蘇春 羅涵 （重慶銀行博士后科研工作站 重慶 400024 重慶工商大學(xué) 重慶 400060）

一、引言

股價崩盤作為一種負(fù)面經(jīng)濟(jì)后果，不僅影響資本市場的健康發(fā)展，也是企業(yè)經(jīng)濟(jì)決策行為的直接結(jié)果。通常情況下，股價暴跌不僅會導(dǎo)致投資者的財富瞬間“蒸發(fā)”，也會嚴(yán)重地影響市場主體的投資熱情（王化成等，2015），由此可能阻礙資本市場的健康平穩(wěn)發(fā)展。因此，降低股價崩盤風(fēng)險對于推動企業(yè)的健康發(fā)展及維持資本市場的穩(wěn)定具有重要的意義。企業(yè)投資是驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長的重要力量，但鮮有研究考察企業(yè)投資偏好如何影響股價崩盤風(fēng)險。事實(shí)上，企業(yè)的投資偏好通常反映了決策者的態(tài)度，能夠向市場釋放不同的信號，由此有可能產(chǎn)生好消息或者壞消息，進(jìn)而影響公司的股價崩盤風(fēng)險。

本文的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下幾方面：第一，本文考察了企業(yè)投資偏好對股價崩盤風(fēng)險的影響，從一個新的視角探究了股價崩盤風(fēng)險的影響因素。第二，本文考慮了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對企業(yè)投資偏好與股價崩盤風(fēng)險之間關(guān)系的影響，有利于我們從更多的視角來理解股價崩盤風(fēng)險的影響因素。第三，本文深入探討了企業(yè)投資偏好對股價崩盤風(fēng)險的具體作用方式，揭示了投資偏好影響股價崩盤風(fēng)險的具體路徑。

二、文獻(xiàn)綜述與理論分析

（一）文獻(xiàn)綜述

1.企業(yè)投資偏好。在國外文獻(xiàn)方面，Long和Summers（1991）將企業(yè)投資偏好劃分為固定投資與R&D投資。Julio和Yook（2012）研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)資本支出在政府換屆選舉年度會減少。Bernstein等（2016）認(rèn)為，有風(fēng)險資本參與的企業(yè)更愿意增加創(chuàng)新投入，由此帶來長期投資強(qiáng)度的增加。在國內(nèi)文獻(xiàn)方面，黃蘋（2013）發(fā)現(xiàn)，基礎(chǔ)研究與非基礎(chǔ)研究均對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有積極的促進(jìn)作用。張瑩和王雷（2016）研究發(fā)現(xiàn)，投資偏向在整體上不會顯著地影響企業(yè)價值。邱冬陽等（2020）探討了投資偏好對經(jīng)濟(jì)增長的影響。

2.股價崩盤風(fēng)險。近年來，學(xué)術(shù)界對股價崩盤風(fēng)險展開了諸多研究，并取得了一系列的成果。例如，Kim等（2011）認(rèn)為，企業(yè)避稅行為與股價崩盤風(fēng)險正相關(guān)。潘越等（2011）研究發(fā)現(xiàn)，上市公司的信息透明度越低，其個股發(fā)生崩盤風(fēng)險越大。許年行等（2013）發(fā)現(xiàn)分析師樂觀偏差與上市公司未來股價崩盤風(fēng)險之間顯著正相關(guān)。權(quán)小鋒等（2015）發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會責(zé)任與股價崩盤風(fēng)險之間呈顯著正向關(guān)系。褚劍和方軍雄（2016）認(rèn)為，融資融券制度的實(shí)施惡化了相關(guān)標(biāo)的股票的股價崩盤風(fēng)險。曹海敏和孟元（2019）認(rèn)為，慈善捐贈會加劇企業(yè)的股價崩盤風(fēng)險。曹廷求和張光利（2020）發(fā)現(xiàn)電話會議能夠顯著降低企業(yè)的股價崩盤風(fēng)險。湯泰劼等（2021）研究表明，上市公司實(shí)施盈余降低型財務(wù)重述行為會降低次年的股價崩盤風(fēng)險。

（二）研究假設(shè)

