百年未有之大变局下不确定不稳定事件频发,各种风险叠加且持续发酵。党的二十大报告明确提出“以新安全格局保障新发展格局”的战略要求,而有效防范和化解重大经济金融风险是贯彻落实“以经济安全为基础”的总体国家安全观的核心议题。然而,日益凸显的企业庞氏融资风险对经济安全构成了严峻挑战(Cafferata等,2023)。作为企业债务失控的边际指标,庞氏融资的概念由经济学家海曼·明斯基(Hyman P. Minsky)在“金融不稳定性假说”中首次提出,意指企业的现金流无法覆盖债务本金及利息,其判定标准是企业当期经营性净现金流与期初现金存量的总和小于当期债务及股息合计值(吴世农等,2021)。企业庞氏融资通常与边缘性或欺诈性的融资活动密切相关(韩洪灵等,2022),潜在的债务违约和资金链断裂风险高、隐蔽性强(谢德仁和刘劲松,2022),表现为过度依赖融资活动来驱动投资和资产增长,而忽视了自由现金流量的创造,最终只能依靠借新债还旧债来滚动债务;并且为了持续融资对真实财务困境有强烈的粉饰和隐藏动机,容易引发金融市场的不稳定性,对国家经济安全构成威胁。根据国泰安数据统计,2010—2020年平均每年约有16.9%的上市公司出现庞氏融资行为,违约金额呈上升趋势,并于2020年首次超过1500亿元,给金融市场埋下了重大风险隐患。因此,探寻治理企业庞氏融资的有效工具是事关防范化解重大风险、保障经济安全的重要问题。
既有文献主要围绕企业庞氏融资的成因与后果展开,而对企业庞氏融资的有效治理工具缺乏关注(Baucus和Mitteness,2016;Tennant,2011)。对于企业庞氏融资治理比较有挑战性的是:虽然企业庞氏融资行为是部分企业风险集中暴露的本源,具有欺诈和违约的潜在风险,但并不是正式法规中明确定义的违规行为,而且在市场形势好时可以维持企业运转,风险不会立即暴露,隐蔽周期长,因此监管部门在事前防范上缺乏直接有效的工具,需要更多地依赖市场机制来发挥甄别和治理作用。而投资者作为资本市场发展最重要的参与者和利益相关者,其实地调研具备成为防范和化解企业庞氏融资风险有效工具的条件。从挖掘庞氏融资信息的动机上看,投资者作为企业庞氏融资风险的最终承担者,对监督企业庞氏融资的意愿最为强烈。企业融资情况是投资者最为关注的内容之一,投资者调研问答纪要显示,投资者提问涉及面极为广泛,但仍有超过3万个问题与企业融资、现金流和债务状况相关。从挖掘庞氏融资真实情况的能力看,投资者通过实地调研可以更直观地了解企业的现金创造能力,并可将调研的多家同类企业进行横向对比,以挖掘出企业更多真实的经营信息,从而约束管理层的机会主义行为,起到“眼见为实”的治理作用(王珊,2017;Qi等,2021)。但是,企业庞氏融资也具有较强的误导性,使投资者实地调研的治理效果受到质疑。庞氏融资在融资环境宽松或资产价格不断上涨的情况下可以持续存在,因此,其背后隐藏的巨大风险更容易被忽视。由于能够依靠庞氏融资存活的企业往往会将庞氏融资的原因归结为实现更好未来前景的必然过程,这容易使投资者被企业传达的积极情绪以及市场中其他参与者盲目乐观的非理性情绪所误导,难以作出理性决策。这种情形下的投资者调研反而加剧了信息的不对称程度,起不到对庞氏融资的治理作用,而只是“雾里看花”(谭松涛和崔小勇,2015)。那么,投资者实地调研到底能否对潜在风险高、隐藏周期长、迷惑性强的庞氏融资行为产生抑制作用呢?监管效果是“眼见为实”还是“雾里看花”?回答这些问题,对于保护投资者利益、防范企业庞氏融资风险,从而维护金融市场健康秩序、贯彻落实总体国家安全观具有重要的现实意义。
本文通过考察投资者实地调研对企业庞氏融资的影响及其内在机理,发现投资者实地调研能够有效降低企业庞氏融资发生的可能性及其程度,即投资者实地调研通过提高信息披露质量和效率、降低金融资产投资抑制了企业庞氏融资。本文的边际贡献为:第一,从微观企业视角量化了庞氏融资并梳理了典型事实,拓展了金融风险的微观研究,为应对金融不稳定性风险提供了防微杜渐的预警着眼点。现有文献主要集中在从宏观视角探究金融不稳定性风险,对微观企业不稳定风险的分析主要聚焦事后违规行为上(谢德仁和刘劲松,2022),而对事前预警关注不足。第二,延伸了庞氏融资研究的逻辑链条,为企业庞氏融资治理提供了具体可行的工具手段。现有文献大多关注庞氏融资的成因与后果,对其治理手段缺乏重视。本文充分考虑了庞氏融资的潜在风险高和迷惑性强的特点,从投资者实地调研这一市场化、可持续性强的公司治理监督机制入手,通过对比投资者实地调研与媒体监督、线上调研的关系,验证了其在庞氏融资治理中的有效性。第三,丰富了投资者实地调研作用机理和适用情境的研究,为实现投资者实地调研的精细化治理作用提供了启示。除已有文献提及的投资者实地调研的信息效应外,还在机制上补充了投资者实地调研对企业投资方向的影响路径,以便于研判其是否促进了企业审慎投资,并且针对投资者实地调研对象的选择偏好、机构投资者与上市公司合谋可能性等现实问题进行了异质性分析。本研究加深了对投资者实地调研在公司治理过程中的角色和功能的认识,有助于规范投资者与上市公司的关系,以保护投资者利益、维护金融市场健康秩序、提升“以经济安全为基础”的国家安全。
二、典型事实与理论分析 (一) 关于庞氏融资的典型事实对于庞氏融资的界定,明斯基依据现金流入与流出之间的平衡关系作出明确划分,将企业融资分为对冲性融资、投机性融资、庞氏融资三种模式(Minsky,2008)。庞氏融资指的是企业经营性现金流净额已不能覆盖全部债务及利息,因此需要借入更大规模的债务或出售资产来支付到期的债务本息。以中国恒大集团为例,其2021年上半年年报显示,经营性现金流净额为266.93亿元,而利息支付却高达351.55亿元,这就属于典型的庞氏融资。庞氏融资和投机性融资之间的关联是:庞氏融资只能依赖借债来维持运转,而投资性融资还有依靠自身积累现金存量维持运转的可能,但在市场环境不好时极易转变为庞氏融资。需要说明的是,庞氏融资的概念衍生自庞氏骗局,两者关联密切,但也有区别:庞氏骗局必然是欺诈,而庞氏融资则具有潜在的违约风险和资金链断裂风险,但其初衷并不一定是欺诈。
