湯曉冬 陳少華

(1.廈門理工學院，福建 廈門 361021；2.廈門大學，福建 廈門 361005)

一、引言

優(yōu)序融資理論認為股權融資位于企業(yè)融資偏好的末端，但我國上市公司卻存在著明顯的股權融資偏好，相對較低的股權融資成本是我國上市公司偏好股權融資的原因之一。從現有文獻來看，學者圍繞權益資本成本的影響因素展開了深入探討。一方面，部分學者從信息披露的角度進行研究發(fā)現，股票β系數、負債率、企業(yè)規(guī)模、賬面市值比等基本面信息(葉康濤 等，2004)及管理層盈余預測(王艷艷，2013)、社會責任報告(李姝 等，2013)、盈余管理(王亮亮，2013)等信息披露質量因素均會對股權融資成本產生重要影響。機構投資者可以通過監(jiān)督公司治理、提高信息披露質量來降低企業(yè)權益資本成本(代昀昊，2018)。另一方面，股東和管理層也具有主觀上影響權益資本成本的動機，如張祥建等(2005)研究發(fā)現，大股東控制的“隧道行為”能夠帶來隱形收益是上市公司偏好股權融資的原因之一；甘麗凝等(2019)研究表明，管理層披露非財務信息時所采用的語調具有定價功能，積極的管理層語調能夠降低權益資本成本。此外，現有研究還發(fā)現管理層會根據投資者關注度的分布情況進行擇機信息披露行為(李思靜 等，2020)。綜上可知，投資者行為與管理層行為對股權融資的影響一直是研究的熱點問題。

與西方發(fā)達國家相比，我國資本市場主要存在兩個方面的特征：第一，投資者結構以個人投資者為主，機構投資者為輔；第二，無論是個人投資者還是機構投資者均存在較為嚴重的非理性行為，比如過度自信(唐亮 等，2019；Li et al.，2017；李志文 等，2010)、錨定心理(周勤 等，2017)、羊群效應(張普 等，2021)、交易短期化(Chuang et al.，2011；陳日清，2011)等。那么，我國現有的投資者結構與行為特征是否會對權益資本成本產生影響？同時，出于市值管理等目的，上市公司管理層十分重視投資者行為所產生的影響，這種影響的范圍包括管理層的財務行為、融資行為等，那么，管理層是否有動機通過盈余管理來迎合投資者？在這個過程中，管理層的盈余管理行為是否起到中介作用？立足于我國現有的投資者結構，考慮投資者有限理性與有限關注的影響，本文認為有必要從管理層迎合的角度研究投資者關注是否對權益資本成本產生影響。

本文在迎合理論和價格壓力假說的基礎上，以A股上市公司為樣本，研究投資者關注對權益資本成本的影響，并檢驗盈余操縱的中介效應。本文可能的貢獻主要包括：(1)已有研究著重考察了機構投資者對盈余管理、權益資本成本的影響，而很少關注投資者結構對權益資本成本的影響。因此，本文是對權益資本成本研究文獻的有益補充。(2)以價格壓力假說為基礎，從理論上分析了投資者關注影響權益資本成本的途徑，實證研究驗證了投資者關注對權益資本成本的影響；以迎合理論為基礎，實證檢驗管理層是否存在迎合投資者關注而產生盈余管理行為。因此，本文豐富了投資者非理性行為、管理層迎合行為的研究成果。

二、理論分析與假設提出

(一)投資者關注與權益資本成本

價格壓力假說認為，關注影響股票收益率內在機制的投資者越多，在賣空限制的前提下，潛在的買入投資者就越多，所以接下來股票的預期收益率會更高(Barber et al.，2008)。那么，有限理性的投資者對特定股票的關注會造成市場購買壓力，進而形成股票價格的上行動量,而股票定價影響著上市公司的股權融資成本。

