可以估计不随时间变化的变量。另外,由于二阶段最小二乘法提供的工具变量组合是所有线性组合中最渐进有效的,因此本文选择两阶段动态面板GMM系统估计法进行估计。
三、实证检验与结果分析
(一)初始检验
本部分将按照上述设定的模型和选择的检验方法进行检验,检验结果见表3。
实证检验结果显示,AR(1)通过了显著性检验,而AR(2)没有通过显著性检验;Sargan检验的p值没有通过显著性检验;Wald统计量的值均大于10。这说明本文的模型设计及所采用的估计方法是合理的,检验结果是可信的。
变量GDP、NR的系数显著为正,变量Wage的系数显著为负,变量TEC的系数为正,但不显著。这说明中国对外投资具有显著的市场寻求动机、效率寻求动机和自然资源寻求动机,而战略资产寻求动机则不显著。
变量BIT的系数均为正值,但不显著。这说明从整体上看双边投资协定没有对中国对外直接投资的发展产生显著影响。
变量BIT的系数为正值,但不显著,变量GDP*BIT、NR*BIT的系数显著为正,变量Wage*BIT、TEC*BIT的系数为正,但不显著。这说明在不同对外投资动机因素的影响下,BIT对中国对外直接投资的影响存在着显著差异,所以本文从对外直接投资动机异质性的角度进行分析是必要的。具体来看,变量GDP*BIT、NR*BIT的系数显著为正,这说明BIT对中国市场寻求型对外直接投资和自然资源寻求型对外直接投资有着显著积极的影响,即BIT对中国对外直接投资影响的边际效应随东道国的GDP、自然资源增加而增加。变量Wage*BIT、TEC*BIT的系数为正,但不显著,这说明BIT对效率寻求型、战略资产寻求型对外直接投资没有产生显著影响。另外,从交叉项的系数大小来看,NR*BIT>GDP*BIT,这说明在东道国的自然资源禀赋的影响下BIT对中国对外直接投资促进作用大于在东道国GDP影响下BIT对中国对外直接投资的促进作用。由以上分析可知,BIT对动机不同的中国对外直接投资的影响存在着显著的差异:BIT对自然资源寻求型和市场寻求型对外直接投资产生显著积极的影响,对效率寻求型和战略资产寻求型对外直接投资没有产生显著影响。BIT对自然资源寻求型对外直接投资的促进作用大于对市场寻求型对外直接投资的促进作用。
变量RL的系数为负值,变量BF的系数为正,但均不显著。这说明东道国的制度环境不是影响中国对外直接投资的主要因素。两个衡量制度环境的变量符号相反,这似乎存在矛盾,然而这实际上反映了中国对外投资区位选择的复杂性:一方面,中国企业为了实现获取自然资源、市场等投资目的而愿意到政治制度环境较差的东道国进行投资;另一方面,为了降低企业经营成本,中国企业又希望到营商环境较好的东道国进行投资。变量ETR的系数显著为正。这说明中国与东道国的经贸联系紧密程度与中国对东道国的投资规模呈正比。该结论与预期结果一致。变量OFDI(-1)的系数显著为正,这说明中国对外直接投资具有显著的路径依赖效应。
(二)稳健性检验
为了检验初始检验的结果是否稳定,本文采用泊松分布检验法进行稳健性检验。对于被解释变量存在为零值的情形,可以采用泊松回归模型(Poisson Regression)和Tobit回归模型的检验方法进行检验。然而Tobit回归模型存在一个缺陷,就是其无法消除异方差,极大似然估计的结果不一致,而泊松回归提供了消除异方差的方法,因此其估计结果是一致的。所以,本文采用泊松回归进行估计,以观察初始估计的稳健性。在回归检验前首先采用似然比检验和豪斯曼检验来选择最优的检验方法,结果表明固定效应模型是最优的检验方法。同时,为了进一步消除异方差的影响,本文采用自助法进行估计,以得到较小的Z值,使结果更加准确。所以本文采用固定效应模型进行检验,其中估计方法是自助法,估计结果见表4。其中,为了消除内生性问题和体现中国对外直接投资路径依赖的特征,在检验过程中采用变量ETR的滞后一期代替变量ETR,把变量OFDI的滞后一期(OFDI(-1))作为控制变量纳入回归模型。与表3相比,除各变量的系数大小发生了一定的变化外,变量估计系数的符号及显著性检验均没有发生显著变化。这说明本文的检验结果是稳健的。
注:圆括号内的数值为稳健标准误,方括号内的数值为统计量的P检验值;***、**和*分别表示在1%、5%、10%的水平下显著(下表同)。
四、结论与启示
(一)结论
在中国对外直接投资蓬勃发展和中国积极参与全球投资治理的背景下,本文从投资动机异质性的角度考察了BIT对中国对外直接投资的影响,得到以下结论:从BIT对不同投资动机投资的影响来看,其对中国对外直接投资的影响与对外直接投资的动机类型有关,即在不同投资动机的影响下BIT对中国对外直接投资的促进作用也存在明显差异:BIT对自然资源寻求型和市场寻求型对外直接投资产生显著积极的影响,而对效率寻求型和战略资产寻求型对外直接投资没有产生显著影响。同时还发现,BIT对自然资源寻求型对外直接投资的影响要大于对市场寻求型对外直接投资的影响。
(二)启示
依据以上结论本文得到以下三点启示:第一,由于BIT对不同对外投资动机类型的对外直接投资的影响不同,中国政府在对外商签订BIT时应视东道国资源禀赋的差异来规定BIT的内容;第二,BIT对自然资源寻求型对外直接投资的影响最为突出,因此中国应增加与一些自然资源丰富的国家签订BIT以促进中国资源寻求型对外投资的发展;第三,由于BIT对对外直接投资的影响因投资动机的不同存在一定的差异,那么不同内容的BIT对对外投资的影响可能也存在一定的差异。因此,应加强对异质BIT对中国对外直接投资影响的研究。
摘要：本文基于GMM分析法利用2004—2014年中国对116个国家的直接投资存量数据,从对外投资动机异质性的角度分析了双边投资协定对中国对外直接投资的影响。结果发现,从整体上看,双边投资协定没有对中国对外直接投资产生显著的影响;双边投资协定对不同动机的对外直接投资的影响有着显著的差异,具体来看,双边投资协定对自然资源寻求型对外直接投资和市场寻求型对外直接投资产生了显著积极的影响,而对效率寻求型和战略资产寻求型对外直接投资没有产生显著影响。
投资异质性 篇2
【关键词】异质期望 卖空限制 分析师业绩预测 股票收益率
一、文献综述
国内直接研究异质信念与股票收益关系的实证论文还不多。高峰、宋逢明（2003）用央视看盘栏目对数十家机构的调查结果检验了投资者异质期望程度。王凤荣，赵建（2006）利用机构投资者“看多、看空”的时间序列数据，与同期大盘指数做了协整检验和因果检验。张峥，刘力（2006）分析了中国股票市场换手率与股票预期截面收益负相关的原因，认为与流动性溢价相比，异质信念是更合适的解释因素。李冬昕，李心丹和俞红海（2014）用询价机构报价作为投资者意见分歧的代理变量，研究了投资者的意见分歧与IPO定价的关系，发现机构报价差异性与首日收益呈显著负相关，表明二级市场投资者意见分歧已通过询价机构报价的方式提前反映到定价中；而长期来看，机构报价差异性越大，未来股价下跌幅度越大，市场低迷问题也越突出。李鹏程，王硕，杨宝臣（2014）在传统序贯交易（EKOP）模型的基础上，引入衡量投资者“看涨”、“看跌”、“看平”的参数，并定义股票的交易活跃度，提出投资者预期的序贯交易模型。发现投资者的异质期望水平对股票收益率产生反向的影响。投资者对某一支股票的意见分歧程度越大，其收益率越低；看法越一致，则收益率越高。并且，这种反向影响在不同的市场状况下，差异更加显著，而对于不同的股票则差别不大。
二、数据来源与筛选
（一）数据来源
本文的实证分析所需的数据包括股票的收益率和卖方分析师的业绩预测，包括预测指标的最大值、最小值、平均值、方差等。也包括股票的市值、市盈率等估值指标，所有数据全部来源于Wind数据库。
（二）数据的筛选
一是考虑到2015年股市大幅波动可能会对实证结果产生影响，本文选取了2014年的数据来做实证检验。
二是同时又因为每股收益、净利润等指标变动幅度太大而且存在人为调节的空间，所以本文选取分析师预测的营业收入做为基准，以预测营业收入的标准差作为投资者异质期望的代理变量。
三是选取2014年度分析师评级在15次以上的股票，共133只。
三、实证变量、假设与模型
（一）变量
（二）假设
假设：超额收益R与上一月的分析师预测的个股营业收入标准差（Sd）呈负相关关系。
（三）模型
用面板数据采用OLS的方法进行回归，检验当期Sd对下一期超额收益R的影响，其中总市值（Gmv）和市盈率（PE）为控制变量。如果显著为负则验证了本文的假设，即超额收益R与上一月的分析师预测的个股营业收入标准差（Sd）呈负相关关系。
四、实证的结果
用面板数据采用OLS的方法进行回归，结果如下：
从上表可以看出，超额收益R在99%的显著性水平下与分析师预测的个股营业收入标准差（Sd）呈负相关关系，进一步验证了本文的假设。
同时也可以看到超额收益与Gmv负相关，显著性水平接近90%；超额收益在95%的显著性水平下与市盈率负相关，也就是说大市值的股票、高市盈率的股票超额收益更低。
五、结论
投资异质性 篇3
虽然我国制造业固定资产投资的总额自2008年金融危机以来呈现出较好的增长态势, 从2009年的58817.36亿元增长到2014年的166918.32亿元, 但从2012年开始, 每年的增长率却在一路下降, 2011年至2014年的增长率分别为37.66%、21.81%、17.92%、13.26%。尤其从2014下半年以来, 我国经济步入了下行通道, 制造业呈现的问题尤为严重。为了我国制造业企业在结构升级和转型的道路上合理配置资源, 跟上工业4.0的步伐, 如何抑制制造业企业的非效率投资行为, 成为本文研究的主题。针对这一主题, 并考虑到我国制造业企业的主要资金渠道是债务筹资, 因此, 本文主要从我国制造业企业的金融负债着手, 以研究金融负债异质性对制造业上市公司投资行为的影响。
二、理论分析与文献回顾
1. 代理理论
代理问题往往体现在两个方面, 一是股东与管理层的代理问题, 二是股东与债权人的代理问题, 由于个人效用的影响以及权益人的风险差异, 导致了企业的非效率投资行为 (Jensen&Meckling, 1976;Myers, 1977) 。一方面, 由于管理层个人效用以及风险偏好不同的影响, 会导致投资不足或过度投资的非效率投资行为的产生。另一方面, 由于权益人 (股东与债权人) 之间承受风险的差异, 股东出于自身利益的权衡会导致“资产替代或投资不足的问题”。
2. 自由现金流假说
Jensen (1986) 提出的自由现金流假说指出, 有效的融资结构可以对自由现金流进行约束。该假说认为, 在信息不对称的情况下, 管理层往往不愿把自由现金流分配给投资者, 而是用自由现金流盲目的进行投资, 以扩大企业规模, 形成“壕沟效应”。
3. 债务治理效应
债务的约定性条款使企业经理层在进行投资决策时更合理, 从而发挥财务治理效用。Hart (1995) 等发现负债对管理层的非效率投资行为有一定的抑制作用, 于是印证了负债融资能够对过度投资进行抑制的功能假说。并且Jose (2013) 实证表明, 短期借款可以减轻经理人的道德风险。而从债务异质性来看, 胡建雄、谈咏梅 (2015) 的实证研究表明, 债务异质性具有两面性:在债务来源异质性抑制了过度投资行为的同时, 债务期限异质性促进过度投资。并且, 胡建雄、茅宁 (2015) 的研究也证实了债务来源异质性的债务治理效应。
三、研究假设
制造业在国民经济中一直处于重要的地位, 但随着科学技术的快速发展以及环保意识的不断加强, 我国制造业资源消耗的粗放发展方式已不能满足经济持续稳定发展的要求, 因此, 制造业应加快供给侧改革, 实现持续稳定发展。在转型和升级阶段, 怎样合理配置企业资源, 把大量的资金投放到合理的领域是解决制造业企业优化升级的关键。但由于现代企业两权分离的背景, 股东与经理层二者之间代理问题的存在, 导致企业过度投资或投资不足的非效率投资行为的产生。在大中型制造企业中, 结合我国企业改制的历史背景, 大多都是国有企业或有国有企业的影子, 导致“内部人控制”现象在很多制造业上市公司中较为严重, 从而企业的很多重大决策取决于内部人偏好的倾向较大。而经理人所利用的资源主要来自于除股权资本后金融负债, 特别是国有制造业企业, 由于具有先天的债务筹资优势, 更加剧了企业滥用自由现金流导致过度投资的现象。如解陆一 (2013) 研究发现银行贷款对不同所有制企业投资效率存在不同影响。银行贷款为国有企业充当了流动性的作用, 而没有起到债务治理效应。再如, 孔东民和冯曦 (2012) 的研究表明, 现金股利的派发能有效制约企业过度投资行为, 经常派现的公司较非经常派现的公司有更显著的效果。
