投资者情绪、高管权益激励与公司投资——基于迎合渠道的实证检验

靳光辉

一、引言

随着行为金融领域投资者情绪研究的深入，人们对投资者情绪（Sentiment）①行为金融学中，通常将由投资者非理性导致的对未来预期的系统性偏差定义为投资者情绪，这种偏差会导致股票误定价，使股票价格系统性地高于/低于基本价值。是否影响公司投资在认识上的分歧越来越少，而是更多关注投资者情绪如何影响公司投资。现有研究发现投资者情绪可能通过股权依赖渠道、理性迎合渠道以及管理层乐观渠道影响公司投资。 Baker和 Wurgler（2003）［1］研究发现那些边际上需要权益融资进行投资的公司，面临较强的融资约束。当高涨的投资者情绪导致股价出现高估时，理性管理层将择时增加权益融资，缓解公司面临的融资约束，增加公司投资。投资者情绪通过权益融资影响企业投资的作用机理称为股权依赖渠道。Polk和Sapienza（2009）［2］研究发现， 即使对那些融资约束不强的公司，投资者情绪依然直接影响其投资。例如当投资者偏好高资本支出的公司时会高估该类公司股价，具有自利倾向的管理层会增加公司投资以迎合投资者的这种偏好，目的是为了保住、提升自身职位或维持股价高估从而最大化自身期权价值等。理性管理层迎合非理性投资者情绪影响公司投资的作用机理称为迎合渠道。花贵如等（2011）［3］进一步将管理层非理性因素引入投资者情绪影响公司投资的分析框架，指出高涨的投资者情绪会塑造管理层乐观倾向，进而影响公司投资，这种作用机理称为管理层乐观渠道。

考虑到股权融资在公司投资过程中的有限性②根据国泰安数据库相关数据统计，从2003年到2012年，上市公司构建固定资产、无形资产和其他资产支付的现金110 714亿元，而同期通过A股权益再融资募集资金总额28 949亿元，即以现金支付的上市公司固定资产等投资通过资本市场权益融资部分不足30%。以及管理层自利倾向的普遍性，研究投资者情绪对公司投资影响的迎合渠道可能更重要。然而，迎合渠道发挥作用隐含的前提是管理层自身利益（职位、薪酬）与股价波动密切相关。本文结合高管薪酬结构中对股价较为敏感的高管持股以及股权激励计划中授予管理层的股票和期权，并考虑权益激励的相对强度，检验我国上市公司高管权益激励是否影响其迎合行为，不同权益激励方式的影响作用是否相同以及哪些上市公司高管迎合作用发挥得更为显著。

二、文献综述

Jensen（2005）［4］在股权高估的代理成本概念下分析认为，当管理层持有大量股票或者期权时，有很强的动机进行过度投资以便短期内推动或维持股票价格高于基本价值。Bolton等（2006）［5］分析认为在投资者情绪乐观的市场环境下，某些项目股价可能被高估，由于薪酬结构中存在股票、期权等激励形式，存在机会主义动机的管理层为了最大化短期薪酬会实施这些短期投机项目。控股股东尽管知道这种行为有损企业长期价值，但是为了降低资本成本，他们依然可能鼓励管理层的这种短视行为。Grundy和 Li（2010）［6］研究发现用于解决管理层与股东之间代理问题的薪酬设计（比如授予管理层股票、期权等），反而可能使管理层的薪酬与股价密切相关，导致管理层为了最大化自身薪酬而迎合投资者情绪增加投资的现象。且管理层授权股数量越多，迎合投资者乐观情绪增加投资的倾向越强。上述研究均表明迎合渠道发挥作用的一个关键前提是管理层薪酬与股价存在一定程度的敏感性，迎合投资者情绪增加投资可以为管理层自身带来利益，主要表现为管理层薪酬结构中与股价密切相关的授权股以及股票期权价值的增加，这与美国资本市场管理层薪酬结构中股票、期权部分越来越多且管理层薪酬与股价越来越敏感的现实状况相吻合［7］。

