張洋+趙佳

摘要：本文將機構(gòu)投資者和股權(quán)制衡聯(lián)系起來，建立有機構(gòu)投資者介入的股權(quán)制衡結(jié)構(gòu)模型，并以我國滬市A股上市公司為研究對象，以其2009-2011年的相關(guān)數(shù)據(jù)為研究樣本，用回歸模型進(jìn)行分析，得出有機構(gòu)投資者介入的公司股權(quán)制衡與公司績效之間存在正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論。

關(guān)鍵詞：機構(gòu)投資者 股權(quán)制衡 公司績效

一、引言

現(xiàn)代公司制度的核心是要建立完善的公司治理結(jié)構(gòu)，股權(quán)結(jié)構(gòu)作為公司治理研究的一個核心領(lǐng)域，決定了公司內(nèi)部治理機制模式的形成，最終會影響公司的經(jīng)營績效。股權(quán)制衡作為一種特殊的股權(quán)結(jié)構(gòu)，可以通過各大股東的內(nèi)部利益牽制，形成一種互相監(jiān)督、抑制控股股東掠奪的股權(quán)安排模式，在一定程度上緩解第二類代理問題。此外，自20世紀(jì)80年代以來，機構(gòu)投資者作為公司股東在證券市場中的分量越來越重要，國內(nèi)外理論界對其研究主要集中在機構(gòu)投資者參與公司治理的因素、主要渠道和機構(gòu)投資者參與公司治理的效果，但已有的大部分研究是把機構(gòu)投資者和股權(quán)制衡分裂開來單獨與公司績效進(jìn)行研究，所以考慮到我國的資本市場和企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)有著自己顯著的特征，本文采用股權(quán)制衡度指標(biāo)，以2009-2011年滬市A股上市公司為研究對象，運用回歸方法建立模型，研究介入機構(gòu)投資者的前提下不同的股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效的相關(guān)性以及機構(gòu)投資者介入與否對上市公司績效的影響，從而將兩者結(jié)合起來，以期能對今后引入多元化的投資者以及股權(quán)改革提供更好的建議和參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

目前國內(nèi)外關(guān)于股權(quán)制衡和機構(gòu)投資者與公司績效的關(guān)系研究中，大多數(shù)的結(jié)論是機構(gòu)投資者的介入有利于公司績效的提高，同時股權(quán)制衡度的增大也有利于公司績效的提升，兩者都與績效呈正向關(guān)系。特別是機構(gòu)投資者這一新型投資主體的參與對公司績效有著雙重的影響。首先，機構(gòu)投資者具有專業(yè)的投資經(jīng)驗和團(tuán)隊實力，對經(jīng)營決策會產(chǎn)生重要影響；其次，相對一般投資者而言，機構(gòu)投資者資金規(guī)模較大，在公司股份中占有較大比重，是制衡型股權(quán)結(jié)構(gòu)的重要組成部分，所以盡管我國的國情比較特殊，但是兩者的綜合作用會對公司績效有顯著的影響，據(jù)此本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：機構(gòu)投資者介入的上市公司股權(quán)制衡度與公司績效正相關(guān)。

在早期的研究中，大多數(shù)學(xué)者都得出高度集中和分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)會對公司績效產(chǎn)生消極的影響，從而制衡型的股權(quán)結(jié)構(gòu)由此產(chǎn)生，其在理論和實證方面豐碩的研究成果可以在一定程度上解決第二類代理問題即控股股東與中小股東之間的利益沖突問題，使得有相互制衡的大股東從內(nèi)部根本上改善上市公司治理，進(jìn)而提高公司績效，所以綜合考慮以上因素，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：在有機構(gòu)投投資者介入的上市公司中，股權(quán)制衡類的公司績效要大于“一股獨大”類和股權(quán)分散類的公司績效。

