張洋+趙佳

摘要：本文將機(jī)構(gòu)投資者和股權(quán)制衡聯(lián)系起來(lái)，建立有機(jī)構(gòu)投資者介入的股權(quán)制衡結(jié)構(gòu)模型，并以我國(guó)滬市A股上市公司為研究對(duì)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(jī)構(gòu)投資者介入的公司股權(quán)制衡與公司績(jī)效之間存在正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論。

關(guān)鍵詞：機(jī)構(gòu)投資者 股權(quán)制衡 公司績(jī)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(gè)核心領(lǐng)域，決定了公司內(nèi)部治理機(jī)制模式的形成，最終會(huì)影響公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。股權(quán)制衡作為一種特殊的股權(quán)結(jié)構(gòu)，可以通過(guò)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(lèi)代理問(wèn)題。此外，自20世紀(jì)80年代以來(lái)，機(jī)構(gòu)投資者作為公司股東在證券市場(chǎng)中的分量越來(lái)越重要，國(guó)內(nèi)外理論界對(duì)其研究主要集中在機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理的因素、主要渠道和機(jī)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(jī)構(gòu)投資者和股權(quán)制衡分裂開(kāi)來(lái)單獨(dú)與公司績(jī)效進(jìn)行研究，所以考慮到我國(guó)的資本市場(chǎng)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(duì)象，運(yùn)用回歸方法建立模型，研究介入機(jī)構(gòu)投資者的前提下不同的股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效的相關(guān)性以及機(jī)構(gòu)投資者介入與否對(duì)上市公司績(jī)效的影響，從而將兩者結(jié)合起來(lái)，以期能對(duì)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(guó)內(nèi)外關(guān)于股權(quán)制衡和機(jī)構(gòu)投資者與公司績(jī)效的關(guān)系研究中，大多數(shù)的結(jié)論是機(jī)構(gòu)投資者的介入有利于公司績(jī)效的提高，同時(shí)股權(quán)制衡度的增大也有利于公司績(jī)效的提升，兩者都與績(jī)效呈正向關(guān)系。特別是機(jī)構(gòu)投資者這一新型投資主體的參與對(duì)公司績(jī)效有著雙重的影響。首先，機(jī)構(gòu)投資者具有專(zhuān)業(yè)的投資經(jīng)驗(yàn)和團(tuán)隊(duì)實(shí)力，對(duì)經(jīng)營(yíng)決策會(huì)產(chǎn)生重要影響；其次，相對(duì)一般投資者而言，機(jī)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(guó)的國(guó)情比較特殊，但是兩者的綜合作用會(huì)對(duì)公司績(jī)效有顯著的影響，據(jù)此本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：機(jī)構(gòu)投資者介入的上市公司股權(quán)制衡度與公司績(jī)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(huì)對(duì)公司績(jī)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(shí)證方面豐碩的研究成果可以在一定程度上解決第二類(lèi)代理問(wèn)題即控股股東與中小股東之間的利益沖突問(wèn)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(jī)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(jī)構(gòu)投投資者介入的上市公司中，股權(quán)制衡類(lèi)的公司績(jī)效要大于“一股獨(dú)大”類(lèi)和股權(quán)分散類(lèi)的公司績(jī)效。

在以美國(guó)為代表的西方國(guó)家中資本市場(chǎng)發(fā)展較成熟，所以機(jī)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(duì)被投資公司監(jiān)控等方式參與到公司治理中來(lái)，從而實(shí)現(xiàn)其自身權(quán)益，并對(duì)公司績(jī)效產(chǎn)生積極的推動(dòng)作用。由于我國(guó)特殊的國(guó)情，長(zhǎng)期以來(lái)資本市場(chǎng)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(zhuān)業(yè)性”特質(zhì)的機(jī)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(chǎng)效率的作用，而且擁有雄厚資本實(shí)力的機(jī)構(gòu)投資者的參與還可以對(duì)國(guó)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(jī)構(gòu)投資者參與的公司績(jī)效要大于沒(méi)有機(jī)構(gòu)投資者參與的公司績(jī)效。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)處理（見(jiàn)表1）

本文以滬市A股上市公司2009-2011年的樣本為研究對(duì)象，為保證數(shù)據(jù)的有效性，本文根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)對(duì)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(lèi)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(cái)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(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行歸類(lèi)：首先將前十大股東中不包含機(jī)構(gòu)投資者的上市公司歸為一類(lèi)；然后，將余下的樣本進(jìn)一步分為“一股獨(dú)大”類(lèi)和股權(quán)制衡類(lèi)公司；最后，將不滿足這兩類(lèi)定義標(biāo)準(zhǔn)的公司歸為含有機(jī)構(gòu)投資者的股權(quán)分散類(lèi)公司。按照以上的分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)，在含有機(jī)構(gòu)投資者的所有樣本中“一股獨(dú)大”類(lèi)的觀察值為842個(gè)，股權(quán)制衡型的觀察值為325個(gè)，股權(quán)分散型的觀察值有683個(gè)，前十大股東中不包含機(jī)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(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）變量設(shè)計(jì)及測(cè)量（見(jiàn)表2）

