2022第48卷第8期
2. 上海财经大学 金融学院，上海 200433
2. School of Finance，Shanghai University of Finance and Economics，Shanghai 200433，China
一、引 言
传统金融理论认为，公司投资决策不受二级市场投资者行为的影响，而一些真实存在的现象引起了我们的思考。在美国股市互联网泡沫破灭时，电话电报公司（AT&T）的股价陷入下跌，首席执行官阿姆斯特朗决定放弃一个长期投资项目，“公司股票已被重创，市场投资者对公司的长期战略没有信心……市场短视迫使我放弃了宏伟的转型计划”（Reingold，2006）。在云南绿大地事件②中，通过利用股票市场短视，绿大地公布业绩预增过亿等消息引起股价暴涨，相关高管在暴跌前套现超9亿元。该案例中，绿大地曾为提升业绩而削减全部研发投资。Graham等（2005）的国际调查也表明，许多高管采取了不利于公司长期价值的短期行为，如削减长期投资，这可能是为了应对投资者的短期压力。上述现象表明，市场短视可能对管理者的长期投资决策造成影响。市场短视的本源是什么？市场参与者由投资者、上市公司和监管者组成，其中投资者作为市场上的资金提供方，其短视的平均程度反映了市场短视程度。
本文界定的投资者短视指投资者视野短，表现为较短的股票持有期限。无论是理性还是非理性的短期投资者，较短的持股时间都是短期投资者最终决策行为的客观刻画。视野较短的投资者并不是对所投资公司整个生命周期的长期收益做预测，而是仅考虑下一期的股价变化（Bolton等，2006）。即使是理性的短期投资者，他们也会认为参与泡沫并在其破裂前退出市场是最优策略（Abreu和Brunnermeier，2003）。投资者短视广泛存在，中国证券市场投资者的平均持股时间不足40个交易日，即使是社保基金这种一般被认为是长期投资者的机构，平均持股时间也不足100天。③对目前的中国资本市场而言，非常突出的核心问题是如何发挥金融服务实体经济的作用，建立与实体经济长期发展所需资金期限相匹配的市场导向的金融体系，引导金融发展同经济社会发展相协调。由此，本文将资本市场影响实体经济的视角落在投资者短视这一重要特征上。本文将研究普遍存在的投资者短视是否会影响公司长期投资，影响的渠道及具体机制是什么，最终将对实体经济造成怎样的后果。
为了探索投资者短视对公司长期投资的影响，首先需要从整体上把握两者的关系。图1使用资本支出和研发投入来衡量长期投资，可以发现投资者越短视，相应公司的长期投资水平越低。总体数据直观地展示了投资者短视与公司长期投资的相关关系，引导我们进一步论证其因果关系。有关公司投资行为的国内现有研究鲜有关注投资者短视这一重要影响因素，国外涉及投资者视野的研究因受到个人交易数据的限制，仅针对机构投资者做了实证检验（Derrien和Kecskés，2013；Cremers等，2020）。在影响机制方面，现有文献发现机构投资者可以通过监督、施压或直接参与公司治理等方式对公司决策产生影响（Edmans，2009；McCahery等，2016）。而中国股票市场以个人投资者为主体，他们持股份额较少，无法通过上述方式对公司决策产生影响。现有文献尚缺少关于中小投资者短视是否影响公司决策，以及通过何种渠道产生影响的探索。
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| 图 1 投资者短视与公司长期投资的总体关系 注：组合的构造方法如下：以每只股票的“投资者平均持股时间/年股市交易天数”排序，每年按四分位数划分。从组合一到组合四，投资者视野逐渐变短。数据处理方法如下：（1）根据Liu（2019）剔除最低30％市值股票，剔除壳价值股的影响；（2）剔除样本中ST、*ST、PT、金融和房地产行业以及数据缺失或异常的股票。 |
本文采用2012—2016年国内某头部券商所有类型投资者的交易账户数据，以此期间的A股非金融类上市公司为研究样本。本文的研究思路如下：首先，研究投资者短视对公司长期投资（包括资本支出和研发投入）的影响；然后，检验公司股价对短期盈余信息的反应程度，揭示投资者短视对公司长期投资的具体影响机制；接着，检验管理者迎合投资者短视而减少公司长期投资的动因、目的以及所得益处，进一步印证管理者迎合机制，并考察分析师覆盖对管理者迎合程度的影响；最后，考察投资者短视影响公司长期投资的经济后果。
本文研究表明，投资者短视对公司长期投资有抑制作用，管理者削减长期投资迎合短视投资者对短期盈余的需求，以达到提振短期股价的目的。公司股价对未预期盈余信息的反应越强，管理者迎合程度越高。对管理者迎合动因及目的的检验从侧面印证了迎合机制，投资者短视对当期收益及收益惊喜存在正向影响。管理者削减长期投资的迎合行为会提升短期股价，且投资者视野越短，管理者迎合行为对股价高估的正面效应越强。同时，迎合行为还给管理者带来益处，如降低股权融资成本、优化股权减持行权条件以及提高薪酬收入。进一步研究发现，分析师覆盖会通过对管理者施加短期压力而增强管理者迎合的作用。经济后果研究表明，管理者迎合投资者短视确实提升了短期业绩，但损害了长期公司价值。
本文可能的贡献在于：第一，建立了投资者短视与公司投资决策的直接联系，并提出了中小投资者影响公司投资决策的机制。投资者短视广泛存在，但国内文献鲜有关注投资者短视对公司投资行为的影响，本文是国内该领域研究的尝试和探索。国外关于投资者短视的研究因受到个人交易数据的限制，仅针对机构投资者做了研究。本文利用投资者交易账户数据，其中包括个人与机构投资者，且考虑到中国股市以个人投资者为主体的市场结构特征，补充了中小投资者短视如何影响公司投资决策的问题。在影响机制方面，现有文献侧重于机构大股东通过监督、施压或直接参与公司治理等直接渠道影响公司决策，本文则从管理者主动迎合投资者的渠道进行了研究，是对该领域研究的有益补充。
第二，拓展了管理者迎合股票市场情绪的相关文献。现有文献指出，管理者会迎合市场估值情绪而改变投资决策，如投资于更容易引起短期高估的项目来提升股价（Polk和Sapienza，2009）。在这类文献中，管理者的迎合对象是平均意义上的市场情绪。本文对管理者迎合的对象做了进一步区分，发现管理者通过迎合短视投资者而改变了投资决策，从而推进了相关研究。
第三，具有较强的实践意义。本文揭示了资本市场的短期行为是公司将可持续发展融入战略规划的一个重要障碍，广泛存在的投资者短视会抑制公司长期投资，最终使实体经济丧失长期增长的内在潜力。本文的研究有助于市场参与者，包括监管层、上市公司和投资者，更好地理解股票市场上投资者短视的影响机理，研究结论为调整优化金融体系结构，推进投资端改革，有效建立与实体发展所需资金期限相匹配的市场导向的金融体系提供了理论与方法依据。
二、假说提出
（一）投资者短视对公司长期投资的影响
短视投资者通常基于短期业绩的相关信息进行交易（Ke和Petroni，2004；Cremers等，2020），因此管理者为增加短期业绩而削减长期投资，提高股价中的投机成分，从股价的暂时高估中获益。Bolton等（2006）指出，短期投资者对高收益的消息反应过度，悲观投资者因卖空限制和有限套利而无法消除股价高估，因而股价被推高至最乐观投资者的估值，短期投资者通过将股票出售给其他更乐观的投资者而受益。管理者认识到短期投资者对高收益的上述反应，会削减长期投资来迎合他们对短期盈余的偏好。具体操作是：削减研发费用将直接增加当期利润；此外，资本支出（包括固定资产）虽不直接计入损益，但可通过折旧等渠道产生影响。Graham等（2005）的研究表明，管理者通过削减资本支出以减少“折旧费”来避免每股收益（EPS）不达标。Almeida等（2016）强调，除了减少折旧来增加EPS的分子外，削减资本支出可以腾出现金用于股票回购，这可以减少EPS的分母。管理者还受益于高估的股价，如优化股权减持行权条件、维护劳动力市场声誉、保住自身职位（Polk和Sapienza，2009；Jian和Lee，2011；张宗新和杨万成，2016），以及降低短期股权融资成本、维持公司高成长性或预防敌意收购等（Baker等，2007；崔晓蕾和徐龙炳，2011）。然而，以这种方式来增加公司短期业绩从而提高短期股价的方法不利于公司的长期价值。基于上述分析，本文提出以下假说：
