一、引言

长期以来，投资者情绪的变化一直被认为是导致股票价格剧烈波动并系统性偏离其价值的一个重要因素。不仅如此，近年来大量文献指出，投资者情绪还会对实体企业产生重大影响(花贵如等，2011；张庆和朱迪星，2014)。在我国，由于资本市场起步较晚，相关法律法规的建设较为滞后，且个体投资者往往缺乏投资专业技能，因此投资者情绪在资本市场上更为普遍，对实体经济的影响也更大。鉴于此，在我国资本市场环境下，探究投资者情绪影响企业经营管理的渠道，具有十分重要的理论和实践意义。

对于投资者情绪如何影响企业经营，国内外研究普遍沿袭Baker等(2003) 的观点，认为投资者情绪造成资产价格变动，会改变企业的投融资成本和收益(谭跃和夏芳，2011) 以及管理层对未来的判断(花贵如等，2011)，进而影响企业的经营决策。然而，这些研究都忽视了一个重要的问题，即投资者不仅在资本市场上扮演着资金提供者的角色，同时也是企业的股东，在企业经营中还扮演着所有者、监督者的角色。另外，尽管传统委托代理理论相关文献研究了股东自身特征，如持股比例、现金流量权与所有权的分离程度等对企业监督行为的影响(Schmid和Fahlenbrach，2017；马磊和徐向艺，2010)，但很少有文章研究当股东对企业价值的看法系统性地偏离企业自身价值时，股东的监督行为会发生什么改变。因此，沿着上述分析的思路，本文选取股东与管理层之间的委托代理问题作为切入点，使用我国A股上市公司的数据，对投资者情绪是否能够通过影响股东监督而影响管理层的自利行为进行了研究。

本文发现投资者情绪与股东大会出席率呈显著负相关关系。Morgan等(2006) 及孔东民等(2013) 均认为股东大会出席率能够反映股东对企业的监督意愿。因此，这一实证结果说明投资者情绪会降低股东对企业的监督努力程度。本文进一步发现投资者情绪与在职消费呈显著正相关关系，而与薪酬业绩敏感性呈显著负相关关系。这一结果说明投资者情绪会增加管理层的自利行为。通过中介效应检验，我们发现投资者情绪对管理层自利行为的影响是通过股东监督这一渠道实现的。这一发现说明股东监督程度随投资者情绪的高涨而下降后，理性的管理层会利用监督的缺失为自己谋取更多的私利。

本文的贡献主要体现在以下三个方面：首先，拓展了投资者情绪与投资者行为方面的研究。以往对于投资者情绪的研究仅涉及投资者情绪对投资者股票买卖决策以及由此引起的股票价格波动的影响(Yu和Yuan，2011；Sun等，2016)，本文则发现投资者情绪同时也会影响投资者作为公司股东对公司的监督行为；其次，本文将投资者情绪纳入传统委托代理理论框架中，发现即使股权结构等因素不发生改变，股东情绪的变化也会改变其监督决策，进而对管理层的自利行为产生影响；最后，本文的研究结论还从侧面印证了以往研究中管理层能够识别并迎合投资者情绪的假说(王亚平等，2006；Grundy和Li，2010)。

二、文献综述与假设提出

(一) 投资者情绪与股东监督

投资者情绪是指信息不对称和主观信念偏差所导致的投资者对企业股票和企业价值的乐观或悲观等有偏估计。对于投资者情绪如何影响企业经营，以往文献主要将股东视作资金提供方，从股东对企业价值的有偏估计如何影响企业融资成本和管理层决策的角度进行研究(花贵如等，2011；张庆和朱迪星，2014)。然而，这一视角下的研究没有认识到股东同时也是企业的主要监督者，而股东自身的监督决策又不可避免地会受到自身监督能力和所掌握企业信息的影响。

