宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)投資趨同行為

趙懿清，張 悅

（1.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，北京100070；2.北京大學(xué)光華管理學(xué)院，北京100871）

●管理視野

宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)投資趨同行為

趙懿清1，張 悅2

（1.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，北京100070；2.北京大學(xué)光華管理學(xué)院，北京100871）

文章將宏觀經(jīng)濟(jì)層面的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響投射到微觀企業(yè)行為上，研究了國(guó)有股權(quán)性質(zhì)下的企業(yè)投資趨同行為。研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)投資趨同行為是企業(yè)在經(jīng)濟(jì)波動(dòng)感知水平上進(jìn)行自我調(diào)整的結(jié)果；政府控制在一定程度上能夠抑制企業(yè)投資趨同行為，并且控股水平越高，對(duì)企業(yè)投資趨同行為的治理作用越大；而且政府控制會(huì)根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)水平調(diào)節(jié)對(duì)企業(yè)投資趨同行為的治理效果，可以發(fā)現(xiàn)政府控制是一種有效的動(dòng)態(tài)治理機(jī)制，合理加強(qiáng)政府控制以及采取適當(dāng)?shù)恼刂品绞侥軌蛟谝欢ǔ潭壬掀鸬胶侠硪龑?dǎo)企業(yè)投資和穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)發(fā)展的緩沖作用。

宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)；企業(yè)投資趨同行為

一、引言

2016年“國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十三個(gè)五年規(guī)劃綱要”明確指出，要積極穩(wěn)妥化解產(chǎn)能過剩。產(chǎn)能過剩的一個(gè)重要因素可能是企業(yè)投資的盲目跟風(fēng)導(dǎo)致投資過熱。從眾行為理論認(rèn)為個(gè)體在群體行為影響下改變個(gè)人意見而與多數(shù)人取得一致認(rèn)識(shí)的行為傾向。管理者由于信息量、了解程度、情境因素等多方面因素的影響，不敢貿(mào)然從事風(fēng)險(xiǎn)交易，而是模仿、復(fù)制他人投資決策，從而發(fā)生投資趨同行為。這種投資趨同行為可能會(huì)因?yàn)殚L(zhǎng)時(shí)間或大規(guī)模的從眾，進(jìn)而引發(fā)某一行業(yè)或某類項(xiàng)目上的過度投資，甚至引至投資過熱或產(chǎn)業(yè)失衡。因此為加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型和調(diào)整，從微觀層面研究企業(yè)投資行為刻不容緩。

林毅夫等（2010）的研究認(rèn)為產(chǎn)能過?？赡苁寝D(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體投資的“潮涌現(xiàn)象”［1］。而方軍雄（2012）研究指出產(chǎn)能過剩并非“潮涌現(xiàn)象”，而是企業(yè)投資行為的“羊群效應(yīng)”所致［2］。因此，涌現(xiàn)出一批圍繞企業(yè)投資趨同行為——這一主題開展的研究。Knyazeva et al（2009）從產(chǎn)權(quán)保護(hù)和公司治理視角研究了公司投資趨同行為［3］。Khanna&Mathews（2010）對(duì)多階段決策的背景下投資決策的趨同效應(yīng)，例如開拓新市場(chǎng)領(lǐng)域、R&D投資和早期的風(fēng)險(xiǎn)投資等，可能導(dǎo)致信息損失、劣質(zhì)信息收集和錯(cuò)誤決策［4］。陳德球和葉陳剛（2010）在考察中國(guó)情境下的政府質(zhì)量和公司代理沖突對(duì)企業(yè)的投資趨同行為的影響［5］。宋常和趙懿清（2011）研究了地區(qū)性行政壟斷和產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)與企業(yè)投資趨同行為的關(guān)系［6］。顏向農(nóng)和李思慧（2012）運(yùn)用博弈論和貝葉斯法則，構(gòu)建了經(jīng)濟(jì)周期與企業(yè)投趨同行為的博弈模型［7］。葉玲和李心合（2012）研究發(fā)現(xiàn)控制產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)投資趨同有一定的相關(guān)關(guān)系［8］。Chen et al（2013）發(fā)現(xiàn)在中國(guó)政府干預(yù)對(duì)企業(yè)投資趨同行為有顯著影響［9］。胡亞東（2014）研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)投資趨同行為與企業(yè)價(jià)值呈倒“U”形關(guān)系［10］。已有的研究大多認(rèn)為企業(yè)投資趨同行為是“羊群效應(yīng)”。然而由于投資行為存在理性與非理性，企業(yè)投資趨同行為在不同的條件下會(huì)有截然不同的實(shí)質(zhì)。因此本文在已有的文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，將宏觀經(jīng)濟(jì)層面的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響投射到企業(yè)投資趨同行為上，進(jìn)一步探明企業(yè)投資趨同行為的本質(zhì)。