长期采用庞氏化融资方式是金融脆弱性的主要来源,庞氏融资的企业越多,金融市场的不稳定性越强。庞氏融资是导致部分企业债务违约风险爆发的核心原因之一。庞氏融资企业的持续运转主要依赖于宽松的外部融资环境和资产的持续增值,一旦市场出现不利变化,融资链将中断,从而导致流动性风险爆发和债务违约事件的发生。此类企业的存在增加了经济的脆弱性,同时导致金融市场资源分配的低效,损害了投资者的利益。我国企业庞氏融资的情况不容乐观。整体上,我国发生庞氏融资的上市公司数量居高不下,年均约有16.9%。庞氏融资的违约金额总体呈上升趋势,并于2020年首次超过了1500亿元。细分行业上,各行业负债率不断攀升,尤其以具有“高负债、高杠杆、高周转”特征的房地产行业最为显著。截至2020年末,房地产上市公司自上市以来累计庞氏融资缺口规模平均达到162亿元,75%的房地产上市公司处于庞氏融资状态。《中国住房金融发展报告2022》显示,2021年14家房地产企业境内债券违约规模高达759.15亿元,占境内债违约规模的29.27%。具体案例上,庞氏融资引发的债务违约案例也屡见不鲜,如2022年盛大金禧金融服务有限公司未能兑付194亿元的投资款。无论是房地产上市公司的“过度负债”行为,还是盛大金禧公司的“庞氏骗局”案例,均与企业庞氏融资行为密切相关。若放任企业继续依赖庞氏融资发展,将加剧企业乃至宏观经济的脆弱性。可见,企业去庞氏化已成为中国经济亟待解决的重大问题。
(二) 投资者实地调研对企业庞氏融资的影响关于投资者实地调研对企业庞氏融资的影响,现有文献尚未达成共识。部分研究认为投资者实地调研能够产生促进企业信息披露等积极治理效应(李昊洋和程小可,2017),而庞氏融资很大程度上是由于信息被有意遮掩或粉饰才得以存在,投资者实地调研应该能够有效抑制企业庞氏融资,发挥“眼见为实”的积极治理作用。还有部分文献认为投资者实地调研可能受到调研企业传达的积极情绪引导,反而加剧了企业庞氏融资相关信息的不对称程度,导致投资者实地调研只是“雾里看花”(谭松涛和崔小勇,2015)。因此,本文对两个对立的假说分别进行了阐释。支持“眼见为实”积极治理作用观点的逻辑如下:
一是投资者实地调研对企业庞氏融资可能存在积极的信息效应。投资者实地调研有助于更充分地挖掘出企业庞氏融资的相关信息,并提高信息传递效率,打破信息壁垒,使企业庞氏融资行为更容易被发现,从而压缩庞氏融资的实施空间。一方面,投资者实地调研能够验证企业已有的公开信息、挖掘未公开的增量信息,更直接、更可靠地增进投资者对企业庞氏融资信息的认知和掌握(王珊,2017)。与被动地获取信息相比,投资者实地考察企业可以更加自主地获取信息,从而更深入地挖掘企业的真实融资规模、经营状况、资金流向等与庞氏融资相关的信息。并且参与调研的投资者往往具备较高的金融素养(崔晓蕾等,2022),通过观察企业的生产和经营状况、管理层在回答问题时的表情和语气等信号(涂建明和曹雅琪,2021),可获取企业未公开信息及非语言信息,掌握企业实际运作情况并评估公开信息的真实性,削弱了企业对负面信息的遮掩能力,压缩企业利用信息优势进行违规操作的空间(Driss等,2021;赵新杰,2019),进而降低企业庞氏融资风险。另一方面,投资者尤其是机构投资者的实地调研动向常常被视为市场风向标,还能通过出具调研报告向其他投资者传达信息,增加了知情交易者人数,从而产生信息导向和放大效应(潘俊等,2019)。实地调研不仅可以提高分析师预测的准确性(Cheng等,2016),还能够带来信息溢出效应,如分析师在实地调研后对同行业类似企业的盈余预测准确度都会提高(谢诗蕾等,2018)。由于这种信息导向和溢出效应的影响,企业在有投资者实地调研的情形下融资等相关信息被披露得更充分,从而在一定程度上促使企业收敛其庞氏融资行为。
二是投资者实地调研对企业庞氏融资可能产生监督效应。投资者常常将实地调研获取的信息作为投资决策的重要参考依据,而这些决策会反映在被调研企业的股价中(尹海员和朱旭,2022)。因此,投资者实地调研会使企业为庞氏融资行为付出代价,形成具有真实威慑力的监督效应,削弱企业庞氏融资动机。在监督方式上,投资者实地调研对企业庞氏融资行为有更强大的威慑作用。与媒体监督等其他方式相比,实地调研的参与者更关注企业信息,具有更多的利益诉求。投资者需要利用企业信息来保障自身权益或实现价值判断(方红星和范玉玲,2021)。这些更多的利益诉求容易转换为对企业的激励或威胁。同时,企业管理层出于对自身职业生涯的长远考虑,在投资者实地调研时往往不会选择“顶风作案”,而是遮掩并停止对企业的掏空行为(卜君和孙光国,2020)。此外,投资者实地调研活动会引起媒体及相关部门的密切关注(刘晨等,2021),从而加大对违规行为的治理力度,降低庞氏融资发生的可能性。在监督效果上,投资者实地调研能够改变企业投资方向进而影响企业的庞氏融资行为。通过实地调研,投资者能够直观了解企业的财务状况,及时发现大规模举债和过度扩张等不良行为,迫使企业审慎投资并回归最优投资规模(李颖和赵澜,2021)。这有助于减轻企业因激进的对外投资活动所导致的债务负担,在一定程度上缓解了企业的财务杠杆压力和利息支付压力,降低了企业庞氏融资的潜在风险。并且投资者在进行实地调研后的反馈,如发布调研报告、改变股票持有量等行为,会向市场传递出积极或消极的投资信号,进而激励管理层规范投资决策行为(方红星和林婷,2023)。综上,提出以下假说:
假说1a:投资者实地调研能够约束企业庞氏融资行为,发挥“眼见为实”的治理效应。
部分学者就投资者实地调研对庞氏融资的治理作用提出了不同的观点,认为投资者实地调研并不能有效发挥“眼见为实”的治理效应,而是表现为“雾里看花”。理由如下:首先,投资者实地调研不易进行深入的逻辑推理,可能会忽视企业庞氏融资的隐蔽信息。投资者实地调研在识别企业经营状况方面具有“眼见为实”的治理效应,但是对于理解和识别财务报表数字变化以及其他重要的软信息作用较为有限(Cheng等,2016;李颖和赵澜,2021)。主要原因是投资者实地调研时会受到多种因素的干扰,难以集中注意力进行深入的逻辑推理(谭松涛和崔小勇,2015;肖斌卿等,2017)。其次,投资者实地调研容易受公司管理层传达的积极情绪影响,从而对企业庞氏融资产生非理性的乐观情绪。在实地调研时,投资者可能会在问答环节受到管理层话术、语气和表情的影响,导致对企业未来发展前景和潜力的判断掺杂主观色彩,使投资者对管理层的前期投资失败的容忍度变高(Jiang和Yuan,2018)。董永琦和宋光辉(2018)也发现实地调研活动往往流于形式,容易形成“乐观误判”。这种非理性情绪会降低分析师对公司未来盈利能力的预测准确度,进而加剧企业过度投资行为(谭松涛和崔小勇,2015)。最后,投资者实地调研可能会加剧信息不对称,进而降低企业信息质量。管理层在面对调研时往往倾向于发布正面信息,以维护市场预期和避免股价下跌,这将降低盈余预测质量(Gao等,2017)。此外,分析师也可能与企业形成利益同盟,对调研中掌握的负面消息秘而不宣,而是有选择地向外公布相对乐观的盈余预测结果(唐松莲和陈伟,2017)。实地调研反而加剧了投资者之间的信息不对称,调研越深入,分析师和市场投资者获取的信息不对称程度越高(孔东民等,2015)。投资者调研使财务报告可读性与信息披露效率“清者更清,浊者愈浊”(逯东等,2019)。因此,提出以下假说:
假说1b:投资者实地调研无法有效约束企业庞氏融资行为,表现出“雾里看花”的治理效应。
(三) 投资者实地调研影响企业庞氏融资的机制分析投资者实地调研主要通过两个渠道影响企业庞氏融资行为:其一,信息效应。实地调研改善公司对外界的信息不对称状况,提高企业庞氏融资被发现的概率,可从信息透明度和信息披露水平两个维度来分析信息效应。其二,监督效应。投资者将实地调研获取的信息作为投资决策的依据,最终反映在调研企业的股价中,从而对调研企业形成有真实威慑力的监督效应,增强监督机制的完备程度。具体可从企业现有监督程度和投资方向转换两个层面分析监督效应。
1.基于信息效应的影响机制分析。在信息透明度方面,投资者实地调研对企业庞氏融资的治理效果受企业信息透明度的影响(方红星和范玉玲,2021)。在企业信息透明度较差的情形下,投资者面临更严重的信息不对称问题,无法充分了解企业的业务模式、市场前景和财务状况等关键信息,从而导致企业庞氏融资行为更容易被隐藏,增加了庞氏融资发生的可能性。同时,治理庞氏融资行为的空间也会更大,投资者实地调研能够获取的增量信息更多,从而更大程度地抑制企业庞氏融资行为。相对而言,信息透明度较好的企业一直承受着较大的监督压力,导致投资者实地调研带来的增量治理效果相对有限(孟庆斌等,2019)。据此,提出如下假说:
假说2a:投资者实地调研对企业庞氏融资的治理作用受企业信息环境质量的影响,企业信息透明度越差,投资者实地调研对企业庞氏融资的治理作用越显著。
在信息披露水平方面,投资者实地调研能够提升企业的信息披露质量和效率,导致公司负面消息更容易被及时发现,从而提高了庞氏融资暴露的概率。投资者通过调研活动对企业进行全方位的观察和分析,能够在更大程度上挖掘出企业负面信息,倒逼企业更详细更及时地回应质疑,从而提升信息披露质量和效率(朱孟楠等,2020)。此外,投资者实地调研能够吸引媒体关注,新闻媒体的信息发现能力使其能够察觉企业的不当行为,并在具有强制力的治理因素介入之前对企业进行报道或披露,形成对企业的软性约束(Qi等,2021)。同时,企业信息披露水平的提升能够降低企业庞氏融资发生的可能性。一方面,信息质量的提高压缩了企业实施庞氏融资的操作空间。信息更透明对企业的庞氏融资行为具有事前震慑作用,信息披露质量的提高使企业庞氏融资事后暴露的风险变大,增加了企业在同等收益下进行庞氏融资的成本,有效缩小了企业的实施空间(周开国等,2016)。另一方面,信息披露效率的加强缩短了企业庞氏融资的隐匿时间。高质量的信息环境降低了企业内部的信息优势,企业对庞氏融资的遮掩能力下降,缩短了负面信息的隐藏时间(陆瑶和李茶,2016)。企业操作空间及隐匿时间的缩减,促使企业将注意力聚焦提升经营水平和自有现金流创造上,发生庞氏融资的风险降低。综上所述,投资者实地调研能够发挥信息效应,分别从提升信息披露质量和效率两个路径约束企业庞氏融资行为。据此,提出以下假说:
假说2b:投资者实地调研通过提高企业信息披露的质量和效率来减弱企业庞氏融资。
2.基于监督效应的影响机制分析。在互联网时代,相较于其他公司治理监督方式,媒体信息的传播速度更快、传播范围更广,并且对其他的监督方式有强大的吸引作用,是公司治理外部监督最为重要的方式之一,因此,使用媒体监督可以较好地衡量公司所面临的现有监督程度大小(周开国等,2016)。对于面临媒体监督较强的企业,其融资决策行为更为谨慎,更顾忌负面舆论。相反,面临媒体监督较弱的企业,其外部舆论压力较小,更容易采取激进的融资策略,发生庞氏融资的可能性随之增加。投资者实地调研作为媒体监督的替代方式,实质上是面对面的交流和实地考察,相对于其他获取企业信息的渠道,投资者实地调研获取的信息更直接、更可靠,更容易发挥对企业庞氏融资的监督作用(方红星和林婷,2023)。基于此,提出以下假说:
假说3a:在影响企业庞氏融资行为方面,投资者实地调研对现有其他外部监督具有替代作用。企业面临的现有媒体监督程度越弱,投资者实地调研的庞氏融资治理作用越明显。
在企业投资方向转换方面,投资者实地调研能够通过改变企业的投资方向影响企业庞氏融资行为。投资者实地调研对企业投资行为产生影响,进而使企业金融资产配置产生差异(杜勇等,2017)。企业降低金融化水平会减少庞氏融资风险,其原因在于:首先,企业“脱虚向实”被市场视为积极信号,可以减少投资者对风险补偿的要求,降低融资成本,从融资端弱化了企业庞氏融资的潜在风险(郦金梁等,2018);其次,企业的实体投资替代虚拟投资,提高了企业实体经济的获利能力,降低了债务违约风险,从经营端规避了企业庞氏融资风险(胡奕明等,2017);最后,金融投资为企业带来的短期超额收益缩短了管理层的投资视野,不利于企业的可持续发展,增加了企业庞氏融资的潜在风险(杜勇等,2017)。但投资者实地调研是否降低了金融化水平、促进了企业审慎投资,目前尚无定论。基于不同假说,投资者实地调研既可能促进企业金融资产的“蓄水池”效应,又可能抑制企业金融化的替代效应(王伊攀和朱晓满,2022)。一方面,投资者实地调研能够提高企业金融化的“蓄水池”效应,理由如下:首先,投资者实地调研增强了企业的预防和储备动机,企业配置金融资产以储备流动性,在资金紧张时通过卖出金融资产来缓解资金压力;其次,投资者实地调研会向企业施加业绩压力,企业运用部分资金进行短期金融资产投资以获取超额收益,充分发挥金融资产的“蓄水池”效应(邓路等,2020)。另一方面,投资者实地调研能够降低企业金融化的替代效应,其核心观点是:虚拟经济对实体经济具有“挤出”效应,即企业以牺牲实体经济发展为代价来追逐金融资产所带来的短期收益(刘贯春等,2018)。而投资者实地调研规范了企业的这些短视行为,使企业减少金融资产持有量。因此,投资者实地调研对企业投资行为的影响方向尚不明晰,故提出两个竞争性假说:
假说3b:投资者实地调研通过减少企业的金融投资抑制企业庞氏融资。
假说3c:投资者实地调研通过增加企业的金融投资加剧企业庞氏融资。
三、研究设计 (一) 样本处理与数据来源本文以2010—2020年沪深A股全部上市公司为初始样本,剔除了金融行业、ST与*ST类以及核心数据缺失的样本,并对连续型变量进行上下1%分位的缩尾处理以避免异常值的影响。最终得到26978个样本。投资者实地调研数据来源于中国研究数据服务平台(CNRDS)下设的投资者关系管理数据库(IRMD),企业庞氏融资及相关财务报表数据均来自CSMAR数据库,天气数据来源于美国国家海洋和大气管理局(NOAA)下设的国家环境信息中心(NCEI)。
(二) 计量模型为检验假说1,本文构建投资者实地调研对企业庞氏融资的基准回归模型(1):
$ {{Ponz{i_{it}}} \mathord{\left/ {\vphantom {{Ponz{i_{it}}} {Degre{e_{it}}}}} \right. } {Degre{e_{it}}}} = {\alpha _1} + {\beta _1}Visi{t_{it - 1}} + \sum \gamma Control{s_{it - 1}} + Industy + Year + {\varepsilon _{it}} $ | (1) |
其中,被解释变量
变量类型 | 变量名 | 变量符号 | 变量度量 |
被解释变量 | 是否庞氏融资 | Ponzi | 企业本年度发生庞氏融资赋值为1,否则为0 |
庞氏融资程度 | Degree | 见正文 | |
解释变量 | 调研次数 | Visit_num | 调研次数的自然对数 |
是否有投资者实地调研 | Visit_if | 若上市公司在一个会计年度内发生过投资者实地调研活动, 取值为1,否则为 0 |
|
参与调研的机构数量 | Visit_ins | 参与调研的机构数量的自然对数 | |
调研人次 | Visit_peo | 调研人次的自然对数 | |
控制变量 | 第一大股东持股比率 | Top1 |
第一大股东持股数量与公司总股数的比值 |
股权性质 | Soe | 当公司为国有企业时赋值为1,否则为0 | |
董事会规模 | Board | 董事会人数的自然对数 | |
独立董事占比 | Indep | 独立董事人数与董事会总人数的比值 | |
企业盈利能力 | Roa | 净利润与总资产的比值 | |
资产负债率 | Lev | 总负债与总资产的比值 | |
公司规模 | Size | 总资产的自然对数 | |
企业成长性 | Growth | 营业收入增长额与上年营业收入的比值 | |
管理层持股比例 | Manho | 管理层持股数量与总股数的比值 | |
企业违规次数 | Default | 企业信息披露、经营及领导人违规次数 | |
行业虚拟变量 | Industry | 当企业位于该行业时为1,否则为0 | |
年份虚拟变量 | Year | 当企业位于该年度时为1,否则为0 |
1.企业庞氏融资。本文分别使用虚拟变量是否庞氏融资
2.投资者实地调研。参考卜君和孙光国(2020),投资者实地调研的度量主要包括调研次数
3.控制变量。为控制对企业庞氏融资可能产生影响的其他因素,借鉴卜君和孙光国(2020)的做法,选取了控制变量,详见表1。
(四) 描述性统计表2列示的变量描述性统计结果显示,2010—2020年期间,涉及庞氏融资企业占比约为16.9%。庞氏融资程度均值为9.5%,表明企业现金流无法覆盖的本息和占应付本息和的平均比例高达9.5%,上市公司庞氏融资问题较为严重。有投资者实地调研的公司占总样本的41.4%,样本企业平均被调研次数约为0.7次,参与调研的平均人次为1.263人,参与调研的机构数量平均为1.139家,表明投资者实地调研是一种较常见的投资者关系管理活动。
变量符号 | 观测值 | 平均值 | 标准差 | 最小值 | 中位数 | 最大值 |
Ponzi | 26978 | 0.169 | 0.374 | 0.000 | 0.000 | 1.000 |
Degree | 26978 | 0.095 | 0.258 | 0.000 | 0.000 | 1.385 |
Visit_num | 26978 | 0.700 | 0.967 | 0.000 | 0.000 | 3.332 |
Visit_if | 26978 | 0.414 | 0.493 | 0.000 | 0.000 | 1.000 |
Visit_ins | 26978 | 1.139 | 1.564 | 0.000 | 0.000 | 4.984 |
Visit_peo | 26978 | 1.263 | 1.705 | 0.000 | 0.000 | 5.442 |
Top1 | 26978 | 35.375 | 14.964 | 0.000 | 33.360 | 74.960 |
Soe | 26978 | 0.363 | 0.481 | 0.000 | 0.000 | 1.000 |
Board | 26978 | 8.602 | 1.700 | 0.000 | 9.000 | 15.000 |
Indep | 26978 | 37.423 | 5.390 | 0.000 | 33.330 | 57.140 |
Roa | 26978 | 0.038 | 0.064 | −0.333 | 0.038 | 0.207 |
Lev | 26978 | 0.422 | 0.212 | 0.048 | 0.412 | 0.973 |
Size | 26978 | 22.062 | 1.297 | 18.946 | 21.892 | 26.025 |