（三）模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)上述假設(shè)，本文利用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件，采用回歸分析法對(duì)股權(quán)制衡度和公司績(jī)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(jī)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(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證研究

（一）組間比較分析

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

根據(jù)表3的方差齊次性檢驗(yàn)（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(jī)構(gòu)投資者參與的股權(quán)制衡類(lèi)與“一股獨(dú)大”類(lèi)這兩組方差差異是顯著的。T檢驗(yàn)的顯著性概率為.000，小于.05，可得出這兩組樣本的公司績(jī)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(qiáng)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(jī)構(gòu)投資者這一特殊的投資主體的參與下，對(duì)公司績(jī)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(yàn)（Levene檢驗(yàn)）結(jié)果，F(xiàn)值為4.894，顯著性概率p﹤.05，因此可以得出有機(jī)構(gòu)投資者參與的股權(quán)制衡與股權(quán)分散這兩類(lèi)樣本的方差差異是顯著的。T檢驗(yàn)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(jī)效是存在顯著性差異的。

以上兩表的結(jié)論進(jìn)一步證實(shí)了前面提出的假設(shè)2。

根據(jù)表5的方差齊次性檢驗(yàn)（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(jī)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(yàn)的顯著性概率為.000，小于.05，可得出這兩組樣本的公司績(jī)效存在顯著性差異。所以表5的實(shí)證結(jié)果檢驗(yàn)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(wèn)題，文中對(duì)模型中所涉及的各個(gè)變量進(jìn)行了相關(guān)性分析，包括ROE值、股權(quán)競(jìng)爭(zhēng)度Z、公司規(guī)模SIZE、財(cái)務(wù)杠桿DAR及公司成長(zhǎng)性GROWTH，其Pearson相關(guān)矩陣見(jiàn)下頁(yè)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(zhǎng)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(jī)構(gòu)投資者的總樣本的股權(quán)制衡對(duì)上市公司績(jī)效的提高是有利的，從而驗(yàn)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(yàn)了2009-2011年股權(quán)制衡度對(duì)公司績(jī)效的影響。從該模型的驗(yàn)證結(jié)果來(lái)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(jiàn)除2009年以外，2010年和2011年均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明回歸模型具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。從各個(gè)系數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，只有2009年的回歸檢驗(yàn)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(shuō)明股權(quán)制衡度與公司績(jī)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(jī)構(gòu)投資者的上市公司，所以該結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)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(shí)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(qiáng)，所以考慮了機(jī)構(gòu)投資者與一般的小投資者相比在資本實(shí)力、投資眼光以及專(zhuān)業(yè)水平等方面占有著絕對(duì)的優(yōu)勢(shì)，當(dāng)前十大股東中有機(jī)構(gòu)投資者介入時(shí)，上市公司股權(quán)制衡度與公司績(jī)效正相關(guān)。在有機(jī)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(shí)，既不會(huì)出現(xiàn)絕對(duì)控股的大股東，也不會(huì)有股權(quán)分散的現(xiàn)象，這時(shí)公司由相互制衡的大股東共同控制，公司績(jī)效最大。其他條件不變的條件下，機(jī)構(gòu)投資者是參與治理進(jìn)而影響公司績(jī)效的一支積極力量，該投資主體的持股比例增大，其對(duì)公司績(jī)效的影響也將更加顯著，所以結(jié)合實(shí)際的樣本情況進(jìn)行實(shí)證分析后得出有機(jī)構(gòu)投資者參與的公司績(jī)效要大于沒(méi)有機(jī)構(gòu)投資者參與的公司績(jī)效。

（二）建議

本文將機(jī)構(gòu)投資者與股權(quán)制衡結(jié)合起來(lái)，在我國(guó)特殊的證券市場(chǎng)背景條件下分析其與公司績(jī)效的關(guān)系，得出促進(jìn)這一新型投資主體的發(fā)展對(duì)于改善上市公司績(jī)效、促進(jìn)證券市場(chǎng)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(guó)國(guó)情，構(gòu)建有效的股權(quán)制衡結(jié)構(gòu)?？梢酝ㄟ^(guò)增發(fā)社會(huì)公眾股，相對(duì)降低國(guó)有股比重、加快國(guó)有股配售以及增加法人持股的比重等途徑實(shí)現(xiàn)。（3）繼續(xù)大力發(fā)展培育機(jī)構(gòu)投資者。可以從加強(qiáng)監(jiān)管的同時(shí)放寬對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的投資約束、完善機(jī)構(gòu)投資者自身的治理和對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的績(jī)效評(píng)價(jià)體系以及優(yōu)化機(jī)構(gòu)投資者結(jié)構(gòu)等方面加以考慮。（4）進(jìn)一步加強(qiáng)證券市場(chǎng)制度建設(shè)，為我國(guó)制衡型股權(quán)結(jié)構(gòu)的構(gòu)建和機(jī)構(gòu)投資者隊(duì)伍的完善提供良好的制度環(huán)境。