具體而言，投資者關注主要通過以下途徑對權益資本成本產生影響。第一，投資者關注影響股票交易市場上的供求關系。隨著投資者關注度的提高，股票交易市場上的投資者會增加，在賣空限制和股票供給量不變的情況下，投資者需求的增加將提高股票在股票交易市場上的定價。股票交易市場上的定價的提升有利于公司通過增發(fā)等資本運作在股票發(fā)行市場上獲得更多的資金，從而降低權益資本成本。第二，投資者關注降低了交易成本。投資者關注度的提高，有利于提高投資者的投資情緒，增加股票的交易量，提高股票的流動性(Cheng et al.，2021)。隨著股票流動性的提高，投資者轉讓權實現的成本降低，其索要的轉讓風險補償也降低，導致權益資本成本的下降(Diamond et al.，1991)。第三，投資者關注降低了信息不對稱程度。投資者對某個上市公司關注度越高，越有動力獲取額外的信息作為投資決策依據，如獲取分析師撰寫的研究報告與公司評級、關注媒體披露的信息等。而且，投資者關注可能對上市公司、媒體、分析師等產生了一種外部監(jiān)督，基于投資者關系管理以及社會聲譽等因素的考慮，上市公司、媒體、分析師可能會增加信息披露的水平或提高信息披露的質量，以滿足投資者的信息需求。如Lang et al.(2000)發(fā)現上市公司在股票增發(fā)的前半年，更傾向于增加自愿性信息披露，而且上述群體可能在信息披露上存在競爭關系，如分析師與上市公司存在信息披露競爭關系，任何一個信息的預先披露都可能使信息披露主體處于優(yōu)勢地位(薛祖云，2011)，這種競爭關系在分析師同行業(yè)內、媒體同行業(yè)內更加激烈。第四，投資者關注可能導致投資者過度自信。投資者獲取公司對外信息披露、媒體報道分析報告、機構投資者投資動態(tài)等信息時，在有限理性下，容易受到自身認知水平的影響，表現出過度自信，即投資者傾向于過高地估計自己發(fā)現或解讀新消息的能力，從而低估基于此消息所產生的預測偏差(Daniel，1998；何誠穎 等，2014)。這種現象在投資者獲取內幕消息等非公開信息時尤其明顯?；趯ξ磥砉善眱r格走勢的過度樂觀，投資者在股票交易市場上愿意付出更高的交易價格。因此，在其他條件不變的情況下，隨著投資者關注度的提高，權益資本成本將逐漸降低?；谏鲜龇治?，本文提出：

假設1：在其他條件不變的情況下，投資者關注與權益資本成本負相關。

(二)投資者關注與向上的盈余管理

迎合理論認為上市公司為提升公司的短期價值，針對投資者的非理性偏好，管理層通過主動創(chuàng)造相應的公司特征來滿足投資者的非理性需求，從而實現上市公司和管理層自身利益的最大化(Baker et al.，2004a，2004b)。迎合理論主要作為股利分配、公司投資、股票拆分、公司名稱變更等公司行為決策的理論依據。在盈余管理方面，有研究認為投資者往往對超過盈余預期的公司股票給予溢價，管理層為了維持或提升股票價格，傾向于實施向上的應計盈余管理。實證研究發(fā)現當股票溢價較高的時候，異常應計利潤也增加，反之則減少(Rajgopal et al.，2007)。同時，上市公司的ROE向其均值回調的非對稱性也間接證明了迎合理論，即當ROE高于均值時，投資者對預期盈余的需求較多，管理層實施了更大程度的盈余管理，導致ROE向均值回調的速度較慢，而當ROE小于均值時，情況則相反(Chen et al.，2011)。