假说1：投资者短视对公司长期投资有抑制作用。
（二）投资者短视影响公司长期投资的渠道
如果投资者短视确实对公司长期投资水平存在负面作用，那么这种影响的机理是什么？在完美的资本市场中，投资者视野对公司投资决策并不产生影响，股价完全反映公司的真实价值。而当市场不完美时，投资者视野将对公司决策产生影响。不完美市场中的股票价格不仅反映公司的基本面，还包含短期投机的成分。这种短期的错误定价对长期投资者并不重要，但对只在乎短期股价的短视投资者来说尤为重要。管理者会迎合短视投资者对短期盈余的偏好，增加股价中的投机成分，并从股价的暂时高估中获益。因此，管理者的迎合行为可能是投资者短视影响公司长期投资的渠道，且其迎合动机将随投资者对短期盈余敏感性的上升而增强。本文借鉴会计文献中的盈余反应系数来衡量股价对未预期盈余的敏感性（Ball和Brown，2014），如果投资者短视会导致管理者投资行为的扭曲，那么管理者的迎合程度应随股价对盈余信息敏感度的上升而增强。基于上述分析，本文提出以下假说：
假说2：管理者迎合是投资者短视影响公司长期投资的渠道。公司股价对盈余信息越敏感，管理者迎合程度越高，即投资者短视对公司长期投资的影响越大。
（三）管理者迎合短视投资者的动因与目的
什么因素促使管理者采取迎合行为，迎合行为想要达到什么效果？理论分析表明，短视投资者的短期盈余偏好激励了管理者采取迎合行为，以达到提振短期股价的目的。实践调查为理论结论提供了初步证据，深交所2020年个人投资者状况调查报告显示，大多数投资者做出估值决策最重要的信息来源为“金融机构的研究报告”，其次为“上市公司披露信息”，可见公司财务信息与分析师研报极大地影响了投资者的估值策略。因此，管理者可能为达到更高收益而削减长期投资。同时，该收益数字必须达到或超过分析师对每股收益的普遍预测，创造“收益惊喜”（Skinner和Sloan，2002），才能达到提振股价的目的。那么，管理者的迎合行为是否可以达到促进短期股价的效果？理论上，削减长期投资的后果往往在短时间内难以被投资者评估（Cohen等，2013），投资者错误地将较高的短期收益视为有利于公司基本面的积极信号，导致股价高估。即使部分投资者认识到管理者行为的长期后果，由于卖空约束和有限套利（Miller，1977；Bolton等，2006），股票价格依然无法完全被修正。因此，本文将检验管理者削减长期投资的迎合行为是否达到了推动股价上涨的目的，以期为影响机制提供进一步的经验证据。基于上述分析，本文提出以下假说：
假说3.1：投资者短视对当期盈余有显著的正向影响。
假说3.2：投资者短视对当期收益惊喜有显著的正向影响。
假说3.3：管理者削减长期投资的迎合行为会使短期股价高估，且投资者视野越短，该迎合行为对股价高估的正面效应越强。
（四）管理者迎合行为的获益分析
通过迎合短视投资者对短期盈余的偏好，管理者能够获得什么好处？本文从多个方面为此提供经验证据支持。第一，迎合行为会使股价上升，降低公司的股权融资成本。Baker等（2007）根据市场择时理论指出，股价高估缓解了公司的外部融资约束，公司的潜在股权融资成本降低。因此，管理者的迎合行为可以创造更合适的外部融资条件，便于管理者启动融资计划。第二，迎合行为可以优化管理者股权减持行权条件，提升总体薪酬。在我国资本市场中，股价变化对管理者的外部治理压力有限（张学勇和廖理，2010），但管理者的职位、劳动力市场声誉以及薪酬水平等无不与股价密切相关（张宗新和杨万成，2016）。对于实施股权激励计划的公司，短期股价上升可以优化管理者的股权减持行权条件。同时，在上市公司的薪酬管理体系中，业绩是股权激励解锁的常见条件之一，高管人员薪酬大多也与业绩相关。管理者削减长期投资以报告漂亮的业绩，自身职位和劳动力市场声誉能得到维护，薪酬总额也能提升。基于上述分析，本文提出以下假说：
假说4.1：投资者短视对当期股权融资成本有显著的负向影响。
假说4.2：投资者短视可以优化管理者的股权减持行权条件。
假说4.3：投资者短视对当期高管薪酬有显著的正向影响。
三、研究设计
（一）样本选择与数据来源
本文使用国内某头部券商投资者交易账户数据，共计1158万条。由于监管要求，近5年数据受限，样本区间为2012—2016年，该区间内股市跨越熊牛市，可使本文结论在不同股市状态中保持稳健。本文数据具有代表性，所用券商公司营业部覆盖全国32个省级行政区，因此样本能较好地代表投资者总体的一般交易行为。个股相关数据来自国泰安（CSMAR）数据库，本文剔除了ST、*ST、PT、金融和房地产行业以及数据缺失或异常的股票。
（二）变量定义
1. 解释变量：投资者短视。投资者短视指投资者较短的持股期限。借鉴Cremers和Pareek（2015），本文使用投资者各年持有某股的平均天数占该年股市交易天数的倒数来度量投资者短视（Horizon），数值越大投资者越短视。首先，计算年内每个投资者j的投资组合中各个股票的持有天数（Durationijt），针对股票i，计算其所有投资者的算术平均④持股天数（Stock_Durationit），S表示持有股票i的投资者群体，如式（1）所示：
| $ Stock\_Duratio{n_{it}} = \frac{1}{{{S_t}}}\sum\limits_{j \in {S_t}} {Duratio{n_{ijt}}} $ | (1) |
然后，计算Stock_Durationit占该年股市交易天数的倒数。由此，本文构建的投资者短视是一种公司层面特征，如式（2）所示：
| $ Horizo{n_{it}} = Transaction\_Day{s_t}/Stock\_Duratio{n_{it}} $ | (2) |
本文构建的持股时间与目前文献常用的衡量投资者短视的换手率指标相比有几个好处。第一，换手率为个股整体成交量与流通股本的比值，所以用它衡量投资者短视会损失个体参与者的信息，是一种间接衡量方法。第二，随着高速计算机的普及，股票换手率的大部分变化来自不太可能影响长期公司决策的高频交易者。第三，个股换手率指标与公司长期投资决策之间有较强的内生性问题。为了避免这类偏误，本文构建的持股时间指标由个人持股时间汇总至个股，更加精确和细致地捕捉了个人投资者短视的信息，是对投资者视野的直接衡量。
2. 被解释变量：长期投资。本文使用资本支出和研发投入作为长期投资的代理，达到兼顾有形资产和无形资产的目的。资本性支出借鉴姜付秀等（2016）的方法，且为了避免偏差，本文考虑了几种模式。首先，使用总资本支出的对数（Lncap）来衡量长期投资。未经过总资产调整的投资水平能直接反映公司的投资决策，因为总资产中的流动资产、递延资产等存在操控的空间。其次，考虑到公司个体特征差异，使用经年初总资产调整的资本支出的年度变化（Gross_Cap/Asset）作为衡量指标。