Barber和Odean(2008) 研究发现，情绪化的投资者往往缺乏专业的投资知识，而且相对于理性投资者更在意短期利益。Karlsson等(2009) 发现股票市场处于牛市时，个人投资者购买股票的热情会增加。Yu和Yuan(2011) 则发现投资者情绪越高，投资者的收益与风险之间的正相关关系越弱，说明受情绪感染的投资者倾向于低估企业的真实风险。综上所述，我们认为投资者情绪的变化至少可以从以下四个方面影响股东对企业的监督：第一，投资者情绪高涨时，投资者更加短视且很可能出于“羊群效应”对企业进行投资，而不关心企业的经营情况；第二，投资者情绪高涨时，股东对企业未来的收益会变得更加乐观，从而更不可能采取“用脚投票”的方式对企业进行监督；第三，当投资者情绪高涨时，股东倾向于低估企业的不利因素和潜在风险，进而降低了对企业的监管努力；第四，投资者情绪高涨时，非专业的个体投资者的数量会增加，这类投资者往往缺乏监督企业管理层的必要技能、信息，从而更不会对企业进行监督。综上所述，从监督意愿和监督能力两个方面来看，资本市场上投资者情绪高涨会降低股东对企业的监督努力程度。

由于股东监督程度无法直接观察到，为了实证检验投资者情绪对股东监督的影响，我们选取股东大会出席率这一指标作为股东监督的代理变量。股东大会出席率是衡量股东对企业监管的一种直观而又有效的方法。Morgan等(2006) 及孔东民等(2013) 都指出股东投票率的提高是股东积极参与公司治理的体现。结合上述分析，本文提出以下假设：

假设1：投资者情绪越高涨，股东大会的出席率越低。

(二) 投资者情绪、管理层自利行为与股东监督的中介作用

已有研究指出管理层薪酬业绩敏感性是衡量股东与CEO间委托代理问题和管理层自利行为严重程度的重要指标(Jensen和Meckling，1976；Flor等，2005)。Chen等(2015) 对中国股权分置改革前后上市公司的研究显示，当股东监督意愿增强时，管理层的薪酬业绩敏感性会增加，说明股东的监督会对管理层的薪酬业绩敏感性产生影响。综合上述分析，我们认为当投资者情绪高涨时，股东监督努力会减少，而管理层会利用这一机会减少自身薪酬与会计业绩间的相关性。综上所述，我们提出以下假设：

假设2：投资者情绪与管理层薪酬业绩敏感性负相关。

在职消费是企业管理层从公司获得的额外报酬，由于在职消费属于典型的“按权分配”而不是“按劳分配”，它在公司治理中的作用一直受到学术界和实业界的质疑。对于在职消费的功能，目前学术界主要有两种观点。第一种观点认为在职消费是企业激励管理层的一种手段(Rajan和Wulf，2006)。在职消费能够起到降低激励成本、满足管理层虚荣心等正面作用。但更多的研究支持第二种观点，即在职消费是企业委托代理问题和管理层自利行为的体现(Hart，2001)。Xu等(2014) 认为，由于股权激励体系尚不完善、管理层的货币薪酬较低以及相关监管体制不完善等原因，中国CEO更有可能以在职消费的方式为自身谋利。张铁铸和沙曼(2014) 也发现在我国，管理层的在职消费与其能力负相关，而与其权力正相关。这些研究结果均说明我国企业管理层在职消费的主要目的是为自身谋取私利。根据上文的分析，如果投资者情绪高涨会降低股东对企业的监管，那么管理层在职消费被股东发现和惩罚的概率就会下降。此时，理性的管理层会选择增加在职消费为自己谋利。由此，我们提出以下假设：