一般認為，個人投資者在進行投資決策時考慮因素的排序基本相同，即個人投資者優(yōu)先考慮盈利情況，其次考慮風險，最后考慮流動性(湯曉冬，2016)。對于機構投資者而言，可以按照持股時間將其分為短期機構投資者和長期機構投資者。在股票交易市場上的機構投資者一般屬于短期機構投資者。短期機構投資者比較關注公司短期內的盈利情況，容易忽視公司的長期價值。Bushee(2001)研究發(fā)現短期機構投資者的持股比例與公司短期收益顯著正相關，證明了短期投資者更重視公司短期盈利能力，導致管理層具有進行向上盈余管理的壓力與動力。羅付巖(2015)使用我國上市公司作為樣本進行研究得出類似的結論，即短期機構投資者持股比例越高，越能體現其投資的短視行為，即與盈余管理及正向盈余管理顯著正相關。同時，基于會計盈余的薪酬和基于股票價格的薪酬影響到管理層的薪酬，激勵管理層進行向上的盈余管理，以滿足投資者的需求。可以推斷，隨著投資者關注程度的增加，管理層傾向于降低向下盈余管理或增強向上盈余管理?；谏鲜龇治?，本文提出：

假設2：在其他條件不變的情況下，投資者關注與向上的盈余管理正相關。

(三)向上的盈余管理與權益資本成本

在有關應計盈余管理的研究成果中，Brown et al.(1967)研究發(fā)現，上市公司的股票價格與其未來預期盈利變動方向相同，即未來預期盈利為正的上市公司股票價格會上漲，未來預期盈利為負的上市公司股票價格會下跌。同時，投資者更傾向于將有限的注意力分配至與盈余相關的數字上，如Beaver et al.(1979)研究發(fā)現會計盈余與股票價格之間的關系就是證券分析中唯一的重要關系?？紤]到投資者的識別能力有限，這種關系的相關性程度顯著高于現金流與股票價格的相關性程度，而決定這種相關性程度的主要因素是應計項目(Dechow，1994)。由此可以推斷，在投資者辨別能力有限的情況下，向上的盈余管理能夠促進股票價格的上漲，從而使上市公司獲得較低的權益資本成本。有關真實盈余管理與權益資本成本的研究相對較少，考慮到真實盈余管理更難以觀測與識別，可以推斷向上的真實盈余管理將在短期內促進股票價格的上漲。因此，在其他條件不變的情況下，向上的盈余管理與權益資本成本負相關?；谏鲜龇治?，本文提出：

假設3：向上的盈余管理是投資者關注影響權益資本成本的中介變量。

三、研究設計

(一)變量說明

1.權益資本成本

權益資本成本測度方法主要包括事后權益資本成本的測度和事前權益資本成本的測度兩類。毛新述(2012)對各種權益資本成本在我國資本市場的適用情況進行了研究，發(fā)現事前權益資本成本測度模型優(yōu)于事后權益資本成本測度模型。同時，本文借鑒王亮亮(2013)的權益資本成本的測度方法，使用GLS模型對權益資本成本進行估算。具體而言，本文使用Hou(2012)的模型對盈余進行預測，得到凈利潤的線性擬合值，估算模型如下所示：

Ei,T+t=α0+α1Ai,T+α2Divi,T+α3DDi,T+α4Ei,T+α5NegEi,T+α6ACCi,T+ei,T+t

(1)

其中，Ei,T+t為第i個上市公司第T年后t年的凈利潤；Ai,T為第i個上市公司第T年的總資產；Divi,T為第i個上市公司第T年的現金股利；ACCi,T為第i個上市公司第T年的應計盈余；DDi,T為第i個上市公司第T年是否分配現金股利的啞變量，如果有分配現金股利，則取值為1，否則取值為0；NegEi,T為第i個上市公司第T年的會計盈余的啞變量，如果會計盈余小于0，則取值為1，否則取值為0。

在計算得到凈利潤的線性擬合值的基礎上，借鑒王亮亮(2013)的方法對GLS模型進行估算，估算模型如下所示：

(2)