基于上述我国制造业企业的背景及相关研究表明, 金融负债对企业非效率投资行为的作用并非单一。并考虑到胡建雄、谈咏梅 (2015) 的研究成果及债务治理作用的两面性, 本文提出如下假设。
H1:制造业企业的金融负债异质性与过度投资负相关。
H2:制造业企业的金融负债异质性与投资不足正相关。
四、研究设计
1. 样本选择
本文提取A股市场上海证券交易所上市的制造业公司2009年-2014年相关的财务数据, 由于在运用Richardson投资期望模型以及非效率投资模型进行检验时, 需采用滞后一期的数据, 其实际样本期间是2010年-2014年。另外, 在进行样本筛选为保证数据的相对有效性, 做了如下处理: (1) 剔除ST、PT等被特殊处理的上市公司; (2) 剔除数据缺失的上市公司并对一些极端值或特殊值进行剔除。最终, 获得401家上市公司6年的数据, 即样本量为2406个数值, 在滞后一期后的实际样本量为2005个数值。本文借助的统计软件为Eviews6.0。
2. 模型构建
本文借鉴Richardson (2006) 投资期望模型来度量非效率投资程度, Richardson指出投资包括正常投资和新增投资, 正常运营投资如折旧、摊销, 而模型中的投资一般与成长机会 (Grow) 、融资约束 (Leverage) 以及现金存量 (Cash) 有关, 剩下的用残差表示非预期投资, 即非效率投资, 残差为正, 则过度投资;反之, 投资不足。其模型如下:
本文研究的主要内容是金融负债异质性对制造业上市公司投资行为的影响, 过度投资由模型 (1) 拟合的正残差 (OI来) 表示, 投资不足由负残差 (UI) 来表示, 并引入自由现金流 (FCF) 以检验其对制造业上市公司非效率投资行为的作用, 建立模型 (2) , 再引入金融负债异质性 (FDH) 与自由现金流的交叉项, 以检验其对制造业上市公司非效率投资的治理效应, 建立模型 (3) :
表1呈现了模型 (1) 、 (2) 和 (3) 中各变量所代表的含义。本文借鉴构建赫芬达尔-赫希曼指数i的思路来测度金融负债异质性 (FDH) 。而金融负债 (D) 主要包括短期借款和一年内到期的长期借款 (D1) 、应付债券 (D2) 、非流动负债 (D3) 、应付利息 (D4) 以及应付股利 (D5) 。
五、实证检验结果与分析
1. 描述性统计
表2为本文主要研究变量的描述性统计, OI和UI是通过模型 (1) 回归后所得的正负残差, 从中可以看出样本中投资不足的企业更普遍, 但是从均值可以看出样本中投资过度的情况更严重。
2. 回归结果与分析
本文根据所构建的模型对所研究的变量进行多元回归检验, 多元回归结果见表3。
从表3的回归结果表明: (1) 在制造业上市公司中, 债务水平并没有发挥出财务治理作用, 反而促进了企业的过度投资行为, 但并不显著, 这可能与所有权性质有关, “预算软约束”ii抵消了负债的治理效应;OI与FCFi, t的相关系数为0.299, 并且在1%的水平上显著, 验证了自由现金流与过度投资的正向关系;引入FCFi, t*FDH交叉项后, 其与OI的相关系数为-0.257, 并且非常显著, 表明金融负债对制造业上市公司的过度投资行为可以有效的发挥财务治理效用, 这也验证了H1。 (2) 在样本公司中, 负债率的上升刺激了制造业上市公司的投资不足行为, 这也表现出了债务水平对企业的负面作用, 特别是在资金缺乏的企业中, 债务的约束条款更加刺激了企业的投资不足行为;FC-Fi, t与UI的相关系数为0.485并且显著, 由于在样本中UI取的负值, 所以自由现金流与投资不足显著负相关, 可以有效缓解制造业上市公司的投资不足情况;在引入金融负债异质性后, FCFi, t*FDH与企业投资不足显著正相关, 这说明负债异质性弱化了自由现金流的充足性, 而使投资不足的企业缺乏现金流来补充投资, 同时也验证了H2。
综上所述, 金融负债异质性体现出了对制造业上市公司治理作用的两面性, 即抑制了企业过度投资行为, 也恶化了企业的投资不足行为;从公司治理的实证结果来看, 高管薪酬、独立董事占比以及第一大股东持股比例均没有在企业非效率投资上发挥出较好的治理作用。
六、主要结论与政策建议
随着供给侧改革的提出和不断深入, 高效利用有限资源和保护环境成了我国制造业转型升级过程中考虑的重要问题, 这也对制造业企业投资效率提出更高的要求。本文借鉴Richardson!!投资期望模型已测量我国制造业上市公司非效率投资程度, 研!!究企业自由现金流对其的影响。实证结果表明, 企业自由现金流!!!在抑制投资不足方面有效的体现了财务治理效用, 但恶化了制!!!造业上市公司的过度投资行为。在进一步引入金融负债异质性!!这一变量后, 发现金融负债异质性可以通过抑制自由现金流而!!!弱化企业的过度投资倾向, 但对自由现金流弥补制造业企业投!!资不足的作用有所削弱。针对所得结论, 提出以下建议:!!!
(1) 基于“预算软约束”问题, 银行等金融机构应加强对信贷!!资金的审批, 应着重关注借款企业的发展前景、投资项目的可行!!!性。另外, 应完善银行对贷出资金使用的管控机制, 加强对资金!!使用的监督力度, 使企业能有效的利用信贷资金。!!!
(2) 基于金融负债异质性对制造业企业过度投资行为的财务!!!治理作用。企业一方面应该合理制定股利政策, 以把多余的现金!!流及时的分配给股东, 另一方面, 企业治理层或董事会应该开辟!!!多渠道的筹资方式, 公司债券以及从其他金融机构进行筹资, 而!!不局限于银行借款, 以合理安排金融负债的结构和比例。!!!
(3) 本文的实证结果表明, 在我国制造业上市公司中, 相关!!的公司治理变量并没有有效的抑制制造业上市公司的非效率!!!投资行为, 这说明经理层并没有遵从股东利益最大化的原则进!!!行合理投资, 而是在一定程度上以“个人效用最大化”盲目扩大!!企业规模或过度规避项目风险, 摧残了公司价值。因此, 在我国!!!制造业上市公司中, 应加大所有制的改革力度, 发挥混合所有!!制的优势, 优化我国制造业上市公司的治理结构, 以充分发挥!!!其治理效应。!!!!!
参考文献
[1]Myers S.C.Determinants of Corporate Borrowing[J].Journal of Financial Economics, 1977 (2) :147-175.
[2]Jensen M.C.Agency costs of free cash flows, corporate finance, and takeovers[J].American Economic Review, 1986 (76) :323-329.
[3]Hart Oliver, James Moore.Debt and Seniority:An Analysis of the Role of Hard Claims in Constraining Management[J].The American Economic Review, 1995 (85) :567-585.
[4]Jose, Reyes.On the Relevance of Agency in SME Debt Maturity Structure[J].Journal of Small Business Management, 2013 (12) :1-21.
[5]胡建雄, 谈咏梅.企业自由现金流、债务异质性与过度投资-来自中国上市公司的经验证据[J].山西财经大学学报, 2015 (9) :113-124.
文化异质性对促进团队绩效的益处 篇4
【关键词】团队绩效；知识因素；目标导向
一、引言
近年来，组织管理工作的科学、规范性逐步增强，以团队为基础的工作模式越来越受到人们的重视。在现代企业竞争环境下，团队具有灵活性、适应性、针对性强的优点。团队的产出直接关系到组织的产出，关系到企业业绩与生存问题。企业管理过程中团队建设的重要性不言而喻，国外学者研究中表明，成员异质性对提高团队效能有积极作用，这一作用通过学习新知，与成就情景相关的目标导向，团队信息互动三方面表现出来。关注文化异质性对团队效能的提升作用，对企业的运行管理有很大作用，使用得当会使企业收获颇丰。
本文从团队文化异质性的概念中选取一点作为研究内容，即论述团队成员异质性对团队效能的促进作用。
二、团队的定义及异质性因素
团队是指一个由两人或两人以上所组成的相互影响和依赖、并为实现一个共同的价值目标而工作的可识别的集合。从定义中不难发现，团队是由相互依赖，相互信任的若干人组成的，需要发挥各成员的技能，通过良好的交流沟通，共同协作达成组织目标。相互信任、目标明确、相关技能、良好沟通、明确目标的特点使团体与群体区分开来。
团队成员异质性研究主要从社会属性的角度考察团队成员间的差异及其对团队发展和产出的影响。异质性是指成员在文化背景，生活环境，受教育程度及年龄、性别、种族等方面存在差異。目前普遍将组织中个体多样性特征分为隐形特征与显性特征两类。显性特征诸如性别，种族，文化背景等与生俱来的，具有相对稳定性的特质，通过影响成员间的情感影响组织发展进程和绩效；隐形特征诸如受教育程度，职业能力等，往往由后天习得，会随时间而变，通过影响成员的认知过程来影响组织进程和绩效。
另一分类将异质性分为任务导向型和关系导向型两类，关系导向型指成员的性别、年龄、种族等因素会影响成员间的亲疏远近，情感交流，但不会直接影响组织绩效；任务导向型指知识、技能、能力等，这些特征往往直接影响组织绩效。
三、文化异质性与团队绩效
1.信息多样化使团队效能提高
全球化时代到来，企业内团队组成越来越呈现跨文化组合的特点。团队成员不同的文化背景、受教育程度、工作经验、技能等因素为团队贡献了多样化的知识与资源，汇合形成了丰富的信息资源大池塘，团队的产出从这个池塘中孕育产生，直接作用于团队绩效。知识因素属于隐性因素和任务导向型因素。
信息决策理论认为，组织构成多样性会为组织带来更多额外的知识、信息、资源，会对组织绩效产生积极影响。组织内成员差异性越大，个体接触到超越其交往范围的信息越多，组织的决策质量越高。
2.目标导向使团队效能提高
个体层面上的目标导向可以理解为：个体面对任务时持有的目标，可以影响的学习态度与行为，目标导向用来解释个体如何对不同成就情景加以诠释，分为学习导向与表现导向两种类型。
对目标导向的关注应当落脚到对团队成员学习导向与表现导向的关注上来，这二者与成就情景紧密相关。心理维度上，目标导向的作用可以用团队效能感衡量。团队效能感的理论是指群体对实现组织目标的能力的共同信念。实验证明，高目标导向的团队（团队效能感强）更能够有效地运作，取得良好绩效。团队效能感会影响人们追求成就的模式，促进人们对于资源的管理规划，决定着人们付出努力的程度。这与目标导向的学习导向、表现导向两个维度相契合。
3.互动交流使团队绩效提升
人与人之间的差异性产生了不同的社会分工，团队内部的分工与合作也是如此。理论研究证实，团队成员更愿意与和他们相似性高的成员聚集在一起，即个人的背景、价值观、知识与能力越相近，他们对事物的认知越趋于一致，相互间的交流与合作越容易；反之，差异性越大的个体间，信息沟通越少，甚至易引发信息曲解和沟通误会。团队内部沟通模式适用于组织多样性研究理论中的同性相吸理论，认为人口特征的相似性可以形成人际吸引力，人际吸引力有助于提升组织绩效。
团队成员间的互动沟通，信息交换与情感交流间接作用于团队的绩效表现，情感沟通越融洽，互动越频繁，文化冲突越小，团队的绩效表现越好。