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根據(jù)表4方差齊次性檢驗(yàn)（Levene檢驗(yàn)）結(jié)果，F(xiàn)值為4.894，顯著性概率p﹤.05，因此可以得出有機(jī)構(gòu)投資者參與的股權(quán)制衡與股權(quán)分散這兩類(lèi)樣本的方差差異是顯著的。T檢驗(yàn)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(jī)效是存在顯著性差異的。

以上兩表的結(jié)論進(jìn)一步證實(shí)了前面提出的假設(shè)2。

根據(jù)表5的方差齊次性檢驗(yàn)（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(jī)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(yàn)的顯著性概率為.000，小于.05，可得出這兩組樣本的公司績(jī)效存在顯著性差異。所以表5的實(shí)證結(jié)果檢驗(yàn)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(wèn)題，文中對(duì)模型中所涉及的各個(gè)變量進(jìn)行了相關(guān)性分析，包括ROE值、股權(quán)競(jìng)爭(zhēng)度Z、公司規(guī)模SIZE、財(cái)務(wù)杠桿DAR及公司成長(zhǎng)性GROWTH，其Pearson相關(guān)矩陣見(jiàn)下頁(yè)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(zhǎng)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(jī)構(gòu)投資者的總樣本的股權(quán)制衡對(duì)上市公司績(jī)效的提高是有利的，從而驗(yàn)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(yàn)了2009-2011年股權(quán)制衡度對(duì)公司績(jī)效的影響。從該模型的驗(yàn)證結(jié)果來(lái)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(jiàn)除2009年以外，2010年和2011年均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明回歸模型具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。從各個(gè)系數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，只有2009年的回歸檢驗(yàn)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(shuō)明股權(quán)制衡度與公司績(jī)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(jī)構(gòu)投資者的上市公司，所以該結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)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(shí)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(qiáng)，所以考慮了機(jī)構(gòu)投資者與一般的小投資者相比在資本實(shí)力、投資眼光以及專(zhuān)業(yè)水平等方面占有著絕對(duì)的優(yōu)勢(shì)，當(dāng)前十大股東中有機(jī)構(gòu)投資者介入時(shí)，上市公司股權(quán)制衡度與公司績(jī)效正相關(guān)。在有機(jī)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(shí)，既不會(huì)出現(xiàn)絕對(duì)控股的大股東，也不會(huì)有股權(quán)分散的現(xiàn)象，這時(shí)公司由相互制衡的大股東共同控制，公司績(jī)效最大。其他條件不變的條件下，機(jī)構(gòu)投資者是參與治理進(jìn)而影響公司績(jī)效的一支積極力量，該投資主體的持股比例增大，其對(duì)公司績(jī)效的影響也將更加顯著，所以結(jié)合實(shí)際的樣本情況進(jìn)行實(shí)證分析后得出有機(jī)構(gòu)投資者參與的公司績(jī)效要大于沒(méi)有機(jī)構(gòu)投資者參與的公司績(jī)效。

（二）建議

本文將機(jī)構(gòu)投資者與股權(quán)制衡結(jié)合起來(lái)，在我國(guó)特殊的證券市場(chǎng)背景條件下分析其與公司績(jī)效的關(guān)系，得出促進(jìn)這一新型投資主體的發(fā)展對(duì)于改善上市公司績(jī)效、促進(jìn)證券市場(chǎng)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(guó)國(guó)情，構(gòu)建有效的股權(quán)制衡結(jié)構(gòu)?？梢酝ㄟ^(guò)增發(fā)社會(huì)公眾股，相對(duì)降低國(guó)有股比重、加快國(guó)有股配售以及增加法人持股的比重等途徑實(shí)現(xiàn)。（3）繼續(xù)大力發(fā)展培育機(jī)構(gòu)投資者?？梢詮募訌?qiáng)監(jiān)管的同時(shí)放寬對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的投資約束、完善機(jī)構(gòu)投資者自身的治理和對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的績(jī)效評(píng)價(jià)體系以及優(yōu)化機(jī)構(gòu)投資者結(jié)構(gòu)等方面加以考慮。（4）進(jìn)一步加強(qiáng)證券市場(chǎng)制度建設(shè)，為我國(guó)制衡型股權(quán)結(jié)構(gòu)的構(gòu)建和機(jī)構(gòu)投資者隊(duì)伍的完善提供良好的制度環(huán)境。