其中,R_GLS為模型估算的權益資本成本,MVEt為第t年的預測權益市值,BVEt為第t年的權益的預測賬面價值,FROEt為第t年的預測凈資產收益率。

本文GLS模型的計算步驟具體如下：第一，從Hou(2012)的盈余預測模型中提取各公司各年度未來1～3年的盈余預測數據。第二，計算未來1～12年的股利分配率(分公司分年度)。如果該公司該年度的凈利潤為正，則股利分配率等于該公司該年度的股利分配率；如果該公司該年度的凈利潤為負，則股利分配率等于該公司該年度現金股利與總資產6%的比值。計算后對股利分配率進行縮尾處理，確保股利分配率處于0～1之間。第三，如果預測年度屬于未來1～3年。首先，用第二步中確定的現金股利分配率乘以第一步中的預測盈余數據得到現金股利；其次，計算期末權益的賬面價值，期末權益賬面價值=期初權益賬面價值+預測盈余-現金股利分配；最后，計算凈資產收益率，凈資產收益率=預測盈余/期初權益賬面價值。如果預測年度屬于未來4～12年。首先，計算凈資產收益率，計算方法為未來第3年的凈資產收益率向行業(yè)ROE中位數等差回歸，而行業(yè)ROE中位數的取值范圍為該公司所處行業(yè)過去10年的樣本(剔除虧損企業(yè))；其次，估計預計盈余，預計盈余=期初權益賬面價值×凈資產收益率；再次，計算現金股利，現金股利=預計盈余×股利分配率；最后，計算期末權益的賬面價值，期末權益賬面價值=期初權益賬面價值+預測盈余-現金股利分配。循環(huán)以上步驟，直至計算得出未來12年的凈資產收益率、權益賬面價值。第四，根據模型(2)使用MATLAB軟件進行插值計算，得到分公司分年度的權益資本成本。

2.盈余管理

借鑒Thomas et al.(2000)、黃梅等(2009)對應計盈余管理計量模型的錯誤頻率及適用性進行檢驗的結果，本文使用基本瓊斯模型對應計盈余管理進行估計，估算模型如下所示：

(3)

其中，TAt為第t年度的總應計盈余，等于第t年度營業(yè)利潤減去第t年度經營活動現金流；At為第t年度總資產；△REVt為第t年度的營業(yè)收入變動額，等于第t年度的營業(yè)收入減去第t-1年度的營業(yè)收入；PPEt為第t年度的固定資產原值。根據模型(3)分年度分行業(yè)進行回歸，所得的異常應計利潤(殘差)即為應計盈余管理操縱程度的度量指標，命名為DACC_BJ。異常應計利潤為正，表示實施了正向的應計盈余管理；異常應計利潤為負，表示實施了負向的應計盈余管理；異常應計利潤的絕對值越大，表示盈余管理的程度越大。

借鑒Roychowdhury(2006)的方法，本文分別構建模型(4)～(6)，對銷售操縱、生產操縱和酌量性費用操縱三類真實盈余管理進行估計。根據模型(4)～(6)，分年度分行業(yè)進行截面回歸，所得殘差依次為異常經營活動現金凈流量、異常產品成本、異常酌量性費用。異常經營活動現金凈流量為正、異常產品成本為負、異常酌量性費用為正表示實施了負向的真實盈余管理，反之則表示實施了正向的真實盈余管理。為方便后續(xù)分析，本文用異常經營活動現金凈流量的負數形式衡量銷售操縱的真實盈余管理，記為REM_CFO；用異常產品成本來衡量生產操縱的真實盈余管理，記為REM_PRO；用異常酌量性費用的負數形式衡量銷售操縱的真實盈余管理，記為REM_EXP。

(4)

(5)

(6)

其中，CFOt為第t年度凈經營現金流量；PRODt為第t年度生產成本，等于銷售成本加存貨賬面價值變動額；DISEXPt為第t年度酌量性費用，等于銷售費用加管理費用；At為第t年度總資產；SALESt為第t年度營業(yè)收入；△SALESt為第t年度營業(yè)收入變動額，等于第t年度的營業(yè)收入減去第t-1年度營業(yè)收入。

同時，考慮到公司可能在同一年度同時進行兩種或兩種以上的真實盈余管理，本文借鑒Zang(2011)、Cohen et al.(2010)、李增福等(2011)的做法，構建綜合性真實盈余管理指標，如模型(7)所示。

REM1=REM_CFO+REM_PRO+REM_EXP

(7)

