机构投资者的异质性

机构投资者的异质性（精选十篇）

机构投资者的异质性 篇1

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.

机构投资者的异质性 篇2

为了贯彻《证券法》，保护投资者的合法权益，需要研究在我国如何加快发展机构投资者，改善资本市场投资者结构，建立以机构投资者法人持股为主的资本市场。发展众多的机构投资者，既有利于参予国有企业的公司治理结构改革，又有利于我国资本市场的稳定健康发展，保护投资者权益。

众所周知，一个成功的国内资本市场应具有以下一些特征：有足够的证券发行者和机构投资者，有严格的信息批露标准，以便于投资者对证券进行投资收益与风险评价；有标准的交易票据和交易手段，以便于交易的进行和市场流动性提高；能实现较低的税收和交易成本；有严格的监管制度，能做到保护投资者的权益，对泄露内幕信息、制造虚假信息者和操纵股市者进行严惩等。 而我国现今的股市，虽经过10多年的发展，已有了一些规模，也立了法，已有法可依，但尚是一个不规范的、投机大于投资、非理性的股市。造成这种状况有多种原因：

一、对实行股份制和开办股票市场，急于求成，缺乏认真研究，选择模式不当。从西方发达国家股市看，一种以美英为代表的资本市场上的机构投资者虽然越来越多，但都没有摆脱追求高流动性和短期效益的弊病，投机性很强。另一种以德、日为代表，发展机构投资者的法人投资，法人投资有一种战略眼光，能着眼于对企业和整个社会的发展，注重对企业的管理，而不是像美、英的法人投资者那样追求短期效益。当时，我国发展股市如选择德、日模式，情况就会比现在好得多。 二、我国股市仓促上马，立法滞后。底，才出台《中华人民共和国证券法》，立法滞后，也是造成目前股市不理想、不规范的一个原因。

三、舆论和导向失误。在《证券法》公布前，理论界和舆论界只宣传股市有利于企业经营机制的转换，有利于企业从股市筹资，而不重点宣传股市首先要：“保护投资者合法权益”，“应当遵守自愿、有偿、诚实信用的原则。”因而将股市引入仅仅是“筹资和圈钱场所，使好多股份制企业老总不把投资者作为“上帝”，而看成是“阿斗”，不给投资者以应有的回报。《经济日报》记者陈剑夫同一位准备上市的企业老总聊天，问他为啥要争着上市，回答是：“这钱不一样，等于是白白拣来的，花起来没有还贷压力”(见198月2日《经济日报》“募资使用叫人难放心”一文)。?

四、信息披露失真。有些上市公司在财务上搞虚假包装，以欺投资者上当，使股民投资权益遭受损失，逼着投资者只好进行短期投机。最为典型的是红光公司，编造虚假利润达1.57亿元，骗取了上市资格，使广大投资者上当，遭受了巨大损失。

五、严格规范监管缺位，有法不依，执法不严，使内幕人员和大户联手操纵股市有宽松的.环境。我国《证券法》第71条、184条明确规定：“操纵证券交易价格……获取不正当利益或者转嫁风险的，没收违法所得，并处以违法所得1-5倍的罚款。构成犯罪的，依法追究刑事责任”。但多年来，我国股市上大户做庄、联手操纵哄抬股票价格，从中获得取暴利，广大小股民遭殃的事例屡见不鲜，至今对违规联手操纵的违法案例处理的很少。

六、我国股市投资者主要是4400万投资者散户。据上海证交所的资料，在我国证券市场上，公众股民散户占94%，机构投资者只占5%，自营者占1%。在西方发达国家成熟的股市中，大量的机构投资者的退休养老金、保险基金、银行信托基金和投资基金等拥有长期稳定的资金来源，占股市的50%以上。在每天的股市交易额中，2/3的交易额是由机构投资者进行的，因而，西方发达国家的股市具有较强的稳定性。我国目前以散户为主的股市存在着很大弊病：一是投机性强，换手率高，频繁的股票交易，导致股市狂涨狂跌；二是缺乏参予股市经验的散户，往往成为股市的牺牲品，大户的“美中餐”。据《中国证券报》调查，1994年-年股市中赔钱的户占50%-60%，多是散户。三是股市中散户多，缺乏众多的

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机构投资者的异质性 篇3

关键词：非对称竞争 古诺竞争 研发投资

引言

日本经济学家斋藤优认为：“现代的产业竞争，已经从资本垄断向技术垄断的时代迈进。”这足以表明了企业的技术优势对其竞争力的深远影响，为了获得这种技术优势，企业往往会投入大量资金进行科研活动。有投入，人们当然会预先关心投入回报比如何，因此许多专家学者都会从各方面研究企业的技术创新。鲁文龙，陈宏民（2004）研究了存在R&D投资、政府补贴和国内外企业产品差异等非对称因素的情况下，国内企业的对策及政府产业政策，得出结论企业研发投资越多，技术创新越大，政府给予的补贴就会越多。[1]曹岚，崔树军，张志颖（2005）研究了政府对企业创新实施的策略，以便政府将有限的补贴资源在创新不同环节上合理配置，协调创新不同环节的创新动力，达到整体最优。方世建、刘飞、郭新帅（2007）从融资能力方面研究了跨国公司与国内企业之间的非对称研发竞争，用动态博弈模型来分析这个问题，得出结论跨国公司存在一种研发竞争策略，即通过更激进的产品市场攻势来对国内企业施加融资限制，进而扩大其研发竞争优势。[2]邓光军，曾勇（2011）通过考虑创新投资成本、质量（技术）水平、市场偏好等因素构建实物期权投资决策模型，研究了创新成本和质量水平都不对称的企业间的竞争决策和合作决策，结果表明企业间产品质量差距越大，两竞争企业的投资时间间隔越小，市场偏好越高，两企业投资时间间隔越长；企业间合作的结果永远是低质量企业先投资，高质量企业后投资。[3]而在此笔者讨论的也是非对称框架下的企业竞争，但是是生产差异化产品的强势企业和弱势企业在市场上进行古诺竞争，弱势企业通过研发来改善自己的获利状况，研究弱势企业应该关注或控制研发中哪些影响因素，以保证研发会达到预期的效果。