金融危機(jī)之后對(duì)“陰態(tài)經(jīng)濟(jì)環(huán)境”研究的關(guān)注［11-13］，使經(jīng)濟(jì)波動(dòng)成為主要的研究視角［14-16］。個(gè)體模仿決策與行業(yè)趨同行為之間天然的傳導(dǎo)機(jī)制，會(huì)放大趨同行為的影響程度，有可能傳導(dǎo)到宏觀經(jīng)濟(jì)層面成為一個(gè)重要的經(jīng)濟(jì)問題。另一方面，企業(yè)行為往往是對(duì)制度的反應(yīng)，政府干預(yù)是影響新興市場(chǎng)中公司的重要因素［17-18］。國(guó)有大中型企業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的支柱，其經(jīng)營(yíng)狀直接關(guān)系到我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和社會(huì)主義制度的鞏固。而且政府治理效應(yīng)并非一個(gè)靜態(tài)的過程，普適性的政府控制模式是不存在，只有適應(yīng)企業(yè)投資決策和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境變化而不斷調(diào)整的政府控制才是最準(zhǔn)確和有效的［19］。

二、理論分析與研究假設(shè)

投資趨同行為產(chǎn)生于信息不對(duì)稱的市場(chǎng)環(huán)境中，這是由于發(fā)掘信息需要較高的固定成本，復(fù)制信息卻只需較低的邊際成本，從而使信息成為一種非排他性產(chǎn)品。正是因?yàn)榇嬖谛畔⒌呐潘裕硇酝顿Y者僅購(gòu)買與資產(chǎn)相關(guān)的信息。可是他們不得不為需求量低的信息支付更高成本，而需求量高的信息反而支付較低成本［20］。因此從成本出發(fā)，投資者會(huì)更傾向于購(gòu)買其他人都購(gòu)買的信息，即需求量較高的信息。投資者將根據(jù)需求較高的公共信息集對(duì)資產(chǎn)進(jìn)行定價(jià)，而一個(gè)資產(chǎn)的價(jià)格就會(huì)影響到其他資產(chǎn)價(jià)格，資產(chǎn)定價(jià)就發(fā)生趨同效應(yīng)。投資趨同行為往往產(chǎn)生于含有大量信息的交易［21］，信息量越大，透明度越高，投資趨同行為就會(huì)越多［22］。在這種情況下，由于他人的決策中可能含有投資者自身不具備的信息，觀察他人的行為并跟從可能才是最優(yōu)決策，從而由信息引致了從眾行為。