3.投資者關注

本文借鑒權小鋒等(2012)的做法，使用年度換手率(TURNOVER)作為投資者關注的替代指標。這是因為：一方面，投資者關注是投資交易的基礎，換手率能夠反映投資者在金融市場上的注意力分配情況，從而體現出投資者有限關注的特點；另一方面，過度自信等非理性行為往往會擴大不同投資者對公司基礎價值的異質信念，進一步增加股票換手率，從而體現出投資者有限理性的特點。年度換手率(TURNOVER)指標從金融資產交易特征方面測度了投資者關注，屬于事后指標。換手率越高，表示投資者關注程度越高。

4.控制變量

借鑒現有與盈余管理、權益資本成本有關的研究，本文選取了一系列控制變量。其中，公司財務方面的控制變量包括公司規(guī)模(SIZE)、財務風險(LEV)、系統(tǒng)性風險(BETA)、總資產周轉率(ASSETTO)、凈資產收益率(ROE)、經營風險(OPERISK)，公司治理方面的控制變量包括兩職兼任(DUAL)、審計意見(OPINION)、股權集中度(H5)、獨立董事占比(INDEP)。

本文主要變量的說明如表1所示。

表1 主要變量說明

(二)模型構建

本文借鑒溫忠麟等(2004)歸納的中介效應檢驗方法對假設1～3進行檢驗，分別構建三個回歸模型，如模型(8)～(10)所示，并根據三個模型的回歸系數判斷是否具有中介效應。具體而言，回歸系數a1是進行中介效應檢驗的前提，如果a1不顯著，則停止檢驗，檢驗回歸系數b1、c2。如果b1、c2都顯著，表示投資者關注對權益資本成本的影響至少有一部分是經過中介變量盈余管理實現的；如果b1、c2中至少有一個不顯著，則需要繼續(xù)進行步驟四中的檢驗；如果b1、c2都顯著，為了確定盈余管理是否為完全中介效應，需要檢驗回歸系數c1。如果c1不顯著，則盈余管理起完全中介效應；如果b1、c2中至少有一個不顯著，一般可以進行Sobel檢驗、Aroian檢驗和Goodman檢驗。

(8)

(9)

(10)

(三)樣本選擇與數據來源

本文選取2009—2013年我國A股上市公司為研究樣本。為保證實證結果的可靠性，本文進行了如下篩選：剔除金融行業(yè)的樣本；剔除ST、PT的樣本；剔除回歸數據缺失的樣本；在進行盈余管理估算時，對每年度的行業(yè)內公司數量小于10家的行業(yè)予以剔除。此外，為控制極端數據對研究結果的影響，本文對所有連續(xù)型變量進行了上下各1%的縮尾(Winsorize)處理。本文數據來自國泰安CSMAR數據庫與Wind數據庫。

四、實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計與相關性分析

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。從中可見，權益資本成本(R_GLS)的均值和標準差分別為0.0560和0.0253，與毛新述(2012)、王亮亮(2013)的測算結果類似，因此具有較高的可靠性；應計盈余管理(DACC_BJ)的均值和標準差分別為-0.0007和0.0877，真實盈余管理(REM1)的均值和標準差分別為-0.0061和0.2550，說明樣本公司總體上實施了負向盈余管理；年度換手率(TURNOVER)的均值分別為6.1983和4.5681，說明不同樣本公司的投資者關注度存在一定差距。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結果

表3列示了本文主要變量的Pearson相關系數。由表3可見，權益資本成本與投資者關注的相關系數顯著為負，初步驗證了假設1；應計盈余管理、真實盈余管理與投資者關注的相關系數顯著為正，初步驗證了假設2。此外，控制變量與自變量之間的相關系數均小于0.5，且后續(xù)VIF檢驗結果均小于4，說明不存在多重共線性問題(1)限于篇幅，在此不再詳細列示控制變量與自變量之間的相關系數，后文也不再列示VIF檢驗的結果。。

