四、实证结果与分析 (一)描述性统计
表2和表3报告了主要变量的描述性统计结果。从表2可知,投资效率( ABS_inv )最大值0.479,最小值为0.0001,均值为0.051。由于投资效率用残差的绝对值表示,ABS_inv的值越接近于零表示投资效率越高,而样本中最大最小值相差将近0.5,可见上市公司间的投资效率相差甚远。股东累计质押率( Pledge ) 最大值高达61.8%,最小值为零(表示该上市公司没有股东进行股权质押),均值为15.2%,说明上市公司普遍存在股东将股权质押的现象。表3描述了减持新规前后的投资效率情况,显示减持新规出台后,上市公司投资效率的均值和中位数分别为0.0384和0.0252,均低于减持新规出台前的均值(0.0675)和中位数(0.0395),表明上市公司的投资效率在减持新规出台后有所提升。
(二)实证结果
表4提供了检验H1至H3的回归结果。回归结果(1)的数据显示,Rule的系数为-0.029,且在1%水平下显著。这一结果表明减持新规出台后,企业的投资效率显著上升,支持H1。
回归结果(2)表明,Rule的系数为-0.025,且在1%水平下显著,与回归结果(1)一致。除此之外,Rule×Pledge的系数为-0.043,且在1%水平下显著,这一结果支持H2。上述实证结果支持了本文的理论分析:对于进行了股权质押的股东来说,由短期投资者导致的股价下跌将加剧他们丧失股票所有权的风险,为了减少上述风险,进行了股权质押的股东有更大动机要求公司提升短期业绩以迎合短期投资者,这导致更多的投资扭曲。减持新规出台后,股票流动性的降低增加了短期投资者进入和退出的成本,短期投资者导致的股价下跌风险也相应减少。面对较低的股价下跌风险,进行了股权质押的股东为了迎合短期投资者对公司施压以提升短期业绩的动机也会降低,上市公司在高股票流动性时被扭曲的投资决策将得到部分纠正,投资效率因此得到更大提升。
回归结果(3)列示了产权性质的调节作用。Rule的系数在1%水平下显著为负,Rule×Pledge的系数不显著为正,Rule×Pledge×Nsoe的系数在1%水平下显著为负。这一结果支持H3,即减持新规出台后,相比于国有控股上市公司,股东质押率越高的非国有控股上市公司,其投资效率提高幅度越大。
(三)稳健性检验
本文实施了五种稳健性检验。首先,考虑到公司不同期间观测值之间可能存在相关性,本文使用调整了公司相关性的聚类稳健标准误,从表5可以看出,除Rule×Pledge的系数从在1%水平下显著变成在5%水平下显著,其余变量显著性没有发生实质变化。因此,公司不同期间观测值间的相关性并不影响本文结果。
其次,为了尽可能地控制遗漏变量的影响,本文采用控制固定效应的面板数据回归。结果(见表6)表明,虽然系数有一定变化,且Rule×Pledge系数由在1%水平下显著变为在5%水平下显著,但本文的主要结论没有发生实质性的变化。
第三,借鉴叶松勤和徐经长(2013)、谢佩洪和汪春霞(2017)的做法,在估计投资效率时,本文采用营业收入增长率替代托宾Q值衡量公司成长性,以防止成长性被高估的问题。从表7的结果可以看出,除了系数数值有一定变化,系数方向和显著性并没有明显变化。因此本文的结论不受因变量不同估算方法的影响,具有一定稳健性。
第四,为了检验控制权转移风险的影响,本文将股权质押的代理变量由“年末公司股东累计质押股份数量占公司总股本的比例(Pledge)”替换为“年末控股股东累计质押股份数量占公司总股本的比例(Pledge_con)”。如表8所示,Rule×Pledge_con×Nsoe的系数依然显著。该结果不如使用“年末公司股东累计质押股份数量占公司总股本的比例(Pledge)”作为解释变量显著,这可能是因为减持新规影响的不仅仅是控股股东,还有持股5%以上的大股东、董监高等群体。但上述结果依然表明,控股股东进行了股权质押的企业的投资效率在减持新规出台后有明显上升,而且这一结果主要存在于非国有控股上市公司中,表明控股股东的动机变化是影响企业投资效率的重要原因。