企業(yè)投資趨同行為是當(dāng)多個(gè)投資決策主體向同一方向或同類項(xiàng)目投資時(shí)所形成的現(xiàn)象。投資者在做出企業(yè)投資趨同決策時(shí)，有時(shí)甚至與他們自有的信息相反，而與群體投資決策一致。Jensen和Meck?ling（1992）認(rèn)為由于信息轉(zhuǎn)移的高成本性和分散性，需要圍繞決策所需的專門知識(shí)進(jìn)行決策權(quán)的配置［23］。對(duì)企業(yè)投資行為而言，管理者純依靠公共信息是不夠的，他們可能掌握著其他投資者所不知曉的私人信息［24-25］，對(duì)公司未來投資決策做出精確地識(shí)別和評(píng)價(jià)，并最終做出正確的投資決策。當(dāng)公司管理者在投資決策時(shí)利用更多的私有信息，公司投資會(huì)表現(xiàn)出較低的一致性。行為金融學(xué)將這一現(xiàn)象定義為易得性啟發(fā)偏差，即投資在形成自己的判斷的過程中，往往會(huì)賦予那些最為常見的、最熟悉的信息以更大的權(quán)重。企業(yè)投資趨同行為就是將最近的信息賦以更高的權(quán)重，也被稱為近因效應(yīng)。

宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)主要是宏觀經(jīng)濟(jì)超出（低于）投資者預(yù)期的部分。當(dāng)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)很大時(shí)，市場(chǎng)會(huì)充斥著更為復(fù)雜和難以分辨的信息，投資發(fā)生損失的概率顯著提升，投資機(jī)會(huì)的選擇和判斷就更為困難，而且還有可能降低投資邊際收益。投資具有不確定與不可撤銷的特性，因此在這種情況下，管理者的投資行為更為謹(jǐn)慎，大大削弱了管理者對(duì)公共信息的依賴［15］，抑制“易得性啟發(fā)偏差”，迫使管理者主動(dòng)收集信息，從而令他們更多地依靠自己發(fā)掘的專有信息進(jìn)行投資決策，減少了企業(yè)投資趨同行為的發(fā)生。而當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)較為穩(wěn)定的情況下，投資機(jī)會(huì)的可選方向能夠被較為清晰地辨識(shí)，而且依賴公有信息做出的投資決策的風(fēng)險(xiǎn)較低，因此無論是投資機(jī)會(huì)驅(qū)動(dòng)的理性羊群效應(yīng)還是“易得性啟發(fā)偏差”下的非理性羊群效應(yīng)都會(huì)增加?；诖?，提出基本假設(shè)1。

H1：宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與企業(yè)投資趨同行為存在負(fù)相關(guān)。

各級(jí)國(guó)資委負(fù)責(zé)對(duì)國(guó)有企業(yè)重大事項(xiàng)的監(jiān)督管理，通過統(tǒng)計(jì)、稽核對(duì)所管國(guó)有資產(chǎn)的保值增值情況進(jìn)行監(jiān)管。有大量研究表明國(guó)有企業(yè)投資行為也是管控的重點(diǎn)［26-27］。因此，國(guó)有企業(yè)的投資決策會(huì)更為謹(jǐn)慎，通常需要執(zhí)行“三重一大”集體決策制度。群體決策的有效性遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于任何優(yōu)秀的個(gè)體，團(tuán)隊(duì)決策從很大程度上抑制了模仿其他企業(yè)進(jìn)行投資的可能性。國(guó)資委對(duì)國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)范圍有一定的限制，不允許其隨意更改主營(yíng)業(yè)務(wù)范圍，而且重大資金使用需要經(jīng)國(guó)資委批準(zhǔn)，提升了投資決策的規(guī)范性，從宏觀層面進(jìn)一步抑制企業(yè)投資趨同行為的發(fā)生。現(xiàn)階段國(guó)有企業(yè)信息集成系統(tǒng)構(gòu)建較為完善，能夠獲得更多信息。不僅如此，國(guó)有企業(yè)已形成了較為規(guī)范的信息收集程序和較為充分的信息分析能力，并且經(jīng)過多年的積累已經(jīng)形成一定的信息儲(chǔ)備規(guī)模，信息收集上的正反饋效應(yīng)會(huì)大大降低其對(duì)公共信息的依賴，企業(yè)決策者會(huì)加大對(duì)企業(yè)專有信息的重視，降低對(duì)短期外生變量的關(guān)注，避免了近因效應(yīng)的影響，從而減少了企業(yè)投資的趨同行為?；诖?，提出基本假設(shè)2。