在以美國為代表的西方國家中資本市場發(fā)展較成熟，所以機構(gòu)投資者一般采取提出股東議案、行使代理投票權(quán)和對被投資公司監(jiān)控等方式參與到公司治理中來，從而實現(xiàn)其自身權(quán)益，并對公司績效產(chǎn)生積極的推動作用。由于我國特殊的國情，長期以來資本市場中高度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)一直占據(jù)主導(dǎo)地位，所以在這一背景下，具有“前瞻性”和“專業(yè)性”特質(zhì)的機構(gòu)投資者的加入不但可以引導(dǎo)中小投資者進(jìn)行合理投資，從而起到優(yōu)化資源配置結(jié)構(gòu)、提高證券市場效率的作用，而且擁有雄厚資本實力的機構(gòu)投資者的參與還可以對國有股和法人股股東起到一定的抑制和制衡作用，保護(hù)中小股東的權(quán)益，基于以上考慮，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：其他條件不變的條件下，有機構(gòu)投資者參與的公司績效要大于沒有機構(gòu)投資者參與的公司績效。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)處理（見表1）

本文以滬市A股上市公司2009-2011年的樣本為研究對象，為保證數(shù)據(jù)的有效性，本文根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)對原始樣本進(jìn)行了篩選：（1）2010年和2011年于上海證券交易所上市的A股上市公司，發(fā)行B股或H股的上市公司被剔除；（2）剔除金融類上市公司；（3）剔除ST及*ST上市公司；（4）剔除不能提供2009-2010年之間連續(xù)的財務(wù)數(shù)據(jù)和股權(quán)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)的上市公司。按照以上標(biāo)準(zhǔn)篩選后，進(jìn)一步對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行歸類：首先將前十大股東中不包含機構(gòu)投資者的上市公司歸為一類；然后，將余下的樣本進(jìn)一步分為“一股獨大”類和股權(quán)制衡類公司；最后，將不滿足這兩類定義標(biāo)準(zhǔn)的公司歸為含有機構(gòu)投資者的股權(quán)分散類公司。按照以上的分類標(biāo)準(zhǔn)，在含有機構(gòu)投資者的所有樣本中“一股獨大”類的觀察值為842個，股權(quán)制衡型的觀察值為325個，股權(quán)分散型的觀察值有683個，前十大股東中不包含機構(gòu)投資者的上市公司有360家。本文研究所需數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）變量設(shè)計及測量（見表2）

（三）模型構(gòu)建

為檢驗上述假設(shè)，本文利用SPSS統(tǒng)計軟件，采用回歸分析法對股權(quán)制衡度和公司績效進(jìn)行分析。模型構(gòu)建如下：

模型：ROEit=β0+β1Zit+β2SIZEit+β3GROWTHit+β4DARit+e

其中：ROEit表示i公司在t年的凈資產(chǎn)收益率，代表公司績效；Zit表示i公司在t年的股權(quán)制衡度；β0、β1、β2、β3和β4為待估回歸系數(shù)，e為隨機誤差項。

四、實證研究

（一）組間比較分析

為了證明不同類型股權(quán)結(jié)構(gòu)以及機構(gòu)投資者是否涉入這兩個因素對上市公司績效影響的差異，本研究將四組樣本兩兩分組，對總樣本進(jìn)行了如下獨立樣本的T檢驗：（1）有機構(gòu)投資者介入的“一股獨大”類與股權(quán)制衡類公司績效的獨立樣本T檢驗；（2）有機構(gòu)投資者介入的股權(quán)制衡與股權(quán)分散類上市公司績效的獨立樣本T檢驗；（3）有機構(gòu)投資者介入的上市公司與前十大股東中未涉及機構(gòu)投資者的上市公司績效的獨立樣本T檢驗。具體結(jié)果如表3、表4。