研发投入可以衡量公司在无形资产方面的长期投入。研发项目通常需要数年时间才能完成，由于其长期价值在短期内具有高度不确定性，研发支出的收益可能在未来几年才会产生，这超出了短期投资者的视野。研发投入数据来自上市公司年报中的研发费用项目，本文使用公司研发费用对数（Lnrd）及其年度变化与营业收入的比值（Gross_RD/Opirate）来衡量研发投资。
3. 控制变量。参考现有文献（Cremers等，2020；喻坤等，2014；胡楠等，2021），本文控制了影响公司投资的其他因素。（1）制度环境。本文控制了股权性质。（2）公司特征。根据公司生命周期理论，控制了公司年龄和规模；根据融资约束理论，控制了KZ指数；根据股权结构，控制了前十大股东持股比例；此外，还包括净资产收益率、杠杆率、流动比率（运营能力）、营收同比增长率以及现金流。（3）公司治理。本文控制了监督型机构、基金持股比例以及董事长是否兼任总经理。
（三）模型设定
本文的基础模型设定如下：
| $ \begin{aligned} Cape{x_{it}}/R{D_{it}} = & {\theta _0} + {\theta _1}Horizo{n_{it}} + {\theta _2}Topte{n_{it}} + {\theta _3}In{s_{it}} + {\theta _4}M{f_{it}} + {\theta _5}Ld{r_{it}} + {\theta _6}Opirat{e_{it}} + {\theta _7}Siz{e_{it}} \\ &+ {\theta _8}Ag{e_{it}} + {\theta _9}Cas{h_{it}} + {\theta _{10}}Le{v_{it}} + {\theta _{11}}Ro{e_{it}} + {\theta _{12}}So{e_{it}} + {\theta _{13}}Parttim{e_{it}} + {\theta _{14}}K{Z_{it}}\\ & + \sum {Year} + \sum {Industry} + {\varepsilon _{it}} \end{aligned} $ | (3) |
被解释变量为长期投资，使用资本支出（Capex）和研发投入（RD）来衡量。核心解释变量为投资者短视（Horizon），其他控制变量定义见表1。θ1反映了投资者短视对公司长期投资的影响。
| 变量符号 | 变量定义 | 均值 | 标准差 | 最小值 | 最大值 | 中位数 | 样本量 |
| Lncap | 资本支出对数 | 18.642 | 1.705 | 7.498 | 26.525 | 18.630 | 10023 |
| Cap/Assets | 资本支出/总资产 | 0.055 | 0.051 | 0 | 0.642 | 0.041 | 10023 |
| Gross_Cap/Asset | 年增资本支出/年初总资产 | −0.011 | 0.101 | −5.688 | 0.442 | −0.002 | 10023 |
| Lnrd | 研发费用对数 | 18.040 | 1.565 | 0 | 23.855 | 18.044 | 10023 |
| RD/Opirate | 研发费用/营业收入 | 4.597 | 5.113 | 0 | 125.910 | 3.569 | 10023 |
| Horizon_ori | 投资者短视 | 7.059 | 7.591 | 1.161 | 101.661 | 6.382 | 10023 |
| Horizon_fit | 投资者短视拟合值 | 2.402 | 0.271 | 1.693 | 3.206 | 2.342 | 10023 |
| Stock_Duration | 持股时间（天） | 20.105 | 8.430 | 2.400 | 210.735 | 38.230 | 10023 |
| Tobinq | 托宾Q值 | 2.301 | 13.667 | 0.153 | 1752.705 | 1.644 | 10023 |
| Roe | 净资产收益率 | 0.071 | 0.234 | −21.998 | 1.754 | 0.078 | 9870 |
| Roa | 总资产收益率 | 0.047 | 0.063 | −1.057 | 2.637 | 0.044 | 9870 |
| Topten | 前十大股东持股比例（％） | 59.516 | 15.020 | 1.320 | 98.586 | 60.810 | 9814 |
| Ins | 机构持股比例（％） | 37.832 | 24.016 | 0 | 98.659 | 38.538 | 9822 |
| Mf | 基金持股比例（％） | 5.337 | 8.465 | 0 | 80.813 | 1.869 | 9854 |
| Ldr | 流动资产/流动负债 | 2.759 | 3.810 | 0.079 | 144.000 | 1.762 | 9854 |
| Opirate | 营收同比增长率（％） | 18.798 | 132.765 | −91.834 | 8748.366 | 10.819 | 9854 |
| Age | Log（2022−上市年份） | 2.488 | 0.599 | 0.693 | 3.401 | 2.485 | 10023 |
| Size | 总资产对数 | 22.022 | 1.251 | 18.16 | 28.519 | 21.846 | 10023 |
| Cash | 现金流对数 | 19.616 | 1.532 | 10.292 | 25.841 | 19.615 | 10023 |
| Lev | 杠杆率 | 0.396 | 0.201 | 0.007 | 0.995 | 0.386 | 10023 |
| Parttime | 两职合一（兼任=1） | 0.276 | 0.447 | 0 | 1 | 0 | 10023 |
| KZ | 融资约束指标 | 1.023 | 2.163 | −12.156 | 14.523 | 1.264 | 10023 |
| Soe | 公司性质（国有=1） | 0.441 | 0.497 | 0 | 1 | 0 | 10023 |
| Ana | Log（分析师覆盖数+1） | 1.847 | 1.067 | 0 | 4.317 | 1.945 | 10023 |
（四）描述性统计
表1列示了本文主要变量的描述性统计结果。持股时间的均值为20.105天，与上交所统计数据接近；其标准差为8.430，说明受多方因素影响，投资者之间的持股时间差别较大。经投资者特征拟合后，投资者短视拟合值（Horizon_fit）的标准差仅为0.271，数据集中程度较高，展现了仅由投资者特征所影响的持股视野，过滤了其他内生因素。
四、实证结果分析
（一）投资者短视对公司长期投资水平的影响
1. 基础模型回归。本文首先使用基础模型（3）考察了投资者短视对公司长期投资水平的影响。表2中列（1）、列（3）、列（5）和列（7）列示了OLS回归结果。无论采用何种方式度量资本支出和研发投入水平，投资者短视（Horizon）的系数均显著为负。可见，投资者短视对公司长期投资水平存在显著的负向影响，即投资者越短视，公司长期投资越少。
| 资本支出 | 研发投入 | |||||||
| Lncap | Gross_Cap/Assets | Lnrd | Gross_RD/Opirate | |||||
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | （7） | （8） | |