假设3：投资者情绪高涨会增加管理层的在职消费。

Jensen和Meckling(1976) 指出在现代公司制度中，只要企业股东和管理层的身份不能完全重合，并且股东的监督需要花费成本，管理层的自利行为就是不可避免的。作为公司的所有者和管理层机会主义行为的主要受害者，股东及其在公司中的代理人(董事会)的监督是约束管理层最主要的手段。特别对我国而言，一方面，除股东之外对管理层的外部监管机制仍然较不发达；另一方面，我国上市公司的股权相对集中，而且在大部分民营上市公司中，股权仍然集中在第一或第二代创始人手中。因此在我国，股东的监督对管理层自利行为的影响更大。在假设1中，我们阐述了投资者情绪对股东监督能力和意愿的影响。结合上文的分析，我们预期投资者情绪会影响管理层的自利行为，并且这一影响至少有一部分是通过改变股东的监督实现的。

除了外部的监督外，管理层的自利行为还会受到企业融资约束和企业发展机会等多种因素的影响。同时，投资者情绪对企业的影响也不仅限于本文提出的股东监督这一点。投资者情绪还可能通过其他已知或未知的渠道影响管理层的自利行为。由于这些渠道的存在，仅仅通过实证研究投资者情绪和管理层自利行为代理变量间的相关关系，并不能证明本文提出的股东监督渠道存在。为了排除其他潜在的相互作用渠道的影响，必须在验证了投资者情绪和管理层自利行为的关系后，进一步验证股东监督在两者关系中具有中介效应。因此，我们提出以下假设：

假设4：股东监督是投资者情绪影响管理层自利行为的中介变量。

三、研究设计

(一) 样本选取与数据来源

本文选取了中国A股上市公司2000－2014年的年报数据作为研究对象。研究数据全部来自CSMAR数据库和Wind数据库。样本处理过程如下：(1) 剔除ST股票；(2) 剔除金融行业的股票；(3) 剔除回归所需相关数据缺失的样本；(4) 为了消除异常值的影响，我们对所有连续变量在1%的水平上进行了双侧winsorize处理。

(二) 变量定义

1.投资者情绪。投资者情绪本质上是投资者因信息的不完全和主观信念的偏差而对企业股票未来收益做出的错误估计，因此企业当前市值与实际价值之间的差距可以用来衡量投资者情绪的大小。沿着这一思路，参考Rhodes-Kropf等(2005) 衡量投资者情绪的方法，我们用企业的市场价值与式(1) 中等号右边一些反映企业基本面的变量进行回归，回归拟合值作为企业实际价值的估计值。使用残差即当前市值减去上述计算得到的企业实际价值的估计值来衡量投资者情绪所带来的错误估计Sent1_it。

$ {m_{it}} = {\alpha _{0jt}} + {\alpha _{1jt}}{b_{it}} + {\alpha _{2jt}}\ln NI_{it}^ + + {\alpha _{3jt}}{I_{ < 0}}\ln NI_{it}^ + + {\alpha _{4jt}}LE{V_{it}} + {\varepsilon _{it}} $

(1)

其中，i表示企业，j表示企业i所在行业，m_it为企业t年度市场价值的自然对数，b_it为企业t年度账面价值的自然对数，lnIN_it⁺为企业净利润的绝对值。I _{< 0}为虚拟变量，当企业当年净利润为负时取值为1，否则为0。LEV_it为企业t年的资产负债率。

按上述计算步骤得到的Sent1_it只能反映企业股票相对于行业内其他股票价值被高估或低估的程度，而不能反映行业整体的股票价格偏离价值的程度。因此，我们采用式(2) 至式(4) 来计算新的投资者情绪指标Sent2_it。

$ \overline {{\alpha _j}} = \sum\limits_l {\widehat {{\alpha _{jt}}}} $

(2)

$ \overline {{v_{it}}} = \overline {{\alpha _{0j}}} + \overline {{\alpha _{1j}}} {b_{it}} + \overline {{\alpha _{2j}}} \ln NI_{it}^ + + \overline {{\alpha _{3j}}} {I_{ < 0}}\ln NI_{it}^ + + \overline {{\alpha _{4j}}} LE{V_{it}} + {\varepsilon _{it}} $