一、模型

假设市场上存在两个生产差异化产品的企业，为弱势企业1和强势企业2，并且它们进行古诺竞争。两个企业的初始可变成本为c1、c2，且c1>c2。为确保市场存在， 此处令c1、c2∈（0，1）。同时假设企业的生产技术为规模收益不变，即

式中： >0表示需求对价格的影响程度； 表示两种产品的差异化参数，且 （0，1）， 越大，表示两种产品的差异越小。当两种产品同质时， 趋近于1；当两种产品差异性较大时， 趋近于0。假定强势企业2已经在市场上占有很大优势，不进行研发投资，而弱势企业1会考虑通过R&D来降低其成本。弱势企业1投资k 进行研发，会导致边际成本减少x。其中k表示研发的效率， k越高，表示研发的效率越低。

二、初始竞争

在初始状态下，弱势企业1没有进行R&D，它与强势企业2在市场上进行古诺竞争。它们的目标函数是：

三、企业1考虑研发投资时的竞争

弱势企业1与强势企业2在市场上进行着两阶段博弈，在博弈的第一阶段，假定只有弱势企业1进行研发投资活动，通过减少成本来降低单位产品价格，以期增加销售量来改善本企业的获利情况。在博弈的第二阶段，给定弱势企业1的研发投资水平，弱势企业1和强势企业2在市场上进行古诺竞争。博弈结束后，弱势企业1的获利情况得到改善。弱势企业1的前后获利情况是否得到改善可以用表示为

其中 进行研发投资后所获得的利润。

求解子博弈完美均衡的标准方法是逆推法，所以先从第二阶段来求解。求解过程与初始竞争相同，它们的目标函数是：

由此可以看出 不一定是大于0的，也就是说研发投资不一定可以改善弱势企业1的获利状况，这还需要我们进一步分析。同时求出 <0。说明k与 之间呈递减关系，也就是随着k不断地减小， ，表明随着研发效率的提高，利润之差不断提高。

所以求解 与0之间的关系就转化为 与0之间的关系，又 是关于 和k的函数，表明获利之差也与 和k有关，说明市场需求对价格的影响程度与研发效率共同影响着获利之差也即研发的有效性。那么接下来就分析 与 和k的关系，首先求出偏导

在 的前提下来进行下面的两点分析：

1、当 时， ，表示 与 呈递增关系，随着k的增大， 。当 时， =k >0，所以 时， ， 。说明在这种情况下，无论研发效率怎样，弱势企业只要进行研发投资就可以改善自己的获利状况。并且研发的效率越大，利润之差越大，也就是说研发所带来的利润越大，那么提高研发效率对弱势企业来说是有利的。综合以上分析得出弱势企业1采取的策略是：企业一定会进行研发投资，并且它会努力追求提高研发的效率。

2、当 时， ，表示 与 呈递减关系，也即随着k的增大， 此时研发的效率越大，利润之差 越来越大，表示提高研发的效率对弱势企业来说是有利的。 =k ，（1）当k< 时， ， ，表示研发投资可以改善获利状况，并且随着研发效率的提高，研发投资对获利的改善效果更加好。（2）当k> 时， ， ，表示研发投资不可能给弱势企业1的获利状况带来改善，因为研发效率过于低下，不足以给企业带来足够的利润以致改善之前的获利状况。如果弱势企业1在这种情况下仍进行了研发投资，那么较初始竞争失利的状况下，如果提高研发效率，则可以改善这种失利程度。综合以上分析得出弱势企业1采取的策略是：在k小于某一特定值时，企业会进行研发投资，并且会不断致力于提高研发投资效率；在k大于这一特定值时，企业是不会选择进行研发投资的。

综合以上1、2两点分析得出结论：弱势企业1研发策略的选择取决于研发效率和市场需求对价格的影响程度。研发效率的提高对企业来说是有利的，并且这种有利的程度还与市场需求对价格的影响程度有关。当市场需求对价格的影响程度符合某一特定条件范围内时（ ，虽然提高研发效率对弱势企业1来说是有利的，但是在面對是否选择进行研发投资这个问题时，它不会过多关注研发效率；当市场需求对价格的影响程度不符合以上条件时（ ，弱势企业1开始关注自己的研发效率，当研发效率低于一定范围时，它将不会选择研发投资，当研发效率较高时，则会进行研发投资。

以上是从市场需求对价格的影响程度作为切入点，然后深入到研发效率上，最后得出结论。我们还可以从另外一个角度来分析这个问题，也就是说可以反过来先从研发效率来观察，然后深入到市场需求对价格的影响程度，最后得出大概的结论。