參考文獻(xiàn)：

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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(yàn)（Levene檢驗(yàn)）結(jié)果，F(xiàn)值為4.894，顯著性概率p﹤.05，因此可以得出有機(jī)構(gòu)投資者參與的股權(quán)制衡與股權(quán)分散這兩類(lèi)樣本的方差差異是顯著的。T檢驗(yàn)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(jī)效是存在顯著性差異的。

以上兩表的結(jié)論進(jìn)一步證實(shí)了前面提出的假設(shè)2。

根據(jù)表5的方差齊次性檢驗(yàn)（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(jī)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(yàn)的顯著性概率為.000，小于.05，可得出這兩組樣本的公司績(jī)效存在顯著性差異。所以表5的實(shí)證結(jié)果檢驗(yàn)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(wèn)題，文中對(duì)模型中所涉及的各個(gè)變量進(jìn)行了相關(guān)性分析，包括ROE值、股權(quán)競(jìng)爭(zhēng)度Z、公司規(guī)模SIZE、財(cái)務(wù)杠桿DAR及公司成長(zhǎng)性GROWTH，其Pearson相關(guān)矩陣見(jiàn)下頁(yè)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(zhǎng)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(jī)構(gòu)投資者的總樣本的股權(quán)制衡對(duì)上市公司績(jī)效的提高是有利的，從而驗(yàn)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(yàn)了2009-2011年股權(quán)制衡度對(duì)公司績(jī)效的影響。從該模型的驗(yàn)證結(jié)果來(lái)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(jiàn)除2009年以外，2010年和2011年均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明回歸模型具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。從各個(gè)系數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，只有2009年的回歸檢驗(yàn)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(shuō)明股權(quán)制衡度與公司績(jī)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(jī)構(gòu)投資者的上市公司，所以該結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)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(shí)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(qiáng)，所以考慮了機(jī)構(gòu)投資者與一般的小投資者相比在資本實(shí)力、投資眼光以及專(zhuān)業(yè)水平等方面占有著絕對(duì)的優(yōu)勢(shì)，當(dāng)前十大股東中有機(jī)構(gòu)投資者介入時(shí)，上市公司股權(quán)制衡度與公司績(jī)效正相關(guān)。在有機(jī)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(shí)，既不會(huì)出現(xiàn)絕對(duì)控股的大股東，也不會(huì)有股權(quán)分散的現(xiàn)象，這時(shí)公司由相互制衡的大股東共同控制，公司績(jī)效最大。其他條件不變的條件下，機(jī)構(gòu)投資者是參與治理進(jìn)而影響公司績(jī)效的一支積極力量，該投資主體的持股比例增大，其對(duì)公司績(jī)效的影響也將更加顯著，所以結(jié)合實(shí)際的樣本情況進(jìn)行實(shí)證分析后得出有機(jī)構(gòu)投資者參與的公司績(jī)效要大于沒(méi)有機(jī)構(gòu)投資者參與的公司績(jī)效。

（二）建議

本文將機(jī)構(gòu)投資者與股權(quán)制衡結(jié)合起來(lái)，在我國(guó)特殊的證券市場(chǎng)背景條件下分析其與公司績(jī)效的關(guān)系，得出促進(jìn)這一新型投資主體的發(fā)展對(duì)于改善上市公司績(jī)效、促進(jìn)證券市場(chǎng)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(guó)國(guó)情，構(gòu)建有效的股權(quán)制衡結(jié)構(gòu)。可以通過(guò)增發(fā)社會(huì)公眾股，相對(duì)降低國(guó)有股比重、加快國(guó)有股配售以及增加法人持股的比重等途徑實(shí)現(xiàn)。（3）繼續(xù)大力發(fā)展培育機(jī)構(gòu)投資者。可以從加強(qiáng)監(jiān)管的同時(shí)放寬對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的投資約束、完善機(jī)構(gòu)投資者自身的治理和對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的績(jī)效評(píng)價(jià)體系以及優(yōu)化機(jī)構(gòu)投資者結(jié)構(gòu)等方面加以考慮。（4）進(jìn)一步加強(qiáng)證券市場(chǎng)制度建設(shè)，為我國(guó)制衡型股權(quán)結(jié)構(gòu)的構(gòu)建和機(jī)構(gòu)投資者隊(duì)伍的完善提供良好的制度環(huán)境。

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4.王奇波.機(jī)構(gòu)投資者參與的股權(quán)制衡研究[J].東北財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，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(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響[J].經(jīng)濟(jì)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.