最后,本文增加2019年的数据以检验结果的稳健性。 对于2018年和2019年的观测值,Rule取值为1,否则为0; 其他变量不变。回归结果(见表9)表明,除了系数大小有一定变化,系数方向和显著性并没有实质性的变化。但需要 强调一点,增加2019年数据后回归结果没有实质性变化, 不能因此推断减持新规对投资效率的影响持续到了2019 年,因为2019年实施的新金融工具准则等其他监管变革也 可能会对上市公司投资效率产生影响。要精确分离减持新 规和新金融工具准则等其他监管变革对投资效率的影响,后续还需要更精细的研究设计来检验。
(四)机制分析
本文的理论分析表明,减持新规可能通过降低大股东和市场投资者的股票流动性这一路径对企业投资决策产生影响。为了更好地检验减持新规通过降低股票流动性对企业投资效率产生影响这一因果路径,本文采用季度的股票流动性和投资效率数据进行更精细的考察。由于大股东的股票交易行为在减持新规出台后受到很大限制,其流动性的变化难以直接观察,此处的股票流动性更多反映的是市场投资者的股票流动性。
从图1可以看出,上市公司平均的股票流动性在2017 年第二季度后呈现下降趋势,与此相对应,上市公司的平均季度投资效率在2017年第二季度前为0.020,在2017年第二季度后为0.013(值越小,表明投资效率越高),表明上市公司投资效率在减持新规后有所提升。为了更严谨地检验减持新规是否通过降低股票流动性对企业投资效率产生影响,这里分别考察了减持新规对股票流动性的影响、减持新规对投资效率的影响、以及流动性是否存在中介效应。
1.减持新规对股票流动性的影响
本文选取2016―2018年我国所有A股上市公司的季度数据,将剔除金融行业公司、ST类公司和数据缺失公司后的29474个公司季度观测值作为研究样本。为了避免极端值的影响,本文对所有连续变量进行了上下1%的缩尾处理。本文构建如下模型检验减持新规的出台对股票流动性的影响:
参考Amihud(2002),本文将股票流动性(Amihud)作为衡量股票流动性的代理变量,股票流动性(Amihud) 用股票在一个季度内的收益率与交易额的比值度量。Amihud指标是一个非流动性指标,如果股票交易量的变动会带来股价的剧烈波动,表明股票流动性越差;反之,如果交易量的变化对股价变化的影响越小,则说明股票的流动性越好。回归解释变量是减持新规虚拟变量(Rule_q):减持新规于2017年5月27日出台,因此本文将2017年第二季度之后的观测值的Rule_q取值为1,否则为0。若本文的理论分析成立,即减持新规出台后股票流动性下降,则将显著为正。本文在借鉴以往文献研究的基础上,还控制了以下变量:季度公司规模(Size_q)、季度总资产报酬率(Roa_q)、季度资产负债率(Lev_q)、收益波动率(Sigma)、股票收盘价(M_price);此外,本文还对行业进行了控制。变量定义如表10所示。
由表11的回归结果可知,Rule_q的系数为0.029,且在1%水平下显著,这一结果支持了本文的理论分析,即减持新规出台后,股票流动性显著下降。
2.减持新规对投资效率的影响 本文的年度回归遵循已有文献,控制了行业固定效应和不可观察固定效应等其他因素对投资效率的影响,但依然难以完全排除其他遗漏变量对结果的影响。为了规出台前后投资效率的变化。这种检验方法缩短了检验窗口,而较短的窗口期能够更好地排除减持新规外的其他政策或因素的影响。
表12回归(1)是减持新规对季度投资效率的回归结果。被解释变量ABS_inv_q是基于季度数据估计的季度投资效率指标,该指标的估计模型与前文一致,只不过使用的是分季度分行业数据进行回归估计。ABS_inv_q反映的是非效率投资的程度,值越小说明投资效率越高。解释变量是减持新规虚拟变量(Rule_q),减持新规出台后的季度观测值Rule_q取值为1,否则为0。回归结果显示, Rule_q的系数为-0.007,且在1%水平下显著,这一结果支持了H1,即减持新规出台后,上市公司的投资效率有所提升。