(3)

$ Sent{2_{it}} = {m_{it}} - \overline {{v_{it}}} $

(4)

其中，式(2) 是将式(1) 分年度回归所得的估计系数进行算术平均。式(3) 是用$\overline {{\alpha _j}} $替换式(1) 中的系数得到企业实际价值的第二个估计值$\overline {{v_{it}}} $。式(4) 是Sent2_it的计算公式，由企业当前市值m_it与新的估计值$\overline {{v_{it}}} $的差值计算得到。

2.管理层在职消费。参考已有研究，本文使用两种方法对管理层的在职消费进行衡量。首先，参考张铁铸和沙曼(2014) 的方法，我们使用管理费用扣除董事、高管以及监事会成员薪酬、计提的坏账准备、存货跌价准备以及当年的无形资产摊销等明显不属于在职消费的项目后的金额来衡量管理层在职消费(Perk1)。其次，参考陈冬华等(2005) 计算在职消费的方法，我们还以2010－2014年A股上市公司财务报表附注中的办公费、差旅费、业务招待费、通讯费、出国培训费、董事会费、小车费和会议费等八项费用之和作为在职消费的衡量指标(Perk2)。此外，我们还参考Xu等(2014) 的方法，使用管理层在职消费率对企业员工总薪酬、企业资产规模的自然对数和销售收入的自然对数进行回归，以回归残差作为企业管理层额外在职消费率(Experk1和Experk2)，衡量管理层出于自身私利而进行的在职消费。

(三) 模型构建

为了检验假设1，我们参考黎文靖等(2012) 以及孔东民等(2013) 的研究构建了如下回归模型：

$ Atten{d_{it}} = {\beta _0} + {\beta _1}Sen{t_{it}} + \sum {\beta Contro{l_{it}}} + {\varepsilon _{it}} $

(5)

其中，Attend_it为企业i在t年历次股东大会的参与度，我们使用每次股东大会的出席票数与公司总股本的比例(Attend)以及当年所有股东大会股东出席的平均比例(Aveattend)作为衡量指标。Sent_it为企业i在t年投资者情绪的衡量指标，其系数β₁代表投资者情绪对股东监督的直接效应。Control_it为包括行业和年度变量在内的控制变量。

为了检验假设2，我们参考张铁铸和沙曼(2014) 的研究构建了如下回归模型：

$ \begin{array}{l} Salar{y_{it}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}Sen{t_{it}} \times performanc{e_{it}} + {\alpha _2}Sen{t_{it}} + {\alpha _3}performanc{e_{it}}\\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\; + {\alpha _4}Lsalar{y_{it}} + \sum {\alpha Contro{l_{it}}} + {\varepsilon _{it}} \end{array} $

(6)

其中，Salary_it为企业i在t年前三名高管薪酬的自然对数。performance_it为企业i在t年的绩效指标。参考Gao和Li(2015) 的研究，我们使用ROA作为公司业绩的衡量指标。由于薪酬具有粘性，我还加入了滞后一期的薪酬(Lsalary)。

为了检验假设3，参考Luo等(2011)、Hilary等(2016) 以及张铁铸和沙曼(2014) 的方法，我们构建了如下回归模型：

$ Per{k_{it}} = {\gamma _0} + {\gamma _1}Sen{t_{it}} + \sum {\gamma Contro{l_{it}}} + {\varepsilon _{it}} $

(7)

其中，Perk_it为企业i在t年管理层的在职消费程度。

在式(5)、式(6) 和式(7) 中，我们分别验证了投资者情绪会影响股东的监督意愿和投资者情绪会影响管理层的自利行为这两点。为了检验假设4，参考Baron和Kenny(1986) 的中介效应分步回归检验方法，将股东的监督努力也加入投资者情绪对管理层自利行为的回归中，检验监督努力变量的显著性就可以判断其是否具有中介效应。本文使用Aveattend作为股东监督努力的代理变量对式(6) 和式(7) 中投资者情绪对管理层自利行为的影响进行了中介效应检验。此外，参考Hilary等(2016) 检验中介效应的方法，我们用Sobel test构建Z指数对股东监督努力的中介效应进行了检验。