四、结论
想要科学地组织一支高产出的团队，需要关注影响团队绩效的若干因素。第一：知识因素正面作用于团队绩效，这指导我们选取团队成员时要考虑每个成员的文化背景，知识层次，经验技能等隐性因素，这些因素越丰富，越多样化，越有利于达成团队目标。第二：作为团队领导者，应为团队设置清晰明确，可达到的目标，目标必须被每个成员所了解，并且在适当的时机强化团队成员对其的认识，深化目标导向；作为团队成员，有意识地按团队目标行事可提升在自己在团队中的贡献，促进自我进步。第三，多样化对团队间互动沟通有积极影响，若发现多样性阻碍了团队正常交流，导致小团体现象，则应积极开展团队业余活动，丰富成员间的情感交流，若发现多样性帮助团队提升产出，则应继续维持甚至优化这种状态。
参考文献：
[1]Jackson ，S E ，May ， K E & Whitney ， K1 Under t he dynamics of diversity in decision-making teams [ M]1 San Francisco ：Jossey-Bass ，1995 ： 204– 2611
投资异质性 篇5
一直以来, 技术创新具有的不可替代性、不可模仿性、稀缺性及持续性特征为企业赢得了有利的优势竞争地位, 成为公司价值的关键资源, 无论是理论分析还是实证检验都为这一结论提供了依据。但面对技术创新投入不确定、难度大及回收期长的固有风险, 管理层的创新决策是不同的, 经理层追求短期利润目标的行为会抑制技术创新投资;在创新过程中高管团队人力资本的不足、研发人员专业能力的缺乏, 会导致更低的研发效率, 影响到公司价值的增加。而公司治理无论对委托代理还是资源配置, 都可以有效地进行调节。
机构投资者作为企业外部监督者, 拥有雄厚的资本、行业领先技术和管理营销经验等方面的优势, 能够介入公司治理, 影响到企业经营管理活动运营的效率及效果。并在技术创新投入与企业价值关系中, 缓解代理问题, 发挥调节效应。
然而并不是所有类型的机构投资者在改善公司治理方面具有促进作用。稳定的、积极的、追求长期利益的机构投资者, 会积极参与治理实践, 限制经理人的代理问题, 以其灵活多样的方式参与战略决策, 倘若一项技术创新投入利于企业价值的提升, 机构投资者会发挥重要的作用, 倾向于支持创新投资。而短视投资、消极的、看重短期利益的机构投资者, 对于一些业绩差的企业, 采取“用脚投票”的措施, 抛售股票以免更大亏损, 并不关注企业的内部治理、企业长期价值的增长, 更不会赞成有损短期利益的技术创新投入。
二、文献回顾
国内外对于机构投资者异质性、技术创新投入与企业价值研究的相关文献主要分为以下几个方面:
(一) 机构投资者与企业价值
早期学者们围绕机构投资者交易行为产生的经济后果进行研究, 机构投资者对市场的过度反应会带来股票价格的溢价 (Helen, 1954) , 而基于信息不对称理论, 机构投资者相比于小股东获得更多的信息, 从而确定更加有效的投资 (Stiglitz, 1995) 。随后, 有效监督假说 (Pound, 1988) 的提出拉开了机构投资者参与公司治理进而影响公司价值的序幕, 参与公司治理的机构投资者对于稳定资本市场有一定的促进作用 ( 祁斌等, 2006) , 同样也会降低代理成本, 提升公司绩效与市场价值 ( 李维安等, 2008) 。进一步的研究发现, 作为外部监督者, 机构投资者能够更加有效地抑制管理层的盈余管理动机 ( 高雷等, 2008) , 缓解“一股独大”带来的弊端, 促进企业业绩的提升 ( 方毅等, 2013) 。而机构投资者独立性、投资期限的、压力敏感度的不同等, 造成经济后果也有所不同, 情绪高涨的机构投资者趋向于对信息反应过度, 引发非理性过度投资行为 ( 游家兴, 2010) ;积极型基金对风险持厌恶的态度, 会通过改善信息不对称带来的问题, 进而提升企业风险承担水平 ( 史金艳等, 2015) ;稳定型机构投资者发挥了有效的监督, 在一定程度上缓解委托代理冲突, 提升企业价值 (李争光, 2014) 。
(二) 技术创新投入与企业价值的文献回顾
Schumpeter最早提出技术创新的概念, 认为它是促使经济发展的一个内在的因素, 即在一定程度上为要素生产率做出了贡献 (Lichtenberghe.el, 1998) 。一直以来, 具有稀有性、不可模仿性、不可替代性特征的异质性资源是企业获取持续竞争优势的关键 (Barrney, 1991) , 技术创新投入的产出成果、经验及能力具备异质性资源的特征 (Grant, 1991) , 而研发和知识产权作为技术创新产出的一类无形资产, 有效地促进了企业市场价值的提升 (Bosworth.el, 2001) ;但仅仅考虑专利数量变化, 与公司价值并不存在显著的相关关系 (Toivanen.el, 2002) 。单独考虑技术创新与企业价值的关系, 技术创新以“常规增长”、“超常增长”、“持续增长”三种方式促进企业价值的提升 ( 王同律, 2004) ;将创新融入高新技术价值链管理中, 有效地促进了企业价值的提升 ( 梁莱歆等, 2008) ;而对关键员工给予一定的激励可以增强技术创新对企业价值正向的影响, 王清伟等 (2006) 、陈修德等 (2011) 、扬中环等 (2013) 、唐未兵等 (2014) 提出类似的观点。而企业本身负债率水平越高, 越会减弱研发投入对于公司价值的正向相关性 ( 刘捷先, 2012) ;管理层对创新决策企业具有重要的作用, 将管理层权力划分为结构权力、声誉权力、专家权力和所有者权力, 结构权力会增加代理成本、不利于企业技术创新的发挥, 与之相反, 高管在外兼任的声誉会促进两者之间的正向效应, 但对两者的权力并不会有显著的影响 ( 胡明霞, 2015) 。
(三) 机构投资者异质性、技术创新投入与企业价值相关文献的回顾
国内外关于机构投资者、技术创新投入与企业价值三者之间的研究很少, 与公司治理结合的研究居多。从高管层面来看, 股票期权薪酬激励在一定程度上促使研发投资效率的提升 (Jianfeng.el, 2007) , 任海云 (2011) 、Carl.el (2013) 提出类似的观点;考虑到内部人员合谋、在管理活动中以自身的利益为出发点来投票表决的情况, 这种治理机制削弱了研发投入带来的价值 ( Herrmann.el, 2010) ;管理层过度自信, 显著提高研发支出, 并不会带来公司价值的增加 (Sheng-Syan.el, 2014) ;高管的人力资本, 包括战略决策能力、组织协调和资源整合能力, 促使研发投入提升企业价值 ( 王文华等, 2014) 。从治理结构来看, 国有企业相比于民营企业来讲, 投入更多的研发并没有带来更有利的市场竞争优势 ( 刘和旺等, 2015) ;在韩国IT企业中, 外资的引入力度越大, 研发投资对公司价值的促进作用越明显 (Hwang.el, 2013) ;股权集中度越高的企业中, 大股东关注企业整体及长期的发展, 对经理人的约束、监督和干预较多, 促使了研发投入的有效执行, 提升了公司价值 ( 徐敏、王静华, 2012) 。从外部环境来看, 区域市场化程度的差异, 技术创新投入对企业价值产生的增进效应不同, 市场化程度越高、法律及中介组织越完善的地区, 效应越明显 ( 陈金勇等, 2014) ;政策环境的支持、对研发投资给予政府补助、调节技术创新能促进公司价值的提升 ( 臧志彭, 2015) 。王一卉等 (2014) 、黄贤凤等 (2014) 提出相反的观点。
从国内外已有的相关文献来看, 机构投资者投资行为特征的不同, 对企业价值产生的影响有所差异。从短视投资的角度出发, 靠短期股票波动来获得收益, 并不关注管理层活动, 甚至与经理层合谋, 不发布或者有选择地发布信息, 刺激股票非理性的变动, 有损企业价值的提升。从长线投资来看, 获取长期收益是机构投资者的主要目标, 影响到企业未来发展的战略活动往往引起机构投资者的高度关注, 作为外部监督者, 介入公司治理, 可以有效缓解委托代理引发的经理人不惜牺牲股东利益而使自己利益最大化的问题, 而机构投资者拥有的先进经营管理信息、充足资本、专业能力及战略智慧也会融入企业本身的经营活动, 促进企业价值的增值。
三、总结与建议
基于以上分析, 本文认为基于机构投资者异质性的考虑, 作为企业外部监督者介入公司治理后, 可以通过以下途径, 在技术创新投入与企业价值关系中, 发挥调节效应:
(一) 短视投资类机构的投资者, 并不会积极投入公司治理活动, 也不会对经理层的行为进行监督, 而技术创新投入固有风险带来的不确定性、投资失败的可能性、回收收益长期性均与追求短期获利的目标相背离, 机构投资者不愿意进行技术创新投资的决策。反之, 长期持有类机构投资者, 更加关注技术创新所带来的价值增长, 会大力激励这种投资决策。
(二) 机构投资者接触各种各样的企业, 拥有丰富的信息资源、强有力的专业技能、最新的战略思维, 而积极参加公司经营管理活动的机构投资者运用自身优势, 会对企业创新决策的方向给予指导, 为更好地管理研发过程提供建议, 从而提高产出效率及效果, 促进技术创新投入, 从而增加企业价值。
(三) 技术创新投入需要大量的资金来支撑, 许多企业面对资金的匮乏, 只能对研发活动望而却步, 亦或在研发阶段进行过程中受到资金链断裂的影响而终结, 以长期获益为目标类机构投资者具有雄厚的资金来源, 能够很好地解决缺乏资金的问题, 进而促进技术创新投入对企业价值增加的影响。
摘要：国家政策——“一带一路”战略的推广、“丝绸之路”新经济合作带全球化的趋势下, 迫切需要企业做出变革, 即朝着新产品、新思维、新价值的方向转变, 而这一过程必然需要技术创新的驱动。管理层在创新决策方面发挥着重要的作用, 技术创新投入固有风险具有不确定性、回收期长的特点, 追求短期利益的经理人一般不愿意进行技术创新投资, 存在代理问题。而机构投资者作为企业外部的监督者, 拥有行业领先技术和管理、营销经验等方面的优势, 有助于企业在组织结构、发展机制、资源整合能力等方面得到提升, 使企业在提高公司治理能力的同时, 实现资源合理配置, 为可持续发展奠定基础。
关键词：机构投资者异质性,技术创新投入,企业价值
参考文献
[1]陈佳、吴立源、吴泽福:《机构投资者持股、异质性对上市公司债务融资的研究—基于2009—2013年沪深A股的经验证据》, 《第九届 (2014年) 中国管理学年会—会计与财务会场论文集》, 2014年.
[2]史金艳、秦基超、宋蕾:《基金异质、风险偏好与创业板公司风险承担:行为金融视角》, 《金融研究》, 2015 (12) .
[3]李争光等:《机构投资者异质性与会计稳健性—来自中国上市公司的经验数据》, 《财务与会计》, 2015 (03) .
[4]Shrihari Sridhar, Sriram Narayanan, Raji Srinivasan:Dynamic relationship among R&D, adverting, inventory and firm performance, original empirical research, 2014.
[5]Harold R.Kerbo, L.Richard Della Fave:Further notes on the evolution of corporate control and institutional investors:A response to niemonen, the sociological quarterly, 1984.
[6]David R.King Rebecca.J.Slotegrssf, Idalene Kesner:Performance Implications of Firm Resource Interactions in the Acquisition of R&D-Intensive Firms, Organization Science, 2008.