接下來用图形来分析，以下是研发的效率k对 的影响示意图1。我们可以很清晰地看出企业进行研发投资时，在不同的研发效率k下，企业的获利状况是否能得到改善的状况。

先观察上图虚线的左边，这表示研发效率较高时，在两类市场状况下 弱势企业1的获利状况得到了改善。也就是说在研发效率较高时，弱势企业会进行研发投资，但是它不会过多关注市场需求对价格的影响程度。再看虚线右边，研发效率较低时，有两种不同的结果 ，这时市场需求对价格的影响程度对弱势企业1是否能通过研发投资来改善其获利状况起着决定性的的作用，也就是说在研发效率低时，弱势企业1会更加关注市场需求对价格的影响程度。

四、结论

本文主要研究了在非对称竞争框架下，生产异质产品的强势企业与弱势企业在市场上进行古诺竞争，从两个角度分析了弱势企业会采取怎样的研发投资策略来改善自己的获利情况。得到主要结论为：不是所有的研发都可以改善弱势企业的获利情况，另外任何情况下研发效率的提高对弱势企业来说都是有利的。研发投资是否能改善自己的获利情况还取决于市场需求对价格的影响程度和研发效率，不同的情况下会有不同的策略选择结果，请看以上分析。

参考文献：

[ 1 ] 鲁文龙，陈宏民.最优产业政策与技术创新[J].系统工程理论方法应用，2004，13（2）.

[ 2 ] 方世建，刘飞，郭新帅. 跨国公司与国内企业之间的非对称研发竞争[J].运筹与管理2007.

[ 3 ] 邓光军，曾勇.双不对称下的技术创新竞争决策[J].管理科学学报，2011

[ 4 ] d’A spremont， JacqueminA. Cooperative and noncooperative R&D in duopoly with spillovers[J]. American Economic Review， 1988， 78： 113- 137.

机构投资者的异质性 篇4

随着世界各国资本市场大门的陆续打开,全球掀起了一股对外投资的热潮。自20年代80世纪中期,跨国并购逐渐取代绿地投资成为对外直接投资的主要方式。跨国并购能弥补本国资源不足的问题,避开贸易壁垒,开拓国际化市场,然而与此同时,也带来了一些法律风险、整合风险和财务风险。在具有中国特色的背景下,大多数上市公司跨国并购后绩效并不理想,除了宏观经济环境和制度约束等外在因素之外,公司治理作为一个重要的公司内部因素备受关注,那么公司治理是否会对跨国并购的绩效产生影响呢?

本文基于代理成本视角,使用回归模型对机构投资者、公司治理和跨国并购绩效三者的关系进行实证研究,以找出三者之间的关系,从而为引入机构投资者、改善公司治理结构、提高跨国并购绩效提供理论参考和政策建议。

二、文献回顾及研究假设

(一)公司治理与跨国并购绩效之间的关系

公司治理要解决的核心问题是控制权和所有权分离以及信息不对称、契约不完备导致的委托代理问题(吴晓辉,2006)。委托代理问题有两类,第一类代理问题是股东和管理者之间的代理问题(Jensen and Meckling,1976),第二类代理问题是控股股东和中小股东的代理问题(La Porta et al.,1999)。

在所有权和经营权分离的背景下,股东(委托人)与管理者(代理人)之间代理问题产生的原因在于两方利益并不完全一致,管理者可能会按照个人利益最大化而非公司价值最大化的目标进行决策(方红星,2013)。跨国并购作为公司极为重要的投资策略,直接关系到管理层的自身利益,因为管理者的薪酬与公司规模正相关(Grinstein and Hribar,2003)。而并购显然是扩大企业规模最便捷有效的手段,管理者在追求私有收益的动机驱使下,完全有可能接受投资回报率很低的并购项目(李善民等,2009),从而获得更高的薪酬。控股股东一旦控制了公司,他们常常会利用公司的资源谋取私利,损害其他股东和利益相关者的利益(Shleifer and Vishny,1997)。虽然政治风险、东道国等外在因素可能对跨国并购绩效产生影响,但是管理者的决策作为内部因素更为重要(李维安等,2014)。

一般来说,公司代理成本越高,公司代理问题越严重,管理者做出跨国并购决策并没有受到有效监督,不能保证决策的科学性。据此,本文提出以下研究假设:

H1:跨国并购绩效与代理成本负相关。

(二)机构投资者对公司治理与跨国并购绩效的影响

机构投资者包括证券投资基金、券商和合格境外机构投资者(姚颐,2007),此外也包括保险公司、投资公司、社保基金、企业年金等其他类型的机构投资者。

机构投资者相对于个人投资者,其优势在于:第一,规模较大。机构投资者通常汇集了中小投资者的资金,具有一定的规模,既能直接通过“用手投票”的方式参与公司治理,又能通过股票交易“用脚投票”来影响公司决策的制定(Hartzell J. Starks L. T.,2003),作为大股东的机构投资者还能够参与制定公司政策(Bhagat S.,Black B.,Blair M.,2004)。第二,人员专业。机构投资者的管理人员通常都有着丰富的经验和较高的专业水平,他们更擅长信息解读和价值评估,能够及早识别控股股东和管理人员的机会主义行为,并采取相应措施予以制止(Davis,2001)。分散的机构投资者通过不断交易,将他们获取的信息反映在股价上,从而制约管理层的行为(Edmans and Manso,2001)。

但是,国外学者认为机构投资者的作用并非必然是保护投资者利益,到于机构投资者参与公司治理的表现,学者们提出了以下三种假说:(1)效率监督假说。机构投资者能利用自身的优势,积极参与公司治理,提升公司价值。(2)无效监督假说。机构投资者以交易为主要目的,具有短视行为,不干预公司的治理,根据其投资组合平衡的需要来决定持有或卖出股票。(3)利益合谋假说。机构投资者与公司管理层为了侵占分散的小股东的利益而进行合谋。可见,机构投资者与企业的跨国并购绩效之间的关系,取决于机构投资者治理效应的三种假说。