Growth | 26978 | 0.198 | 0.703 | −0.903 | 0.103 | 5.391 |
Manho | 26978 | 13.886 | 20.618 | 0.000 | 0.316 | 70.367 |
Default | 26978 | 0.288 | 0.816 | 0.000 | 0.000 | 5.000 |
表3列示了投资者实地调研对企业庞氏融资的基准回归结果,根据被解释变量衡量方式的不同分为Panel A和Panel B。在控制了企业特征、行业和年份固定效应后,无论是解释变量投资者实地调研采用实地调研次数、是否有投资者实地调研、参与调研机构数量还是调研人次来衡量,均与企业是否庞氏融资和庞氏融资程度在1%的水平上显著负相关。投资者实地调研次数、参与人数和参与机构数量越多,企业发生庞氏融资的可能性越低且程度越轻。这些结果强有力地支持了本文的竞争性假说1a,即投资者实地调研能够有效降低企业庞氏融资发生的可能性和程度,发挥了“眼见为实”的治理效应。同时排除了假说1b。
变量 | Panel A: Ponzi | Panel B: Degree | ||||||
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) | |
Visit
_num |
−0.054*** | −0.007*** | ||||||
(−4.58) | (−4.75) | |||||||
Visit
_if |
−0.086*** | −0.012*** | ||||||
(−3.69) | (−4.03) | |||||||
Visit
_ins |
−0.036*** | −0.005*** | ||||||
(−4.69) | (−5.67) | |||||||
Visit
_peo |
−0.030*** | −0.004*** | ||||||
(−4.34) | (−5.45) | |||||||
Controls | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
N | 26978 | 26978 | 26978 | 26978 | 26982 | 26982 | 26982 | 26982 |
注:括号内为t值,***、**、*分别表示估计值在1%、5%、10%水平上显著。控制变量Controls包含第一大股东持股比率Top1、股权性质Soe、董事会规模Board、独立董事占比Indep、企业盈利能力Roa、资产负债率Lev、公司规模Size、企业成长性Growth、管理层持股比例Manho和企业违规次数Default,限于篇幅,其结果留存备索。Industry和Year均已控制。下同。 |
1.工具变量检验。(1)参考Han等(2018),将最低气温小于10℃、最高气温大于38℃或降水量超过50毫米的天气定义为极端天气,并计算出企业所在城市每年出现极端天气的概率。投资者实地调研活动可能受极端天气的影响,但极端天气并不直接影响企业庞氏融资的情况。(2)借鉴王珊(2017),测算了深圳和上海两座城市与样本企业之间距离的最小值。由于投资者实地调研的距离会对其调研行为产生一定程度的影响,但这与企业庞氏融资之间并无直接因果关系。(3)企业所在行业的平均调研次数。理由为企业所在行业的政策和发展前景虽然影响投资者实地调研的可能性,但对企业庞氏融资无直接影响。(4)企业所在城市上市公司总量。企业所在城市的上市公司数量越多,对投资者的吸引力越大,但不直接影响某个企业庞氏融资的情况。表4列示了以上工具变量的检验结果,均与基准回归一致,表明结论依旧稳健。
变量 | 极端天气出现概率 | 距深圳和上海距离 | 行业平均调研次数 | 城市上市公司总量 | ||||
Visit_num | Ponzi | Visit_num | Ponzi | Visit_num | Ponzi | Visit_num | Ponzi | |
工具
变量 |
−0.766*** | −0.000*** | 0.465*** | 0.000*** | ||||
(−10.96) | (−11.01) | (9.90) | (6.24) | |||||
Visit
_num |
−0.095** | −0.076* | −0.110*** | −0.229*** | ||||
(−2.34) | (−1.92) | (−3.06) | (−3.50) | |||||
Controls | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
Industry | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
Year | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
N | 25601 | 25601 | 26982 | 26982 | 26982 | 26982 | 26982 | 26982 |
F统计量 | 120.03*** | 121.33*** | 97.98*** | 38.94*** | ||||
KPL检验 | 114.43*** | 118.35*** | 97.46*** | 38.995*** | ||||
CDF检验 | 95.03 | 99.94 | 116.55 | 39.61 | ||||
注:(1)F统计量为第一阶段F值,其值均大于10,经验上满足工具变量相关性条件。(2)KPL检验(Kleibergen-Paap rk LM)为识别不足检验,P值均小于0.01,拒绝识别不足假设。(3)CDF检验(Cragg-Donald Wald F)为弱识别检验,检验结果均大于Stock-Yogo弱识别检验10%显著水平的阈值16.38,检验通过。 |
2.其他稳健性检验
1.基于信息透明度的机制检验。为了考察企业的信息质量对投资者实地调研治理作用的影响,本文以企业信息透明度作为投资者实地调研影响企业庞氏融资的调节变量进行检验。企业信息透明度的具体衡量上,采用修正的Jones模型计算可操控应计利润的绝对值来表示。需要说明的是,这是一个负向指标,数值越大,表示企业的可操控利润越多,信息透明度也越低;反之,则表示该企业的信息透明度高。结果如表5第(1)−(4)列所示,从中可见,信息透明度越低,企业庞氏融资的可能性越大;交互项的系数均为负,且在1%的水平上显著。这表明在信息透明度较差的企业中,投资者实地调研对庞氏融资的治理作用更加明显,符合假说2a的预期。