投资异质性 篇6
国务院于2010年10月18日公布了《关于加快培育和发展战略性新兴产业的决定》,明确了包括新能源产业在内的七大产业作为战略性新兴产业进行培育和扶持的国家战略[1]。在资源约束和环境约束的背景下,新能源产业的发展将成为我国实现经济发展方式转变和产业结构转型的重要推动力,其发展战略和对策引起了国内外学者的广泛关注(Jenner S等,2012[2];Jacobsson R和Jacobsson S,2012[3];张国有,2009[4];李强等,2013[5];周亚虹等,2015[6])。
新能源产业作为衡量一国高新技术发展水平的重要依据,其固定资产投资、研发投入等投资行为对新能源企业的长期发展起关键性作用。然而中国的资本市场还不尽完善,再加之新能源上市企业由于具有技术开发难度大、资金需求量大、投资周期长、抗风险能力较弱的特点,其投资行为往往受到融资约束。理论上,融资约束指市场不完备引起外源融资成本过高,使得企业投资机会得不到充分的资金支持,投资无法达到最优水平(Fazzari等,1988[7])。
当这些企业的资金需求得不到满足时,可能错失有价值的投资机会,使企业的实际投资水平偏离最优水平,企业的投资效率下降。在研究投资效率问题时,Wang(2003)[8]将在资本市场完美时企业的投资支出作为最优投资边界,将企业的实际投资水平与最优投资边界的偏离看做融资约束造成的投资效率损失,该损失具有单边分布的特征。有研究表明,融资约束的存在使得中国上市企业的投资支出比最优水平低(连玉君、苏治,2009[9];刘飞、郑晓亚,2014[10])。
由于融资约束对新能源企业的投资效率造成负面的影响,许多学者针对缓解融资约束压力的各种因素做了研究,发现诸多因素都能对融资约束产生的负面效应起到平滑作用。如鞠晓生等(2013)[11]认为营运资本对缓冲融资约束导致的企业创新投资波动有平滑作用,并且发现融资约束越严重,营运资本对创新的平滑作用越明显。谢军等(2014)[12]认为宽松的货币政策和区域金融市场的发展可以缓解企业的外源融资难问题。唐清泉等(2015)[13]认为银行业竞争性的市场结构有助于缓解企业R&D投资的融资约束。
与以往的研究不同,本文认为政府补贴是缓解企业融资约束压力的重要因素,能够对融资约束造成的投资效率损失起到平滑作用。Anna Spadavecchia(2005)[14]研究发现,政府补贴是新能源企业的重要资金来源。赵玮(2015)[15]研究发现政府R&D资助能够平滑融资约束对企业研发投入的负面效应。自2010年以来,我国政府越来越重视新能源产业的发展,出台了诸多相关的产业政策扶持新能源产业发展,主要以政府补贴和税收政策为主。以往学者有关政府补贴政策效果的研究,大多集中在补贴政策对企业生产率、盈利能力以及研发投入的影响上。如任曙明和吕镯(2014)[16]指出政府补贴平滑了融资约束对装备制造企业生产率的负面作用。Tzelepis和Skuras(2004)[17]以希腊企业为样本,发现政府补贴并没有给企业效率和获利能力产生正向效应。也有少数学者研究了政府补贴对企业投资行为的影响,但主要观点不一致,有学者认为政府补贴能够降低企业的投资不足问题(何源等,2006[18];周轶昆,2012[19]),而还有学者认为政府补贴会加重投资过度现象(江飞涛,2009[20];张中华、杜丹,2014[21])。
有不少学者研究了融资约束对企业投资效率的影响(连玉君、苏治,2009[22];张宗益、郑志丹,2012[23]),但很少有学者同时考虑政府补贴这一因素对企业投资效率的平滑机制。本文尝试采用异质性双边随机前沿模型测度融资约束和政府补贴对新能源上市企业投资效率的双边效应及净效应,弥补已有研究的不足。
2 理论分析与研究假设
政府对新能源产业的补贴会直接或间接地影响企业的投资行为。Tzelepis和Skuras(1998)[19]指出由于政府补贴的直接效应,企业拥有了大量的自由现金流入,直接弥补了企业的资金缺口,促进企业投资;另外政府补贴行为具有信号传递作用,通过向市场参与者传递政府扶持该产业发展的信息,引导社会潜在投资者对该产业的投资,缓解企业的融资约束。Feldman和Kelley(2006)[24]、郭晓丹和何文韬(2011)[25]的研究发现,政府补贴可能使企业拥有更多的融资来源,企业能够从银行和社会公众手中筹集更多的资金。魏志华等(2015)[26]指出政府补贴将直接缓解企业所面临的融资约束,并能对企业产生激励作用,有助于促进企业进行投资。基于以上分析提出待检验假设1。
假设1:政府补贴能够平滑融资约束对投资效率的负向效应。
我国的市场经济处于转型时期,资本市场还不够完善,由此产生的融资约束问题抑制了新能源企业的投资行为,降低了企业的投资效率。由前面的分析可知,融资约束对新能源企业投资效率的负向影响可以由政府补贴来抵补。但是补贴资金是否能完全满足企业的资金需求还需要进一步定量分析,再加之企业的研发投入具有极强的外部性,政府补贴在激励研发活动的同时,还可能替代、挤出研发投入,使企业的实际投资水平再次偏离最优投资水平。
由以上分析,针对融资约束和政府补贴对企业投资效率的共同作用形成的净效应,提出两个对立的待检验假设2a和2b。
假设2a:两者对投资效率的净效应为负,政府补贴能够降低企业的投资不足现象。
假设2b:两者对投资效率的净效应为正,政府补贴造成了企业的过度投资现象。
3 研究方法与数据处理
3.1 双边随机前沿模型的设定
基于前文的理论分析,融资约束和政府补贴对新能源产业上市企业投资效率的影响是双边的。为此,在本文模型的框架设定中,依据2009年Kumbhakar和Parmeter[27]所构建的双边随机前沿模型,将融资约束和政府补贴纳入到双边随机前沿模型,得到新能源产业上市企业投资效率的分解公式为如下形式:
(1)式中,Ii,t———新能源产业上市企业的实际投资水平;μ(xi,t)=xi,t'β———新能源产业上市企业的最优投资水平,由投资机会决定,β为待估参数,xi,t为样本新能源企业特征变量,本文包括了销售增长率、负债率、现金存量等相关特征变量;wi,t≥0,代表政府补贴使得新能源企业投资水平对其有效水平的偏离程度;ui,t≥0,代表融资约束使得新能源企业投资水平对其有效水平的偏离程度;vi,t为传统意义上的随机干扰项。由前文分析和模型(1)的设定可知,融资约束参数ui,t和政府补贴参数wi,t都呈现单边分布,故假设二者服从指数分布,即ui,t∶i.i.d.Exp(δu,δu2),wi,t∶i.i.d.Exp(δw,δw2),对于传统意义上的随机干扰项vi,t,假设其服从正态分布,即vi,t∶i.i.d.N(0,δv2),且假设ui,t、wi,t、vi,t相互独立,且与xi,t不存在相关关系。根据上述假设,ξi,t的分布密度函数为:
其中,分别为标准正态分布的概率密度函数和累积分布函数,其他参数设定如下:
第t期,第i个观测值的对数似然函数为:
其中,θ=[β,δv,δu,δw]'为待估参数,可通过对数似然函数的最大化来获得所有参数的极大似然估计值。本文主要研究的是融资约束和政府补贴对新能源企业投资效率的负向效应和正向效应的测度,为此,需要进一步推导出ui,t和wi,t的条件分布:
同时,由式(4)和(5)所确定的条件分布为基础,可以进一步推出ui,t和wi,t的条件期望:
式(6)和(7)分别衡量了融资约束和政府补贴对新能源企业投资效率负向效应和正向效应影响的相对程度,进而可以得到二者对新能源企业投资效率影响的净效应,如下式:
3.2 计量经济模型的设定
前文提到,最优的投资水平是由投资机会决定的,而传统的托宾Q值可以用来预测企业的投资机会,但同国外完善的资本市场相比,我国资本市场还不尽完善,托宾Q值不能作为预测企业投资机会的替代变量。为此,本文借鉴了Richardson的投资支出预期模型来构建异质性双边随机前沿计量经济模型,从而来预测新能源企业的最优投资水平:
由于企业之间存在异质性,本文借鉴有关文献对融资约束和政府补贴的分布参数进行异质性设定:δu=exp(u)和δw=exp(w)。其中,δu=α0+α1CFi,t,δw=β0+β1GSi,t,借鉴Kaplan和Zingales(2000)[29],李青原、王红建(2013)[30]的观点,自由现金流较多的企业面临的融资约束较低,本文采用现金流GFi,t作为融资约束的代理变量;用政府补贴金额GSi,t作为政府补贴的代理变量。
3.3 样本筛选和变量描述性统计
本文使用的数据来源于Wind资讯和国泰安CSMAR数据库。首先选取2010年以前在沪深证券交易所A股市场上市的167家新能源企业,并获取企业的相关数据。然后,借鉴李云鹤(2014)[31]等的研究对初始样本按如下原则筛选:(1)剔除样本期间数据缺漏的上市企业;(2)剔除金融类上市企业;(3)剔除样本期间处于ST、*ST和PT类上市企业;(4)剔除样本期间资产负债率、总资产增长率和销售增长率大于100%的上市企业。样本筛选完成后剩下109家新能源企业,共545个“企业———年”样本观测值。本文所有的数据处理和统计分析均在STATA11.0中进行,所有变量的描述性统计如表1所示。
4 实证结果与分析
本节根据异质性双边随机前沿模型的设定,定量估计融资约束、政府补贴对新能源产业上市企业投资效率的双边效应和净效应,首先在全样本下对式(9)进行估计,再依据选定的模型进行方差分解。然后按不同所有制、不同地区下的子样本进行分组回归。
4.1 异质性双边随机前沿模型的估计:全样本
4.1.1 新能源产业上市企业投资效率的影响因素及模型估计
注:(1)***,**和*分别表示在1%,5%和10%水平上显著,括号中为t值;(2)LL为对数似然函数值;(3)LR为卡方值。
表2给出了式(9)的回归结果。模型1采用OLS回归估计,从估计结果来看,VIF均值为1.37,而且各个变量对应的VIF均小于2,多重共线性检验通过,且调整的R2值为0.537,证明本文所设定的模型能较好地拟合新能源企业的实际投资水平。模型2~6均是异质性双边随机前沿模型下的极大似然估计(MLE),其中模型2的约束条件为δu=δw=0,模型3的约束条件为δu和δw均不受外生变量的影响,模型4和模型5的约束条件为δu和δw分别不受外生变量的影响,模型6的约束条件为δu和δw同时受外生变量的影响。与其他模型相比,模型6的LL值与LR值均为最大值,说明模型6的拟合效果最优,后续分析均依据模型6的回归结果进行。
4.1.2 方差分解:融资约束、政府补贴对新能源企业投资效率的影响
表3给出了方差分解分析的结果,发现企业投资效率同时受到融资约束和政府补贴的影响,其中,投资效率受融资约束的影响更甚,这将导致两者对新能源企业投资效率的综合影响为负,E(u-w)=δu-δw。干扰项总方差(δu2+δw2+δv2)为0.4740,这其中64.35%由融资约束参数δu和政府补贴参数δw所贡献;而在融资约束和政府补贴对投资效率的总影响中,融资约束相对于政府补贴处于一个相对优势地位,达到64.05%,政府补贴对新能源企业投资效率的影响为35.95%。这表明,虽然在新能源企业投资效率的形成过程中,政府补贴具有一定的正向效应,但是投资效率的高低更取决于所受融资约束的影响。
4.1.3 融资约束、政府补贴导致新能源企业投资效率偏离的程度
注:Q1~Q3分别表示相应指标在对应四分位数上的均值。
本文进一步对融资约束和政府补贴做了单边效应估计,表4给出了全样本的估计结果:平均而言,由于政府补贴直接或间接地为新能源企业注入资金,对投资活动起了带动作用,使得新能源企业的投资效率比最优水平高了24.04%;而受融资约束的影响,企业无法抓住有利的投资机会,使新能源企业的投资效率比最优水平低了31%,政府补贴的正向效应在一定程度上平滑了由于融资约束的存在而对新能源企业投资效率产生的负向效应,但不能完全抵消负向效应,我国新能源企业整体上表现为投资不足。