表3 主要變量的Pearson相關系數

(二)多元回歸結果

表4為投資者關注與權益資本成本的檢驗結果。

表4 投資者關注、盈余管理與權益資本成本的回歸結果

表5報告了投資者關注與盈余管理的檢驗結果。

表5 投資者關注與盈余管理的回歸結果

表4列(1)～(4)均運用普通最小二乘法進行了估計，并控制了年份、行業(yè)效應和異方差。由列(1)、(3)可知，投資者關注(TURNOVER)的估計系數均為負，且通過了1%水平的顯著性檢驗。由此，假設1得到支持。在控制變量方面，系統(tǒng)性風險(BETA)與權益資本成本(R_GLS)在1%顯著性水平上正相關，經營風險(OPRISK)、財務風險(LEV)與權益資本成本(R_GLS)在1%顯著性水平上正相關，說明隨著系統(tǒng)性風險、財務風險以及經營風險的提高，權益資本逐漸升高；獨立董事占比(INDEP)與權益資本成本(R_GLS)在1%顯著性水平上負相關，說明公司治理水平越高，所能獲得的權益資本成本越低；總資產周轉率(ASSETTO)、凈資產收益率(ROE)與權益資本成本(R_GLS)在1%的顯著性水平上正相關，與葉康濤等(2004)、姜付秀等(2006)、肖珉(2008)等研究結論一致；公司規(guī)模(SIZE)與權益資本成本(R_GLS)在1%顯著性水平上正相關，可能是投資者偏好小盤股所致，這與肖珉(2008)的研究一致。

表5列(1)、(2)均運用普通最小二乘法進行了估計，并控制了年份、行業(yè)效應和異方差。列(1)的因變量為向上真實盈余管理，自變量投資者關注(TURNOVER)的估計系數為0.0080，且通過了1%水平的顯著性檢驗；列(2)的因變量為向上應計盈余管理，自變量投資者關注(TURNOVER)的估計系數為0.0017，且通過了1%水平的顯著性檢驗。由此，假設2得到實證結果的支持。

綜合表4、表5的回歸結果對中介效應進行檢驗。由于表5中投資者關注(TURNOVER)系數均顯著為正，因此需要通過模型(10)進行中介效應檢驗。模型(10)的回歸結果如表4列(2)、(4)所示。由表4列(2)可見，在加入真實盈余管理之后，REM1的估計系數為負(-0.0093)，且在1%水平上顯著；而TURNOVER的顯著性水平較列(1)有所下降，但仍然在1%的置信水平上顯著。因此，向上的真實盈余管理在投資者關注影響權益資本成本的過程中起部分中介效應。由列(4)可見，在加入應計盈余管理之后，DACC_BJ的估計系數為負(-0.0620)，且在1%水平上顯著；而TURNOVER的顯著性水平較列(3)有所下降，因此，向上的應計盈余管理是投資者關注影響權益資本成本的中介變量。由此，假設3得到支持。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了提高研究結論的可靠性以及解決可能存在的內生性問題，本文進行了如下檢驗：

1.變換權益資本成本的度量方法

參考毛新述(2012)的研究，本文從非正常盈余增長模型和戈登增長模型中各選擇一種權益資本成本的度量方法，也就是使用GGM模型和OJN模型的估算結果作為權益資本成本的替代變量，重新進行了檢驗，結果如表6所示。由表6可見，結論基本保持不變。

表6 變換權益資本成本測量方法后的檢驗結果

2.變換盈余管理的度量方法

借鑒Thomas et al.(2000)、黃梅等(2009)的研究，本文使用修正瓊斯模型(DACC_MJ)、無形資產瓊斯模型(DACC_IA)的估算結果作為應計盈余管理程度的替代指標，同時使用REM_CFO、REM_PRO、REM_EXP作為真實盈余管理的替代變量，重新進行檢驗，結果如表7所示。由表7可見，研究結論與上文一致。