3.流动性的中介效应分析
本文的理论分析表明,减持新规可能通过两个路径影 响股票流动性进而对投资效率产生影响(如图2):一个是减持新规通过对大股东股票流动性的限制,缓解了大股东和中小股东之间的代理问题,即减持限制使得大股东 更加关注长期价值的创造和投资效率的提升;另一个是减持新规通过降低市场投资者的股票流动性增加了短期投资者进入和退出的成本,这减少了短期投资者的进入和退出,缓解了公司牺牲长期绩效换取短期投资者重视的短期业绩的压力,上市公司投资决策扭曲将因此得到纠正,而投资决策扭曲的纠正意味着投资效率的提升。
如果第一种路径是减持新规影响企业投资决策的唯一机制,实证上应该只会观察到上市公司的投资效率在减持新规出台后有明显提升,而不会观察到投资效率的提升在不同股权质押比例的公司间以及国有控股和非国有控股上市公司间存在差异。而本文的实证分析表明,减持新规出台后,上市公司的投资效率有所提高; 股东质押率越高的上市公司,其投资效率的提高幅度越大,且该结果主要存在于非国有控股的上市公司。上述实证结果表明,减持新规可能通过上述两个路径同时对上市公司投资效率产生影响。
上述分析表明存在两种股票流动性:大股东的股票流动性和市场投资者的股票流动性。对于大股东,减持新规限制了大股东的减持行为,导致大股东股票流动性的下降。大股东的股票交易行为在减持新规出台后受到很大限制,但其股票流动性的变化难以直接观察,其对投资效率的影响也就难以直接检验。对于市场投资者, 其股票交易行为在减持新规后并没有受到限制,只是交易成本和信息不对称发生了变化,因此市场投资者股票流动性的变化可以直接观察,其对投资效率的影响可以直接检验。本文使用的Amihud指标衡量的主要是市场投资者的股票流动性。
为了检验股票流动性降低对投资效率的中介效应,本文在减持新规和投资效率的回归检验中加入了市场投资者的股票流动性变量(Amihud),而大股东的股票流动性由于难以观察,其对投资效率的影响主要反映在减持新规变量上(Rule_q)。如果减持新规只通过上述理论分析的 第二个路径对投资效率产生影响,加入市场投资者的股票流动性变量后,减持新规变量(Rule_q)的系数将变得不 显著,而股票流动性(Amihud)的系数将显著为负,即市场投资者股票流动性下降会提高上市公司的投资效率。如果减持新规通过上述理论分析的两个路径同时对投资效率产生影响,加入市场投资者股票流动性变量后,股票流动性(Amihud)的系数将显著为负,减持新规的系数(Rule_q)将依然显著为负,只是系数绝对值会变小。票流动性(Amihud)的系数将显著为负,减持新规的系数(Rule_q)将依然显著为负,只是系数绝对值会变小。
本文利用上市公司2016年和2018年的季度数据对上述股票流动性的中介效应进行检验。回归结果见表12的回归 (1)和回归(2)。结果表明:首先,在回归(2)中,市场投资 者股票流动性(Amihud)的系数在1%水平下显著为负,支 持市场投资者股票流动性的降低提升了投资效率的分析。 其次,比较回归(1)和(2),加入市场投资者的股票流动性 变量后,减持新规(Rule_q)的系数依然在1%水平下显著为 负,只是绝对值有所下降,这一结果支持了中小股东股票 流动性的部分中介效应。最后,加入市场投资者股票流动 性变量后减持新规的系数依然显著为负,为减持新规降低 了大股东股票流动性进而降低了大股东和中小股东之间代 理问题这一分析提供了间接的支持证据。
本文借鉴习明明和彭镇华(2019)的做法,使用Sobel-Goodman检验来验证股票流动性对投资效率的中介效应。根据表13的结果,中介效应Sobel-Goodman检验均在1%水平下显著,表明股票流动性在减持新规对上市公司投资效率的影响中起到显著的中介作用。
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