H2：與非國(guó)有企業(yè)相比，國(guó)有企業(yè)中的投資趨同行為更低。

宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和國(guó)有股權(quán)控制都能夠有效抑制企業(yè)投資趨同行為。而在經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的大背景下，國(guó)有股權(quán)控制的治理效應(yīng)會(huì)表現(xiàn)出動(dòng)態(tài)性。當(dāng)管理者面臨更大的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)時(shí)，經(jīng)濟(jì)環(huán)境的不確定性和外部信息的復(fù)雜化會(huì)抑制管理者的“易得性啟發(fā)偏差”，激勵(lì)管理者主動(dòng)挖掘有價(jià)值的投資信息。因此從成本收益均衡的角度，國(guó)有股權(quán)對(duì)企業(yè)投資趨同行為的監(jiān)管會(huì)適當(dāng)放松。而在經(jīng)濟(jì)波動(dòng)較低的時(shí)期，企業(yè)投資趨同行為發(fā)生的概率隨之增多，從而國(guó)有股權(quán)的治理效應(yīng)的優(yōu)勢(shì)顯現(xiàn)出來，它會(huì)代替經(jīng)濟(jì)

其中，comov表示在同一年份和行業(yè)中，增加投資的公司數(shù)量（Nincrease）與減少投資的公司數(shù)量（Ndecrease）中最大值與同一年份同一行業(yè)中公司總數(shù)量（N）的比值。當(dāng)在某一行業(yè)投資增加和減少的公司數(shù)量分別為50%時(shí)，則comov=0.5，表示該行業(yè)中不存在投資趨同；而如果投資增加或減少的公司數(shù)量任一方較多時(shí)，則comov＞0.5，而且該投資協(xié)同效應(yīng)指數(shù)越高，代表著該行業(yè)公司之間投資趨同的傾向越大，由此可得comov的值域?yàn)椋?.5，1.0］。為了區(qū)分投資趨同行為中企業(yè)投資增加或投資減少的影響因素的區(qū)別，分別定義增加投資的趨同行為（incov=Nincrease/ N）和減少投資的趨同行為（decov=Ndecrease/N）。

由于行業(yè)中企業(yè)的投資行為可能是隨機(jī)的，所以只有當(dāng)增資和減資的企業(yè)數(shù)存在顯著差異時(shí)才可波動(dòng)引起的自發(fā)的抑制力。而且國(guó)有企業(yè)中國(guó)資委的監(jiān)督職能、集體決策的糾偏力度以及信息系統(tǒng)的收集能力，都能夠提升企業(yè)專有信息的可靠性和管理者對(duì)專有信息的依賴程度。不僅如此，國(guó)資委通過法定程序?qū)ζ髽I(yè)負(fù)責(zé)人進(jìn)行任免、考核，管理者為避免根據(jù)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)進(jìn)行獎(jiǎng)懲受到不利評(píng)價(jià)，會(huì)更謹(jǐn)慎地應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)可能會(huì)存在潛在風(fēng)險(xiǎn)，因此也會(huì)更加勤勉和努力地尋找信息，提升信息決策的合理性和必要性，從而減少了企業(yè)投資趨同行為的發(fā)生。當(dāng)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)較高的時(shí)期，政府將優(yōu)化投資決策的任務(wù)更多地交給市場(chǎng)機(jī)制，通過自由競(jìng)爭(zhēng)與自由交換來實(shí)現(xiàn)資源的配置，優(yōu)化企業(yè)投資行為。而當(dāng)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)較低的時(shí)期，由于市場(chǎng)機(jī)制的退出，國(guó)有股權(quán)的治理作用開始顯現(xiàn)，會(huì)發(fā)現(xiàn)國(guó)有股權(quán)代替宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)發(fā)揮代理。在企業(yè)微觀主體中，隨著外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境的改善與繁榮，企業(yè)投資趨同行為通過市場(chǎng)機(jī)制的調(diào)節(jié)會(huì)自發(fā)地減少，在權(quán)衡成本收益的基礎(chǔ)上政府控制對(duì)這種行為的監(jiān)管和治理效應(yīng)也會(huì)自然地適當(dāng)放松。基于此，提出基本假設(shè)3。