根據(jù)表3的方差齊次性檢驗（Levene）結(jié)果，F(xiàn)值為57.591，顯著性概率為p﹤0.001，所以可以得出有機構(gòu)投資者參與的股權(quán)制衡類與“一股獨大”類這兩組方差差異是顯著的。T檢驗的顯著性概率為.000，小于.05，可得出這兩組樣本的公司績效存在顯著性差異。股權(quán)適度集中且具有股權(quán)制衡特征的股權(quán)結(jié)構(gòu)可以在一定程度上加強大股東之間的相互約束和監(jiān)督，進(jìn)而有限控制大股東損害和侵占小股東的利益，并且在前十大股東有機構(gòu)投資者這一特殊的投資主體的參與下，對公司績效的積極影響體現(xiàn)的更加顯著。

根據(jù)表4方差齊次性檢驗（Levene檢驗）結(jié)果，F(xiàn)值為4.894，顯著性概率p﹤.05，因此可以得出有機構(gòu)投資者參與的股權(quán)制衡與股權(quán)分散這兩類樣本的方差差異是顯著的。T檢驗的顯著性概率為.000，小于.05，所以可得出這兩組樣本的公司績效是存在顯著性差異的。

以上兩表的結(jié)論進(jìn)一步證實了前面提出的假設(shè)2。

根據(jù)表5的方差齊次性檢驗（Levene）結(jié)果，F(xiàn)值為5.437，顯著性概率為p<0.05，可以得出前十大股東中含有機構(gòu)投資者的樣本組與比較組這兩組方差差異是顯著的。T檢驗的顯著性概率為.000，小于.05，可得出這兩組樣本的公司績效存在顯著性差異。所以表5的實證結(jié)果檢驗了前文中提出的假設(shè)3。

（二）相關(guān)性分析

考慮到數(shù)據(jù)之間可能存在多重共線性問題，文中對模型中所涉及的各個變量進(jìn)行了相關(guān)性分析，包括ROE值、股權(quán)競爭度Z、公司規(guī)模SIZE、財務(wù)杠桿DAR及公司成長性GROWTH，其Pearson相關(guān)矩陣見下頁表6。

從表6可以看出，ROE值和資產(chǎn)負(fù)債率（DAR）負(fù)相關(guān)，ROE指數(shù)與股權(quán)制衡度指數(shù)（Z）、規(guī)模指數(shù)（SIZE）和成長性（GROWTH）正相關(guān)，并且相關(guān)性均在0.1（雙尾）水平下顯著，這一結(jié)果與前述的分析比較一致，從Pearson的結(jié)果依然可以得出前十大股東含有機構(gòu)投資者的總樣本的股權(quán)制衡對上市公司績效的提高是有利的，從而驗證了研究假設(shè)中的假設(shè)1。

（三）多元回歸分析

表7、8和9用模型檢驗了2009-2011年股權(quán)制衡度對公司績效的影響。從該模型的驗證結(jié)果來看，回歸方程的F值分別為30.475、34.979和35.715，P值分別為0.0046、0.001和0.000，可見除2009年以外，2010年和2011年均通過顯著性檢驗，說明回歸模型具有統(tǒng)計學(xué)意義。從各個系數(shù)的檢驗結(jié)果來看，只有2009年的回歸檢驗結(jié)果不顯著，2010年和2011年各變量系數(shù)的P值均小于0.05，是顯著的。

2009-2011年解釋變量Z的系數(shù)為正，說明股權(quán)制衡度與公司績效是呈正比發(fā)展的，由于樣本標(biāo)準(zhǔn)是前十大股東中含有機構(gòu)投資者的上市公司，所以該結(jié)果進(jìn)一步證實了前面提出的假設(shè)1。