国内迎合渠道的研究主要侧重于检验迎合渠道是否发挥作用。一系列文献证实了迎合渠道的存在［8-11］，但是却很少文献关注迎合渠道发挥作用的前提条件。考虑到我国较为集中的股权结构，刘志远等（2012）［12］基于控制权私有收益视角，分析了控股股东迎合投资者情绪增加投资的动机，不过作者没有考察基于管理层薪酬激励视角迎合渠道是否依然发挥作用。

陈菊花等（2011）［13］在迎合渠道作用下对薪酬管制是否有效进行了分析。通过理论模型作者认为由于管理层可以通过迎合投资者情绪增加投资进而增加薪酬，不加管制的期权激励效果并不理想，薪酬管制反而可能激励管理层在追求更多自身利益（如在职消费等）的情况下，投资于最优水平。夏冠军（2012）［14］基于经理契约视角分析了迎合渠道的作用，作者发现与股价不相关的货币性薪酬没有对迎合渠道发挥调节作用，但是管理层持股发挥了调节作用，而这种调节作用只在非国有企业存在。张庆和朱迪星（2014）［15］考虑到管理层与股东之间的代理关系，假设管理层会在一定约束激励条件下最大化个人财富，而迫于外部治理压力，也会迎合资本市场短期股价。然而，结合管理层薪酬结构，通过理论和实证研究，作者却发现管理层持股水平会降低企业迎合投资的倾向，这种抑制作用在股价被高估和低估时并不对称。当股价被高估时，限制性股票可以降低企业的迎合行为，而当股价被低估时，持股比例可以降低企业的迎合行为。上述文献尽管都在迎合渠道发挥作用过程中提到管理层薪酬结构问题，不过在实证研究部分却仅使用与股价较为敏感的管理层持股，均未检验薪酬结构中权益激励的其他部分对迎合渠道是否发挥不同作用。

在管理层薪酬构成中，与股价相关部分主要包括管理层持股以及股权激励计划中授予管理层的股票及期权部分。不过对我国上市公司而言，这两部分的绝对水平都较低。因此本文在此基础上，结合权益激励的相对强度，检验在管理层持股水平较低以及期权实施不普遍的现实状况下，高管薪酬中的权益激励部分是否对其迎合行为存在影响？权益激励的不同构成对高管迎合行为的影响是否相同以及哪些上市公司高管迎合作用更为显著？这也是本文的创新所在。

三、理论分析与研究假设

说到与股价相关的管理层薪酬激励，笔者首先想到的是管理层持有股票以及期权水平对管理层的激励作用。在管理层薪酬中纳入权益激励的一个主要目的是将管理层财富水平与股价建立起联系，以克服管理层的短期主义行为，降低管理层与股东之间的代理成本。然而，当管理层的目标为最大化个人财富值时，若其薪酬构成中包含较多权益激励方式，也会促使管理层更加关心当前股价对其财富水平的影响，这将带来另一种代理问题，即管理层可能迎合投资者情绪的高低进行投资活动，以维持股价高估增加自身利益，而并非按照股东价值最大化的原则进行投资。而且管理层持股数量或者持有期权数量越多，权益激励作用越强，迎合投资者情绪的动机也将越显著。因此，管理层持股数量多少以及期权数量多少就成为激励作用的决定因素。由此提出如下假设：

假设1：薪酬结构中权益激励数量越多，高管迎合投资者情绪进行投资越显著。

不过，在我国目前薪酬激励结构下，管理层持股与期权数量相对较低，从绝对水平来讲，可能影响管理层迎合投资者情绪的程度。然而，从相对水平来讲（即管理层持有股票或者期权价值在其总薪酬中所占的比重），如果管理层持股或者期权价值在其总薪酬中占有较高比例，那么即使持股或者期权数量相对于公司总股数或者总流通股数很低，但对管理层个人而言，为提高其总薪酬，也将非常关注公司股价。