机构投资者可以分为合格境外机构投资者和境内机构投资者。我们重点关注前者。合格境外机构投资者(QFII)制度的意义在于,作为战略性投资机构引入,完善公司治理(Ferreira and Matos,2011)。境内机构投资者持股比例较高,有动机参加公司治理(李蕾、韩立岩,2013)。但是,合格境外机构投资者持股比例低,是否能积极参与公司治理呢?学术界对于合格境外机构投资者的研究尚未达成一致结论。一些学者对合格境外机构投资者的“价值创造”持有乐观的态度;另一些学者却认为,合格境外机构投资者仅仅是“价值投资者”,他们利用自身的专业水平,选择本身业绩比较好的公司进行投资,但并未对企业的价值做出贡献。而且合格境外机构投资者的本土化程度较低,参与公司治理的成本较高(付刚,2008)。由于我国相关政府部门对QFII的准入持谨慎态度,因此,QFII的投资受到限制。总体而言,QFII的平均投资额远低于国内机构投资者,其缺乏参与公司治理的动机。

从另一角度来看,机构投资者可以分为长期型机构投资者和短期型机构投资者,不同类型的机构投资者在公司治理中的作用不同,他们会在治理收益和交易收益之间进行权衡,以选择他们认为更有利的一种投资策略:长期型的机构投资者追求的是治理收益,短期型的机构投资者追求的是交易收益,这也是机构投资者从自身投资收益和成本出发进行权衡后的结果。

学者们的实证研究结果也表明,长期型的机构投资者才有强烈动机去影响公司的合并决策(Chen et al.,2007)。长期机构投资者在公司控制权市场中发挥着积极作用(伊志宏、李艳丽,2011)。短期型的机构投资者往往具有投机性质,他们一般会采用“买好卖坏”的投资战略。Koh(2007)研究发现,长期型机构投资者可以抑制被投资公司的盈余管理行为,以使得公司的长期业绩水平趋于稳健。Burns et al.(2010)研究发现,对于机构投资者,尤其是在报表重述日进行卖出操作的这一类带有短期投机性质的机构投资者,他们的持股会显著提升财务报表错报风险发生的可能性。当短期机构投资者所在的收购公司发生收购兼并时将承受更低的超常收益,同时长期的市场表现也更差。

综上所述,合格境外机构投资者对于参与公司治理的动机不强,其重点在于“价值选择”,而不是“价值创造”;长期机构投资者会积极参与公司治理,对公司跨国并购活动起到了监督的作用,能够改善跨国并购绩效;短期机构投资者一般不参与公司治理,甚至会提高公司的治理成本,侵害公司的并购绩效。

据此,本文提出如下研究假设:

H2a:跨国并购绩效与长期合格境外机构投资者持股比例不相关。

H2b:跨国并购绩效与短期合格境外机构投资者持股比例不相关。

H3a:跨国并购绩效与长期境内机构投资者持股比例正相关。

H3b:跨国并购绩效与短期境内机构投资者持股比例负相关。

H4:合格境外机构投资者不影响公司代理成本对公司并购绩效的侵害。

H5a:长期境内机构投资者可以削弱代理成本对公司并购绩效的侵害。

H5b:短期境内机构投资者可以强化代理成本对公司并购绩效的侵害。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

考虑到并购后两年企业绩效数据的可获取性,本文选取CSMAR数据库中2008 ~ 2012年发生跨国并购的A股上市公司为初始研究样本。

然后按照以下原则对样本数据进行筛选处理:(1)将跨国并购限定为资产收购、股权转让与吸收合并,不包括资产剥离、债务重组、资产置换与股份回购等形式的并购重组活动,且并购后拥有50%以上的股权;(2)考虑到金融和保险类公司财务指标的特殊性,以中国证券监督委员会于2002年修订的《上市公司行业分类指引》为标准,剔除了金融和保险类公司;(3)一年内发生多次并购的,对其并购金额进行加总处理;(4)仅保留交易成功的并购样本;(5)由于财务状况异常环境下发生的并购交易很可能是出于某些特殊目的,因此剔除ST、*ST类公司发生的并购事件。

经过手动整理之后得到符合要求的公司共90 家。其中,2010年13家公司,2011年32家公司,2012年45家公司。收集并购前两年及并购后两年的财务数据,相关数据来源于CSMAR数据库。

(二)变量定义

1. 跨国并购绩效。本文通过主成分分析法来评价并购绩效。通过选取流动比率、速动比率、资产负债率、总资产增长率、营业总收入增长率、成本费用利润率、每股收益、总资产报酬率、净资产收益率、营业净利率、应收账款周转率和总资产周转率共十二个财务指标进行主成分分析,得到并购前两年、并购前一年、并购后一年和并购后两年综合得分,然后用并购后两年综合得分的平均值减去并购前两年综合得分的平均值。

2. 机构投资者。通过年报找出前十大股东中每一个机构投资者的持股比例,然后根据Chen et al.(2007)的研究,以一年为临界值,区分每一个机构投资者是长期机构投资者还是短期机构投资者。

3. 代理成本。参考Jensen(1986)、李守喜(2007)的研究,选取管理费用率作为代理成本的指标。

4. 控制变量。本文控制变量包括行业相关性、公司规模、跨国并购的规模、资产负债率。

各变量定义及说明如表1所示:

(三)模型设计

首先,我们设计了模型(1)来检验公司治理与跨国并购绩效的关系:

模型(1):F=a+a1EXP+a2Control+ε

其中,F是并购绩效综合得分,EXP是代理成本,ε为残差。

其次,用模型(2)~ 模型(5)来检验假设不同类型机构投资者对跨国并购绩效的影响:

模型(2):F=a+a1Ins-QFIIL+a2Control+ε

模型(3):F=a+a1Ins-QFIISht+a2Control+ε

模型(4):F=a+a1Ins-DL+a2Control+ε

模型(5):F=a+a1Ins-Sht+a2Control+ε

其中,Ins-QFIIL为长期合格境外机构投资者持股比例,Ins-DL为长期境内机构投资者,Ins-Sht为短期境内机构投资者。

最后,用模型(6)~ 模型(8)来检验不同机构投资者的治理作用。

模型(6):F=a+a1EXP+a2Ins-QFII+a3×X1+a4Control+ε

模型(7):F=a+a1EXP+a2Ins-DL+a3×X2+a4Control+ε

模型(8):F=a+a1EXP+a2Ins-Sht+a3×X3+a4Control+ε

其中,X1是EXP×Ins-QFII,X2是EXP×Ins-DL,X3是EXP×Ins-Sht,分别代表合格境外机构投资者、长期境内机构投资者和短期境内机构投资者的治理作用。

四、实证结果与解释

(一)并购绩效综合得分

我们按“并购前两年”、“并购前一年”、“并购后一年”、“并购后两年”分别对111家样本公司的十二个财务指标进行因子分析,通过SPSS软件求得各年相关系数矩阵的KMO值分别为0.717、0.639、0.715和0.646,KMO值均大于0.6,说明各变量间具有较强的关联性,适合进行因子分析。

(二)描述性统计

描述性统计结果见表2。表2 显示,并购绩效极大值为1.93,而极小值为-4.49,合格境外机构投资者、长期境内机构投资者和短期境内机构投资者的极小值为0。由此可以看出,并不是所有的企业都有机构投资者。

合格境外机构投资者极大值是0.1513,均值却只有0.0054,可见合格境外机构投资者的持股比例平均值是很低的。

长期境内机构投资者持股比例极大值是0.1804,平均值是0.0401,短期境内机构投资者持股比例极大值是0.1615,平均值是0.0215,可见境内机构投资者持股比例极大值和均值都比合格境外机构投资者高,对公司的影响更大。

代理成本极小值是0.014,极大值是0.867,两者相差60倍以上,不同企业之间的代理成本相差比较大,所以对代理成本的研究有一定的意义。国有企业比例只有36%,由于跨国并购涉及的政治因素比较多,因此国有企业进行跨国并购受限。

(三)回归结果及分析

根据表3的回归结果,我们可以看到,在模型(1)中,EXP的系数显著为负,不能拒绝假设1,说明代理成本与跨国并购绩效负相关。

在模型(2)~ 模型(5)中,Ins-QFIIL和Ins-QFIISht的系数不显著,说明QFII对跨国并购绩效没有影响;Ins-DL的系数显著为正,说明长期境内机构投资者与跨国并购绩效正相关;Ins-Sht的系数显著为负,说明短期境内机构投资者与跨国并购绩效负相关。

控制变量中,政府关联度与跨国并购绩效显著正相关,跨国并购过程中,政府支持有助于跨国并购绩效的提高;第一大股东持股比例与跨国并购绩效显著正相关,表明第一大股东持股比例的提升有助于跨国并购绩效的提高;公司规模与跨国并购绩效显著负相关,表明公司规模越大,并购后面临的整合风险越大,对跨国并购绩效有负向影响。

根据模型(6)~ 模型(8)的回归结果(见表4)我们可以看出,长期境内机构投资者的引入,降低了代理成本对于跨国并购绩效的侵害,而短期境内机构投资者的引入加重了代理成本对于跨国并购绩效的侵害,合格境外机构投资者不显著影响跨国并购绩效的侵害。

注:表中括号内数字为相关系数,括号上数字为显著性;***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著,下同。

(四)稳健性检验

为保证研究的可靠性,本文还进行了稳健性检验。用总资产周转率代替管理费用率,作为代理成本的指标,用Tobin Q代替综合绩效得分,表示跨国并购绩效。主要结论未发生实质性变化,表明上述结论是稳健的。

五、结论和政策性建议

本文选取2008 ~ 2012 年沪深两市A股进行跨国并购的公司为研究对象,研究机构投资者异质性对于跨国并购绩效的影响,研究结论如下:(1)代理成本会侵害跨国并购的绩效;(2)合格境外机构投资者对跨国并购绩效没有影响,长期境内机构投资者持股比例与跨国并购绩效正相关,短期境内机构投资者持股比例与跨国并购绩效负相关。(3)合格境外机构投资者的引入对于公司治理没有影响;长期境内机构投资者会参与公司治理,提升跨国并购绩效;短期境内机构投资者不仅不参加公司治理,反而会提高公司治理成本,侵害跨国并购绩效。

国外相关研究表明,境外机构投资者对于跨国并购规模与绩效都有正相关影响,而在我国,却只是进行“价值选择”而不是“价值创造”,没有发挥其自身的治理作用。由于QFII持股比例较低且分散,近年来其在我国虽然有一定的发展,持股比例有所提高,但其投资理念未能很好地适应中国股市具体情况。

QFII进入中国市场相对较晚,对中国的宏观环境和企业情况还处于探索阶段,其参与公司治理能力较弱。同时,由于中国市场不成熟,使其要花费更多的成本参与公司治理,从而削弱了QFII的积极性。笔者认为,可以通过市场完善和法律建设,提高QFII参与治理的积极性。

朱平,战胜机构投资者,读后感 篇5

简要阐述朱总的观点：股市投资思想技术鱼龙混杂，我坚持价值投资。从趋势、行业、商业科学、数据等知识武装自己，修炼内功走天下，读后感《朱平,战胜机构投资者,读后感》。选股如选美，要大家觉得美才是真的美。周期类股票，散户的绝佳机会。科技股是天使也是魔鬼。成长股才是永恒的经典。十倍股必然诞生于超级趋势中。做理性的投资人

从朱总说的来看，其实股票并不复杂，机会不是折腾出来的，是等出来的，财富不是交易来的，是坚持来的，价值投资才是王道。

机构投资者的异质性 篇6

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。

机构投资者的异质性 篇7

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.