表7 變更盈余管理測量方法后的檢驗結果

3.變換回歸模型

首先，考慮到公司個體因素的影響，為避免誤差項出現聚類現象，從而導致t統(tǒng)計量被高估，按照公司對標準誤差進行了聚類處理(Clustered By Firm)。其次，為了考察公司特有因素和時間序列變化的影響，采用Fixed-Two-Way固定效應模型對參數進行估計。重新檢驗后的結果列于表8，研究結論并未發(fā)生改變。

表8 變換回歸模型后的檢驗結果

4.分組回歸

首先，本文根據實際控制人性質將樣本劃分為國有企業(yè)與非國有企業(yè)，并采用混合截面數據重新進行了檢驗，結果如表9所示。表9的分組回歸結果顯示，無論是在國有企業(yè)組還是非國有企業(yè)組，上文的研究結論仍然得到了證實。

表9 不同實際控制人性質的分組回歸

其次，根據現有文獻，管理層進行盈余管理的動機主要有三個：薪酬動因、資本市場動因和監(jiān)管動因。本文以薪酬動因為切入點，根據管理層薪酬變量的中位數將樣本分為低薪酬組與高薪酬組，采用混合截面數據重新進行回歸(控制異方差和進行聚類處理)?；貧w結果如表10所示，薪酬水平的高低并不影響投資者關注對盈余管理、權益資本成本的影響，上文的研究結論仍然得到證實。

表10 不同薪酬水平的分組回歸

最后，考慮到相關研究成果主要關注點集中于正向盈余管理，本文針對正向盈余管理組(盈余管理估算結果大于0的部分)、負向盈余管理組(盈余管理估算結果小于0的部分)進行檢驗。同時，為了考察公司特有因素和時間序列變化的影響，采用Fixed-Two-Way固定效應模型對參數進行估計，回歸結果如表11所示，研究結論保持不變。

表11 正向/負向盈余管理組的回歸

5.內生性問題的檢驗

投資者關注與向上的盈余管理可能存在內生性問題，即投資者關注影響管理層的盈余管理行為，或者是投資者被管理層通過實施盈余管理行為所吸引，從而形成較高的關注度。為此，本文將涉及的連續(xù)性變量，按照年份滯后一期進行回歸，對模型(10)重新進行檢驗，以此緩解內生性問題。結果如表12所示，研究結論保持不變。

表12 滯后一期回歸結果

六、結論與啟示

本文在迎合理論和價格壓力假說的基礎上，以我國A股上市公司為樣本，實證研究了投資者關注對上市公司融資能力的影響，同時檢驗了向上的盈余管理所起的中介效應。研究結果表明：投資者關注與向上的盈余管理呈現正相關關系，與權益資本成本呈現負相關關系，向上盈余管理是投資者關注影響權益資本成本的中介變量。本文還通過更換盈余管理、權益資本成本指標，變換回歸模型，進行群聚類處理，分組檢驗，連續(xù)變量滯后一期等方法進行穩(wěn)健性檢驗，研究結論依然成立。因此，本文認為投資者關注在長期累積的情況下，會引起管理層盈余管理行為的變化。在這個過程中，管理層具有迎合投資者需求的動力，即短期投資者更重視公司短期盈利能力，導致管理層具有進行向上盈余管理的壓力與動力。通過向上的盈余管理，上市公司能夠獲得更低的權益資本成本，從而增強上市公司的股權融資能力。

本文的研究啟示在于：投資者有限注意力更容易關注到利好信息，并抱有過于樂觀的情緒，產生非理性行為，進而影響資本市場的價格。管理層具有迎合投資者的動機，操縱投資者所關注的盈余信息，以此降低企業(yè)的股權融資成本。因此，投資者不應該僅僅關注公司短期盈利能力，避免非理性行為。從監(jiān)管層面來看，監(jiān)管部門應該進一步加強對盈余管理行為以及股權融資的監(jiān)管，降低管理層迎合投資者的行為。另外，監(jiān)管部門也應該加強投資者教育隊伍的建設，針對性地開展投資者教育工作，提高投資者的投資水平，為我國資本市場的發(fā)展營造健康良好的環(huán)境。