管理层持股与企业绩效之间关系的研究为上述推测提供了一定的经验支持。当以管理层持股数量为计量依据时，很多研究管理层持股对企业绩效激励作用的文献没有发现两者的相关性［16］，或者只发现两者具有非常微弱的相关性［17-18］。而当以管理层持股价值占总薪酬的相对比重为计量依据时，相关研究却发现管理层持股具有显著的激励作用。胡阳等（2006）［19］证实当管理层持股价值占总薪酬比例越高时，激励作用越明显，且只表现在以市场指标衡量业绩时，说明管理层持股激励方式确实增加了管理层对股价反应的敏感性。薛有志和李国栋（2009）［20］同样以此指标计量，发现管理层持股激励有助于解决公司在多元化战略制定实施过程中的委托代理问题。由上述分析可知，尽管管理层持有股票或者期权的绝对数量不高，然而，从这些指标与总薪酬的相对比值上，总薪酬中与股价相关部分更高的管理层，将依然有很强的迎合动机。由此提出如下假设：

假设2：总薪酬中与股价相关部分占比越高，高管迎合投资者情绪进行投资越显著。

延续上述假设，如果总薪酬中与股价相关部分占比越高，管理层迎合投资者情绪进行投资越显著，那么进一步，哪些上市公司高管更有动机迎合投资者情绪进行投资呢？现有研究发现公司特征对薪酬契约设计存在重要影响，不同成长性公司薪酬激励机制设计存在显著不同。对于成长性较高的公司，其价值主要取决于对众多不确定性投资机会的把握以及投资者对公司未来发展前景的预期。一方面，该类公司价值更加难以估计，且受投资者预期影响较大，从而股价更容易受投资者情绪影响［21］，管理层对投资者情绪的迎合也更可能影响股价走势；另一方面，为了激励管理层做出有利于公司长远发展的投资决策，公司通常采用一些将管理层个人利益与公司长远发展建立联系的长期激励方式，如在其薪酬结构中授予更多的股票或者期权，这种激励方式也有利于降低监督管理层有效努力程度的成本。从而，在高成长性公司中，管理层持有股票或者期权的激励方式更加普遍且占总薪酬的比重也更高［22］。如果薪酬结构中与股价相关部分对管理层迎合行为存在影响，那么这种影响在高成长性公司表现将更为显著。由此提出如下假设：

假设3：公司成长性越高，权益激励对高管迎合行为的影响越显著。

四、研究设计

（一）研究样本和数据来源

本文以沪深两市2005—2013年上市公司为研究样本，数据主要来源于CSMAR数据库和Wind数据库。考虑到回归模型中需要用到滞后一期的样本数据，因此某些样本数据取自2004—2012年。本文剔除了金融行业样本、净资产为负以及数据不全的样本，不包含滞后一期数据最终样本为901家公司的8 109个观测值。为了剔除异常值对回归结果的影响，本文将所有处于0～1%和99%～100%的连续型变量进行winsorize标准化处理。

（二）变量界定

1.被解释变量：公司投资（Inv）。

本文的公司投资主要指上市公司的资本支出。为避免样本期间由于会计政策变动导致的固定资产核算范围变化等影响，本文使用现金流量表中“构建固定资产、无形资产和其他资产的支出”以期初总资产标准化，作为公司投资的衡量指标。

2.解释变量：投资者情绪综合指数（Sent）和高管权益激励。

投资者情绪综合指数（Sent）：本文借鉴 Baker和Wurgler（2006）［21］的做法， 首先选择常用的衡量投资者情绪的一些单个指标，如权益市值账面比、动量指标、托宾Q和换手率，将这些指标与反映公司未来增长前景、风险以及信息不对称等基本面因素的替代变量进行回归①本文最终选择的公司基本面因素包含：营业收入增长率、净资产收益率、股票回报率、资产负债率、公司规模、现金股利支付率、营运资本以及经营活动现金流。，将这些指标中包含的公司基本面因素分解出来，然后将剩余部分作为投资者情绪替代变量进行主成分分析，最终构建出投资者情绪综合指数。

对于高管权益激励本文主要采取了三种方式进行计量：

首先，采用高管持股比例（Shareratio）进行计量。本文所指的高管主要为上市公司高级管理人员，包括总经理、总裁、CEO、副总经理、副总裁、董秘和年报上公布的其他管理人员（下文简称上市公司高管）。高管持股比例（Shareratio）以高管持股数量除以流通在外的普通股数量计算。