变 量 | 被解释变量:Ponzi | |||
(1)Visit_num | (2)Visit_if | (3)Visit_ins | (4)Visit_peo | |
投资者实地调研 | −0.015(−0.88) | −0.009(−0.29) | −0.009(−0.95) | −0.007(−0.72) |
投资者实地调研×信息透明度 | −0.452***(−2.82) | −0.896***(−3.95) | −0.302***(−3.87) | −0.273***(−3.57) |
信息透明度 | 0.913***(6.96) | 1.110***(7.15) | 1.062***(7.43) | 1.029***(7.31) |
Controls | 是 | 是 | 是 | 是 |
N | 26263 | 26263 | 26263 | 26263 |
2.基于信息披露水平的机制检验。本文分别使用企业信息披露评级和信息畅通程度作为信息披露质量和效率的衡量指标,以检验投资者实地调研对企业庞氏融资的影响机制。具体刻画上,信息披露评级是上交所及深交所对企业信息披露工作所作出的评价,信息畅通程度采用公司拥有的与投资者交流的平台数量来刻画,具体为主页投资者关系板块、主页投资者咨询板块、微信或微博三种平台拥有数量的合计值,二者均为正向指标。表6的列(1)、(3)、(5)、(7)表明,投资者实地调研与企业信息披露评级和网络平台数量显著正相关,即投资者实地调研能够提高企业信息披露评级、促使企业增设网络平台数量。列(2)、(4)、(6)、(8)表明,企业信息披露评级和网络平台数量与是否庞氏融资显著负相关。这表明投资者实地调研能够通过提高企业信息披露质量和效率两个机制抑制企业庞氏融资,证实了假说2b。
变量 | Visit_num | Visit_if | Visit_ins | Visit_peo | ||||
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) | |
Panel A: 信息披露质量 | ||||||||
信息披
露质量 |
Ponzi | 信息披
露质量 |
Ponzi | 信息披
露质量 |
Ponzi | 信息披
露质量 |
Ponzi | |
投资者调研 | 0.176*** | −0.050*** | 0.260*** | −0.075*** | 0.107*** | −0.033*** | 0.098*** | −0.027*** |
(19.29) | (−3.62) | (14.96) | (−2.78) | (19.24) | (−3.77) | (19.05) | (−3.35) | |
信息披
露质量 |
−0.217*** | −0.220*** | −0.216*** | −0.217*** | ||||
(−10.81) | (−10.98) | (−10.79) | (−10.84) | |||||
N | 22511 | 22506 | 22511 | 22506 | 22511 | 22506 | 22511 | 22506 |
Panel B: 信息披露效率 | ||||||||
平台
数量 |
Ponzi | 平台
数量 |
Ponzi | 平台
数量 |
Ponzi | 平台
数量 |
Ponzi | |
投资者调研 | 0.139*** | −0.048*** | 0.286*** | −0.074*** | 0.090*** | −0.033*** | 0.084*** | −0.027*** |
(23.95) | (−4.03) | (24.20) | (−3.15) | (24.69) | (−4.28) | (25.01) | (−3.83) | |
平台
数量 |
−0.035*** | −0.036*** | −0.034*** | −0.035*** | ||||
(−2.94) | (−3.01) | (−2.89) | (−2.94) | |||||
N | 26713 | 26709 | 26713 | 26709 | 26713 | 26709 | 26713 | 26709 |
Controls | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
1.基于媒体监督的机制检验。本文采用媒体监督程度作为投资者实地调研影响企业庞氏融资的调节变量,并对其进行检验。媒体监督程度采用媒体对同一公司年度报道总量的对数值表示,数值越大,表示媒体对企业的关注度越高,媒体监督力度也越强;反之亦然。估计结果如表7所示,4列结果的交互项系数均显著为正,表明对现有媒体监督程度越弱的公司,投资者实地调研的庞氏融资治理作用越明显,符合假说3a的预期。
变量 | Ponzi | |||
(1) | (2) | (3) | (4) | |
Visit_num | Visit_if | Visit_ins | Visit_peo | |
投资者实地调研 | −0.172***(−2.95) | −0.343***(−2.83) | −0.104***(−2.72) | −0.100***(−2.84) |
投资者实地调研×媒体监督 | 0.021**(2.10) | 0.046**(2.16) | 0.012*(1.82) | 0.012**(2.03) |
媒体监督 | −0.041***(−2.79) | −0.046***(−3.05) | −0.039***(−2.66) | −0.041***(−2.79) |
Controls | 是 | 是 | 是 | 是 |
N | 26387 | 26387 | 26387 | 26387 |