本文參考雷光勇等（2017）的研究，將企業(yè)投資偏好劃分為長期投資強(qiáng)度與短期投資強(qiáng)度兩個維度，并對兩者與股價崩盤風(fēng)險之間的關(guān)系展開理論分析。當(dāng)企業(yè)長期投資強(qiáng)度較高時，意味著經(jīng)營者將企業(yè)看作是自己的長期事業(yè)，往往更加注重公司的長期經(jīng)營目標(biāo)（謝會麗等，2019），隱藏壞消息的動機(jī)較弱，進(jìn)而有助于降低股價崩盤風(fēng)險。同時，企業(yè)長期投資強(qiáng)度越高，表明公司持續(xù)經(jīng)營的意愿越強(qiáng)，更有可能提高信息披露程度，這也有利于降低股價崩盤風(fēng)險。特別地，所有者對企業(yè)持續(xù)經(jīng)營的承諾潛在地拓寬了其長期投資視野（Chen等，2008），在服務(wù)自身的同時也會服務(wù)中小股東，往往會降低信息不對稱程度，由此可以增強(qiáng)投資者的信心，從而有助于穩(wěn)定公司的股價?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)1：在其他條件相同的情況下，企業(yè)長期投資強(qiáng)度與股價崩盤風(fēng)險顯著負(fù)相關(guān)。

然而，當(dāng)企業(yè)短期投資強(qiáng)度較高時，表明所有者可能更加關(guān)注企業(yè)的短期經(jīng)營目標(biāo)（雷光勇等，2017），往往具有較強(qiáng)的利益侵占動機(jī)，更有可能隱藏公司的負(fù)面消息（姜付秀等，2018），從而導(dǎo)致企業(yè)股價崩盤風(fēng)險增加。并且，企業(yè)的短期投資強(qiáng)度越高，說明所有者越有可能進(jìn)行套利性投資，而這類投資大都具有掏空性質(zhì)，通常會損害公司的企業(yè)價值（Jiang等，2010），容易導(dǎo)致股價暴跌。此外，企業(yè)實(shí)施短期投資行為會引發(fā)中小股東的不滿，可能導(dǎo)致其“用腳投票”，由此會向市場釋放壞消息，進(jìn)而加劇了企業(yè)的股價崩盤風(fēng)險?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：在其他條件相同的情況下，企業(yè)短期投資強(qiáng)度與股價崩盤風(fēng)險顯著正相關(guān)。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2007—2021年滬深A(yù)股上市公司作為研究樣本，并對樣本做如下篩選：（1）剔除當(dāng)年ST類公司樣本；（2）剔除金融類公司樣本；（3）剔除存在缺失值的公司樣本。本文最終獲得22 412個公司-年度觀測值。

（二）變量定義

1.企業(yè)投資偏好。參考雷光勇等（2017）的研究，本文將企業(yè)投資偏好劃分為長期投資強(qiáng)度與短期投資強(qiáng)度，并將樣本為房地產(chǎn)行業(yè)的公司所持有的投資性房地產(chǎn)數(shù)據(jù)剔除。

2.股價崩盤風(fēng)險。參考Kim等（2011）、許年行等（2013）的研究，本文采用負(fù)收益的偏態(tài)系數(shù)（NCSKEW）、股票上下波動比率（DUVOL）來衡量股價崩盤風(fēng)險。

3.其他控制變量。參考Kim 等（2011）、許年行等（2013）的研究，本文加入以下控制變量：公司規(guī)模（SIZE）、公司負(fù)債（LEV）、公司年齡（AGE）、公司業(yè)績（ROA）、市值與賬面價值比（MB）、股票年度收益波動（SIGMA）、股票年度平均收益率（RET）、月平均超額換手率（HSL）、第一大股東持股比例（TOP1）、獨(dú)立董事比例（INDEP）、機(jī)構(gòu)持股比例（InsHold）、兩職合一（DUAL）。同時，控制當(dāng)期負(fù)收益的偏態(tài)系數(shù)（NCSKEW）、年度（Year）及行業(yè)（Industry）虛擬變量，并在公司層面進(jìn)行聚類標(biāo)準(zhǔn)誤處理。主要變量定義詳見表1。

表1 主要變量定義

（三）研究模型

為了檢驗(yàn)假設(shè)1和假設(shè)2，即企業(yè)投資偏好對股價崩盤風(fēng)險的影響，本文建立如下回歸模型：

其中，CrashRisk為股價崩盤風(fēng)險的代理變量，包括NCSKEW和DUVOL這兩個指標(biāo)。

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2給出了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果?？梢钥吹?，NCSKEWt+1的最大值為1.6718，最小值為-2.5539，均值為-0.4077；DUVOLt+1的最大值為0.9457，最小值為-1.4517，均值為-0.2905。這表明，股價崩盤風(fēng)險的兩個指標(biāo)在樣本公司之間存在較大的差異。Long_Investt的最大值為0.2462，最小值為0.0004，均值為0.0613；Short_Investt的最大值為0.4163，最小值為0.0000，均值為0.0374。這說明，不同企業(yè)間的長期投資強(qiáng)度與短期投資強(qiáng)度存在較大的差異。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