其次，尽管我国上市公司从2005年就开始实施股权激励计划，不过在本文的样本范围及样本期间内数量依然不多，因此本文采用上市公司是否推出股权激励计划虚拟变量（Option）进行衡量。考虑到董事会从推出股权激励计划开始就存在迎合投资者情绪的动机，对上市公司董事会公布预案到上市公司真正实施股权激励计划样本期间的观测值设为1，否则设为0。笔者借助Wind数据库中上市公司股权激励计划一览表和明细数据，手工整理在本文样本范围及样本期间内，推出股权激励计划的上市公司，并赋值为1。

最后，考虑到我国目前权益激励总体水平较低，实施期权激励的上市公司相对更少，从绝对水平衡量激励作用可能相对有限，本文进一步基于权益激励相对水平，采用高管持股激励强度（GGII）对高管权益激励进行计量。由于高管薪酬中与股价相关部分主要表现为高管持股市场价值，同时借鉴胡阳等（2006）［19］以及薛有志和李国栋（2009）［20］的研究，本文采用高管持股市场价值占高管薪酬的比例衡量高管持股的激励强度。其中高管持股市场价值为高管持股数量与当年平均股价的乘积，高管薪酬取金额最高的前三名高管的薪酬总额。

3.控制变量。

本文参考 Almeida等（2004）［23］的研究， 控制了企业现金持有水平（Slack）可能对投资产生的影响；参考Richardson（2006）［24］的研究，控制了企业当期现金流量（CF）、前期投资水平（Inv）以及企业上市时间（Age）对投资产生的重要影响；同时控制了企业规模（Size）、收益（Roe）、 负债（Lev） 以及营业增长（Growth）等基本面因素可能对投资产生的影响；为控制不同年度宏观经济因素可能对投资产生的影响，控制了年度虚拟变量（Yeardummy）。本文主要变量定义及计算方式如表1所示。

表1 主要变量定义及计算方式

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（三）回归模型

本文主要关注权益激励不同构成对高管迎合行为的影响，以及随着高管权益激励的增加，其迎合投资者情绪的程度是否有所不同。在参考Almeida等（2004）［23］以及 Richardson（2006）［24］投资预期模型的基础上，为验证假设1和假设2，增加高管权益激励与投资者情绪的交乘项，以捕捉迎合作用的变化。公司投资可能还会受到一些不随时间改变，但在不同公司之间存在差异的不可观察因素的影响，以及对所有公司影响相同，但是随着时间变化的宏观经济冲击以及制度环境变化的影响，因此本文在模型中加入公司固定效应（ui）和时间固定效应（ut）。为了一定程度上控制模型的内生性问题，除现金流量（CF）指标以外，其余所有自变量及控制变量均取滞后一期数据。具体如模型（1）所示：

根据假设1和假设2，本文预期β3显著为正，即随着高管权益激励的增加，其迎合投资者情绪增加投资行为更为显著。为了检验假设3，本文在模型（1）的基础上，按照公司成长性指标进行分组，其中公司营业收入增长率如果高于同年度同行业中位数水平，作为高成长性公司，相反作为低成长性公司，进行分组检验。根据假设3，本文预期高成长性公司中，β3系数更为显著。另外，为了检验三种权益激励计量方式作用的相对大小，本文还进一步将三种权益激励计量方式及其与投资者情绪的交乘项同时放入模型（1） 进行检验。

五、实证结果与分析

（一）变量描述性统计结果

主要变量经标准化处理后描述性统计结果如表2所示，期间为2005—2013年。由于投资者情绪计量方式为取回归残差，因此其均值为0，不过从中位数可以看出，投资者情绪中位数为负，表明我国资本市场一直以来表现较为低迷。情绪指标的标准差较高，表明投资者对不同上市公司的非理性预期偏误存在较大差异。高管持股比例的均值接近0，中位数为0，最大值仅为16.1%，表明我国上市公司高管大部分不持有本公司股票，即使持有，比例也相对较低。期权虚拟变量均值为0.041，说明赋值为1的样本数占总样本的比例为4%（共92家上市公司333个观测值），由于本文样本为2005年至2013年的平衡面板数据，没有包含股权激励计划实施相对更多的中小板和创业板上市公司，从而实施股权激励计划的公司在本文的样本中比例较低。高管持股激励强度的均值为5.686，表明我国上市公司高管持股价值平均为前三名高管薪酬的5.686倍，而该指标最大值为289.732，表明高管持股市场价值最高为其薪酬的将近300倍，该指标在公司之间的差异较大。