2.基于企业金融化的机制检验。本文使用金融化程度反映企业投资行为,检验了投资者实地调研对企业庞氏融资的影响机制。表8列(1)、(3)、(5)、(7)表明,投资者实地调研与企业金融化在1%的水平上显著负相关。列(2)、(4)、(6)、(8)表明,企业金融化与是否庞氏融资在1%的水平上显著为正,投资者实地调研的4个变量仍然与是否庞氏融资呈显著负向关系。这一结果验证了投资者实地调研通过影响企业投资行为促进了企业审慎经营,从而抑制企业庞氏融资的作用机制,证实了假说3b。
变量 | 金融化 | Ponzi | 金融化 | Ponzi | 金融化 | Ponzi | 金融化 | Ponzi |
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) | |
Visit_num | Visit_if | Visit_ins | Visit_peo | |||||
投资者实地调研 | −0.002*** | −0.052*** | −0.005*** | −0.082*** | −0.002*** | −0.034*** | −0.002*** | −0.029*** |
(−5.21) | (−4.42) | (−5.73) | (−3.51) | (−7.28) | (−4.47) | (−7.12) | (−4.13) | |
金融化 | 1.360*** | 1.360*** | 1.355*** | 1.357*** | ||||
(8.53) | (8.52) | (8.49) | (8.50) | |||||
Controls | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
N | 26982 | 26978 | 26982 | 26978 | 26982 | 26978 | 26982 | 26978 |
投资者在选择实地调研对象时对于不同类型的公司偏好程度有所不同,规模较小、成长性好的“小而美”上市公司常常备受青睐。根据拥有4300万投资者用户的投资社区平台——雪球的数据统计显示,56%的投资者更愿意选择调研“小而美”的企业,仅有34%的投资者倾向于调研“大而强”的企业。产生这种偏好的主要原因是:“大而强”的上市公司的信息已经相对比较全面、透明,再进行调研可能意义不大。与此相反,“小而美”的上市公司公开信息较少,需要实地调研来辅助决策,并且其成长性好,是一些细分领域的“隐形冠军”,有可能成为超额利润的来源。那么,投资者实地调研对象选择的特征偏好是否会对庞氏融资的治理作用产生不同影响呢?本部分从公司规模和成长性两个角度分别进行检验。
一方面,企业规模可能会影响投资者实地调研对庞氏融资的治理效果。本文采用企业市值作为企业规模的衡量指标,以均值为界将样本分为大规模和小规模企业,表9中Panel A列示了企业规模异质性的检验结果。结果表明,投资者实地调研对小规模企业庞氏融资的抑制作用更明显。这可能是由于小规模企业的组织机构简单、内部信息量较小,投资者实地调研更容易摸清企业底细。另一方面,企业成长性好意味着企业拥有较为完善的组织结构并重视企业声誉,因此投资者实地调研对不同成长性企业的庞氏融资治理效果可能存在差异。本文采用企业当期营业收入与前一期营业收入的比值减1来衡量企业成长性,将小于均值的样本划入成长性差的组,将大于均值的样本划入成长性强的组。结果如表9中Panel B所示,投资者实地调研对成长性差的企业的庞氏融资影响并不显著,但与成长性好的企业庞氏融资呈显著负相关。这可能是由于成长性好的企业通常需要树立良好的企业形象以赢得社会声誉,故投资者实地调研能够减少庞氏融资行为。综上所述,投资者实地调研对“小而美”企业的庞氏融资现象具有更为显著的抑制作用。从这个意义上讲,投资者实地调研对象的选择偏好具有一定的合理性。
变量 | Visit_num | Visit_if | Visit_ins | Visit_peo | ||||||||||||
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) | |||||||||
Panel A: 企业规模大小 | ||||||||||||||||
规模小 | 规模大 | 规模小 | 规模大 | 规模小 | 规模大 | 规模小 | 规模大 | |||||||||
投资者调研 | −0.091*** (−4.10) |
−0.037** (−2.45) |
−0.145*** (−3.69) |
−0.057* (−1.86) |
−0.056*** (−3.84) |
−0.028*** (−2.84) |
−0.048*** (−3.64) |
−0.023*** (−2.60) |
||||||||
N | 12901 | 13980 | 12901 | 13980 | 12901 | 13980 | 12901 | 13980 | ||||||||
P值 | 0.022** | 0.034** | 0.046** | 0.046** | ||||||||||||
Panel B: 企业成长性好坏 | ||||||||||||||||
成长差 | 成长好 | 成长差 | 成长好 | 成长差 | 成长好 | 成长差 | 成长好 | |||||||||
投资者调研 | −0.027
(−1.45) |
−0.067*** (−4.08) |
−0.017
(−0.50) |
−0.121*** (−3.70) |
−0.007
(−0.53) |
−0.050*** (−4.71) |
−0.008
(−0.69) |
−0.040*** (−4.16) |
||||||||
N | 13401 | 13497 | 13401 | 13497 | 13401 | 13497 | 13401 | 13497 | ||||||||
P值 | 0.048** | 0.014** | 0.004*** | 0.008*** | ||||||||||||
Controls | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