尽管我国新能源企业整体上表现为投资不足,但是表4中Q1~Q3更为全面的呈现了融资约束、政府补贴对新能源企业投资效率影响的分布特征。具体而言,由第一四分位(Q1)的统计结果来看,有1/4的新能源企业的投资效率相对于最优水平下降幅度高达近20%。然而,由Q3、Q4对应的结果来看,约有1/4的新能源企业的投资效率相对于最优水平高出了6.34%,表现为投资过度。
图1~3分别为融资约束和政府补贴在对新能源企业投资效率产生的负向效应、正向效应以及两者净效应的分布特征。由图1和图2可以看出,两图右边拖尾处很接近坐标轴,表明我国只有少数新能源上市企业面临绝对强势的融资约束负向效应和政府补贴正向效应。同时,指数分布的特征也印证了前文参数假设设定的合理性。由图3净效应的分布特征来看,实际上融资约束、政府补贴对新能源企业投资效率的净效应集中分布在-0.3~0.2,说明只有极少数新能源企业面临严重的融资约束导致了我国新能源企业整体上表现为投资不足。
4.2 异质性双边随机前沿模型的估计:按企业异质性分组的子样本
4.2.1 按照所有制性质分组的子样本估计
由表5的估计结果可知,在不同所有制下的新能源企业中,两者的净效应均为负,其中政府补贴对非国有企业融资约束负效应的抵补效果更好,实际投资水平低于最优水平6.28%,而国有企业低了8.53%。从各分位来看,在新能源企业中,非国有企业的净效应也都高于国有企业,这说明政府补贴对非国有企业的激励效果要比国有企业好,可能是因为我国非国有新能源企业的发展中一直面临着较强的融资约束问题,当政府给予该类企业补贴后,因具有较高的边际效应,其投资效率会有一个较大幅度的提升。
4.2.2 按照地区分组的子样本估计
表6给出了东、中、西部地区融资约束、政府补贴对新能源企业投资效率影响的分布特征。平均而言,在不同地区下,两者的净效应为负,说明不同地区的新能源企业整体表现为投资不足。其中,中部地区的净效应最低,低于最优投资水平8.58%。这可能是因为中部地区处于我国经济发展的“中间地带”,一方面,在经济发展水平和金融支持产业发展上与东部地区相比较差,面临更大的融资约束;另一方面,在新能源储量和政府扶持产业发展的力度上又不及西部地区,进而造成了中部地区的新能源企业面临更严重的投资不足。
5 结论及政策建议
在资本市场完美假设下,企业的实际投资支出等于最优投资支出,而由于我国普遍存在融资约束问题,加上政府对一些产业的政策补贴,使得企业实际投资水平呈现双边偏离于最优水平的特征。因此本文采用异质性双边随机前沿模型研究融资约束和政府补贴对新能源上市企业投资效率的影响,这一方法能够定量分析其单独作用程度,并能计算两者共同作用的净效应。
实证结果发现:(1)融资约束的存在对新能源企业的投资效率产生负向影响;(2)政府补贴在一定程度上能够平滑融资约束对新能源上市企业投资效率的负向效应。(3)在平均水平上,政府补贴未能完全抵消融资约束的负效应,新能源上市企业仍然存在投资不足现象。但也有1/4的新能源企业存在过度投资现象。(4)从不同所有制、不同地区的新能源上市企业来看,非国有企业和东部地区的投资效率更高。
投资异质性 篇7
2006年至今 ,机构投资者进入快速发展时期, 初步形成了以证券投资基金为主,证券公司、信托公司、保险公司、合格境外机构投资者、社保基金、企业年金等其他机构投资者相结合的多元化格局。2004年初发布的《国务院关于推进资本市场改革开放和稳定发展的若干意见》指出:“希望通过合格的机构投资者的介入, 优化我国上市企业 的股权结构和 企业治理。”2006年我国证监会颁布的《中国上市企业治理准则》规定:“机构投资者应在企业董事选任经营者激励与监督重大事项决策等方面发挥作用。”2013年证监会发布的《人民币合格境外机构投 资者境内证 券投资试点办法》进一步放宽投资限制。
机构投资者持股, 作为一种重要的外部治理方式, 已经在治理机制建设的新阶段, 对公司绩效发挥了一定作用。现有研究大多直接将机构投资者持股比例与企业业绩进行回归,以此讨论机构投资者是否有助于提高企业业绩 (如Chaganti and Damanpour,1991;Cornettetal.,2007;Kang,2000;Liet al,2006;石良平、李洋 ,2007;李维安、李滨,2008;穆林娟等,2008;吴晓晖等,2006a)。这样做,即便得到机构投资者持股比例与企业业绩正相关的统计结果, 亦无法有效区分是业绩好的企业吸引了坚持“价值投资”的机构投资者, 还是具备一定动机和能力的机构投资者积极参与公司治理促使企业业绩改善, 从而混淆了机构投资者的“价值选择”和“价值创造”功能。同时, 现有研究大多没有对机构投资者进行分类。实际上,不同类型机构投资者的投资目标 和行为等存在 一定差异,而且不同国家、不同年份机构投资者的构成也不一致, 笼统地把机构投资者作为一个整体来研究, 可能会因为研究样本在空间和时间上的差异而导致研究结论互相冲突。因此,合理区分机构投资者类型对公司绩效的研究显得尤为重要。
二、文献回顾与研究假设
近年来,国内外学者对机构投资者以及公司质量方面做了很多研究。在国外研 究上 ,Shleifer和Vishny以及Mc Connell和Servaes认为,作为股权集中度较大且独立的股东,机构投资者有动力积极监督上市公司,以求更高的投资回报。Sun & Tong(2003)研究发现,不同性质的股东对企业绩效影响不同,法人股与企业绩效存在正相关,而外资股则不存在这种相关性。Sun &Tong (2003)研究发现,不同性质的股东对企业绩效影响不同,法人股与企业绩效存在正相关,而外资股则不存在这种相关性。国内研究方面,李维安和李滨的 研究指出 ,机构投资者由于投资规模较大、抛售自由度受到限制,因此采用“用脚投票”的交易成本较大、效率较 低;他们基于南 开大学公司治 理研究中心 推出的中国上市公司治理指数(CCGINK)的实证研究发现,机构投资者有助于提升上市公司综合治理水平。杨合力等人认为机构 投资者与公司 治理正相关,与企业业绩正相关。公司治理的改善有助于提高企业绩效。周宏、刘玉红 和张巍 (2010) 研究发现 , 企业CEO与董事长兼任并 不对企业绩效产生直接影响,但是这种兼任通过影响激励强度来影响企业绩效。本文将在各位学者研究成果的基础上,继续对机构投资者 持股结构与 公司绩效的关系作出研究。
Bushee(2001)将机构投资者分为三类:第一类是流动性机构投资者,这类机构投资者较多地持有换手率高且分散化的股票组合; 第二类是长期战略机构投资者, 这类机构投资者更多地投资于换手率低的少数股票组合;第三类是准指数机构投资者, 这类机构投资者专注于持有换手率低且分散化的股票组合。由于机构投资者持股目标的不同, 机构投资者会通过相对应的持股比例来适度的参与企业内部治理。一般来说,持有明显多于其他机构投资者比例股票的, 一般会为了自身长期利益, 更愿意参与到公司的实际治理中, 而最终的实现方式就是企业业绩的提高。所以提出如下假设:
H1:企业业绩与机构投资者持股结构有关。
不同类型机 构投资者 投资实力不同,投资实力强的机构投资者往往持股比例更高 ,更有动机、能 力参与公司治理,改善企业业绩。其次,不同类型的机构投 资者具有不同 的风险承受 程度 ( 王彩萍 ,2007; 续芹 ,2008), 风险承受程度低的机构投资者,如保险公司、社保基金,倾向于分散投资, 获取较低但是稳定的收益;而风险承受程度高的机构投资者,如基金、券商、QFII倾向于集中投资其看好的上市公司,希望获得较高的收益。由于每个机构投资者投资实力有限,采用集中投资策略的机构投资者在同等情况下 比采用分散 投资策略的机 构投资者持有 被投资企业更 高比例的股份,有更强的动 机、能力参与公司治理,提高企业业绩。最后,不同类型的机构 投资者持股时 间有差异。与其他类型的机构投资者相比,社保基金、QFII更倾向于坚持价值投资,长期持有被投资企业股票(续芹,2008)。一般而言 ,持股时间长的机构投资者更有动 机卷入被投资 企业的公司治理,改善企业业绩。综上所述,不同类型的机构投资者投资实力、投资策略、持股时间不 同,对企业业绩改善 具有不同的 影响。基于 以上分析,提出如下研究假设:
H2:企业业绩与机构投资者的类型有关;
H3:机构投资者的持股机构性指标与机构投资者种类型指标对企业业绩的影响不同。
三、研究设计
(一)样本选取与数据来源
本文选取瑞斯金融研究数据库中2008-2011年4年中的沪市A股信息技术产业上市公司为研究对象。剔除数据不全样本,剩余有效样本140个,其中2008年33个 ,2009年35个 ,2010年35个 ,2011年37个。
(二)变量定义
1.企业绩效。由于数据采取的限制, 本文中采用剔除市场价格因素的每股加权净资产收益率来衡量企业,用以反映净资产账面价值的变动。
2.机构投资者结构变量。从机构投资者持股的结构上衡量机构投资者对于公司绩效的影响, 具体从总的持股机构的集中度、分散度、持股的总量等方面衡量。
3.机构投资者分类变量。为了考虑机构是否由于个别种类的机构投资者对业绩产生重大影响, 本文决定将机构投资者的种类单独作为变量集合进行对比研究。具体采用的机构投资者种类有基金、集合理财、保险公司、社保、财务公司、信托、证券公司、QFII、阳光私募等。
(三)模型设计针对机构 投资者结构类指 标建立回归模型1:
针对机构 投资者结构类指 标建立回归模型2:
四、实证分析
(一)样本的描述统计
根据本文的需要,我们对数据进行了描述性分析,分析结果如表2所示。
(二)回归分析
1.机构投资者结构基本回归检验。从表3中可以发现Fluctuation指标对于公司业绩的影响最为明显, 在总的数据统计 下 ,Fluctuation指标每变 动一个单位, 企业业绩指标就会相应的正向变动19.09个单位。其中,正向指标有3个,分别是Number、Average与Fluctuation,通过相对应的正向调节这些指标可以有效地改善企业业绩。此外,还有2个负向指标,分别是maxi-mum和Standard deviation, 可以用集中度解释, 即如果机构投资者中持股比例越集中, 可能会造成某个机构投资者的个人意愿对企业绩效产生重大影响, 而这种影响从指标上看可能是不好的。其中又 以maximum最为明显, 在综合水平的回归分析结果中可以知道, 最大持股比例的机构投资者每增加一个持股单位, 企业业绩就会下降6.07个单位。总之,如上分析结果验证了部分假设1。
另一方面, 从各项指标随着时间变化产生 的趋势, 我们可以了解到, 在样本区间内, 指标对于企业业绩的影响程度呈现出比较明显的下 降趋势。回归模型对于企业业绩的拟合效果也逐渐减弱。对于产生这种现象,我们提出了如下几种可能性:第一,模型中产生了新的变量因素,分散了原有变量对于模型结果的解释力度;第二,实际经济环境发生变化,造成模型结构性的脱离实际情形, 使得原本有效的指标变得不再有效;第三,本文的数据收集出现了明显的不全,无法有力的表达一般情形;第四,各种因素多重共线,对其显著性产生影响。
2. 机构投资者类型基本回归检验。表4为机构投资者类型对于企业业绩指标的线性回归。通过对不同种类的机构投资者的分析, 我们可以了解到哪些机构投资者在企业业绩改善上有着积 极的作用, 哪些机构投资者的引进并未产生预期的效果。
但从综合数据我们可以知道,产生正向的指标一共有8个,其中影响比较明显的有集合理财、信托、QFII、阳光私募四个机构。在四个机构投资者持股比例每增加一个单位的情况下,企业业绩都会增加一个以上的单位。与此相反的是,社保与财务公司的持股比例对企业业绩产生了比较重大的负向影响。这验证了假设2的内容。
3. 机构投资者结构域类型解释程度对比描述。在对机构投资者 机构类指 标与机构 投资者种类 指标进行 分别回归检验后,可以得出不同指标下机构投资者对企业业绩的影响程度。假设我们的模型模式设置正确,模型的解释力度越大,说明模型中指标对于企业业绩的影响程度就越大,不同指标之间差异就越可行,指标随着时间所呈现的发展趋势就越有意义。