| OLS | 2SLS | OLS | 2SLS | OLS | 2SLS | OLS | 2SLS | |
| Horizon | −0.137*** | −2.225*** | −0.002*** | −0.032*** | −0.041*** | −0.780*** | −0.006*** | −0.057*** |
| （−20.03） | （−11.64） | （−2.83） | （−2.98） | （−5.44） | （−10.01） | （−8.33） | （−7.30） | |
| Controls | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Year和Industry | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Cluster by Firm | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 9866 | 9866 | 9866 | 9866 | 8903 | 8903 | 8903 | 8903 |
| Adjusted R2 | 0.484 | 0.477 | 0.053 | 0.054 | 0.215 | 0.220 | 0.030 | 0.020 |
| 注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平，括号内为t值，下表同。 | ||||||||
2. 内生性处理。为了处理内生性问题，我们需要为投资者短视寻找有效的工具变量。工具变量需与投资者短视的交易行为密切相关（相关性），同时除了通过投资者本人的交易行为外，没有其他的渠道对公司投资决策产生影响（外生性）。
行为理论表明，投资者的个人特征会对其投资行为产生显著的影响。首先，交易经验丰富的投资者对风险感知的准确性更高（Feng和Seasholes，2005），过度自信偏差更小（Gervais和Odean，2001），投资行为更理性。较高的学识及金融素养使投资者能更好地识别投资机会（Lusardi和Mitchell，2014）。其次，资产更多的投资者倾向于寻求专业人士的帮助，使投资行为更理性（Hung和Yoong，2012）。此外，性别和婚姻状况也会影响投资者行为。Barber和Odean（2001）使用家庭账户数据分析发现，男性的交易量比女性多45%；Warmath等（2019）发现，共享家庭资金的已婚个人往往在股市投资中的过度自信水平较低。根据上述理论，本文使用投资者特征为工具变量对其持股时间进行拟合，包括性别（Male_D）、开户年限（Open_D）、婚姻状态（Marry_D）、资产规模（Asset_D）、年龄（Age_D）、教育程度（Edu_D）、风险偏好（Risk_D）和职业（Job_D）。上述特征如性别、年龄等是投资者与生俱来的自然特征，天然外生于残差项；婚姻、教育程度、职业等虽为后天特征，但除了通过投资者本人参与股市交易外，很难找到脱离投资者交易的其他渠道对公司投资决策产生影响。因此，本文选择这些投资者特征作为投资者持股时间的工具变量，使用工具变量法进行回归。两阶段最小二乘法的第一步拟合模型为：
| $ \begin{gathered} Duratio{n_{ijt}} = {\pi _0} + {\pi _1}Male\_{D_{ijt}} + {\pi _2}Open\_{D_{ijt}} + {\pi _3}Marry\_D{{\kern 1pt} _{ijt}}{\kern 1pt} {\kern 1pt} + {\pi _4}Asset\_{D_{ijt}} \\ {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} + {\pi _5}Age\_{D_{ijt}} + {\pi _6}Edu\_{D_{ijt}} + {\pi _7}Risk\_{D_{ijt}} + {\pi _8}Job\_{D_{ijt}} + \sum {Year + } {\varepsilon _{ijt}} \\ \end{gathered} $ | (4) |
将式（4）的拟合值使用式（1）和式（2）得到第二阶段的解释变量投资者短视，然后代入模型（3）进行回归。本文使用手动两步法⑤计算2SLS的估计值，这是因为两阶段的数据不是同一量级，这种做法使第二阶段估计系数的方差增大，但所得结果仍是无偏估计量（Baltagi，2011）。表2中列（2）、列（4）、列（6）和列（8）列示了2SLS第二阶段的回归结果，⑥投资者短视对公司长期投资存在显著的负向影响。根据上述检验，假说1得到验证。
（二）管理者迎合机制检验
管理者迎合机制的检验有两种方式：第一，构造管理者迎合的代理变量，直接使用该变量进行实证检验，但迎合是管理者较为隐蔽的主观意愿，所以难以量化；第二，如果投资者短视导致管理者迎合是成立的，那么可以观察到管理者迎合程度随股价对盈余信息敏感度的上升而增强。借鉴Asker等（2015），⑦本文构建了如下模型：
| $ \begin{gathered} Gros{s_{it}} = {\theta _0} + {\theta _1}Horizo{n_{it}} + {\theta _2}ER{C_{it}} + {\theta _3} {ER{C_{it}} \times Horizo{n_{it}}} + {\theta _4}Tobin{Q_{it}} \\ {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} + {\theta _5} {Tobin{Q_{it}} \times Horizo{n_{it}}} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} {\kern 1pt} + Control{s_{it}} + \sum {Year} + \sum {Industry} + {\varepsilon _{it}} \\ \end{gathered} $ | (5) |
因变量Grossit表示资本支出或研发投入的年增变化，模型主要考察θ3的符号及显著性。表3的结果验证了本文机制，投资者短视与盈余反应系数的交乘项系数θ3显著为负，说明公司股价对盈余信息敏感度的提高将增强投资者短视对长期投资的负向作用。其经济含义是，管理者观察到公司股价对短期盈余信息的反应程度，便可以通过削减长期投资来增加当期盈余、提振股价。股价对短期盈余越敏感，管理者的迎合动机就越强，越会削减长期投资。假说2得到验证。
| 资本支出（Gross_Cap/Asset） | 研发投入（Gross_RD/Opirate） | |
| （1） | （2） | |
| Horizon | −0.083*** | −0.060*** |
| （−3.93） | （−12.66） | |
| ERC×Horizon | −0.234** | −0.572*** |
| （−2.04） | （−5.06） | |
| ERC | 0.510** | 1.149*** |
| （2.06） | （5.01） | |
| Controls | 控制 | 控制 |
| Year和Industry | 控制 | 控制 |
| Cluster by Firm | 控制 | 控制 |
| N | 8326 | 6697 |
| Adjusted R2 | 0.032 | 0.011 |