机构投资者比个人投资者在资金雄厚程度、信息来源以及专业分析能力等方面都更有优势,因此应该更有能力发挥公司治理的作用。但现有文献对机构投资者的公司治理作用并未达成共识,主要观点可以归纳为三类:第一类是监管有效论,认为机构投资者能够有效提升公司治理水平;第二类是监管无效论,认为机构投资者在发现公司治理有问题时更倾向于置身事外地走开,而不是去干预公司治理;第三类是战略合谋论,认为机构投资者更可能与公司管理层合谋,以追求个人私利,反而会恶化公司治理(潘越等,2011)。那么,投资者实地调研对企业庞氏融资的治理作用是否会因为机构投资者持股比例的不同而产生差异?本部分以机构投资者持股比例的均值为标准将样本划分为两组进行检验。从表10可知,在机构投资者持股比例较低的企业中,投资者实地调研对企业庞氏融资的约束作用更强。可能的原因是:高持股比例的机构投资者与企业合谋炒作以获取私利的可能性更高,高持股比例的机构投资者可以通过发布持股企业的有利信息来提升企业股价,甚至是纵容企业庞氏融资等高风险行为。因此,与机构投资者持股比例高的企业相比,投资者实地调研对持股比例较低企业的庞氏融资行为具有更显著的约束作用。该结论带来的启示是:在发挥投资者实地调研的治理作用时,需要关注机构投资者与所调研企业的利益关联,若关联性较高,投资者实地调研的治理作用可能被削弱。
变量 | Visit_num | Visit_if | Visit_ins | Visit_peo | ||||
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) | |
比例低 | 比例高 | 比例低 | 比例高 | 比例低 | 比例高 | 比例低 | 比例高 | |
投资者调研 | −0.110*** | −0.018 | −0.183*** | −0.024 | −0.071*** | −0.012 | −0.062*** | −0.010 |
(−5.83) | (−1.10) | (−5.16) | (−0.74) | (−5.89) | (−1.08) | (−5.61) | (−0.96) | |
Controls | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
N | 13283 | 13618 | 13283 | 13618 | 13283 | 13618 | 13283 | 13618 |
P值 | 0.000*** | 0.000*** | 0.000*** | 0.000*** |
随着互联网技术的发展和新媒体平台的广泛应用,线上调研所具备的时空限制少、高效便捷的优势得以凸显。新冠肺炎疫情导致的出行不便也增加了投资者对线上调研的接受度。那么,投资者能否通过线上调研约束企业庞氏融资行为?本部分进行了检验,并将其作为实地调研作用的对照。线上调研数据来自国泰安数据库的投资者关系活动记录表。参考李颖和赵澜(2021),将调研地点包含电话、视频、网络互动、网络平台、e互动、互动平台和全景等关键字的变量赋值为1,表示企业当期发生了投资者线上调研,否则为0。表11列示的结果表明,投资者线上调研与企业庞氏融资之间的关系并不显著,表明线上调研约束企业庞氏融资行为的作用可能比较有限。这一结论的合理性在于,线上调研相较于实地调研无法亲身感受企业的实际经营情况,更容易被企业的积极情绪引导,存在信息获取和判断的局限性。因此,投资者需要更加谨慎地处理线上调研信息,结合实地调研和其他渠道信息,以避免这种“雾里看花”的情况。综上,相较于“雾里看花”的线上调研方式,“眼见为实”的实地调研方式更能有效约束企业庞氏融资行为。
庞氏融资是引发金融风险的重大潜在威胁,须加深认识并进行治理。本文在梳理庞氏融资特征事实的基础上,重点探讨了投资者实地调研对企业庞氏融资的影响及其机制,旨在为庞氏融资治理提供参考。研究发现,投资者实地调研能够有效降低企业庞氏融资发生的可能性和程度,发挥了“眼见为实”的治理效应。机制上,投资者实地调研通过信息效应与监督效应影响企业庞氏融资。信息效应方面,实地调研改善了公司对外界的信息不对称状况,从而提高了企业庞氏融资被发现的概率。具体表现为投资者实地调研通过提高企业信息披露的质量和效率抑制庞氏融资,并且信息透明度越差,投资者实地调研的抑制作用越强。监督效应方面,实地调研对媒体监督具有替代效应,增强了监督机制的完备程度;并且投资者实地调研通过降低企业金融投资水平抑制了企业庞氏融资行为。拓展性研究表明,投资者调研对象偏好“小而美”企业有一定的合理性,治理作用的发挥要防范高持股比例机构投资者与调研企业的合谋问题,并且实地调研比线上调研更有效。
鉴于投资者实地调研可以有效抑制企业庞氏融资,监管部门应为投资者实地调研治理作用的充分发挥创造更为适宜的条件。本文提出如下建议:一是强化对上市公司投资者调研便利程度的监管督查,消除影响投资者实地调研的障碍,为投资者提供更多的调研机会,并降低实地调研成本。比如,确保对投资者公布的联系电话在工作时间能够顺利接通,调研接待时间安排能够方便投资者参与;可以通过建立针对投资者反馈的奖惩评价机制,压实上市公司“关键少数”在与投资者交流沟通工作中的主体责任,倒逼上市公司提升对投资者调研工作的重视程度,以保障投资者实地调研的基本条件。二是强化对实地调研中信息质量和及时性的全方位监管,确保调研纪要与实际问答的真实一致性,实现信息效应作用渠道的畅通。从反映庞氏融资最重要的自由现金流量指标入手,制定更为明确和详细的信息披露标准,同时鼓励企业建设多元化的信息交流平台。比如开设微博、微信公众号等新媒体平台,方便投资者从多种渠道获取企业信息,充分、全面地依法回应投资者的咨询并及时公布,提高信息披露的有用性和及时性。三是加强对投资者积极主义的教育引导,充分借助市场参与者力量实现监管工作“放管服”转型,形成多利益主体多层次的监督协同。鼓励更多的投资者提升股东意识,积极利用实地调研来展开公司治理和监督活动,不再依赖被动的“用脚投票”等消极行为。同时引导投资者尤其是机构投资者在调研过程中注重挖掘企业真实的自由现金流创造能力与投融资信息,增强实地调研在企业庞氏融资可能性问题上的针对性。此外,通过更详细地披露调研者与调研企业的利益相关关系,防范持股比例高的机构投资者与上市公司合谋炒作而误导其他投资者,切实发挥好对企业庞氏融资“眼见为实”的治理效应。
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