机构投资者的异质性 篇8

一、文献综述和理论假设

20 世纪70 年代兴起的有效资本市场假说,认为所有与证券价值相关的信息都能够完全、即时地反映到证券价格之中( Fama,1970; 1991) 。但是,这一假说是建立在完全市场假设基础之上的,并没有考虑信息在市场中的传播机制,投资者只是简单地依照信息内容和信息来源方的声誉做出反应。

近年来,学者们开始认识到在信息的传播过程中,以媒体为代表的信息中介对资本市场的运行会产生重要影响。Kothari et al ( 2009) 系统检验了盈余公告期间不同的信息中介给披露效果带来的差异,发现公司管理层、分析师和媒体等消息来源,各自在投资者群体中享有的声誉并不相同。公司管理层的披露和分析师的报告,由于立场问题和利益关系,其动机和真实性经常遭到投资者的怀疑; 相反,来自媒体的正面报道能显著地降低公司的资本成本和收益波动,反之亦然。Bushee et al ( 2010) 的研究发现盈余公告期内媒体报道量与异常收益率和异常成交量正相关,媒体报道传播的广度而非深度,对降低信息不对称起主要作用。也有观点认为即使媒体报道不提供实质性的消息,也能在一定程度上改善信息不对称( Fang & Per-ess,2009; Tecklock,2011 ) 。此外,媒体为争取更多的发行量和广告收入,在报道时往往迎合大众心理,人为制造轰动效应以吸引读者。由于负面消息被刊出后的转载次数远多于正面新闻,这一媒体偏差也会影响投资者的交易行为( Green et al,2011) 。综合起来看,以上文献在讨论媒体信息中介的作用时,基本遵循着这样的基本思路: 媒体的新闻和评论可缓解投资者意见分歧,有助于形成市场共识; 媒体的报道活动能改善信息环境,降低信息不对称和代理问题,使股票的买卖价差减少,市场成交量增加。

随着行为金融学研究的进展,学者们开始跳出传统经济学中理性人和完全信息假设的理论框架,在讨论媒体对金融市场作用机理时,吸收了心理学对人类认知能力的研究成果。行为金融学家们认为媒体报道不只是简单的信息传递过程,同时也捕获了投资者的注意力,他们尤其强调了投资者在无限信息和有效认知的现实面前所处的窘境。Barber & Odean ( 2008) 的研究认为市场上每天交易着成千上万只股票,当投资者打算买入股票时,他们将面临高昂信息搜索成本和有限认知能力的双重约束,不可能对每只股票做详细了解,往往只是在那些引起其注意的股票中选择投资组合。在投资者决策过程中,媒体报道是吸引投资者注意力的关键因素。Barber & Odean的实证检验结果表明,投资者的买入行为比卖出行为更易受注意力因素的影响; 与机构投资者相比,个人投资者容易成为吸引其注意力股票的净买入方。

Tetlock ( 2007) 分析了媒体如何影响注意力驱动下的投资者交易行为: 如果市场上同时存在着理性投资者和噪音投资者,倘若理性投资者能够认识到媒体报道意味着某些股票会引起更多人注意,那么他们就会据此预测其他投资者的行为,即媒体报道引发的注意力驱动会在投资者之间产生策略互动。Jennifer et al ( 2009) 对媒体公布“最差董事会公司”榜单前后不同类型的投资者交易行为的研究,发现个人投资者在面对负面消息时会抛售股票,而机构投资者能预见到个人投资者的卖出行为,以及上榜公司会采取改进措施,便增持买入,行情随之出现翻转。在一系列讨论媒体影响投资者行为的文献中,Jennifer以实证的角度证明了机构投资者与个人投资者之间的策略互动。Groβ - Kluβmann and Hautsh ( 2011) 也发现高关注度的股票存在过度交易的现象,并且在个人投资者中表现的更明显,而这与新闻的感情色彩无关。

近年来,国内学术界开始关注媒体对资本市场的影响,饶育蕾等( 2010) 的研究发现媒体影响下的注意力驱动会带来股票的异常收益,而游家兴、吴静( 2012) 认为投资者情绪受媒体报道偏差的影响,推动股票偏离了基本价值。张雅慧等( 2012) 所提出 “媒体报道传递新消息的功能和吸引注意力两个层次对股票价格影响难以分离,是当前投资者关注的实证研究中面临的难题”。为了克服以上障碍,他们选择了富豪榜上榜公司作为样本,研究结果支持了基于行为金融理论的投资者注意力假说。在另外一篇文章( 张雅慧等,2012) 中,他们以实验经济学的方法分离了信息传递效应的影响,并量化了投资者注意力,实验验证了投资者关注度与媒体报道的正相关性,高关注度的股票获得了更多的成交量和交易金额,证实了媒体报道作为注意力分配机制,的确影响了投资者的交易行为。孔东民、徐茗丽( 2013) 发现在媒体对上市公司造成的污染事件曝光后,个人投资者表现出显著地卖出行为,而机构投资者不受曝光事件的影响,这也验证了媒体报道会给两类投资者带来不同影响。