本文参考已有研究从公司基本经营状况、公司股权结构和公司治理结构三个角度选取了控制变量。其中，公司基本经营状况方面的控制变量变量包括公司规模、资产负债率、销售收入增长率和公司股票月回报率的标准差。公司股权结构方面的控制变量包括第一大股东持股比例、前五大股东持股比例的赫芬达尔指数、前十大股东持股比例和机构投资者持股比例。公司治理方面的控制变量包括董事长总经理两职兼任状况、董事会规模、独立董事比例以及公司聘用的会计师事务所是否为四大会计师事务所。

四、实证结果分析

(一) 描述性统计

表 1是本文变量的描述性统计。从中可以看到，投资者情绪在两种衡量方法下的中位数和均值都接近于0，但方差很大。这说明在本文比较长的样本区间内，股票市场上正面和负面的投资者情绪能够相互抵消，但在一个较短的时间内，投资者情绪仍然对市场有很大的影响。使用Luo等(2011) 方法计算的在职消费率均值为8.65%，而使用陈冬华(2005) 方法计算的在职消费率均值为0.96%。这说明平均来看，我国企业管理层的在职消费占销售收入的比重较大，是比较严重的公司治理问题，同时也说明使用不同的在职消费衡量方法所得在职消费数额具有较大的差异。因此，在实证研究中使用不同的在职消费衡量方法对于确保文章的稳健性是十分必要的。

(二) 回归分析

1. 投资者情绪与股东监督

为了研究投资者情绪与股东监督间的关系，表 2中使用式(5) 对投资者情绪与股东大会出席率之间的关系进行了检验。为了确保检验结果的稳健性，我们分别使用没有考虑行业因素的Sent1和考虑了行业因素的Sent2作为自变量投资者情绪的衡量指标，并分别使用每次股东大会的股东出席率(Attend)和企业当年所有股东大会的股东出席率均值(Aveattend)作为因变量进行回归。由表 2可知，不论是以每次股东大会作为样本，还是以一年中所有股东大会的均值作为样本，投资者情绪高涨会显著降低股东大会出席率。股东大会出席率能够反映企业全体股东的平均监督努力(孔东民等，2013)，因此表 2实证结果说明投资者情绪高涨会降低股东的监督努力。

2. 投资者情绪与管理层自利行为

上述实证结果说明投资者情绪高涨会降低股东的监督努力。进一步，我们关心的是投资者情绪高涨所导致的股东监督努力下降会对企业，特别是企业中股东与管理层的委托代理问题产生什么影响。因此，我们通过薪酬业绩敏感性和在职消费这两种管理层委托代理问题的主要表现形式，对投资者情绪是否会影响管理层自利行为，以及股东监督努力是否是两者关系的桥梁进行检验。

表 3中列(1) 和列(2) 表明，投资者情绪会显著降低企业管理层的薪酬业绩敏感性。这验证了我们的假设2。但是仅仅得到投资者情绪和管理层薪酬业绩敏感性的相关关系，并不能说明股东监督的变化是导致薪酬业绩敏感性变化的原因。因此，我们在表 3中列(3) 和列(4) 中引入了Aveattend作为股东监督努力的代理变量，使用分步回归法和Sobel test方法对股东监督的中介效应进行了检验。结果显示，不论是Aveattend和ROA的交乘项系数还是Sobel test方法计算的Z值均显著。这说明投资者情绪对管理层薪酬业绩敏感性的影响至少有一部分是通过股东监督努力的改变实现的。这初步验证了我们的假设4，即股东监督是投资者情绪影响管理层自利行为的中介变量。