五、研究結(jié)論和建議

（一）研究結(jié)論

綜合以上的實證研究結(jié)果可以看出：由于股權(quán)制衡度指數(shù)越大，大股東的控制程度就越小，其控制權(quán)受到后幾大股東制衡的力度就越強，所以考慮了機構(gòu)投資者與一般的小投資者相比在資本實力、投資眼光以及專業(yè)水平等方面占有著絕對的優(yōu)勢，當(dāng)前十大股東中有機構(gòu)投資者介入時，上市公司股權(quán)制衡度與公司績效正相關(guān)。在有機構(gòu)投資者介入的上市公司中，當(dāng)股權(quán)結(jié)構(gòu)比較均衡時，既不會出現(xiàn)絕對控股的大股東，也不會有股權(quán)分散的現(xiàn)象，這時公司由相互制衡的大股東共同控制，公司績效最大。其他條件不變的條件下，機構(gòu)投資者是參與治理進(jìn)而影響公司績效的一支積極力量，該投資主體的持股比例增大，其對公司績效的影響也將更加顯著，所以結(jié)合實際的樣本情況進(jìn)行實證分析后得出有機構(gòu)投資者參與的公司績效要大于沒有機構(gòu)投資者參與的公司績效。

（二）建議

本文將機構(gòu)投資者與股權(quán)制衡結(jié)合起來，在我國特殊的證券市場背景條件下分析其與公司績效的關(guān)系，得出促進(jìn)這一新型投資主體的發(fā)展對于改善上市公司績效、促進(jìn)證券市場的穩(wěn)定發(fā)展具有重要意義。為此，本文提出如下相關(guān)政策建議：（1）繼續(xù)推進(jìn)和鞏固股權(quán)分置改革。（2）結(jié)合中國國情，構(gòu)建有效的股權(quán)制衡結(jié)構(gòu)?？梢酝ㄟ^增發(fā)社會公眾股，相對降低國有股比重、加快國有股配售以及增加法人持股的比重等途徑實現(xiàn)。（3）繼續(xù)大力發(fā)展培育機構(gòu)投資者?？梢詮募訌姳O(jiān)管的同時放寬對機構(gòu)投資者的投資約束、完善機構(gòu)投資者自身的治理和對機構(gòu)投資者的績效評價體系以及優(yōu)化機構(gòu)投資者結(jié)構(gòu)等方面加以考慮。（4）進(jìn)一步加強證券市場制度建設(shè)，為我國制衡型股權(quán)結(jié)構(gòu)的構(gòu)建和機構(gòu)投資者隊伍的完善提供良好的制度環(huán)境。

參考文獻(xiàn)：

1.白重恩，劉俏，陸洲，宋敏，張俊喜.中國上市公司治理結(jié)構(gòu)的實證研究[J].經(jīng)濟研究，2005，（2）：81-91.

2.陳信元，汪輝.股東制衡與公司價值模型機制經(jīng)驗證據(jù)[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2004，（11）：102-110.

3.邵穎紅，朱哲晗，陳愛軍.我國機構(gòu)投資者參與公司治理實證分析[J].現(xiàn)代管理科學(xué)，2006，（5）：35-36.

4.王奇波.機構(gòu)投資者參與的股權(quán)制衡研究[J].東北財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2006，（1）：32-35.

5.徐麗萍，辛宇，陳工孟.股權(quán)集中度和股權(quán)制衡及其對公司經(jīng)營績效的影響[J].經(jīng)濟研究，2006，（1）：90-100.

6.Benjam in M，Anete Pajuste.Multiple Large Shareholders and Firm Value [J].Journal of Banking and Finance，2005，29（7）：1 813-1 834.

7.C.B.Ingley and N.T.vander Walt.Corporate Governance，Institutional，Investors and conflicts of Interest[DB].Blackwell Publishing Ltd， 2004-11-10.