图1为不同时间下各个模型的R方与调整的R方数值趋势情况。其中, 种类指标在2008年下降之后,大体上呈现回升趋势; 结构型指标则一直保持下降的趋势。在2009年之后,两项指标呈现明显的发展方向。即种类指标在2009年之后对于模型的解释力度逐年上升, 种类变化更多的反映在企业业绩指标上; 结构型指标在2009年之后的表现与此正相反。此结论验证了假设3的内容。
五、结论与建议
投资者异质信念与中国股市收益 篇8
关键词：异质信念,行为金融,收益率
一、问题提出
现代资本市场研究将有效市场作为了研究的基石, 但是随着一月效应, 波动率之谜的提出, 市场的有效性受到愈发的挑战。中国作为一个新兴市场, 市场的弱有效性也是一个比较广泛接受命题。本文讨论的就是在这样一个弱有效的市场之中, 市场的分歧对于后期有何影响以及对什么样的股票有较大影响。
二、文献综述
Miller (1977) 首先明确提出了异质信念的概念, 并且认为在卖空限制的情况下, 投资者的分歧越大, 股价可能就会被推得越高。目前主流文献主要从异质信念的形成和异质信念的影响两个角度进行研究。
从异质信念形成来看, Hirshleifer和Teoh (2003) 提出人在面对大量信息时, 注意力是有限的。Hong和Stein (1999) 提出, 对不同投资者而言信息传播的路径上存在差异。Harris和Raviv (1993) 指出, 投资者处理信息由个人经历、教育背景、年龄、性别等因素决定, 不同投资者在面对相同的信息时, 所得出的结论也不会相同。
从异质信念定价的研究方向看, Bamber等人研究使用了从1984年到1994年间季度收益数据, 并分析了卖方分析师于公告前后预测分歧的变化, 用异质信念说明了市场收益变化小, 但交易量大的原因。Goetzmann and Massa (2005) 分别从个股以及市场两个方面检验了异质信念和交易量以及收益的关系。他们的结果支持了Miller关于在卖空限制情况下股价被高估的结论。也有学者不同意Miller的模型, Delong (1990) 表明, 市场上存在噪声交易者, 当市场分歧越大时, 市场后期越可能获得超额回报。
国内的研究相对起步较晚, 王凤荣、赵建 (2006) 利用几年机构投资者“看多、看空”的时序数据, 与同期大盘做了协整检验, 并做了Granger因果检验。张维 (2006) 等研究指出, 公司发行之初, 多数公司经营的状况很难被充分了解, 仅依靠上市公司的文件不同投资者对公司未来经营前景的估计可能差异较大, 公司股票在上市时价格较高;但长期来看投资者的理解程度增加, 价格长期会跌落。
三、实证检验
(一) 指标选取
本文使用的分析师预测度量为个股的利润, 定义分析师预测分歧是各分析师预测的方差。从国泰安数据库导出2005年第一季度至2012年第三季度的所有分析师预测数据, 共计12245个数据样本。
(二) 数据处理
按季度整理计算方差。为了消除由于利润规模带来的影响, 最后选取的指标是将各分析师的预测方差除以利润的一致预期 (各预测的平均值, 如有负数取绝对值) 。将各利润的预测差异通过数量平均的方式计算出相应组的利润差异, 并对不同组别三个月后收益率进行分析。
(三) 按类别分类
本文使用Fama的三因素模型, 按照市值, 市净率以及动量进行级别划分, 如观察不同市值等于因素情况下预测分歧对收益率的影响。
四、实证结果
从以上三个角度对三个月后各种属性股票进行检验, 发现整体而言, 前期分歧高的股票后续走势明显好于前期分歧小的, 并且这种因素在市值较大, 市净率较低以及前期涨幅比较好的股票中体现得比较充分。
实证的结果与Miller提出的理论相反, 而与Delong的观点一致。可能的原因在于, 中国资本市场仍是比较不成熟, 投资者相对比较零散, 不存在一个强力的投资者能够坚持自身的判断。在市场存在分歧的时候更多选择按兵不动, 而在形成去世后追涨杀跌。
参考文献
[1]De Long, J.Bradford, Andrei Shleifer, Lawrence H.Summers, and Robert J.Waldmann, 1990, Noise trader risk in financial markets, Journal of Political Economy98, 703-738
[2]Miller, Edward, 1977, Risk, uncertainty, and divergence of opinion, Jour-nal of Finance32, 1151—1168
[3]Bamber L., O.Barron&T.Stober (1999) , “Trading volume and different aspects of disagreement coincident with earnings announcements”, The Accounting Review, 72 (4) :575-597
[4]张维, 张永杰.异质信念、卖空限制与风险资产价格.管理科学学报, 2006.8
人口流动与儿童心理健康的异质性 篇9
关键词：留守儿童；流动儿童；心理健康；倾向得分匹配；异质性效应
中图分类号：C922文献标识码：A文章编号：1000-4149（2016）04-0045-08
DoI：10.3969/j.issn.1000-4149.2016.04.005
人口流动对儿童心理健康是否有影响作用？这一问题至今仍然没有一致、公认的结果。其原因可能既涉及流动的主体，也涉及心理健康的测量维度。从流动的主体来看，既可能是父母的流动对留守儿童的影响，也可能是儿童自身跟随父母亲流动而对流动儿童产生的影响，这是完全不同的两种影响作用。从儿童心理健康的测量维度来看，正如儿童发展本身是多维度的那样，心理健康无法用单一维度或单一指标来予以刻画；既可以测量儿童的抑郁感、孤独感等负面指标，也可以测量儿童的主观幸福感等积极态度指标；测量指标的不同亦可能得到不同的结果。而且，研究结果还与样本来源、抽样方式与过程以及后续的分析方法等有关。即使是利用相同的数据，采用不同的方法亦会得到不同的结果。
此外还更应该考虑到流动对不同儿童群体的异质性影响作用，即如果将流动看成一种实验，则这种实验对于不同的人群可能会具有不同的效应。如父母亲的流动对另一些儿童的某些方面可能具有积极的效应，但对另一些儿童则可能存在消极效应。再如儿童自身跟随父母亲到流入地居住，对某些儿童可能会有积极地促进其心理健康发展的效应，但对另一些儿童却可能会有消极影响作用。这种异质性的影响作用，既与个体特征与家庭环境有关，也与其所处的社会环境有关。而且，这种异质性的影响作用同样可能是导致上述问题无法得到一致、公认结果的重要原因之一，因为它不能简单地利用群体的平均效应来予以回答。只有在差异性视角之下，通过更合理的分组，才有可能揭示出这种差异性，进而深入了解人口流动对儿童（心理健康）的影响作用。
为此，本文将利用中国家庭动态调查（China Family Panel Study，CFPS）2012年数据，以儿童问卷中的心理健康量表测量结果为因变量，借用反事实因果推论框架，利用倾向得分匹配方法（Propensity Score Method）和异质性实验效应模型（Heterogeneous Treatment Effect，HTE），来讨论人口流迁对儿童心理健康的异质性作用。
一、文献综述及假设的提出
流动儿童与留守儿童属于同一个问题的两个方面，都是由于民生制度改革滞后于劳动力乡一城流动需求所导致的对农村儿童成长环境的破坏。以往的众多研究都将他们分别进行讨论；直至近年，才逐步将他们纳入同一个分析的框架。“问题”与“比较”两种视角的分析框架是几乎所有研究的基础。前者将两类儿童都视为“问题”儿童，不论是儿童的教育问题与学业成就、心理健康与社会适应、品行、营养、安全等各个方面；标签化的用词形成两类儿童的刻板印象，对后续的研究和社会舆论造成了某种误导。后一种视角则比较不同类型的儿童在各种发展指标上的差异。从儿童类型来看，大部分研究都是比较留守与非留守儿童，或者是流动儿童与流入地的本地儿童，比较研究涉及其中两种或多种；比较的内容则涉及教育和学业成就、心理健康、卫生保健、行为、道德等各个方面，提出了安全、学校教育、家庭教育以及隔代抚养等诸种问题，一定程度上提供了留守儿童与流动儿童的全景描述。本文无意全面总结、讨论两类儿童研究中的所有问题。以下仅讨论流动与留守两类儿童的心理健康状况。
流动儿童的相关研究表明，其心理存在许多负面、消极的评价，整体心理健康状况不容乐观，心理压力过大；在社交焦虑、孤独、自卑、幸福与满足感等方面存在不同程度的问题；问题行为突出，自我评价、自我发展和自尊水平都偏低，人格健康水平也偏低。就读于不同类型学校的流动儿童，其心理状况存在着显著的差异。更为重要的是，流动儿童心理健康存在的各种消极评价随着时间的推移仍然得以延续。
除负面评价外，也有研究认为，流动儿童在学习和生活中并未出现适应不良的情况，他们的心理健康状况良好，大多数儿童的自我认识比较积极，自豪感高于自卑感，多数认为自己是一个幸福的人，其积极心理品质处于理论的中等及以上水平，流动儿童与城市儿童在人格的有恒性、自律性方面并没有显著差异。而且，由于流动带来了教育環境、家庭环境和个体智力方面的变化，从而促进了流动儿童在创造性思维尤其是在思维独特性上的发展，甚至比本地同龄人更具明显的独立、灵活、创新、合作的人格特征。
与非留守儿童相比，留守儿童的心理健康水平显著较差；主要表现在焦虑、过敏倾向、身体症状、恐怖倾向和冲动倾向，以及自尊、心理控制源和社会适应性等方面。其中孤独感是留守儿童报告最多的情绪体验。近年来，越来越多的研究发现，留守儿童与非留守儿童之间并不存在显著的差异，特别是某些测量指标，如抑郁、孤独感或焦虑等。尽管上述结论并不一致，但是，几乎所有研究都一致地认为，留守儿童的心理健康内部存在多元性与差异性，如不同性别与年级、留守的时间长度、是否为双亲外出等。这也正是“差异性”原则的体现。
近来也有更多的研究将流动儿童、留守儿童与城市或农村的本地儿童进行比较，以期讨论人口流动对儿童心理健康的影响作用。所得结论基本一致地认为，留守儿童与非留守儿童之间并无显著差异，但流动儿童在许多方面都优于留守儿童和农村非留守儿童。可见流动对改善儿童的家庭经济资本、人力资本、家庭内社会资本和教育资源状况具有一定的积极作用，也有助于缩小城乡差距。
nlc202309090327
二、研究假设
上述简单的研究综述基本呈现了国内在人口流动与儿童心理健康方面的研究分歧。不论是问题视角还是比较视角，都是以“均值”为基础的讨论，而未涉及人口流动对儿童心理健康的异质性影响作用，即使是徐宏伟和谢宇也只是讨论了控制人口流动选择性后的平均实验效应问题。因此，本文将基于差异性原则，从异质性角度讨论人口流动对于儿童心理健康的影响作用。
正如同一实验对不同实验对象具有不同效应，人口流动对儿童心理健康的影响作用是异质性的。但这种异质性主要体现在留守儿童或流动儿童内部，而非留守儿童与流动儿童之间，因为这两类儿童所受影响的来源（或实验treatment）是完全不同的：前者来自于父母的流动对其影响；而后者则来自于自身的流动。
从留守儿童来看，父母亲的流出对于不同类型的留守儿童的作用是不同的。比如：对于那些年龄较大、越有可能留守的儿童，他们的各种社会适应与应对调整能力越强，因此他们的心理健康状况也会越好。相反，那些本身越不可能留守（或者是更应该得到父母亲照顾与关爱）的儿童，他们的社会适应与应对调整能力相对较差，留守后他们的心理健康状况也就相对较差。因此，假设一是：越有可能留守的儿童，父母亲的流动对其心理健康的影响作用越小，即与本地非留守儿童之间的差异越小；相反，越不可能留守的儿童，其心理健康状况与本地非留守儿童的差异越大。