除了薪酬外，管理层还可以通过在职消费为自己谋取私利。表 4检验了投资者情绪与管理层在职消费间的关系。在描述性统计中，我们看到不同的在职消费衡量方法获得的企业在职消费数据有较大的差距。为了保证本文研究的稳健性，我们使用变量定义部分所述的四种方法对企业管理层的在职消费水平进行了衡量。从表 4中可知，不论使用何种在职消费衡量指标及何种投资者情绪衡量指标，投资者情绪都会显著增加管理层的在职消费程度。这一结果验证了假设3，即投资者情绪会促进管理层的在职消费行为。

我们进一步对股东监督在投资者情绪与管理层在职消费关系中的中介效应进行了检验。表 5给出了与表 4中所有回归对应的中介效应检验结果。和表 3中的中介效应检验方法一样，我们仍以Aveattend作为股东监督努力的代理变量，通过观察分步回归法下Aveattend系数的显著性和Sobel test方法计算的Z值来判断股东监督是否具有中介效应。表 5中分步回归法和Sobel test方法的结果均表明股东监督努力具有中介效应。这一结果进一步证明了本文的假设4，说明投资者情绪是通过改变股东的监督意愿而影响管理层自利行为的。此外，在表 3和表 5的中介效应检验中，在回归中加入Aveattend后，投资者情绪指标仍然是显著的，说明除了股东的监督外，投资者情绪还会通过其他渠道影响管理层的自利行为。花贵如等(2011) 及Mclean和Zhao(2014) 指出，投资者情绪可能导致管理层过度自信、企业融资成本变化等情况，而这些情况也可能影响管理层的自利行为，因此本文的结果也与已有研究相符。

(三) 稳健性检验

由于企业管理层的自利行为受到很多因素的影响，同时投资者情绪对企业的影响也是多方面的，因此通过不同的方法确保本文研究结论的稳健性是十分必要的。我们使用如下几种方法增强了本文的稳健性：首先，为了控制各种已知变量所导致的内生性问题，我们在所有回归中都控制了企业股权结构、公司治理状况和企业基本经营状况三个方面的主要变量，可以有效减少来自这三个方面的内生性问题；其次，针对未知因素所导致的内生性问题，我们采用了分步回归法和Sobel test两种中介效应检验方法，对本文论述的因果链条进行了检验，检验结果均支持我们的结论；最后，为了防止变量定义所产生的误差，我们对主要因变量和自变量都使用了至少两种不同的衡量方法，结果显示不论使用何种衡量方法，本文的结论均不发生改变。综上所述，本文的研究结论是比较稳健的。

五、结论与启示

大量研究指出投资者情绪对企业的多种投融资活动具有广泛的影响，而对于投资者情绪是否会影响企业内的委托代理问题，目前却鲜有文章涉及。鉴于此，本文以2000－2014年我国A股上市公司为样本，从股东监督的视角对投资者情绪如何影响股东与管理层间的委托代理关系进行了研究。本文发现投资者情绪与股东大会的出席率负相关。股东大会的出席率是衡量股东监督的代理变量，当一个股东积极对企业进行监督时，他会更乐于参加股东大会利用自己手中的投票权影响企业的决策。本文的研究则说明，投资者情绪高涨除了影响股票的价格外，还会使股东低估企业的潜在风险、高估企业的潜在收益，进而减少公司的监督。本文进一步发现投资者情绪高涨会增加管理层的自利行为，并且部分是由股东监督减少所导致的。管理层自利行为是管理层与股东间委托代理问题的主要表现。这一结果表明，股东的监督是约束管理层自利行为的有效手段之一，且投资者情绪会通过股东的监督这一渠道影响管理层的自利行为。

本文是对过分强调股票价格高估的传统投资者情绪研究的一个补充，而且揭示了一条新的投资者情绪与企业内委托代理问题相互作用的渠道。本文的研究对于深入理解投资者行为和投资者情绪具有一定的启示意义。