根據(jù)表4方差齊次性檢驗（Levene檢驗）結(jié)果，F(xiàn)值為4.894，顯著性概率p﹤.05，因此可以得出有機構(gòu)投資者參與的股權(quán)制衡與股權(quán)分散這兩類樣本的方差差異是顯著的。T檢驗的顯著性概率為.000，小于.05，所以可得出這兩組樣本的公司績效是存在顯著性差異的。

以上兩表的結(jié)論進(jìn)一步證實了前面提出的假設(shè)2。

根據(jù)表5的方差齊次性檢驗（Levene）結(jié)果，F(xiàn)值為5.437，顯著性概率為p<0.05，可以得出前十大股東中含有機構(gòu)投資者的樣本組與比較組這兩組方差差異是顯著的。T檢驗的顯著性概率為.000，小于.05，可得出這兩組樣本的公司績效存在顯著性差異。所以表5的實證結(jié)果檢驗了前文中提出的假設(shè)3。

（二）相關(guān)性分析

考慮到數(shù)據(jù)之間可能存在多重共線性問題，文中對模型中所涉及的各個變量進(jìn)行了相關(guān)性分析，包括ROE值、股權(quán)競爭度Z、公司規(guī)模SIZE、財務(wù)杠桿DAR及公司成長性GROWTH，其Pearson相關(guān)矩陣見下頁表6。

從表6可以看出，ROE值和資產(chǎn)負(fù)債率（DAR）負(fù)相關(guān)，ROE指數(shù)與股權(quán)制衡度指數(shù)（Z）、規(guī)模指數(shù)（SIZE）和成長性（GROWTH）正相關(guān)，并且相關(guān)性均在0.1（雙尾）水平下顯著，這一結(jié)果與前述的分析比較一致，從Pearson的結(jié)果依然可以得出前十大股東含有機構(gòu)投資者的總樣本的股權(quán)制衡對上市公司績效的提高是有利的，從而驗證了研究假設(shè)中的假設(shè)1。

（三）多元回歸分析

表7、8和9用模型檢驗了2009-2011年股權(quán)制衡度對公司績效的影響。從該模型的驗證結(jié)果來看，回歸方程的F值分別為30.475、34.979和35.715，P值分別為0.0046、0.001和0.000，可見除2009年以外，2010年和2011年均通過顯著性檢驗，說明回歸模型具有統(tǒng)計學(xué)意義。從各個系數(shù)的檢驗結(jié)果來看，只有2009年的回歸檢驗結(jié)果不顯著，2010年和2011年各變量系數(shù)的P值均小于0.05，是顯著的。

2009-2011年解釋變量Z的系數(shù)為正，說明股權(quán)制衡度與公司績效是呈正比發(fā)展的，由于樣本標(biāo)準(zhǔn)是前十大股東中含有機構(gòu)投資者的上市公司，所以該結(jié)果進(jìn)一步證實了前面提出的假設(shè)1。

五、研究結(jié)論和建議

（一）研究結(jié)論

綜合以上的實證研究結(jié)果可以看出：由于股權(quán)制衡度指數(shù)越大，大股東的控制程度就越小，其控制權(quán)受到后幾大股東制衡的力度就越強，所以考慮了機構(gòu)投資者與一般的小投資者相比在資本實力、投資眼光以及專業(yè)水平等方面占有著絕對的優(yōu)勢，當(dāng)前十大股東中有機構(gòu)投資者介入時，上市公司股權(quán)制衡度與公司績效正相關(guān)。在有機構(gòu)投資者介入的上市公司中，當(dāng)股權(quán)結(jié)構(gòu)比較均衡時，既不會出現(xiàn)絕對控股的大股東，也不會有股權(quán)分散的現(xiàn)象，這時公司由相互制衡的大股東共同控制，公司績效最大。其他條件不變的條件下，機構(gòu)投資者是參與治理進(jìn)而影響公司績效的一支積極力量，該投資主體的持股比例增大，其對公司績效的影響也將更加顯著，所以結(jié)合實際的樣本情況進(jìn)行實證分析后得出有機構(gòu)投資者參與的公司績效要大于沒有機構(gòu)投資者參與的公司績效。