从流动儿童来看，儿童的流动对其自身心理健康的影响作用也是不同的。比如：对于那些家庭经济条件相对较好、更有可能随父母亲流动的男性儿童（即流动的选择性），他们的心理健康状况相对会较好；但对于那些越不可能流动的儿童，其心理健康状况则会相对较差。因此本文的第二个假设是：越有可能流动的儿童，流动对其心理健康的影响作用相对较小，即与农村非留守儿童的差异越小；相反，对于那些越不可能流动的儿童，流动对其心理健康状况的影响作用则越大，他们与农村非留守儿童在心理健康上的差异也就越大。
三、数据与方法
本文所使用的数据来自“中国家庭追踪调查”（Chinese Family Panel Studv，CFPS）2012年第二轮调查。研究中还结合2010年基线调查中的部分变量。
本文将以中国家庭追踪调查中采用的“流行病调查中心抑郁量表”测量结果（抑郁感）作为心理健康指标（即因变量）。该量表共包括20道题目，对应少儿问卷中10-15岁少儿自答部分的N部分“行为、精神状态测量与认知测试”中的N401-N420。数据处理过程中，对部分题目进行重新编码以便正序，并加总以后得到抑郁感测量结果。该变量取值越大，表明儿童心理健康状况越好。为减少由于某一题缺失而带来的样本损失，本文按照加总得分除以答题数目，再乘以20计算得到被测量的所有样本的抑郁指数。
由于调查时的心理健康状况与以往的心理健康与社会经历等有关。为能够控制以往状况对被访者现在心理健康状况的影响，本文还将选用该调查2010年基期调查中的抑郁感测量结果作为被访者以往心理健康的测量结果，以作为控制变量或基期水平。但要注意的是，两次调查中所用量表不同，结果无法直接进行对比；只能将其作为控制变量。
儿童留守或流动的性质将以户口状况、是否与被访者（儿童）同住、调查地点的城乡属性，以及（父母亲）为什么不住在家中这四个指标为判断标准，将儿童划分为：城市本地儿童、城市流动儿童、农村本地（非留守）儿童、农村留守儿童四种类型。
此外本文还将选用年龄、性别、自我教育期望、是否有兄弟姐妹、对学校的满意度等个人特征变量，以及父母亲的受教育年限、家庭收入等家庭变量作为模型中所用的自变量。有关变量的描述请见表1。
倾向得分匹配方法和异质性实验效应模型是本文使用的两种方法。倾向得分匹配方法是在反事实因果推论框架中剔除样本选择性的重要方法之一，有关该方法的详细介绍可参阅相关文献。异质性实验效应模型是谢宇等在倾向得分匹配方法的基础上提出的，经过了几次修订，发展成现在的hte3模型。
四、分析结果
严格意义上来看，分析过程应该首先讨论流动或留守儿童是否存在选择性，并判断这些选择性是否会影响到最终实验效应的结果（这一步骤可通过Heckman模型来实现）；其次，如果选择性存在且会影响实验效应，就需要利用各种方法（包括倾向得分匹配方法、间断回归或工具变量等）剔除选择性，进而利用相应的后续方法估计平均实验效应；然后再在此基础上分析实验效应的异质性。本文为简约起见直接讨论异质性影响作用问题，而不再展开有关选择性的讨论。
有关结果请见图1-图3。图中线条表示各倾向得分值下平均实验效应的点估计；阴影部分则是该实验效应的95%置信区间。需要注意的是，如果95%置信区间包括了0值，则不论线条上的取值有多大，其实验效应都是不显著的；相反只有当95%置信区间不包括0值时，这一段取值所对应的平均实验效应才有显著的意义。
首先，比较农村留守与非留守儿童（以农村非留守儿童为参照组），结果请见图1。这一比较说明的是父母的流动对儿童心理健康的影响作用。随着留守概率（对应的是父母亲流出的概率）的增大，点估计拟合曲线从0值附近逐步向上递增；且对所有倾向得分取值，对应的实验效应均在0值以上；即：留守的可能性越大，留守儿童与非留守儿童在心理健康上的差异也越大，留守儿童的心理健康越好于非留守儿童。但区间估计的结果则表明，随着倾向得分值的增加，估计的置信区间逐步扩大，且始终包含0值，说明各倾向得分值所對应的实验效应与0值无差异，或者说，父母亲的流动对留守儿童的心理健康并没有显著的作用。这一结果从某种意义上否定了假设二，即父母亲的流动不会影响各类留守儿童的心理健康。
其次，流动儿童与留守儿童（以留守儿童为参照组）的比较结果请见图2。这一比较的前提是父母均为流出的情况，反映的是儿童自身流动对其心理健康的影响作用。由图示可见，点估计的结果均大于0值，则说明儿童自身的流动可能有助于儿童的心理健康。当然，这种影响作用仍然是异质性的，即不同儿童跟随父母流动后的心理状况的改善并不相同：流动效应的点估计曲线随倾向得分值的提高呈现出先下降，再上升，然后再平缓的过程。而且，在倾向得分值低段和中段，置信区间不包括0值；这说明，流动对于那些越有可能留守的儿童，即流出概率很小的（小于0.2），以及流动概率处于中间段（0.4左右）的儿童而言，如果他们与父母亲一起流动，那么，他们的心理健康会变得更好；而且流动概率越小的儿童，他们心理健康改善的幅度会更大。但是，对于那些流动概率在0.2左右，以及大于0.5的儿童，他们的心理健康状况不会发生显著的变化，尽管点估计均大于0。这一结果说明，尽管流动有利于儿童的心理健康，但是，流动真正能够促进改善的是那些越不容易流动的儿童。对于那些本身就容易流动的儿童，其心理健康并不会随着其自身的流动而发生显著改善。
nlc202309090327
最后，来看流动儿童与全部儿童的比较（以农村儿童为参照组），结果见图3。该图中的比较结果体现了父母亲的流动与儿童自身的流动这两个方面对儿童心理健康的总影响。图示表明，效应的点估计曲线仍然在0值以上，且随倾向得分值的增加而呈现出先缓慢上升，再微微下降的过程。这说明，流动可能性越小的儿童，如果他从农村留守或非留守状态改变成流动状态，那么其心理健康的改善程度相对较小；随着流动可能性的增加，其心理健康的改善程度会有所提高。而区间估计的结果则表明，尽管对于那些流动可能性较小的儿童来说，他们心理健康的改善幅度并不是很大，但却是显著的；而那些越有可能流动的儿童，尽管改变幅度较大，但其效应并不显著。这种比较说明流动确实有助于部分儿童心理健康状况的改善，但并不适用于所有儿童。
五、结论与讨论
本文利用中国家庭追踪调查2012年数据，以抑郁感量表测量结果为因变量，利用倾向得分匹配方法和异质性效应模型，讨论了人口流动对儿童心理健康的异质性影响作用。结果表明：流动会改善部分儿童的心理健康，但并不适用于全部儿童；越不可能流動的儿童，如果他们流动以后，其心理健康改善的幅度也越大；而父母亲的流动在某种意义上并不会影响留守儿童的心理健康。
人口流动对儿童心理健康的影响作用至今未能取得一致的结果，其外显的原因有研究中所使用的测量工具与测量维度、数据来源及样本选择性，等等，但更为主要的内在的根本原因则可能是人口流动对儿童心理健康的异质性影响作用。正是由于这种异质性影响作用，测量维度与测量工具的不同，可能得到不同的结果，因为人口流动对于儿童心理健康的不同维度的作用可能是不同的；数据来源的不同，被调查的群体不同，可能结果也是不同的，因为人口流动对不同儿童心理健康的影响作用可能是不同的。因此，异质性的影响作用是未能取得一致结果的根本原因。
因此，在流动或留守儿童研究过程中，既应尽力避免问题视角与标签化的刻板印象，也应避免仅仅从消极方面考察儿童的心理健康，更应避免由于样本选择性与平均指标的敏感性而误以为得到最终结果。分析与研究过程应该在反事实因果推论基础之上，结合必要的社会分组与社会情境原则，利用合适的具有代表性的数据和合适的方法，利用多维度指标同时测量、刻画儿童心理健康的各个方面，特别是儿童积极心理方面；并充分考虑人口流动的选择性（实验前的异质性）、平均指标的敏感性以及人口流动对儿童心理健康影响作用的异质性。如此才有可能得到相对可靠、合理的结论。
投资异质性 篇10
中国证券市场自1990年建立,经过20多年的发展,基本实现了证券市场由起步到初具规模的发展历程。据相关数据统计,截至2015年年底,沪深两市A股上市公司一共有2853家,流通市值报417926亿元,两市总市值报531304亿元。其中,持有1万~10万元的A股流通市值的账户数占总数的48.16%,这就意味着目前我国证券市场上中小投资者依然是主要投资群体。
因此,中小投资者对于市场趋势的判断将直接影响股价的市场走向,即中小投资者在进行投资决策时主要依赖于自身从市场中所获取的信息,而这些信息将主要出现于各上市公司定期公布的财务信息公告中。但不可否认的是,财务公告所能提供的信息是极为有限的,从而造成了市场参与主体之间的信息不对称,使中小投资者只能处于信息弱势地位,这就必然导致其面临较大的投资风险。
在这种背景下,如何才能实现对中小投资者权益的有效维护也就成为理论界与实物界关注的焦点。1968年Ball和Brown采用实证研究方法探讨了会计收益是否与股票价格相关,发现现行财务报告提供的会计信息有助于投资者估计股票的期望收益和风险,从而有助于他们做出正确的投资决策,这也导致理论界在探讨中小投资者投资行为时,尤其关注上市公司盈余公告的影响。
基于此,本文拟以我国证券市场的中小投资者为研究对象,通过实证检验进一步探寻我国盈余公告效应的特点之所在,以期为正确引导中小投资者投资行为提供一定的理论参考。
二、理论分析与研究假设
Ball和Brown(1968)的实证研究结果表明,财务报告的相关会计信息会直接影响投资者对股票期望收益和风险的判断,进而影响股票价格。后续研究者(权小峰、吴世农,2010)延续该思路进一步分析了在投资者意见相异时,其可能对股价产生的影响,最终形成了较为典型的三种模型(BSV模型、DHS模型和HS模型)。三种模型有着彼此各异的投资者意见假设,从而导致彼此不同的投资行为。
BSV模型主要将参与市场交易的投资者分为保守性偏差和代表性启发式偏差两类:保守性偏差是指对于股价变动所导致的收益变化无太大反应,在进行投资决策时不考虑股价变化的影响;代表性启发式偏差是指反应过度,认为股价变化对收益的影响是同向的。
DHS模型根据投资者心理差异将投资者划分为过度自信和归因偏差两类:过度自信的投资者往往会对私人信息所发出的信号产生足够的关注,而低估公开信息所发出的信号,表现出反应不及时的特征;具有归因偏差心理的投资者在进行投资决策时,往往会将较坏的投资结果归因于自我运气不好,而非自我判断失误,这也使得其对于新信息的反应更为滞后。该模型有效解释了证券市场的股票收益所表现出的短期正的自相关性和长期负的自相关性。
HS模型则基于投资者具体行为特征差异,将投资者分为信息观察投资者和动量交易投资者两类:信息观察投资者在短期内只会关注部分基本面信息,并以此作为自我投资决策形成的判断依据,而对于股价所表现出的动态趋势没有给予必要的重视,往往容易导致其对股价反应过度;而动量交易投资者则刚好相反,其主要关注市场估计的动态走势而对于静止时段的面上信息基本不在意,进而导致股价沿着原有趋势不断加强,即短期内股价呈现惯性特征,而长期表现出反转态势。
基于此,本文对于我国中小投资者投资行为与盈余公告效应间的关系作出如下假设:
假设1:我国中小投资者所持有的彼此各异的意见将直接对盈余公告效应产生影响,该影响具体决定于时间段的长短。短期内,投资者意见分歧程度越大,则累计异常收益率越高,反之越低;长期内,投资者意见分歧程度越大,则累计异常收益率越低,反之越高。
假设2:对于盈余公告效应而言,中小投资者意见分歧的影响力度基于消息的好坏而不同。即短期内,投资者自身所获取的好消息越多,越能强化意见分歧程度对累计异常收益率的正向影响;反之,自身所获取的坏消息越多,越将弱化意见分歧程度对累计异常收益率的正向影响。长期内,投资者自身所获取的好消息越多,越会强化意见分歧程度对累计异常收益率的负向影响;反之,自身所获取的坏消息越多,越能弱化意见分歧程度对累计异常收益率的负向影响。