H3：國(guó)有股權(quán)的治理效應(yīng)能夠替代宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)企業(yè)投資趨同行為的影響。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）研究變量

1.企業(yè)投資趨同行為變量

企業(yè)投資趨同行為變量用兩個(gè)指標(biāo)來計(jì)量。一個(gè)指標(biāo)是參考文獻(xiàn)［3，28］的研究來構(gòu)建的，如式（1）所示。能存在趨同趨勢(shì)，因此另一個(gè)投資趨同行為指標(biāo)參考方軍雄（2012）［2］構(gòu)造的二項(xiàng)分布檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛠順?gòu)建，如式（2）所示。

式（2）中，對(duì)增加投資的公司數(shù)量（Nincrease）與減少投資的公司數(shù)量（Ndecrease）進(jìn)行二項(xiàng)分布檢驗(yàn)，如果在10%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，則數(shù)據(jù)分布非隨機(jī)，因此Herd(I)取值為1，否則為0。Herd指標(biāo)可以直接反應(yīng)每一年每一行業(yè)的投資趨同行為狀況。在本文中行業(yè)劃分依據(jù)中國(guó)證監(jiān)會(huì)2012年頒布的中國(guó)上市公司行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，而且在制造業(yè)中根據(jù)前兩位代碼進(jìn)行細(xì)分。

2.宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)變量

關(guān)于宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)替代指標(biāo)的計(jì)算，條件方差是較好的度量指標(biāo)［29］。由于條件方差包含了歷史信息集，在研究經(jīng)濟(jì)波動(dòng)時(shí)，運(yùn)用廣義自回歸條件異方差模型（GARCH）度量宏觀經(jīng)濟(jì)變量變化的條件方差［30-34］。通過GARCH模型的冪指趨勢(shì)估計(jì)該月度經(jīng)濟(jì)變量序列的離差，以年進(jìn)行平均，然后被用作年度宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)指標(biāo)。宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的估計(jì)模型GARCH（1，1）如式（3）所示。

其中，ΔIPt為規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)增加值當(dāng)月同比實(shí)際增速，et為誤差項(xiàng)，ht為通過GARCH估計(jì)得到的誤差項(xiàng)的條件方差。由于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）只有季度數(shù)據(jù)，在使用GARCH模型的條件方差計(jì)算年度值存在較大誤差。使用月度經(jīng)濟(jì)變量會(huì)大幅降低誤差，因此本文選擇規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)增加值當(dāng)月同比實(shí)際增速。現(xiàn)在越來越多的研究宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的文章都使用工業(yè)企業(yè)增加值實(shí)際增速［35-36］。

3.政府控制變量

本文中根據(jù)最終控制人是否為國(guó)有股，定義國(guó)有股權(quán)的啞變量（state），然后進(jìn)一步研究國(guó)有股控股比例（prob）與企業(yè)投資趨同行為的關(guān)系。