综上所述,本文尝试从成交量的角度考察媒体报道对不同类型投资者交易行为的影响。与市场上其它信息中介相比,媒体在权威性和时效性上都占据优势,不论是从传统的信息传播角度,还是从近年来被视作投资者注意力资源分配机制的角度,媒体报道在降低信息不对称的同时,也会吸引投资者注意力,最终对投资者行为施加影响。但是,不同类型投资者的反应可能会存在巨大差异:个人投资者的买入行为因受注意力驱动,而呈现出与媒体报道的正相关关系,投资倾向表现为随风而动; 机构投资者凭借资源和人力的优势可能选择相反的行为,利用个人投资者的这一特点可能表现出现明显的策略互动,即见机行事。本文据此提出以下假设:

H1: 样本公司年度股票成交量、成交金额和换手率和媒体报道量显著正相关。

H2: 个人投资者的净买入量和机构投资者的净卖出量与媒体报道显著正相关。

二、样本数据和研究设计

( 一) 样本选择

借鉴现有文献的研究结论,媒体对投资者行为的影响,在小市值或流动性较低的股票中更为显著。作为信息弱势群体的个人投资者在资本市场中占有特殊地位,这在中小企业板中表现尤甚。因此,本文以2009 年至2011 年间中小企业板连续交易3 年的公司为研究样本,剔除了ST、ST*、金融行业样本以及观察期内变更名称的公司。为保证结果可靠性,本文还剔除了2008 年上市的公司,最终得到可用样本194 家公司。样本公司的相关财务数据来自国泰安CSMAR数据库。依据国内相关研究的主流方法( 李培功、沈艺峰,2010; 游家兴、吴静,2012) ,本文以八大全国性财经报刊作为媒体报道来源,数据来自CNKI 《中国重要报刊全文数据库》。本文采用了 “篇名”、 “全文”和“主题”,检索了包含公司股票简称的新闻报道。另外,为考察不同信息中介对投资者交易行为的影响,本文从国泰安CSMAR数据库和同花顺ifind金融资讯终端,收集了样本期内证券分析师对样本公司的追踪报告信息。为避免研究结论受异常值得影响,本文对相关变量采取上下5% 的win-sorize处理。

( 二) 变量定义和模型设定

1. 投资者交易行为变量的设定。本文采用成交量VOLUME、成交金额AMO和换手率TURN,衡量媒体报道对投资者行为的总体影响。为了弥补缺乏单笔交易数据的不足,本文借用同花顺if-ind金融资讯终端 “资金流向” 模块的设定,成交数量在1 万股以下的视为 “小单”,成交数量在6万股至20 万股的视为 “大单”; 以小单的每年净买入量SMALLIN表示个人投资者的买入行为,大单的每年净卖出量BIGOUT表示机构投资者的卖出行为。具体计算方法分别为 “区间小单净买入量= 区间小单买入量- 区间小单卖出量” 和 “区间大单净卖出量= 区间大单主动卖出量- 区间大单主动买入量”,此处区间设定为公历每年的1 月1日至12 月31 日。为简单起见,以上五个变量在回归模型中用INVESTORS表示。

2. 媒体报道MEDIA定义为2009 至2011 年检索得到的每年新闻数据总条数,变量ANALYST为证券分析师对公司的跟踪关注强度,以分析师报告的篇数来表示,用以比较不同信息中介对股票市场影响的差异。根据既有文献,媒体报道量通常与公司规模正相关( Tecklock,2011) ,即市值越大、增长率越高的公司被媒体关注越多。本文在此控制了流通市值MV和账面市值比BTM,市盈率PE和股票收益波动率VOL分别控制市场平均收益和股票收益波动对投资者交易行为的影响,其中股票收益波动率以对数收益率计算的年化波动率确定。为控制股权结构对交易行为的影响,本文选择了机构投资者持股比例INS和股东人数NUM作为控制变量,样本公司按证监会标准按门类行业分类后,制造业公司占到85% 以上,本文只控制了年度效应而没有控制行业效应。

为检验媒体报道量对个人和机构投资者的影响,本文设定如下回归模型,各变量定义如表1 所示。本文采用稳健标准差控制异方差的影响,依据假设,媒体报道MEDIA系数 β1表现显著,而分析师报告ANALYST系数 β2不显著。

( 三) 描述性统计分析

表2 和表3 分别列示了媒体关注和分析报告的描述性统计分析结果,以及因变量和控制变量的描述性统计分析结果。表2 中的结果是未经对数化处理的媒体关注和分析师报告数据的分年度描述性统计,媒体报道和分析师报告的截面方差都较大,可以看出媒体和分析师对样本公司的覆盖极不均匀,呈现明显的右偏。由3 年间媒体报道量和分析师报告数的均值和标准差的取值,可以看出媒体关注和分析师报告在年度间的变化相对较为稳定。表3 是因变量和其他控制变量的描述性统计结果,代表投资者总体交易行为的VOLUME、TURN和AMO在样本间的差异较大,但从均值与标准差可初步推断这些变量基本符合正态分布假设。比较SMALLIN变量和BIGOUT两个变量的数据信息,可知与机构投资者相比,个人投资者的交易行为相似性较强。样本公司在股东人数上比较接近,在检验个人投资者交易行为时增强了结果的可靠性。本文计算了各变量之间的pearson和spearman相关系数, VOLUME、 TURN、 AMO与SMALLIN 、BIGOUT显著相关,但膨胀方差因子VIF值小于10,多重共线性的问题并不严重,限于篇幅有限未能列示。