| 注：受篇幅限制，仅列示了2SLS估计结果，OLS估计同样稳健，下表同。 | ||
假说2的成立排除了另一种竞争性解释，投资者短视会导致管理者削减长期投资，这可能是因为管理者喜欢以“维持低投资水平”作为一种中庸理念（Bertrand和Mullainathan，2003）。如果是为了“维持低投资水平”，不管股价对短期盈余的敏感度如何变化，长期投资应始终保持低水平不变，但实证结果却表明管理者会根据投资者短视程度决定迎合水平。
（三）管理者迎合短视投资者的动因与目的
1. 管理者迎合短视投资者而报告更高的当期盈余。以息税前收入（EBIT）对数来衡量当期盈余，并使用经总资产调整的息税前收入（EBIT/Asset）以及净利润（Income）对数进行稳健性检验。控制变量中加入上年个股回报率（Return）、股利分配率（Divratio）和股票贝塔值（EquityBeta），⑧对模型（6）进行回归分析。
| $ \begin{aligned} \;\\ EBI{T_{it}} = & {\theta _0} + {\theta _1}Horizo{n_{it}} + {\theta _2}Retur{n_{it}} + {\theta _3}Divrati{o_{it}} + {\theta _4}EquityBet{a_{it}} + {\theta _5}Ag{e_{it}} + {\theta _6}Siz{e_{it}} \\ &+ {\theta _7}Le{v_{it}} + {\theta _8}Parttim{e_{it}} + {\theta _9}K{Z_{it}} + {\theta _{10}}So{e_{it}} + \sum {Year} + \sum {Industry} + {\varepsilon _{it}} \end{aligned} $ | (6) |
表4中列（1）—列（3）显示，投资者短视在1％的水平上对当期盈余有显著的正向影响，假说3.1得到验证。这表明投资者短视对报告更高的当期盈余有积极影响，突出的盈余业绩往往与管理者较强的运营能力挂钩，可以维护其职位和劳动力声誉。管理者薪酬通常也与业绩相关，业绩还是管理者股权激励的常见解锁条件。
| 当期盈余 | 股权融资成本 | 股权减持行权条件 | 当期高管薪酬 | ||||
| LnEBIT | EBIT/Asset | LnIncome | Cost | Reduce | Mis_Reduce | LnPay | |
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | （7） | |
| Horizon | 0.403*** | 0.147*** | 0.811*** | −0.050*** | 2.366*** | 0.844*** | 0.711*** |
| （4.49） | （5.25） | （6.90） | （−5.73） | （6.27） | （11.05） | （8.50） | |
| Controls | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Year和Industry | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Cluster by Firm | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 8311 | 8311 | 8311 | 4636 | 5696 | 2008 | 8311 |
| Adjusted R2 | 0.784 | 0.794 | 0.676 | 0.154 | 0.149 | 0.249 | 0.264 |
2. 管理者迎合短视投资者而制造收益惊喜。公司每股盈余达到或超过分析师普遍预测时，将产生未预期的收益惊喜，可刺激短期股价上升。以年报每股收益与分析师对该财务年度的预测均值做比较来衡量收益惊喜（Surprise），超过时为1，否则为0。在模型（3）的基础上，自变量增加投资者短视的滞后一期值，使用Probit和Logit方法对模型（7）进行回归分析。
| $ \Pr (Surprise = 1|{X_{it}}) = E({\theta _0} + {\theta _1}Horizo{n_{it}} + {\theta _2}Horizo{n_{it - 1}} + {\kern 1pt} Control{s_{it}} + \sum {Year} + \sum {Industry} + {\varepsilon _{it}}) $ | (7) |
表5结果显示，投资者短视对当期收益惊喜的影响显著为正，表明投资者短视程度越高的公司越倾向于达到或超过分析师的盈余预测，假说3.2得到验证。同时，这一现象在次年反转，表现为滞后一期的投资者短视对收益惊喜的影响显著为负，说明管理者的迎合是一种择时行为，排除了管理者将削减投资作为一种长期策略的可能。
| Surprise | ||
| Probit | Logit | |
| （1） | （2） | |
| Horizon | 1.052*** | 1.854*** |
| （3.13） | （2.86） | |
| Horizont−1 | −2.228*** | −4.231*** |
| （−6.24） | （−6.17） | |
| Controls | 控制 | 控制 |
| Year和Industry | 控制 | 控制 |
| Cluster by Firm | 控制 | 控制 |
| N | 6721 | 6721 |
| Adjusted R2 | 0.067 | 0.069 |
3. 管理者迎合短视投资者以提振短期股价。管理者迎合行为是否达到了推动股价上涨的目的？借鉴Rhodes-Kropf等（2005），利用市值账面比分解法构建股票错误定价指标Mis作为因变量，数值越大表示高估程度越严重。对于自变量，参考Cremers等（2020），使用长期投资的同比削减比例，并对其加1再取对数，构造长期投资削减指标（Decrease）。同时，根据投资者短视（Horizon）各年度中位数，将样本分为短视程度高低两组。本文检验在短视程度高的样本组，管理者迎合行为推动股价上涨的效应是否更强。控制变量与模型（6）一致。
表6结果显示，无论是削减资本支出还是研发投入，在全样本回归列（1）和列（4）中，削减长期投资（Decrease）均在1％的水平上对股价高估有显著的正向影响。在短视程度高的样本组，即在列（2）和列（5）中，削减投资引发了更高程度的股价高估；而在短视程度低的样本组，即在列（3）和列（6）中，削减投资对股价高估并没有产生影响。假说3.3得到验证。这表明管理者削减长期投资的迎合行为增加了投机成分，推动了股价高估，而且这种效应只体现在投资者短视的情境中。可见，股票市场是有限理性的，平均而言，市场无法正确地评估管理者削减长期投资的长期后果，使得管理者主动制造股市泡沫的做法得以实现。另外，管理者的迎合对象是短视投资者，而视野较长的投资者对短期业绩信息的敏感度较低，他们更在乎投资对象整个生命周期的现金流回报，因此对视野较长的投资者不存在迎合效应。
| Mis | ||||||
| 资本支出 | 研发投入 | |||||
| 全样本 | 短视程度高 | 短视程度低 | 全样本 | 短视程度高 | 短视程度低 | |
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | |
| Decrease | 0.008*** | 0.012** | 0.004 | 0.014*** | 0.019*** | 0.009 |
| （3.27） | （2.22） | （1.24） | （5.34） | （2.96） | （1.24） | |
| Controls | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Year和Industry | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Cluster by Firm | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 8008 | 4119 | 3889 | 7141 | 3693 | 3448 |
| Adjusted R2 | 0.125 | 0.236 | 0.011 | 0.267 | 0.319 | 0.264 |
（四）管理者迎合短视投资者的获益分析
1. 降低外部融资成本。假说3.3表明投资者短视提升了当期股价，所以股权融资成本随之降低。借鉴李慧云和刘镝（2016），使用PEG模型构建股权融资成本指标（Cost），⑨计算事前潜在资本成本，替换模型（3）的因变量。表4中列（4）显示，投资者短视在1％的水平上对当期股权融资成本存在显著的负向影响，说明投资者短视提升当期股价的同时，降低了公司的股权融资成本，假说4.1得到验证。这一结论对Baker等（2007）提出的管理者可以根据市场平均投资者情绪进行融资决策择时的观点进行了补充。Baker等（2007）认为公司融资决策考虑了平均市场水平的错误定价信息。本文进一步指出，管理者可以感知并回应自己公司的投资者短视水平，主动采取迎合行动引发股价高估，创造更合适的外部融资条件。
2. 优化管理者的股权减持行权条件。这里通过两个步骤来验证管理者迎合短视投资者优化了其股权减持的行权条件。第一步，检验投资者视野越短时，发生减持事件的概率是否越大；第二步，检验投资者短视是否对减持价格存在显著的正向影响。
本文首先收集公司管理层减持事件，包括大宗交易、竞价交易、二级市场买卖、股权激励实施等变动渠道。本文构建减持指标（Reduce），某年公司管理层存在经上述渠道减持的交易记录时为1，否则为0，用它替换模型（6）的因变量，使用二元离散选择模型进行回归分析。表4中列（5）显示，投资者短视在1％的水平上对高管减持存在显著的正向影响，为假说4.2提供了初步证据。这说明投资者越短视，管理者在当年减持的概率越高。
借鉴Rhodes-Kropf等（2005），使用减持公告日个股总市值计算减持价格对基本面价值的高估程度（Mis_Reduce），若一年内有多次减持，则取Mis_Reduce的减持股本加权平均值，数值越大表示减持价格越高，用它替换模型（6）的因变量进行回归分析。表4中列（6）显示，投资者短视对减持价格存在显著的正向影响，说明管理者迎合短视投资者优化了自身的股权减持行权条件，假说4.2得到验证。减持是目前上市公司管理者实现私人财富转移的重要渠道，特别是当管理者牺牲公司投资机会来优化自身减持行权条件时，这将扰乱公司正常经营秩序，并使产业资本背离服务实体经济增长的初衷。
3. 提升高管薪酬总额。管理者迎合短视投资者还可能提升其薪酬。将模型（6）的因变量调整为高管薪酬总额对数（LnPay），其他变量不变。表4中列（7）显示，投资者短视对高管薪酬总额存在显著的正向影响，表明管理者迎合短期投资者使其薪酬增加，假说4.3得到验证。
五、进一步分析
（一）管理者迎合程度：分析师覆盖的影响
分析师覆盖对管理者迎合的作用有信息假说和压力假说两种解释。信息假说认为，分析师拥有较强的信息收集与处理能力，当分析师覆盖率高时，管理者各项决策的相关后果能更准确地被市场评估（王菁和程博，2014），分析师覆盖将抑制管理者迎合。而压力假说则认为，分析师覆盖也有不利的一面，当公司业绩不达预期时，分析师会向下修正预测而导致股票市场的负面反应（He和Tian，2013），管理者可能希望避免意外负收益而增强迎合动机。本文在模型（3）中加入分析师覆盖（Ana）及其与投资者短视的交乘项（Ana×Horizon）进行检验。
表7结果显示，交乘项的系数显著为负，表明分析师覆盖率越高，投资者短视对公司长期投资的负面影响越强。其经济含义为，分析师的业绩预测给管理者施加了过多短期压力，阻碍了管理者在当期启动长期投资项目，从而印证了压力假说。但这一结果并不排除信息假说的积极作用。可以看到，分析师覆盖的系数显著为正，说明信息渠道占主导。而交乘项的系数显著为负，说明资本市场上的分析师预测行为会加剧管理者迎合，对公司投资决策造成扭曲。
| 资本支出（Lncap） | 研发投入（Lnrd） | |||
| OLS | 2SLS | OLS | 2SLS | |
| （1） | （2） | （3） | （4） | |
| Horizon | −0.084*** | −1.398*** | −0.038*** | −1.188*** |
| （−8.25） | （−6.88） | （−6.54） | （−14.81） | |
| Ana×Horizon | −0.016*** | −0.036*** | −0.006** | −0.062* |
| （−3.71） | （−11.59） | （−2.15） | （−1.68） | |
| Ana | 0.485*** | 0.629*** | 0.092*** | 0.175** |
| （15.21） | （25.62） | （3.69） | （2.11） | |
| Controls | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Year和Industry | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Cluster by Firm | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 9866 | 9866 | 8903 | 8903 |
| Adjusted R2 | 0.499 | 0.497 | 0.151 | 0.213 |
（二）投资者短视与公司长期业绩
本文在现有文献基础上考察投资者视野对公司短期与长期业绩的影响，构建了如下模型：
| $ Ro{e_{it}}/Ro{e_{i,t + 1 \sim t + 3}}/Ro{e_{i,t + 4 \sim t + 5}} = {\theta _0} + {\theta _1}Horizo{n_{it}} + {\theta _2}Ro{e_{it-1}} + Control{s_{it}} + \sum {Year} + \sum {Industry} + {\varepsilon _{it}} $ | (8) |
考虑到不同行业整体利润差异，参考杨继彬等（2021），本文使用经行业调整后的净资产收益率来衡量企业业绩。Roet、Roet+1~t+3和Roet+4~t+5分别为当期、未来一至三年以及未来四至五年的算术平均净资产收益率，除了模型（6）的控制变量外，加入滞后一期的净资产收益率。表8结果显示，管理者的迎合行为提升了短期业绩，但这种短期效益从长期来看将发生逆转，投资者短视对未来一至三年及四至五年业绩的影响显著为负。因此，管理者的迎合行为虽提升了短期业绩，但损害了公司长期价值。