（二）研究模型

本文所使用的模型如式（4）所示。

其中，nationit表示政府控制，分別帶入國(guó)有股權(quán)啞變量（state），和國(guó)有股控股比例變量（prob）；economyt-2表示宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，從經(jīng)濟(jì)意義上經(jīng)濟(jì)因素的影響會(huì)有較長(zhǎng)的滯后性，因此模型⑴中使用滯后兩期的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)指標(biāo)，是由于投資計(jì)劃都是預(yù)先決定的，管理者會(huì)根據(jù)歷史數(shù)據(jù)做出估計(jì)從而形成投資決策。nationit×economyt-2為股權(quán)性質(zhì)與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)變量的交乘項(xiàng)。預(yù)計(jì)系數(shù)β1顯著為負(fù)，表明宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與企業(yè)投資趨同行為負(fù)相關(guān)，支持假設(shè)1；系數(shù)β2顯著為負(fù)，表明與非國(guó)有企業(yè)相比，國(guó)有企業(yè)更有利于抑制企業(yè)投資趨同行為；系數(shù)β3顯著為正，表明國(guó)有股權(quán)可以削弱經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)投資趨同的影響。模型（1）主要使用的控制變量（control）有滯后一期的投資規(guī)模（linv）、資產(chǎn)負(fù)債率（lev）、公司規(guī)模（size）和投資風(fēng)險(xiǎn)（risk），主要變量的定義見表1所列。

（三）研究樣本

本文研究的時(shí)間范圍為2003-2014年，以滬深兩市A股上市公司為研究樣本。經(jīng)濟(jì)波動(dòng)數(shù)據(jù)來自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)來自國(guó)泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫(kù)數(shù)據(jù)。對(duì)數(shù)據(jù)做了如下處理：剔除缺失數(shù)據(jù)的樣本。剔除金融行業(yè)的公司（行業(yè)代碼為J）；對(duì)變量進(jìn)行winsorize處理（小于1%分位數(shù)與大于99%分位數(shù)的變量，令其值分別等于1%分位數(shù)和99%分位數(shù)）；最后獲得16 475個(gè)樣本年數(shù)據(jù)。另外，剔除后的樣本與2003-2014年上市公司的行業(yè)分布、規(guī)模分布（以十分位點(diǎn)確定樣本的分布情況）和收益分布基本一致，最終樣本不存在由于處理不當(dāng)而導(dǎo)致的偏差。

（四）描述性統(tǒng)計(jì)分析

對(duì)變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2所列。

表1 變量描述

表2 描述性統(tǒng)計(jì)分析

從表2可以看出，企業(yè)投資趨同行為變量的comov的均值為0.637，herd的均值為0.535，而經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的均值12.633。變量的相關(guān)矩陣如表3所列，解釋變量與被解釋變量均具有相關(guān)性較強(qiáng)，有一些解釋變量與控制變量也存在一定的相關(guān)性，因此對(duì)后文要驗(yàn)證的模型進(jìn)行共線性檢驗(yàn)，VIF值均低于3，不存在多重共線性。

表3 相關(guān)矩陣

續(xù)表3

四、實(shí)證研究結(jié)果

（一）宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)投資趨同行為關(guān)系研究

根據(jù)模型（1）研究國(guó)有股權(quán)與宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)行業(yè)投資協(xié)同的影響，對(duì)非平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行固定效應(yīng)面板回歸分析。為了避免內(nèi)生性，模型（1）右側(cè)均使用滯后一期的變量。在對(duì)模型（1）進(jìn)行擬合之前，根據(jù)Huasman檢驗(yàn)對(duì)面板回歸模型進(jìn)行選擇（Huasman檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示），最終選擇了固定效應(yīng)模型。而且面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型在一定程度上也可以極大地緩解遺漏變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，回歸結(jié)果如表4所示。使用stata13.0軟件對(duì)模型（1）進(jìn)行面板回歸分析，解釋變量分別為Knyazeva et al.（2009）［3］模型（herd）和方軍雄（2012）［2］的模型（comov）求得的投資趨同行為的替代變量，結(jié)果如表4所列。