（二）建議

本文將機構(gòu)投資者與股權(quán)制衡結(jié)合起來，在我國特殊的證券市場背景條件下分析其與公司績效的關(guān)系，得出促進(jìn)這一新型投資主體的發(fā)展對于改善上市公司績效、促進(jìn)證券市場的穩(wěn)定發(fā)展具有重要意義。為此，本文提出如下相關(guān)政策建議：（1）繼續(xù)推進(jìn)和鞏固股權(quán)分置改革。（2）結(jié)合中國國情，構(gòu)建有效的股權(quán)制衡結(jié)構(gòu)。可以通過增發(fā)社會公眾股，相對降低國有股比重、加快國有股配售以及增加法人持股的比重等途徑實現(xiàn)。（3）繼續(xù)大力發(fā)展培育機構(gòu)投資者?？梢詮募訌姳O(jiān)管的同時放寬對機構(gòu)投資者的投資約束、完善機構(gòu)投資者自身的治理和對機構(gòu)投資者的績效評價體系以及優(yōu)化機構(gòu)投資者結(jié)構(gòu)等方面加以考慮。（4）進(jìn)一步加強證券市場制度建設(shè)，為我國制衡型股權(quán)結(jié)構(gòu)的構(gòu)建和機構(gòu)投資者隊伍的完善提供良好的制度環(huán)境。

參考文獻(xiàn)：

1.白重恩，劉俏，陸洲，宋敏，張俊喜.中國上市公司治理結(jié)構(gòu)的實證研究[J].經(jīng)濟研究，2005，（2）：81-91.

2.陳信元，汪輝.股東制衡與公司價值模型機制經(jīng)驗證據(jù)[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2004，（11）：102-110.

3.邵穎紅，朱哲晗，陳愛軍.我國機構(gòu)投資者參與公司治理實證分析[J].現(xiàn)代管理科學(xué)，2006，（5）：35-36.

4.王奇波.機構(gòu)投資者參與的股權(quán)制衡研究[J].東北財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2006，（1）：32-35.

5.徐麗萍，辛宇，陳工孟.股權(quán)集中度和股權(quán)制衡及其對公司經(jīng)營績效的影響[J].經(jīng)濟研究，2006，（1）：90-100.

6.Benjam in M，Anete Pajuste.Multiple Large Shareholders and Firm Value [J].Journal of Banking and Finance，2005，29（7）：1 813-1 834.

7.C.B.Ingley and N.T.vander Walt.Corporate Governance，Institutional，Investors and conflicts of Interest[DB].Blackwell Publishing Ltd， 2004-11-10.

根據(jù)表4方差齊次性檢驗（Levene檢驗）結(jié)果，F(xiàn)值為4.894，顯著性概率p﹤.05，因此可以得出有機構(gòu)投資者參與的股權(quán)制衡與股權(quán)分散這兩類樣本的方差差異是顯著的。T檢驗的顯著性概率為.000，小于.05，所以可得出這兩組樣本的公司績效是存在顯著性差異的。

以上兩表的結(jié)論進(jìn)一步證實了前面提出的假設(shè)2。

根據(jù)表5的方差齊次性檢驗（Levene）結(jié)果，F(xiàn)值為5.437，顯著性概率為p<0.05，可以得出前十大股東中含有機構(gòu)投資者的樣本組與比較組這兩組方差差異是顯著的。T檢驗的顯著性概率為.000，小于.05，可得出這兩組樣本的公司績效存在顯著性差異。所以表5的實證結(jié)果檢驗了前文中提出的假設(shè)3。

（二）相關(guān)性分析

考慮到數(shù)據(jù)之間可能存在多重共線性問題，文中對模型中所涉及的各個變量進(jìn)行了相關(guān)性分析，包括ROE值、股權(quán)競爭度Z、公司規(guī)模SIZE、財務(wù)杠桿DAR及公司成長性GROWTH，其Pearson相關(guān)矩陣見下頁表6。