注: 系数下方的括号中报告了T值,***、**、*分别表示该变量估计系数在1% 、5% 和10% 水平上显著。

三、回归结果分析和稳健性检验

( 一) 回归结果分析

媒体报道与成交量等变量的回归分析结果如表4 所示。媒体报道对成交量、成交金额的影响在1% 水平上显著,对换手率的影响在5% 水平上显著,分析师报告对成交量的影响不显著,对成交金额的影响在10% 的水平上显著,与本文假设基本一致。但意外的是分析师报告对换手率的影响系数为负,并在1% 的水平上显著。从总体上看,媒体报道能对投资者的交易行为施加影响。这表明了针对来自不同信息来源的价值相关信息,投资者会做出不同的反应。既有研究表明证券承销收入和投资银行业务的强大利益动机降低了分析师的信誉,分析师倾向于发布过于乐观的报告,并且分析师报告中的信息往往只是对过去已发生事件的诠释和解读,在信息传递及时性上也打了折扣。

右侧两列结果表示个人投资者和机构投资者交易行为差异,MEDIA分别在10% 和5% 的水平上显著,个人投资者的买入行为与媒体报道量显著正相关,与分析师报告的关系不显著,与本文假设一致。在行为金融理论中,个人投资者因投资组合中股票数量有限,媒体报道给其提供了值得关注的新股票和相关信息,但在我国股票市场禁止卖空的前提下,投资者只能卖出其实际拥有的股票,而普遍存在的过度自信心理也不利于个人投资者卖出亏损股票来止损。因此,其买入行为比卖出行为更容易受到注意力的驱动,表现 “随风而动”的行为特征,与个人投资者所面临的信息和认知劣势相比,机构投资者有充足的人力和信息资源,能针对个人投资者的买入行为做出相应策略互动,卖出那些高关注度的股票,即 “随机而动”。表中媒体报道对机构投资者的影响系数为0. 145,大于对个人投资者的影响系数0. 044,可以认为机构投资者对媒体报道的反应要强于个人投资者。另外,同既有文献中股票收益波动与成交量正相关的结论相符,VOL对成交量、成交金额和换手率在1% 的水平上影响显著,但对两类投资者的交易行为没有影响,市盈率PE在这些方程中并不显著。流通市值MV和账面市值BTM影响显著,与中小企业板中高市值、高增长率的股票受到得了投资者追捧有关。

( 二) 稳健性检验

上市公司披露的相关公告和其他重大事件也有可能导致媒体报道的增加和市场成交量的变化,人们难以逐个检查一年中样本公司发生的此类事件,也无法量化这些事件对本文结果造成的影响。为了减轻遗漏变量导致的内生性偏误,借鉴Engel-berg & Parsons ( 2011 ) 的处理方法,并采用滞后一期的媒体报道量代替变量MEDIA,以经过个体间聚类标准差改进的固定效应面板重新检验以上模型,发现个别控制变量的显著性发生了变化,但回归结果中主要变量MEDIA和ANALYST的系数和显著性变化非常小。因此,本文的结论具有很好的稳健性。

四、结论

媒体的话语权在现代资本市场有举足轻重的地位,通过对消息的收集、打包和扩散,无时无刻不在影响、改变着市场的信息环境,同时还在有限理性的投资者群体中充当着注意力资源的分配机制。目前,学术界对媒体影响投资者行为的相关研究,大多以媒体带来的股票异常收益作为切入点,本文尝试在成交量的视角下为相关研究做出补充,重点分析不同类型的投资者对媒体报道的反应。本文通过对2009 年至2011 年间深交所中小企业板连续交易3 年的公司为样本的研究,发现媒体报道与股票成交量、成交金额和换手率显著正相关,并且随着媒体报道量的增加,个人投资者的净买入量与机构投资者的净卖出量也随之增加,验证了有限理性投资者的交易行为易受注意力因素的驱动,并引发不同类型投资者之间的策略互动。同样是资本市场重要中介的证券分析师,在这方面的作用不显著,也说明信息中介的市场效力主要受声誉、信息的传播广度而非深度的影响。鉴于个人投资者在我国资本市场的特殊地位,本文的研究结论对提高市场效率,更好地理解投资者行为有重要意义。

需要说明的是受样本规模的限制和媒体报道数据采集的困难,本文结论在大样本层面上的检验存在不足。由于新闻报道内容无法量化,本文选择以媒体报道数量代替,未能区分正面消息和负面消息之间的差异,也在一定程度上影响了本文结果的可靠性。此外,与国内相关研究面临的障碍一样,本文也无法分开讨论新闻报告内容和投资者注意力造成的影响,这都需要后续研究的补充和完善。

摘要：媒体在发挥信息中介职能传播市场信息的同时,充当了投资者注意力资源的分配机制。本文从股票成交量的变化入手检验了媒体报道对投资者交易行为的影响,发现中小企业板上市公司股票的成交量、成交金额和换手率,与媒体报道强度存在着显著正相关关系;随着媒体报道强度的增加,在个人投资者增加买入的同时,机构投资者将实施相反的操作。因此,这一分析结果验证了行为金融理论关于投资者有限理性的假设,并且从微观层面动态地考察了两类投资者之间的策略互动机制。

投资者异质信念与中国股市收益 篇9

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

机构投资者的异质性 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

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