| Roet | Roet+1~t+3 | Roet+4~t+5 | ||||
| OLS | 2SLS | OLS | 2SLS | OLS | 2SLS | |
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | |
| Horizon | 0.002*** | 0.105*** | −0.002*** | −0.037*** | −0.001** | −0.015** |
| （4.04） | （10.50） | （−4.94） | （−5.91） | （−2.12） | （−2.13） | |
| Controls | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Year和Industry | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Cluster by Firm | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 6520 | 6520 | 6257 | 6257 | 5273 | 5273 |
| Adjusted R2 | 0.210 | 0.227 | 0.242 | 0.240 | 0.244 | 0.245 |
六、稳健性检验
（一）进一步排除竞争性假说
上文已经排除了管理者以“维持低投资水平”作为一种中庸理念（Bertrand和Mullainathan，2003）的假说，以及管理者“将削减投资作为一种长期策略”的解释，这是因为管理者会根据投资者短视程度来调整投资水平。此外，还存在另一种“效率投资假说”。现有文献指出，短期投资者也可能带来好处，管理者在没有短期压力的情况下往往会过度投资（Laux，2012；Giannetti和Yu，2021）。因此，短期投资者可能迫使管理者以最优效率进行投资，纠正此前的过度投资而导致长期投资水平下降。本文使用股票的市值账面比（Market-to-book）来衡量股票估值，在模型（6）中加入投资者短视的滞后项进行检验。表9结果显示，当期投资者短视对股票估值存在正面影响，说明投资者短视促进了短期股价上升。但滞后一期及二期的投资者短视在1％的水平上对股票估值有显著的负向影响，说明长期来看投资者短视对股票估值是不利的。这与效率投资假说相矛盾，因为长期估值的下降说明企业削减的投资并非过度投资，而是影响其价值的有效投资，从而排除了这一假说。
| Market-to-book | ||
| OLS | 2SLS | |
| （1） | （2） | |
| Horizon | 0.104*** | 3.891*** |
| （11.84） | （27.10） | |
| Horizont−1 | −0.031*** | −0.880*** |
| （−3.24） | （−4.80） | |
| Horizont−2 | −0.029*** | −3.317*** |
| （−5.56） | （−8.07） | |
| Controls | 控制 | 控制 |
| Year和Industry | 控制 | 控制 |
| Cluster by Firm | 控制 | 控制 |
| N | 4342 | 4342 |
| Adjusted R2 | 0.452 | 0.461 |
（二）进一步处理内生性−外生冲击事件
这里寻找影响投资者短视但不影响公司投资决策的外生事件，进一步为投资者短视抑制公司长期投资提供更干净的因果关系证据。借鉴Cremers等（2020），当个股自下而上纳入中证500指数成分股时，短期投资者对其追逐会增加。本文构造股指纳入变量作为投资者短视的代理变量，对于某年自下而上纳入中证500指数的个股，该年份记为1，否则为0。本文采用PSM方法，以模型（3）的所有控制变量作为匹配变量，使用一对一最近邻匹配，为纳入股指的处理组公司匹配对照组，然后进行OLS回归分析。结果与基准回归一致，再次证明投资者短视对公司长期投资产生了负向影响。
七、主要结论与政策启示
本文借助国内某头部券商所有类型投资者交易账户数据，研究了投资者短视对公司长期投资的影响及其机制。与国外仅针对机构投资者的研究相比，本文的研究覆盖个人及机构投资者，更全面地反映了中国股市的情况。研究发现：第一，投资者短视对公司长期投资有抑制作用，管理者削减长期投资以迎合投资者对短期盈余的需求。第二，公司股价对未预期盈余信息越敏感，管理者迎合程度越高。第三，管理者迎合短视投资者而创造达到或超过每股盈余预测的收益惊喜，而这种迎合行为隔年会发生逆转，说明管理者的迎合是一种择时行为，排除了管理者将削减投资作为一种长期策略的可能。同时，管理者削减长期投资的迎合行为会提升短期股价，且投资者越短视，这种迎合行为对股价高估的正面效应越强。第四，管理者也从迎合行为中获利，如更低的外部融资成本、更有利的股权减持行权条件以及更高的薪酬收入。第五，分析师覆盖会通过对管理者施加短期压力，增强管理者迎合的作用。第六，管理者迎合投资者短视的做法虽提升了短期业绩，但损害了公司长期价值。本文使用投资者交易账户数据解决了投资者视野的度量问题，建立了投资者视野与公司投资决策的直接联系，提出了中小投资者影响公司决策的渠道及机制。本文结论为探索资本市场“投资端改革”底层逻辑、优化参与者结构以及完善内生稳定机制提供了理论与方法依据。
本文的主要政策启示在于：第一，尽快建立起与实体长期发展所需资金期限相匹配的市场导向的金融体系，才能更有效地服务于经济转型升级。文化与社会特征使中国资本市场有其独有特性，个人投资者占比高使证券市场具有平均较短的投资者视野。本文证明这种特征促使管理者迎合，导致资本市场未能支持实体进行有效投资，最终造成资本配置效率损失。应引导上市公司兼顾战略指导和市场情况优化投资安排，促进市场融资端和投资端的期限匹配。
第二，西方经典公司治理理论“股东价值最大化”应结合中国资本市场实践进行适应性调整。本文研究表明，管理者是不是短期主义，与股票市场短视投机程度有密切关系。因此，公司若以股东价值最大化作为治理原则，则可能因现有股东平均投资视野较短而损害公司价值，管理者还可能以此作为资本运作的借口。相关理论应注意根据市场特征及实践进行调整。
第三，注重建设引导市场参与者长期导向的有关规章制度。本文验证了投资者短视的负面经济后果，因此有关规则目标应注重长期成效。对于投资者，可给予持有期超过一定期限的股份更多的投票权，对短期投资征收一定的资本利得税，以抑制短期投机，促进长期投资。对于上市公司，可改变高管薪酬规制，降低当前绩效的权重，延长股权激励授予时限，分批次匀速奖励。
第四，市场制度制定应注意给予管理者良好的决策环境，降低来自资本市场的负面压力。本文研究表明，分析师研报对管理者造成短期压力，促使其采取迎合行为。目前，分析师季度预测报告普遍成为公司管理者短期压力的重要来源。2021年5月修订的《上市公司信息披露管理办法》中对定期报告的要求不再包括季度报告，仅要求半年度和年度报告。本文的研究为该制度改革提供了支持。政策制定者应继续引导上市公司关注自身发展，通过拓宽多层次融资渠道，减少公司对股票市场的关注，营造良好的公司投资决策环境。
① Reingold D. Confessions of a Wall Street Analyst: A True Story of Inside Information and Corruption in the Stock Market[M]. New York, NY: Collins, 2006, 224–225.