從表6可以看出，ROE值和資產(chǎn)負(fù)債率（DAR）負(fù)相關(guān)，ROE指數(shù)與股權(quán)制衡度指數(shù)（Z）、規(guī)模指數(shù)（SIZE）和成長性（GROWTH）正相關(guān)，并且相關(guān)性均在0.1（雙尾）水平下顯著，這一結(jié)果與前述的分析比較一致，從Pearson的結(jié)果依然可以得出前十大股東含有機構(gòu)投資者的總樣本的股權(quán)制衡對上市公司績效的提高是有利的，從而驗證了研究假設(shè)中的假設(shè)1。

（三）多元回歸分析

表7、8和9用模型檢驗了2009-2011年股權(quán)制衡度對公司績效的影響。從該模型的驗證結(jié)果來看，回歸方程的F值分別為30.475、34.979和35.715，P值分別為0.0046、0.001和0.000，可見除2009年以外，2010年和2011年均通過顯著性檢驗，說明回歸模型具有統(tǒng)計學(xué)意義。從各個系數(shù)的檢驗結(jié)果來看，只有2009年的回歸檢驗結(jié)果不顯著，2010年和2011年各變量系數(shù)的P值均小于0.05，是顯著的。

2009-2011年解釋變量Z的系數(shù)為正，說明股權(quán)制衡度與公司績效是呈正比發(fā)展的，由于樣本標(biāo)準(zhǔn)是前十大股東中含有機構(gòu)投資者的上市公司，所以該結(jié)果進(jìn)一步證實了前面提出的假設(shè)1。

五、研究結(jié)論和建議

（一）研究結(jié)論

綜合以上的實證研究結(jié)果可以看出：由于股權(quán)制衡度指數(shù)越大，大股東的控制程度就越小，其控制權(quán)受到后幾大股東制衡的力度就越強，所以考慮了機構(gòu)投資者與一般的小投資者相比在資本實力、投資眼光以及專業(yè)水平等方面占有著絕對的優(yōu)勢，當(dāng)前十大股東中有機構(gòu)投資者介入時，上市公司股權(quán)制衡度與公司績效正相關(guān)。在有機構(gòu)投資者介入的上市公司中，當(dāng)股權(quán)結(jié)構(gòu)比較均衡時，既不會出現(xiàn)絕對控股的大股東，也不會有股權(quán)分散的現(xiàn)象，這時公司由相互制衡的大股東共同控制，公司績效最大。其他條件不變的條件下，機構(gòu)投資者是參與治理進(jìn)而影響公司績效的一支積極力量，該投資主體的持股比例增大，其對公司績效的影響也將更加顯著，所以結(jié)合實際的樣本情況進(jìn)行實證分析后得出有機構(gòu)投資者參與的公司績效要大于沒有機構(gòu)投資者參與的公司績效。

（二）建議

本文將機構(gòu)投資者與股權(quán)制衡結(jié)合起來，在我國特殊的證券市場背景條件下分析其與公司績效的關(guān)系，得出促進(jìn)這一新型投資主體的發(fā)展對于改善上市公司績效、促進(jìn)證券市場的穩(wěn)定發(fā)展具有重要意義。為此，本文提出如下相關(guān)政策建議：（1）繼續(xù)推進(jìn)和鞏固股權(quán)分置改革。（2）結(jié)合中國國情，構(gòu)建有效的股權(quán)制衡結(jié)構(gòu)。可以通過增發(fā)社會公眾股，相對降低國有股比重、加快國有股配售以及增加法人持股的比重等途徑實現(xiàn)。（3）繼續(xù)大力發(fā)展培育機構(gòu)投資者?？梢詮募訌姳O(jiān)管的同時放寬對機構(gòu)投資者的投資約束、完善機構(gòu)投資者自身的治理和對機構(gòu)投資者的績效評價體系以及優(yōu)化機構(gòu)投資者結(jié)構(gòu)等方面加以考慮。（4）進(jìn)一步加強證券市場制度建設(shè)，為我國制衡型股權(quán)結(jié)構(gòu)的構(gòu)建和機構(gòu)投資者隊伍的完善提供良好的制度環(huán)境。

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