假设3:对于盈余公告效应而言,中小投资者意见分歧的影响可通过管理层的公告实现。管理层的预告会在短期内增强投资者的意见分歧程度对累计异常收益率的正向影响;如果管理层的公告常发布于周末,则长期内将进一步加剧意见分歧程度对累计异常收益率的负向影响。
三、研究设计
1. 样本选取与数据来源。
参考已有研究并综合考虑投资者意见分歧的可获取程度,选择2012~2015年盈余公告的季度数据为样本数据。考虑到市场其他事件可能对盈余公告产生影响,剔除以下样本:金融类企业样本,盈余公告期间PT、∗ST、ST的样本,正式公告与业绩预告不符的样本,停牌的样本以及财务变量缺失的样本。共得到样本情况如表1所示。本文与盈余公告相关的数据主要来源于CSMAR数据库、Wind数据库;用于反映投资者意见分歧度的数据则主要基于东方财富网股吧的历史发帖数整理获得。
2. 指标选择与模型构建。
参考权小峰等(2010)的研究方法,将报告披露日视为事件发生点(t=0),其与第1个交易日间的时间段视为第一个事件窗口,该时间段内的投资者反应视为短期反应;将公告后第2个交易日至第30个交易日间的时间段视为第二个事件窗口,该时间段内的投资者反应视为长期反应。同时,在计算正常收益时将选择市场模型,根据来源地的差异将样本数据分为H组和S组,采用各自对应的综指作为市场收益率。以事件发生前45个交易日到前5个交易日为估计窗口,对该窗口期内的个股收益率与市场收益率进行回归。以此为基础,进一步计算事件发生后正常收益率的预估值和异常收益率(ALi,t):
其中:Li,t代表事件发生后的正常收益率。
分别计算短期内和长期内的累计异常收益率(YL):
将从东方财富网股吧所搜集到的投资者实时行情评论与交流贴分为“看好市场”、“看跌市场”与“无明确意见”三类,进而构建相关指数。具体而言:令。其中:c表示投资者可能采取的买入、卖出或持有三种行为的集合;aic则为具体指示变量,当投资者行为不属于c集合时,计aic为0;Mi为权重系数。则可进一步令。参考Werner Antweiler的研究方法,根据贴吧信息文本,得到投资者看涨指数(Gt):。这一看涨指数分散情况的表示则可视为投资者意见分歧程度的量化指标,即投资者看涨指数的方差为:
其中:∀:ai2=1对于投资者意见分歧FYt可表示为:。现假设有10人对证券市场进行预期。在投资者对证券市场都持看涨或看跌意见时,ai=1,At=1,则FYt=0,意味着彼此间无意见分歧;若4人持看涨意见,剩余6人持看跌意见,则意味着,则,这就意味着投资者对于市场的判断分歧较大。可见,FYt可直接反映投资者意见的分歧程度,该值越大,意味着意见分歧越严重,反之亦反。
为准确反映上述变量间的关系,有必要引入其他可能影响公司收益率的控制变量。变量及其计算公式具体见表2。
同时引入股权集中度、消息类别与公司管理层行为作为虚拟变量,以便更直观地揭示投资者意见分歧对盈余公告效应的作用机理。具体而言:对每一公司的前十大股东持股比例进行统计发现,其四分之一位数是46.7872%,则令持股比例低于该值的公司股权集中度为1,高于该值的公司股权集中度为0;对于消息类别则主要划分为“好”、“坏”两类,当公司未预期盈余大于0时令好消息为1,否则好消息为0,而未预期盈余小于0时令坏消息为1,否则坏消息为0;对于管理层行为的赋值,则结合具体业绩进行分析,当公司管理者选择进行业绩预告时则令其管理行为为1,否则令其管理行为为0。
四、实证分析
1. 统计性分析。
选择2012~2015年盈余公告的季度数据为样本数据,并综合选择反映投资者意见分歧度的东方财富网股吧的历史发帖数为基本数据,结合本文研究重点,对研究变量的均值、标准差、最大值和最小值分别进行计量,具体见表3。
为避免多重共线性,在进行具体变量关系研究前先对所选取的变量进行Spearman检验,以YL(30)的回归模型为例,具体检验结果见表4。
从表4可见,虽然大部分变量间相关系数的绝对值小于0.5,但公司规模与账面市值比、流动性与交易成本两组变量间相关系数的绝对值大于0.5,分别为0.6241和-0.8954。为确保所选变量均能进入同一模型进行回归检验,故对变量进一步进行多重共线性检验。参考已有研究,选择较为常用的Tolerance和VIF指标对模型的多重共线性进行判断,Tolerance值小或VIF值大则意味着该自变量与其他自变量间存在多重共线性。仍然以YL(30)的回归模型为例,具体检验结果见表5。
从表5可见,所选变量的VIF值均小于2.5,据此可以判断变量间不存在多重共线性,可对模型进行回归检验。
2. 投资者分歧对盈余公告效应的影响。
根据盈余消息的好坏将样本分为未预期盈余大于0和小于0的两组,在此基础上对样本公司公布日(t=0)至公布后30日的累计异常收益率进行指数化处理,并对YL[0,1]和YL[2,30]进行t检验,具体检验结果见表6。
从表6可见,YL[0,1]和YL[2,30]显著不为0,在t=0时刻之后,市场表现出明显的价格反应,即好消息公布后所形成的累计异常收益率呈现持续向上漂移的态势。同样,坏消息公布后所形成的累计异常收益率呈现持续向下漂移的态势。这也意味着盈余公告效应显著存在。
进一步分析当投资者意见出现分歧时,其可能对盈余公告效应产生的影响。在前面理论分析的基础上,分别构建不加入代表公司股权集中度的交叉变量LOWC×FY的模型1和加入交叉变量LOWC×FY后的模型2:
注:∗∗∗、∗∗和∗分别表示在1%、5%和10%的水平上显著,下同。
考虑到检测模型涉及YL[0,1]和YL[2,30]两个被解释变量,在具体选择投资者意见分歧变量值时分别选择公告前1天和公告前30天的投资者意见分歧的平均值FY(1)与FY(30),具体检测结果见表7。
注:括号内数值为t检验值,下同。
从表7可见,即期反应的回归检测中,投资者意见分歧的系数为0.1697,且在1%的水平上显著,这就意味着公告前一天投资者意见分歧程度越大,越能刺激股票的累计异常收益率上升,即两者间存在正相关关系。但随着时间的推移,在长期回归检测结果中,投资者意见分歧程度越大,越会导致累计异常收益率下降,即由最初投资者意见分歧所助推的累计异常收益率增加值会随着时间的推移而逐渐回落。在加入LOWC×FY这一交叉变量后,即期反应的回归检测中,LOWC×FY(1)的系数为0.0184,且在1%的水平上显著,这就意味着公司股权集中度对累计异常收益率有显著的正向影响,但该值显著小于FY(1)的系数,即意味着在现实经济社会中,对累计异常收益率而言,公司股权集中度的影响效力十分有限,但该系数也从另一个侧面证实了在股权集中度较低的情况下,以个体投资者为主的市场投资者意见分歧将对盈余公告效应产生显著影响,这也证明本文所提出的假设1成立。
为考察投资者所持意见类型对盈余公告效应的具体影响,进一步引入反映消息类型的交叉变量HN×FY和BN×FY,分别考察其在短期与长期内与累积异常收益率间的关系,其中HN代表好消息,BN代表坏消息。具体检测结果见表8。
由表8可见,在即期反应的回归检测中,HN×FY(1)与BN×FY(1)的系数分别为0.0987和-0.0932,且分别在1%和5%的水平上显著,这就意味着短期内投资者意见分歧的程度不仅会对累计异常收益率的提升产生助推效用,而且上市公司若公布的是好消息,这一意见分歧的刺激力度会更大,若公布的是坏消息,这一意见分歧的刺激力度会减弱。而在长期回归检测结果中,HN×FY(30)与BN×FY(30)的系数分别为-0.6143与0.6046。即意味着长期内,投资者自身所获取的好消息越多,越会增强意见分歧程度对累计异常收益率的负向影响;反之,自身所获取的坏消息越多,越能弱化意见分歧程度对累计异常收益率的负向影响。这证明本文所提出的假设2成立。
已有研究已经证实管理层的行为将直接影响整个市场的反应,而其主要影响路径就是通过作用于投资者行为而实现对整个市场的影响,故本文拟从管理层是否会提前预告(Q)和是否会在周末发布公告(Z)两个层面来考察管理层行为对投资者行为的影响。当选择发布预告时令Q=1,否则,Q=0;当选择周末发布公告时令Z=1,否则为0。同前面所构建的检测模型类似,引入交叉变量Q×FY和Z×FY分别从长短期角度进行回归检验,具体结果见表9。
由表9可见,在即期反应的回归检测中,Q×FY(1)的系数为0.1469,且在1%的水平上显著,而Z×FY(1)的系数不显著,这就意味着管理层的预告会在短期内增强投资者的意见分歧程度对累计异常收益率的正向影响。在长期反应的回归检测中,Z×FY(30)的系数为-0.1969,且在1%的水平上显著,这就意味着若管理层的公告常发布于周末,则长期内将进一步加剧意见分歧程度对累计异常收益率的负向影响。这也证明本文所提出的假设3成立。
五、结论
本文选择2012~2015年盈余公告的季度数据和用于反映投资者意见分歧程度的东方财富网股吧的历史发帖数为原始样本数据,考察了中小投资者投资行为与盈余公告效应之间的关系。研究发现:
第一,我国中小投资者所持有的彼此各异的意见将直接对盈余公告效应产生影响。短期内,投资者意见分歧程度越大,则累计异常收益率越高,反之越低;长期内,投资者意见分歧程度越大,则累计异常收益率越低,反之越高。
第二,这种影响效应的力度还会受所发布消息类型的影响。短期内,投资者自身所获取的好消息越多,越能强化意见分歧程度对累计异常收益率的正向影响,反之,自身所获取的坏消息越多,越将弱化意见分歧程度对累计异常收益率的正向影响;长期内,投资者自身所获取的好消息越多,越会强化意见分歧程度对累计异常收益率的负向影响,反之,自身所获取的坏消息越多,越能弱化意见分歧程度对累计异常收益率的负向影响。
第三,管理层的预告行为则在短期内增强投资者的意见分歧程度对累计异常收益率的正向影响;若管理层的公告常发布于周末,则长期内将进一步加剧意见分歧程度对累计异常收益率的负向影响。这也意味着对于政府而言,应加强对公司信息披露力度和披露水平的监督,关注中小投资者的投资行为,以实现对其利益的有效维护。
摘要：本文以我国沪深两市上市公司2012~2015年盈余公告的季度数据和东方财富网股吧历史发帖数为原始样本数据,考察了中小投资者投资行为与盈余公告效应之间的关系。研究发现:我国中小投资者所持有的彼此各异的意见将直接对盈余公告效应产生影响。短期内,投资者意见分歧程度越大,则累计异常收益率越高,反之越低;长期内,投资者意见分歧程度越大,则累计异常收益率越低,反之越高。这种影响效应的力度受所发布消息类型的影响。管理层的预告行为则在短期内增强投资者的意见分歧程度对累计异常收益率的正向影响;若管理层的公告常发布于周末,则长期内将进一步加剧意见分歧程度对累计异常收益率的负向影响。
关键词：中小投资者,投资者异质意见,盈余公告,累计异常收益率
参考文献
Ball R.,Brown P..An Empirical Evaluation of Accounting Income Number[sJ].Journal of Accounting Research,1968(6).
Doukas J.A.,Kim C.,Pantzalis C..Divergence of Opinion and Equity Returns[J].Journal of Financial and Quant Analysis,2006(3).
权小峰,吴世农.投资者关注、盈余公告效应与管理层公告择机[J].金融研究,2010(11).
Hong H.,Scheinkman J.,Xiong Wei.Asset Float and Speculative Bubble[sJ].Journal of Finance,2006(3).
潘宏.投资者意见分歧视角下盈余公告的市场反应经验研究[J].投资研究,2012(1).
金雪军,祝宇,杨晓兰.网络媒体对股票市场的影响--以东方财富网股吧为例的实证研究[J].新闻与传播研究,2013(12).
周宏.上海证券市场年报公布的市场效应研究[J].会计研究,2004(7).