② 详见http://jrzb.zjol.com.cn/html/2011-03/23/content_759878.htm?div=-1。
③ 数据来源：上交所数据。信息来源：https://www.sohu.com/a/410797191_120560212。
④ 与Cremers和Pareek（2015）计算机构投资者持股期限的算法不同，本文不以个人投资者持有个股市值占总股本的比例作为加权依据，而是充分考虑了每个投资者的持股期限，反映个体持股时间偏好的信息。
⑤ 手动两阶段回归法增加了系数落入不显著区间的概率，但由于本文的结果是显著的，实际的显著性应大于所汇报的结果，即手动两阶段回归法所带来的偏误并不影响本文的实证分析。
⑥ 第一阶段结果显示，投资者特征的回归系数十分显著，说明工具变量满足与自变量高度相关的要求。模型整体F统计值拒绝了原假设，不存在弱工具变量。受篇幅限制，文中未列示第一阶段回归结果，感兴趣的读者可向作者索取。
⑦ Asker等（2015）考察了公司是否上市对投资决策的影响。他们假设所有上市公司均面临短期压力，本文则使用投资者视野进行了细分，上市公司可能面临不同程度的短期压力。
⑧ 年个股回报率采用流通市值加权计算；股利分配率=税前每股派息/（净利润本期值/实收资本本期期末值）；股票贝塔值为CAPM个股贝塔值，计算时样本时期采用个股当年有效交易日，同时对沪深股票分别采用分市场回报率。
⑨ 计算公式为：
⑩ 受篇幅限制，文中未列示检验结果，感兴趣的读者可向作者索取。
| [1] | 崔晓蕾, 徐龙炳. 迎合理论对公司决策影响研究评述[J]. 经济学动态, 2011(6): 132–137. |
| [2] | 姜付秀, 石贝贝, 马云飙. 信息发布者的财务经历与企业融资约束[J]. 经济研究, 2016(6): 83–97. |
| [3] | 李慧云, 刘镝. 市场化进程、自愿性信息披露和权益资本成本[J]. 会计研究, 2016(1): 71–78. DOI:10.3969/j.issn.1003-2886.2016.01.010 |
| [4] | 王菁, 程博. 外部盈利压力会导致企业投资不足吗? ——基于中国制造业上市公司的数据分析[J]. 会计研究, 2014(3): 33–40. DOI:10.3969/j.issn.1003-2886.2014.03.005 |
| [5] | 杨继彬, 李善民, 杨国超, 等. 省际双边信任与资本跨区域流动——基于企业异地并购的视角[J]. 经济研究, 2021(4): 41–59. |
| [6] | 喻坤, 李治国, 张晓蓉, 等. 企业投资效率之谜: 融资约束假说与货币政策冲击[J]. 经济研究, 2014(5): 106–120. |
| [7] | 张学勇, 廖理. 股权分置改革、自愿性信息披露与公司治理[J]. 经济研究, 2010(4): 28–39. |
| [8] | 张宗新, 杨万成. 声誉模式抑或信息模式: 中国证券分析师如何影响市场?[J]. 经济研究, 2016(9): 104–117. |
| [9] | Abreu D, Brunnermeier M K. Bubbles and crashes[J]. Econometrica, 2003, 71(1): 173–204. DOI:10.1111/1468-0262.00393 |
| [10] | Almeida H, Fos V, Kronlund M. The real effects of share repurchases[J]. Journal of Financial Economics, 2016, 119(1): 168–185. DOI:10.1016/j.jfineco.2015.08.008 |
| [11] | Asker J, Farre-Mensa J, Ljungqvist A. Corporate investment and stock market listing: A puzzle?[J]. The Review of Finan- cial Studies, 2015, 28(2): 342–390. DOI:10.1093/rfs/hhu077 |
| [12] | Ball R, Brown P R. Ball and brown (1968): A retrospective[J]. The Accounting Review, 2014, 89(1): 1–26. DOI:10.2308/accr-50604 |
| [13] | Barber B M, Odean T. Boys will be boys: Gender, overconfidence, and common stock investment[J]. The Quarterly Journal of Economics, 2001, 116(1): 261–292. DOI:10.1162/003355301556400 |
| [14] | Bertrand M, Mullainathan S. Enjoying the quiet life? Corporate governance and managerial preferences[J]. Journal of Political Economy, 2003, 111(5): 1043–1075. DOI:10.1086/376950 |
| [15] | Bolton P, Scheinkman J, Xiong W. Executive compensation and short-termist behaviour in speculative markets[J]. The Review of Economic Studies, 2006, 73(3): 577–610. DOI:10.1111/j.1467-937X.2006.00388.x |
| [16] | Cohen L, Diether K, Malloy C. Misvaluing innovation[J]. The Review of Financial Studies, 2013, 26(3): 635–666. DOI:10.1093/rfs/hhs183 |
| [17] | Cremers M, Pareek A. Short-term trading and stock return anomalies: Momentum, reversal, and share issuance[J]. Review of Finance, 2015, 19(4): 1649–1701. DOI:10.1093/rof/rfu029 |
| [18] | Cremers M, Pareek A, Sautner Z. Short-term investors, long-term investments, and firm value: Evidence from Russell 2000 index inclusions[J]. Management Science, 2020, 66(10): 4535–4551. DOI:10.1287/mnsc.2019.3361 |
| [19] | Derrien F, Kecskés A. The real effects of financial shocks: Evidence from exogenous changes in analyst coverage[J]. The Journal of Finance, 2013, 68(4): 1407–1440. DOI:10.1111/jofi.12042 |
| [20] | Edmans A. Blockholder trading, market efficiency, and managerial myopia[J]. The Journal of Finance, 2009, 64(6): 2481–2513. DOI:10.1111/j.1540-6261.2009.01508.x |
| [21] | Feng L, Seasholes M S. Do investor sophistication and trading experience eliminate behavioral biases in financial markets?[J]. Review of Finance, 2005, 9(3): 305–351. DOI:10.1007/s10679-005-2262-0 |
| [22] | Gervais S, Odean T. Learning to be overconfident[J]. The Review of Financial Studies, 2001, 14(1): 1–27. DOI:10.1093/rfs/14.1.1 |
| [23] | Giannetti M, Yu X Y. Adapting to radical change: The benefits of short-horizon investors[J]. Management Science, 2021, 67(7): 4032–4055. DOI:10.1287/mnsc.2020.3702 |
| [24] | He J, Tian X. The dark side of analyst coverage: The case of innovation[J]. Journal of Financial Economics, 2013, 109(3): 856–878. DOI:10.1016/j.jfineco.2013.04.001 |
| [25] | Hung A A, Yoong J K. Asking for help: Survey and experimental evidence on financial advice and behavior change[R]. Working Papers, 2012. |
| [26] | Jian M, Lee K W. Does CEO reputation matter for capital investments?[J]. Journal of Corporate Finance, 2011, 17(4): 929–946. DOI:10.1016/j.jcorpfin.2011.04.004 |
| [27] | Ke B, Petroni K. How informed are actively trading institutional investors? Evidence from their trading behavior before a break in a string of consecutive earnings increases[J]. Journal of Accounting Research, 2004, 42(5): 895–927. DOI:10.1111/j.1475-679X.2004.00160.x |
| [28] | Laux V. Stock option vesting conditions, CEO turnover, and myopic investment[J]. Journal of Financial Economics, 2012, 106(3): 513–526. DOI:10.1016/j.jfineco.2012.06.003 |
| [29] | Lusardi A, Mitchell O S. The economic importance of financial literacy: Theory and evidence[J]. Journal of Economic Literature, 2014, 52(1): 5–44. DOI:10.1257/jel.52.1.5 |
| [30] | McCahery J A, Sautner Z, Starks L T. Behind the scenes: The corporate governance preferences of institutional investors[J]. The Journal of Finance, 2016, 71(6): 2905–2932. DOI:10.1111/jofi.12393 |
| [31] | Miller E M. Risk, uncertainty, and divergence of opinion[J]. The Journal of Finance, 1977, 32(4): 1151–1168. DOI:10.1111/j.1540-6261.1977.tb03317.x |
| [32] | Polk C, Sapienza P. The stock market and corporate investment: A test of catering theory[J]. The Review of Financial Studies, 2009, 22(1): 187–217. DOI:10.1093/rfs/hhn030 |
| [33] | Rhodes-Kropf M, Robinson D T, Viswanathan S. Valuation waves and merger activity: The empirical evidence[J]. Journal of Financial Economics, 2005, 77(3): 561–603. DOI:10.1016/j.jfineco.2004.06.015 |