付子晴
摘 要:本文主要介紹固定效應(yīng)效應(yīng)模型,并以A股上市企業(yè)2007-2014年的數(shù)據(jù),考量上市企業(yè)風險承擔的影響因素。結(jié)果表明:個體固定效應(yīng)模型更適合本文的研究,研發(fā)投入越高,企業(yè)規(guī)模越大,風險承擔水平越低;企業(yè)成立時間越長,意味著更高的風險承擔水平。
關(guān)鍵詞:固定效應(yīng)模型;混合回歸;企業(yè)風險承擔
一、固定效應(yīng)模型的理論介紹
在統(tǒng)計學中,固定效應(yīng)模型是一種統(tǒng)計模型,其中模型參數(shù)是固定量或非隨機量。這與隨機效應(yīng)模型和混合模型不同,其中所有或部分模型參數(shù)被視為隨機變量。在許多應(yīng)用中,包括計量經(jīng)濟學和生物統(tǒng)計學中,固定效應(yīng)模型指的是一種回歸模型,其中群體平均值是固定的(非隨機的),而不是一種隨機效應(yīng)模型,其中群體平均值是來自一個群體的隨機樣本。通常,數(shù)據(jù)可以根據(jù)幾個觀察到的因素進行分組。對于每個分組,意味著可被建模為固定的或隨機的效果。在固定效應(yīng)模型中,每個組的平均值都是特定于組的固定數(shù)量。
在同一受試者存在縱向觀察的小組數(shù)據(jù)中,固定效應(yīng)代表了受試者特有的方法。在面板數(shù)據(jù)分析中,術(shù)語固定效應(yīng)估計器(也稱為內(nèi)估計器)用于指回歸模型中系數(shù)的估計器,包括那些固定效應(yīng)(每個主題一次不變截距)。
(1)定性描述
當這種異質(zhì)性隨時間而恒定時,這種模型有助于控制未觀察到的異質(zhì)性。這種異質(zhì)性可以通過差異化從數(shù)據(jù)中刪除,例如,通過采用第一個差異,它將刪除模型的任何時間不變的組件。
關(guān)于個體特定效應(yīng)有兩種常見的假設(shè),即隨機效應(yīng)假設(shè)和固定效應(yīng)假設(shè)。隨機效應(yīng)假設(shè)(在隨機效應(yīng)模型中)是指個體特定效應(yīng)與獨立變量不相關(guān)。固定效應(yīng)假設(shè)是個體特定效應(yīng)與自變量相關(guān)。杜賓-吳-豪斯曼檢驗常被用來區(qū)分固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型。
(2)模型描述
考慮有N個觀測值T個時期的線性未觀測效應(yīng)模型。
(1)
其中, 是個體 在 時期觀察到的因變量, 是時間變量 (自變量數(shù))回歸矩陣, 是 階參數(shù)矩陣, 是未觀察到的時間不變的個體效應(yīng)。例如,個人的固有能力或國家的歷史和體制因素, 是誤差項。不同于 , 無法被直接觀測。在隨機效應(yīng)模型中 與 相互獨立,與之不同,在固定效應(yīng)(FE)模型中 與 具有相關(guān)性。然而,對于誤差項 ,仍然需要嚴格的外生性。由于 不可觀測,因此不能直接控制。FE模型通過使用內(nèi)部轉(zhuǎn)換對變量進行降級
來消除:
(2)
其中 , 。由于 是常數(shù), 因此消除了該常數(shù)項的影響。然后通過對?和?進行OLS回歸可以得出FE估計量 。
二、固定效應(yīng)模型的實例研究
(1)樣本選擇及數(shù)據(jù)來源
本文以上市企業(yè)風險承擔的影響因素為例,采取固定效應(yīng)模型進行實證分析。數(shù)據(jù)樣本選擇2007-2014年的A股上市公司。并對其根據(jù)以下標準進行調(diào)整:(1)剔除金融類以及保險類上市公司;(2)剔除處于特殊狀態(tài)的上市公司;(4)剔除財物和控制變量缺失的上市公司;(5)剔除2007年后IPO的上市企業(yè)樣本。本文樣本數(shù)據(jù)等均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫和WIND數(shù)據(jù)庫,為剔除異常值對結(jié)果的影響,文中對連續(xù)樣本變量進行1%水平上的 處理。
(2)變量選擇及說明
結(jié)合以往學者的研究情況(John et al.,2008; Acharya et al.,2011),本文選擇企業(yè)盈利的波動性—— 來衡量企業(yè)風險承擔行為。選取企業(yè)ROA的季度指標,用企業(yè)的季度ROA,減去同行業(yè)同季度企業(yè)的平均ROA來剔除行業(yè)影響,得出當季度經(jīng)過行業(yè)調(diào)整后的ROA,記為 ,根據(jù)式(2-1) 對進行調(diào)整,本文m=20,即選用企業(yè)過去20個季度(5年)內(nèi)的 代表企業(yè)風險承擔水平。
,其中 (2-1)