由表4可見，上述模型的組間R2高于組內(nèi)，模型具有一定的解釋力。而且Wald Chi2均顯著，表示模型設(shè)定合理。從回歸模型（1）和（2）中可以看出，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)（economy）與投資趨同行為（comov和herd）均具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，支持假設(shè)1。國(guó)有控股（state）與投資趨同行為（comov和herd）顯著負(fù)相關(guān)，支持假設(shè)2。國(guó)有股權(quán)與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的交互項(xiàng)(stateit× economyt-2)的系數(shù)顯著為正，支持了假設(shè)3?；貧w模型⑶和⑷的國(guó)有控股（state）與投資趨同行為（comov和herd）系數(shù)β2均顯著為負(fù)，支持假設(shè)2。對(duì)跨模型系數(shù)進(jìn)行Chow檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)量chi2（1）=19.68，在1%的顯著水平上顯著，表示在兩個(gè)子樣本中系數(shù)β2存在顯著差異。在經(jīng)濟(jì)波動(dòng)較高的子樣本（high）中系數(shù)β2為-0.009，在經(jīng)濟(jì)波動(dòng)較低的子樣本（low）中系數(shù)β2為-0.038，所以，在經(jīng)濟(jì)波動(dòng)較低的時(shí)期，國(guó)有股權(quán)與企業(yè)投資趨同行為的相關(guān)關(guān)系越強(qiáng)。也就是經(jīng)濟(jì)波動(dòng)較高時(shí)，企業(yè)會(huì)自發(fā)減少投資趨同行為；而當(dāng)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)較低時(shí)，國(guó)有股權(quán)的治理效應(yīng)會(huì)發(fā)揮作用，抑制企業(yè)投資趨同行為，支持假設(shè)3?；貧w模型（5）和（6）的國(guó)有控股（state）與投資趨同行為（comov和herd）系數(shù)β2均顯著為負(fù)，支持假設(shè)2。對(duì)跨模型系數(shù)進(jìn)行Chow檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)量chi2（1）=10.43，在1%的顯著水平上顯著，表示在兩個(gè)子樣本中系數(shù)β2存在顯著差異。在經(jīng)濟(jì)波動(dòng)較高的子樣本（high）中系數(shù)β2為-0.022，在經(jīng)濟(jì)波動(dòng)較低的子樣本（low）中系數(shù)β2為-0.135，所以，在經(jīng)濟(jì)波動(dòng)較低期，國(guó)有股權(quán)發(fā)揮更大的治理效應(yīng)，支持假設(shè)3。進(jìn)一步驗(yàn)證國(guó)有股權(quán)持股比例與企業(yè)投資趨同行為的關(guān)系，如表5的回歸模型（7）和（8）所列。

表4 國(guó)有股權(quán)與企業(yè)投資趨同行為的回歸結(jié)果

從表5的回歸模型（7）和（8）可以看出，上述模型的組間R2高于組內(nèi)，模型具有一定的解釋力。而且Wald Chi2均顯著，表示模型設(shè)定合理。在國(guó)有企業(yè)中，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)（economy）與投資趨同行為（comov和herd）顯著負(fù)相關(guān)，進(jìn)一步佐證了假設(shè)1。持股比例（prob）與投資趨同行為（comov和herd）顯著負(fù)相關(guān)，進(jìn)一步證明了假設(shè)2。在國(guó)有企業(yè)中，持股比例與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的交互項(xiàng)（probit×economyt-2）的系數(shù)顯著為正，支持了假設(shè)3。為進(jìn)一步區(qū)分經(jīng)濟(jì)波動(dòng)下國(guó)有股權(quán)對(duì)不同趨同行為的抑制作用，特將Knyazeva et al。（2009）【2］模型下的趨同行為變量comov拆分為增加投資的趨同行為（incov=Nincrease/N）和減少投資的趨同行為（decov=Ndecrease/N）分別進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如表5模型（9）和（10）所示。