表2 主要变量描述性统计结果

（二）假设1和假设2的检验结果

本文分别检验了投资者情绪与三种权益激励方式的交乘项的显著性，同时报告了没有包含高管权益激励交乘项的回归结果，以验证权益激励对高管迎合行为的影响。另外，为了检验三种权益激励计量方式作用的相对大小，本文还将三种权益激励计量方式及其与投资者情绪的交乘项同时放入模型（1）进行回归。具体结果如表3所示。

从表3回归结果可以看出，在没有包含权益激励交乘项的回归结果中，投资者情绪对公司投资影响显著为正，表明投资者情绪影响公司投资的迎合渠道在我国发挥作用。从加入交乘项的回归结果来看，高管持股比例与投资者情绪的交乘项表现出微弱的正相关，期权虚拟变量与投资者情绪的交乘项相关性不显著，假设1部分得证；高管持股激励强度与投资者情绪的交乘项与投资显著正相关，假设2得证。在高管持股比例的回归结果上本文的结论与夏冠军（2012）［14］的结论方向一致。

造成这一结论的原因可能是：对于高管持股来讲，由于其绝对水平较低，从而与投资者情绪的交乘作用有限；对于期权虚拟变量来讲，一方面，可能在本文的样本中实施股权激励计划的样本观测值较少，而且由于样本数据为平衡面板的原因，激励计划相对更多的中小板和创业板上市公司几乎没有包含在本文的样本中；另一方面，即使实施股权激励计划的公司，授予的期权和股票很多还处于限制期阶段，而目前上市公司的期权行权条件很少与股价相关。谢德仁和汤晓燕（2014）［25］根据上市公司统计的行权业绩指标显示，只有3家上市公司的行权指标与股价相关。这些原因都可能导致基于期权进行迎合的作用较低；对高管持股激励强度来讲，其与投资者情绪的交乘项系数显著为正，表明对于高管个人而言，如果其持股价值在其总薪酬中所占比重较大时，将依然有很强的动机迎合投资者情绪。

进一步，即使同时控制高管持股比例以及期权虚拟变量与投资者情绪的交乘作用，高管持股激励强度与投资者情绪的交乘项系数依然显著为正，上述结果也表明，基于高管持股激励强度类似指标，从相对水平上可以更好地衡量高管持股的激励作用。

表3 假设1和假设2的回归结果

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（三）假设3的检验结果

表4为假设3的回归结果。由于高管持股比例与期权虚拟变量在总样本和按照公司成长性进行分组的样本中回归结果均不显著，因此本文仅报告了以高管持股激励强度为权益激励替代变量的回归结果。从表4分组回归结果可以看出，在高成长组中，高管持股激励强度与投资者情绪交乘项显著为正，而低成长组不显著，表明在高成长组中，公司高管持股价值在其薪酬中所占比重更高，从而迎合投资者情绪更加显著，假设3得证。这一结论也与 Baker和 Wurgler（2006）［21］及刘志远等（2012）［26］研究发现高成长公司受投资者情绪影响更为显著的结果相一致。

表4 假设3回归结果

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六、稳健性检验

为了检验上述假设结果的稳健性，本文做了如下敏感性分析：

第一，改变高管持股激励强度指标的计量方式，采用高管持股市场价值占所有高管薪酬（董事监事高管薪酬总额）的比例衡量高管持股的激励强度（GGIIT），具体回归结果如表3和表4所示。从表3以及表4可以看出，使用该计量方式，高管持股激励强度与投资者情绪交乘项依然显著为正，而且这种显著性只存在于高成长性公司，进一步证实高管薪酬中与股价相关部分占比越高，高管迎合投资者情绪的行为越显著，而由于高成长性公司高管持股价值占其总薪酬比重更高，因此其迎合行为相对也更为显著。

