郭亭亭 程曦

[摘 要] 通過選取制造業(yè)上市公司為研究對象，用二元Logit回歸構(gòu)建綜合指標(biāo)測量融資約束，用Richardson殘差模型測量投資效率，用半年期動量指標(biāo)作為投資者情緒的替代指標(biāo)，在多元線性回歸的基礎(chǔ)上加入投資者情緒與融資約束交叉相乘項進行分層回歸。研究結(jié)果表明：投資不足與投資者情緒顯著負相關(guān)，投資過度與投資者情緒顯著正相關(guān)；融資約束對投資者情緒與投資不足之間關(guān)系有顯著影響；融資約束對投資者情緒與投資過度之間的關(guān)系沒有顯著影響，不存在調(diào)節(jié)作用。

[關(guān)鍵詞] 投資者情緒；投資效率；融資約束；調(diào)節(jié)作用

[中圖分類號] F740 [文獻標(biāo)識碼] A [文章編號] 1009-6043（2018）05-0074-03

一、引言

目前，我國資本市場發(fā)展不完善，使企業(yè)面臨著融資約束和投資效率較低的問題。同時，隨著我國證券市場的逐步完善，公司的證券價格及其走勢都影響著公司的投資決策，投資者的情緒也成為了不可忽視的因素。行為金融理論認為投資者做出的決策并不都是理性的，市場中存在噪聲交易者，從而證券市場并非完全有效，投資者情緒會影響到證券價格，使其偏離內(nèi)在價值，因此，投資者情緒必然會影響到公司的投資行為。而在我國，個人投資者居多，投資者情緒對公司投資行為的影響可能比西方國家更甚。所以，在融資約束的情況下，如何處理好投資者情緒與投資行為的關(guān)系，這是我國的上市公司乃至政府都要認真對待的一個課題。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

（一）文獻綜述

在研究融資約束和投資效率的關(guān)系方面，集中在研究投資-現(xiàn)金流敏感性與融資約束關(guān)系問題上，F(xiàn)azzari、Hubbard和Petersen（以下簡稱FHP）（1988）[1]以優(yōu)序融資理論為基礎(chǔ)，提出了融資約束的概念，開辟了對公司融資約束的研究之路。隨后，Hoshi、Kashyap和Scharfstein（1991）[2]，Whited（1992）[3]的研究也證明了FHP理論。我國學(xué)者連玉君，程建（2007）對FHP理論在中國的適應(yīng)性提出質(zhì)疑，他們將股利支付率、企業(yè)規(guī)模和國有股比例作為融資約束的分類標(biāo)準(zhǔn)，考察了中國上市公司的投資對現(xiàn)金流量的敏感性問題，研究發(fā)現(xiàn)融資約束較輕的公司反而表現(xiàn)出較強的投資-現(xiàn)金流量敏感性[4]。

在研究投資者情緒與投資效率關(guān)系方面，主要集中在三點：一是投資者情緒影響企業(yè)投資行為的作用機理。Stein（1996）提出了股權(quán)融資渠道，他認為投資者情緒會影響上市公司的證券價格，理性的管理者會根據(jù)股價高低選擇增加或減少投資[5]。花貴如，劉志遠，許騫（2011）發(fā)現(xiàn)在投資者情緒影響投資行為的過程中，有部分會通過管理者樂觀主義渠道而發(fā)揮作用[6]。二是投資者情緒與企業(yè)投資策略。張戈，王美今（2007）研究了由投資者情緒導(dǎo)致的股票錯誤定價對我國上市公司實際投資的影響，發(fā)現(xiàn)上市公司更多是出于操縱的目的迎合投資者強烈情緒進行實際投資，而對最大化流通股股東短期收益考慮的不多[7]。吳世農(nóng)，汪強（2009）的研究發(fā)現(xiàn)投資者情緒與公司下一期投資顯著正相關(guān)，迎合投資者的公司管理者主要通過長期的股權(quán)投資來進行[8]。三是投資者情緒對公司投資行為影響的經(jīng)濟后果?；ㄙF如，劉志遠，許騫（2010）的實證研究發(fā)現(xiàn)，投資者情緒與過度投資顯著正相關(guān)，而與投資不足顯著負相關(guān)，投資者情緒對資源配置效率具有“惡化效應(yīng)”與“校正效應(yīng)”兩個方面的影響，而“總體效應(yīng)”則表現(xiàn)為資源配置效率的降低。[9]

（二）理論分析與假設(shè)提出

Baker，Wurgler（2004）提出的股價迎合理論認為投資者情緒通過迎合渠道影響企業(yè)投資行為。當(dāng)投資者情緒高漲時，公司管理者為獲取短期利潤和自身利益最大化去主動迎合投資者情緒，甚至投資于NPV為負的項目；當(dāng)投資者情緒低落時，公司管理者受投資者情緒影響而減少投資，甚至放棄NPV為正的項目[10]。因此，本文首先提出H1a和H1b：