表5 國(guó)有股權(quán)持股比例與企業(yè)投資趨同行為回歸結(jié)果

從表5的回歸模型（9）和（10）可以看出，上述模型的組間R2高于組內(nèi)，模型具有一定的解釋力。而且Wald Chi2均顯著，表示模型設(shè)定合理。經(jīng)濟(jì)波動(dòng)越高，企業(yè)投資增加的趨同行為（incov）越少（系數(shù)β1為-0.007，在1%顯著水平上顯著）；國(guó)有控股的企業(yè)投資增加的趨同行為更少（系數(shù)β2為-0.056，在1%顯著水平上顯著）；國(guó)有股權(quán)能夠抵消宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)企業(yè)投資增加的趨同行為的作用（系數(shù)β3為0.003，在1%顯著水平上顯著）。而對(duì)于企業(yè)投資減少的趨同行為（decov）的系數(shù)符號(hào)剛好相反，這可能是由于經(jīng)濟(jì)波動(dòng)較高時(shí)，管理者對(duì)投資機(jī)會(huì)的把握也存在較高不確定性，出于對(duì)不確定性情況的擔(dān)憂，管理者可能會(huì)做出縮減投資的決策。行業(yè)中這種向同一個(gè)方向縮減投資的決策不是由于信息論產(chǎn)生的趨同行為，而是自發(fā)產(chǎn)生的趨同。這種行為在國(guó)有企業(yè)更為明顯，其管理者更為謹(jǐn)慎，具有較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)，所以在國(guó)有企業(yè)中這種自發(fā)形成的投資趨同行為會(huì)增加。但在不確定較高的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，國(guó)有企業(yè)的監(jiān)管機(jī)制、集體決策機(jī)制和信息收集機(jī)制能夠使信息明朗化，從而抵消自發(fā)的投資趨同行為。因此，將宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)引入微觀主體的行為研究中，能夠發(fā)掘企業(yè)行為的周期性和自發(fā)性等特征。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證研究結(jié)構(gòu)的穩(wěn)健，本文還進(jìn)行了一系列的穩(wěn)健性分析：本文的研究期間為2003-2014年。由于時(shí)間跨度較長(zhǎng)，期間有兩次大的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變動(dòng)（2001/2007年），所以為防止數(shù)據(jù)的一致性受損，將其劃分為兩個(gè)時(shí)間段分別進(jìn)行分析；2008年金融危機(jī)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生很大沖擊。因此本文以2008年為啞變量作為宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的替代變量進(jìn)行事件研究，研究結(jié)果加強(qiáng)本文的研究結(jié)論；上文采用非平衡面板進(jìn)行分析，將其整理為平衡面板進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，共有230家公司，分析結(jié)果一致；用現(xiàn)金流量表中“購(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金”作為投資的替代變量，計(jì)算新的投資趨同行為變量。上述四項(xiàng)穩(wěn)健性分析均發(fā)現(xiàn)結(jié)果穩(wěn)健，受篇幅所限不在正文中報(bào)告，充分支持了研究假設(shè)。

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MacroeconomicFluctuations,PropertyRightsandCorporateInvestmentComovement

ZHAO Yi-qing1,ZHANG Yue2
(1.Accounting Department,Capital University of Economics and Business,Beijing 100070,China; 2.Guanghua School of Management,Peking University,Beijing 100871,China)

This paper based on the macroeconomic fluctuations,the ownership and the corporate investment comovement behavior is stud?ied.The outcomes of this paper are as follow:the corporate investment comovement is the outcome of self-adjusted on the economic fluctu?ation;To some extents,state-owned corporations have less the corporate investment comovement behavior.The state-owned corporations have the different elastic effect and their interaction is complementary relationship.The state-owned corporations could enhance the effect of macroeconomic fluctuation on corporate investment comovement.

macroeconomic fluctuations;property right;corporate investment comovement

F271.2；F275.6

A

1007-5097（2017）03-0117-07

［責(zé)任編輯：張 青］

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.03.016

2016-11-07

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目（12CGL037）；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究一般項(xiàng)目（12YJC630315）

趙懿清（1982-），女，山西大同人，講師，管理學(xué)博士，研究方向：公司治理，投資理論；

張悅（1985-），男，北京人，博士后，研究方向：企業(yè)投資，無形資產(chǎn)。