在上市企業(yè)風險承擔的因素選取上,本文參考靳慶魯、侯青川等(2015)以及倪曉然(2017),包括了上市企業(yè)的研發(fā)支出(R&D)、企業(yè)并購次數(shù)(MA)、企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)年齡(Age)、企業(yè)現(xiàn)金流(Cashflow)、企業(yè)價值(logmv)、賬面市值比(MB)、第一大股東持股比例(Should1)、企業(yè)股票當季換手率(Turnover)等變量,重點觀察研發(fā)支出、企業(yè)規(guī)模以及企業(yè)年齡對上市企業(yè)風險承擔行為的影響。
表1是2007年至2014年底滬深兩市上市企業(yè)經(jīng)過上述方式整理得到的主要變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果,包含了企業(yè)盈利的波動性δ(Roa)、企業(yè)上市年齡(Age)、企業(yè)規(guī)模(Size)、第一大股東持股比例(Should1)等變量。其中上市企業(yè)年度觀測值共有10040個,本文主要被解釋變量δ(ROA)上市企業(yè)盈利的波動性變量的平均值和標準差分別為3.597和7.067。
(3)實證結(jié)果
本節(jié)利用模型(1)對全樣本進行面板回歸,先通過檢驗以便確定模型適合的面板回歸方法,再觀察關(guān)鍵變量對上市企業(yè)風險承擔的影響效果。表2顯示了對全樣本進行適合面板模型分析的選擇過程。第一列對模型進行F檢驗,p值結(jié)果為0,拒絕原假設(shè),即應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型進行的實證分析。然而,普通標準誤大致等于聚類穩(wěn)健標準誤的一半,因此沒有使用聚類穩(wěn)健標準誤會大大削弱第一列的F檢驗有效性為了得到更準確地估計結(jié)果,第二列將進一步通過LSDV法來考察。由于樣本數(shù)量較多且文章篇幅有效,故本文只將部分個體虛擬變量的結(jié)果展示出來,列(2)的實證結(jié)果顯示,大部分個體虛擬變量顯著水平很高,P值為0,驗證擁有個體效應(yīng),因此拒絕原假設(shè),放棄使用混合回歸。
第三列對模型進行LM檢驗,得到P值結(jié)果為0.0000,因此拒絕原假設(shè),即證明應(yīng)選擇個體隨機效應(yīng)而非混合回歸進行全樣本的實證分析。接下來繼續(xù)進行豪斯曼檢驗,判斷是選擇個體固定效應(yīng)還是個體隨機效應(yīng)進行回歸分析。同樣得到p值為0.0000的結(jié)果,同樣強力拒絕原假設(shè),即驗證個體固定效應(yīng)模型更適合本文的研究。
最后一列運用個體固定效應(yīng)分析上市企業(yè)風險承擔的影響因素,實證結(jié)果顯示,大部分控制變量的系數(shù)為負值,并且在1%的水平上顯著。與過往的研究結(jié)果基本一致。尤其是企業(yè)研發(fā)投入RD、企業(yè)規(guī)模Size、企業(yè)年齡Age等控制變量,從經(jīng)濟意義上說,企業(yè)的研發(fā)投入RD更多地屬于企業(yè)的自身行為,因此對于外部投資者來講信息不對稱程度相對也更高,且由于企業(yè)技術(shù)保護及知識產(chǎn)權(quán)等因素,外部投資者往往很難充分了解相關(guān)信息,對于企業(yè)經(jīng)理人增加研發(fā)投入并不總是為了企業(yè)的長遠發(fā)展考慮,有時是為了實現(xiàn)企業(yè)的短期目標和自身良好的職業(yè)形象動機,卻忽略了研發(fā)創(chuàng)新失敗所帶來的風險;企業(yè)規(guī)模Size系數(shù)在1%的水平上顯著,與以往的研究一致。因為企業(yè)規(guī)模越大,便有更強的競爭優(yōu)勢和更穩(wěn)定的經(jīng)營模式,可在一定程度上抵消盈利水平的波動,即更低得風險承擔水平。企業(yè)年齡Age系數(shù)在1%的水平上顯著,表示企業(yè)成立時間越長,越有控制股票信息和抵御風險的能力,表現(xiàn)為更低的風險承擔水平。
三、結(jié)語
本文主要介紹短面板數(shù)據(jù)估計模型中的固定效應(yīng)效應(yīng)模型,并以上市企業(yè)風險承擔影響因素為例,展示了在處理面板數(shù)據(jù)時,如何進行模型選擇的問題。實證結(jié)果顯示,個體固定效應(yīng)模型更適合本文的實證檢驗,檢驗結(jié)果表明企業(yè)研發(fā)投入和企業(yè)規(guī)模與企業(yè)風險承擔成反比關(guān)系,企業(yè)研發(fā)投入越高,企業(yè)規(guī)模越大,風險承擔水平越低;企業(yè)成立時間越長,表現(xiàn)為更低的風險水平。
參考文獻
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