下頁表3列示了主要變量的相關(guān)性分析。Long_Investt與NCSKEWt+1的相關(guān)系數(shù)為-0.0311，與DUVOLt+1的相關(guān)系數(shù)為-0.0272，均在1%的水平上顯著，假設(shè)1得到了初步的支持。Short_Investt與NCSKEWt+1的相關(guān)系數(shù)為0.0163，與DUVOLt+1的相關(guān)系數(shù)為0.0103，均在5%的水平上顯著，假設(shè)2得到了初步佐證。

表3 主要變量相關(guān)性分析

（二）實(shí)證結(jié)果與分析

表4給出了企業(yè)投資偏好與股價崩盤風(fēng)險之間關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果。第（1）列中Long_Investt的回歸系數(shù)為-0.3299，第（2）列中Long_Investt的回歸系數(shù)為-0.2064，均在1%的水平上顯著，即企業(yè)長期投資強(qiáng)度越高，股價崩盤風(fēng)險越低，假設(shè)1得到了驗(yàn)證。第（3）列中Short_Investt的回歸系數(shù)為0.2322，在1%的水平上顯著，第（4）列中Short_Investt的回歸系數(shù)為0.1250，在5%的水平上顯著，表明企業(yè)短期投資強(qiáng)度與股價崩盤風(fēng)險顯著正相關(guān)，假設(shè)2得到了驗(yàn)證。

表4 企業(yè)投資偏好與股價崩盤風(fēng)險

（三）進(jìn)一步分析

1.企業(yè)投資偏好、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與股價崩盤風(fēng)險。國有企業(yè)的終極控制人是各級國資委，而國資委并不是自然人，追逐控制權(quán)私利的動機(jī)往往較弱（楊漢明和劉廣瑞，2014）。與之相反，非國有企業(yè)往往是控制性股東或家族財富的重要構(gòu)成部分，獲取的控制權(quán)私有收益通常歸股東個人所有，因此非國有企業(yè)的控股股東具有較強(qiáng)的利益侵占動機(jī)（陳玉罡和莫夏君，2013）。基于上述分析，我們推測企業(yè)長期投資強(qiáng)度對股價崩盤風(fēng)險的負(fù)向影響在國有企業(yè)中更顯著，而企業(yè)短期投資強(qiáng)度對股價崩盤風(fēng)險的正向影響在非國有企業(yè)中更明顯。

為了驗(yàn)證上述推斷，本文按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進(jìn)行分組檢驗(yàn)，主要回歸結(jié)果見表5。表5第（1）列中Long_Investt的回歸系數(shù)為-0.3777，在5%的水平上顯著，第（3）列中Long_Investt的回歸系數(shù)為-0.3156，在1%的水平上顯著；第（5）列、第（7）列中Long_Investt的回歸系數(shù)分別為-0.2254、-0.1087，均不顯著。上述結(jié)果說明，企業(yè)長期投資強(qiáng)度對股價崩盤風(fēng)險的負(fù)向影響在國有企業(yè)中更顯著。表5第（2）列、第（4）列中Short_Investt的回歸系數(shù)分別為0.1095、0.0394，均不顯著；第（6）列、第（8）列中 Short_Investt的回歸系數(shù)分別為0.4148、0.2410，均在1%的水平上顯著。該回歸結(jié)果表明，企業(yè)短期投資強(qiáng)度對股價崩盤風(fēng)險的正向影響在非國有企業(yè)中更明顯。

表5 企業(yè)投資偏好、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與股價崩盤風(fēng)險

2.企業(yè)投資偏好、宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境與股價崩盤風(fēng)險。當(dāng)經(jīng)濟(jì)增速明顯放緩后，企業(yè)面臨的經(jīng)營環(huán)境可能不容樂觀，其出于規(guī)避風(fēng)險的目的，有動機(jī)降低長期投資強(qiáng)度，轉(zhuǎn)而通過增加短期投資強(qiáng)度來套取私利。鑒于此，我們推斷，企業(yè)長期投資強(qiáng)度對股價崩盤風(fēng)險的負(fù)向影響在經(jīng)濟(jì)增速非放緩期更顯著，而企業(yè)短期投資強(qiáng)度對股價崩盤風(fēng)險的正向影響在經(jīng)濟(jì)增速放緩期更強(qiáng)。