H1a：投資者情緒與投資不足負相關(guān)。

H1b：投資者情緒與投資過度正相關(guān)。

Stein（1996）提出的主動融資理論認為投資者情緒也會通過主動融資機制對企業(yè)投資行為產(chǎn)生影響[5]。當(dāng)投資者情緒高漲時，公司股價上升，一方面根據(jù)迎合理論，公司會迎合投資者情緒導(dǎo)致投資非效率；而另一方面，公司使用股權(quán)融資會更為容易，融資約束降低，從而推動投資項目的實施，投資不足會減少。同時，高漲的投資者情緒在使投資不足減少時，公司的融資約束越高，高漲情緒帶來的股價上漲使外部融資成本降低后，能夠得到收益就會越大，投資不足減少的程度就會越多，即融資約束對投資者情緒與投資效率的關(guān)系具有負向調(diào)節(jié)作用。因此，本文提出假設(shè)二：

H2：融資約束對投資者情緒與投資不足之間的關(guān)系具有負向調(diào)節(jié)作用，即融資約束較高的企業(yè)，投資者情緒對投資不足的抑制作用增強。

同樣地，一方面，公司迎合高漲的投資者情緒而使過度投資增加，另一方面根據(jù)股權(quán)融資機制，公司外部融資成本降低，此時高融資約束公司收益更大，過度投資減少的程度越多。因此，本文提出假設(shè)三：

H3：融資約束對投資者情緒與投資過度之間的關(guān)系具有負向調(diào)節(jié)作用，即融資約束較高的企業(yè)，投資者情緒對投資過度的促進作用減緩。

三、實證設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選取

本文的數(shù)據(jù)全部來源于Wind數(shù)據(jù)庫。選取2014年到2016年滬深兩市A股所有制造業(yè)上市公司為初選研究樣本，由于本文的使用的模型自變量部分取滯后一期的數(shù)據(jù)，因此某些變量的樣本區(qū)間為2013-2016，剔除了ST，ST*，數(shù)據(jù)不全以及上市不到3年的公司后，本文的樣本為1428家公司，共4284個觀測值。

（二）變量測量

1.融資約束的測量。本文結(jié)合國內(nèi)外學(xué)者的研究成果，利用WW指數(shù)構(gòu)建的原理，借鑒顏秀春和陳春春（2012）使用的二元Logit回歸模型來構(gòu)建融資約束指標(biāo)體系（FC）[11]：本文選擇四個指標(biāo)來反映上市公司的融資約束程度，包括資產(chǎn)負債率（LEV）、現(xiàn)金流比率（CF）、銷售凈利率（NPM）和凈資產(chǎn)收益率（ROE）。并把利息保障倍數(shù)作為分組指標(biāo)，剔除利息保障倍數(shù)缺失的樣本公司，再將其余的樣本按照從小到大的順序進行排列，分別把前25%和后25%的樣本標(biāo)注為融資約束程度高的公司和融資約束程度低的公司，以二元選擇標(biāo)量FC=1和FC=0分別表示，建立二元Logit回歸模型（1）：

最后，對前25%和后25%的樣本進行Logit回歸得到回歸系數(shù)，便可得到融資約束的綜合替代指標(biāo)。

2.投資效率的測量。本文選取Richardson殘差模型來測量投資效率，該模型將影響公司投資水平的變量與公司實際投資水平進行回歸，以回歸擬合值衡量公司正常投資水平，回歸殘差為正代表過度投資（Overinv），回歸殘差為負代表投資不足（Underinv），且其絕對值越大，投資不足越嚴重。鑒于我國股市情況不同于國外，用營業(yè)收入增長率代替托賓Q來衡量投資機會，則本文使用的測量投資效率的模型如下模型（2）：

其中，I代表投資規(guī)模，Growth代表營業(yè)收入增長率，Lev代表資產(chǎn)負債率，Cash指現(xiàn)金持有量，Size指公司規(guī)模，Ret指股票回報率。

3.投資者情緒的測量。本文采取半年期動量指標(biāo)MOM7—12，即前一年7月至12月的累積月度股票收益作為投資者情緒的度量。

（三）模型構(gòu)建

為研究投資者情緒與投資效率之間的關(guān)系，以投資過度或投資不足為被解釋變量，以投資者情緒為解釋變量，加入自由現(xiàn)金流量FCF為控制變量，將治理因素、股權(quán)結(jié)構(gòu)股權(quán)集中度FHSR、董事長與總經(jīng)理是否為一人的兩職分離CD作為控制變量，最后，基于我國企業(yè)的特殊制度背景，加入企業(yè)性質(zhì)Type作為控制變量，構(gòu)建了如下的多元線性回歸模型（3）：