第二，由于本文主要验证投资者情绪影响公司投资的迎合渠道是否成立，因此需要排除股权依赖渠道对回归结果可能产生的影响。借鉴Baker和Wurgler（2003）［1］的研究，本文在模型（1） 中加入公司对外发行权益融资变量（Equityfinance），以对股权依赖渠道进行控制，主要回归结果如表5所示。由回归结果可以看出，在控制了公司股权融资影响以后，投资者情绪对公司投资影响依然显著，交乘项系数也显著为正，关键变量符号没有发生变化。

表5 控制股权融资变量主要回归结果

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第三，刘志远等（2012）［12］基于控制权私有收益视角，研究股权集中背景下控股股东迎合投资者情绪的投资行为，研究发现控股股东持股比例以及两权分离程度均会对控股股东的迎合行为产生影响。因此，本文在模型（1）中进一步控制了控股股东持股比例（Konggu）以及两权分离（Fenli）可能带来的影响，主要变量回归结果如表6所示。从回归结果可以看出，关键变量符号及其显著性与基本结论保持一致。进一步，同时控制股权融资变量、控股股东持股变量以及两权分离程度变量时，研究结论依然成立，一定程度上说明本文的结论较为稳健。

表6 控制控股股东持股及两权分离主要变量回归结果

七、研究结论与未来研究启示

国外研究投资者情绪影响公司投资的迎合渠道隐含的一个前提是高管自身利益与资本市场股价密切相关。本文主要结合我国上市公司高管薪酬结构现状，分别以高管持股比例、股权激励计划中是否授予股票期权虚拟变量以及高管持股激励强度作为权益激励的替代变量，研究权益激励在投资者情绪影响公司投资过程中的调节作用以及哪些公司高管迎合行为更加显著。研究发现，投资者情绪影响公司投资的迎合渠道在我国依然发挥作用，尽管高管持股比例普遍较低，股权激励计划授予股票期权的数量也相对较低，然而高管持股激励强度与投资者情绪的交乘项系数显著为正，即随着高管薪酬中与股价相关部分的比重逐渐增加，投资者情绪影响公司投资的作用更为显著。考虑到高成长性公司高管薪酬中与股价相关部分更高，进一步将样本分为高成长/低成长性公司进行分组回归，回归结果表明高管持股激励强度与投资者情绪交乘项的显著性只存在于高成长性公司。后续一系列稳健性检验进一步验证了上述结论。

由于实施股权激励计划的上市公司在本文样本中相对较少，且现有股权激励方案的行权条件很少与股票业绩指标相关，影响了假设1中期权部分的检验结果。而且由于样本限制，也无法对授予股票和授予期权的样本进行比较。然而，随着股权激励计划在上市公司中使用的普遍化以及相关制度安排的规范化，其在高管薪酬中所占的位置将越来越重要，更多与股价相关的行权条件也将逐步引入股权激励计划，从而可以对高管薪酬结构不同部分对迎合作用的影响进行更为细致的检验和对比，为未来该领域的研究提供更好的数据条件。

不过由本文研究结论可知，用于解决股东与管理层代理冲突的权益激励机制，反而可能与资本市场中投资者非理性行为交互作用对公司投资产生影响。考虑到我国证券投资者非理性行为的普遍性，权益激励的增加可能增强投资者情绪对公司投资的扭曲作用，基于此，提出如下政策建议：首先，在未来上市公司股权激励计划设计中，考虑增加限制性股票期权的比重，适当延长授予股票期权的限售期及行权等待期等，一定程度上控制权益激励与股价的“短期”敏感性，增强其长期激励作用。其次，关注权益激励方式在高管薪酬结构中的相对强度，适当权衡货币薪酬与权益激励部分的比例关系。尽管在目前高管薪酬结构中，权益激励的绝对水平相对较低，不过对某些类型的公司高管来讲，权益激励相对强度较高，可能产生过度激励，反而影响权益激励的效果。最后，加强对证券投资者的教育和引导作用，增强资本市场有效性，尽量降低投资者情绪及其与权益激励交互作用对公司投资效率产生的不利影响。