由于我國GDP增速從2012年開始降至8%以下，與之前年份相比有明顯的放緩?；诖耍疚囊?012年為分界點(diǎn)，將以前的年份劃分為經(jīng)濟(jì)增速非放緩期，將當(dāng)年及以后的年份劃分為經(jīng)濟(jì)增速放緩期，重復(fù)模型（1）的檢驗(yàn)，主要回歸結(jié)果見表6。表6第（1）列中Long_Investt的回歸系數(shù)為-0.3655，在1%的水平上顯著，第（3）列中Long_Investt的回歸系數(shù)為-0.2110，在5%的水平上顯著；第（5）列、第（7）列中 Long_Investt的回歸系數(shù)分別為-0.2394、-0.1642，均不顯著。這說明，企業(yè)長期投資強(qiáng)度對股價崩盤風(fēng)險的負(fù)向影響在經(jīng)濟(jì)增速非放緩期更明顯。第（2）列、第（4）列中 Short_Investt的回歸系數(shù)分別為0.3206、0.1440，均不顯著；第（6）列中Short_Investt的回歸系數(shù)為0.1746，在5%的水平上顯著，第（8）列中Short_Investt的回歸系數(shù)為0.1020，在1%的水平上顯著。由此可見，在經(jīng)濟(jì)增速放緩期，企業(yè)短期投資強(qiáng)度對股價崩盤風(fēng)險的正向影響更強(qiáng)。

表6 企業(yè)投資偏好、宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境與股價崩盤風(fēng)險

3.長期投資偏好對股價崩盤風(fēng)險的進(jìn)一步探討。由于長期投資強(qiáng)度包括資本支出強(qiáng)度（Invest_Cap）、研發(fā)支出強(qiáng)度（Invest_R&D）兩部分，接下來分別探討這兩者對股價崩盤風(fēng)險的影響，主要回歸結(jié)果見表7。其中，資本支出強(qiáng)度等于構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金除以總資產(chǎn)，研發(fā)支出強(qiáng)度等于研發(fā)支出總額除以總資產(chǎn)。表 7第（1）列、第（2）列中Cap_Investt的回歸系數(shù)分別為-0.3839、-0.2410，均在1%的水平上顯著；第（3）列、第（4）列中R&D_Investt的回歸系數(shù)分別為-0.9913、-0.6720，均不顯著。上述結(jié)果說明，資本支出強(qiáng)度才會對股價崩盤風(fēng)險產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。

表7 長期投資偏好對股價崩盤風(fēng)險的進(jìn)一步探討

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）內(nèi)生性檢驗(yàn)

股價崩盤風(fēng)險的高低可能會反向影響企業(yè)投資偏好，從而產(chǎn)生內(nèi)生性問題。鑒于此，本文借鑒王化成等（2015）的研究，采用同年度同行業(yè)其他公司的長期投資強(qiáng)度均值及短期投資強(qiáng)度均值作為工具變量，并進(jìn)行2SLS回歸分析，回歸結(jié)果仍然支持假設(shè)1和假設(shè)2。

（二）更換解釋變量

本文參考雷光勇等（2017）的做法，采用企業(yè)長期投資總額及短期投資總額的自然對數(shù)來刻畫長期投資強(qiáng)度與短期投資強(qiáng)度，然后重復(fù)模型（1）的檢驗(yàn)，結(jié)論依然與前文一致。

六、研究結(jié)論與啟示

本文深入考察了企業(yè)投資偏好與股價崩盤風(fēng)險之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)企業(yè)提高長期投資強(qiáng)度能夠降低股價崩盤風(fēng)險，而提高短期投資強(qiáng)度則會增加股價崩盤風(fēng)險。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在國有企業(yè)樣本中及經(jīng)濟(jì)增速非放緩期，企業(yè)長期投資強(qiáng)度對股價崩盤風(fēng)險的負(fù)向影響更強(qiáng)；而在非國有企業(yè)樣本中及經(jīng)濟(jì)增速放緩期，企業(yè)短期投資強(qiáng)度對股價崩盤風(fēng)險的正向影響更明顯。

基于上述結(jié)論，我們可以得到如下啟示：

1.企業(yè)在經(jīng)營決策中應(yīng)該提高長期投資強(qiáng)度并減少短期投機(jī)行為，以便降低其股價崩盤風(fēng)險。

2.對于非國有企業(yè)，中小股東更應(yīng)該加大監(jiān)督力度，防止控股股東通過短期投資來獲取私人收益，從而達(dá)到維護(hù)自身利益的目的。

3.在經(jīng)濟(jì)增速放緩期，政府應(yīng)該加大對企業(yè)的幫扶力度，促使其進(jìn)行更多的長期投資，以降低股價崩盤風(fēng)險。