同時，為了研究融資約束對投資者情緒與投資效率關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，本文采用分層回歸的方法，在模型（3）中加入融資約束變量，構(gòu)建模型（4）：

然后，在模型（4）中加入融資約束變量和投資者情緒與融資約束的交叉相乘項，構(gòu)建了模型（5）：

四、實證研究結(jié)果與分析

（一）測量模型回歸結(jié)果

融資約束的測量模型（1）的二元Logit回歸結(jié)果如下：

FC=0.102794×Lev-0.073282×CF-0.581415×NPM-0.242608×ROE

由回歸結(jié)果可以得到測量融資約束程度的綜合指標(biāo)方程，且該指標(biāo)值越大，企業(yè)面臨的融資約束程度越高。

另外，基于面板數(shù)據(jù)，投資效率的測量模型（2）的回歸結(jié)果如表1：

由此可知，除了營業(yè)收入增長率和公司規(guī)模與投資規(guī)模不顯著之外，其他變量均與投資規(guī)模顯著相關(guān)，這與預(yù)期結(jié)果基本吻合，所以模型（2）測量投資效率的結(jié)論可靠。

（二）回歸分析

對模型（3）、模型（4）、模型（5）的分層回歸，回歸結(jié)果如表2所示。

由回歸結(jié)果可知：投資不足與投資者情緒在1%的水平上顯著負相關(guān)，而投資過度與投資者情緒在5%的水平上顯著正相關(guān)，H1a，H1b成立，說明我國上市公司的確存在迎合投資者情緒的做法。投資不足與FC×Sent在1%的水平上顯著負相關(guān)，說明融資約束這一調(diào)節(jié)變量的加入確實對投資不足與投資者情緒的關(guān)系產(chǎn)生了顯著的影響，由于系數(shù)為負，表明融資約束對這兩者的關(guān)系具有負向調(diào)節(jié)作用，和H2假設(shè)相符合。投資過度與FC×Sent不顯著相關(guān)，說明融資約束這一調(diào)節(jié)變量的加入沒有對投資過度與投資者情緒的關(guān)系產(chǎn)生影響，這與假設(shè)三的預(yù)期不符，H3不成立。H3不成立的原因可能是：當(dāng)公司管理者為實現(xiàn)自身利益的最大化而去迎合投資者情緒，增加投資甚至投資于NPV為負的項目時，即使公司是高融資約束，管理者也仍然不會減緩?fù)顿Y力度，此時投資者情緒影響投資效率的機制遠大于主動融資，因此融資約束對投資者情緒與投資效率關(guān)系的調(diào)節(jié)作用并不顯著。

五、結(jié)論

通過以上分析我們可以發(fā)現(xiàn)，投資不足與投資者情緒顯著負相關(guān)；投資過度與投資者情緒顯著正相關(guān)。我國上市公司的投資行為存在迎合投資者情緒的情況，高漲的投資者情緒對公司投資效率的影響有兩種效應(yīng)：對投資不足具有校正效應(yīng)，即有利于投資不足的減少而使有效投資增加；對投資過度具有惡化效應(yīng)，即推動了投資過度進一步增加而使有效投資減少。我國上市公司的融資約束對投資者情緒與投資不足之間具有負向調(diào)節(jié)作用，在融資約束較高的企業(yè)，投資者情緒對投資不足的抑制作用增強；融資約束對投資者情緒與投資過度之間的關(guān)系沒有顯著影響，不存在調(diào)節(jié)作用。

[參考文獻]

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[3]Whited，T.M.，Debt，Liquidity Constraints and Corporate Investment：Evidence from Panel Data[J]. Journal of Finance，1992，47：1425-1459.

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[5]Stein，Jeremy. Rational Capital Budgeting in an Irrational world[J]. Journal of Business，1996（69）：429-455.

[6]花貴如，劉志遠，許騫.投資者情緒、管理者樂觀主義與企業(yè)投資行為[J].金融研究，2011（9）：178-191.

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[8]吳世農(nóng)，汪強.迎合投資者情緒？過度保守？還是兩者并存[J].公司治理評論，2009（1）：185-204.

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[10]Baker，M.，and J.Wurgler. A Catering Theory of Dividends.Journal of Finance[J]. 2004（59）：271-288.

[11]顏秀春，陳春春.融資約束、治理結(jié)構(gòu)與上市公司經(jīng)營績效——基于Panel-VAR模型對中國制造業(yè)的實證研究[J].福建論壇（人文社會科學(xué)版），2012（11）：25-33.

[責(zé)任編輯：潘洪志]