●武漢輕工大學經(jīng)濟與管理學院 李 霜 謝玲玲

機構持股對農(nóng)業(yè)上市公司績效的影響研究

●武漢輕工大學經(jīng)濟與管理學院 李 霜 謝玲玲

本文研究了2009—2013年機構投資者持股對農(nóng)業(yè)類上市公司績效的影響。結果顯示：機構投資者持股比例與農(nóng)業(yè)類上市公司業(yè)績有顯著的正相關關系；機構投資者持股制衡度與公司業(yè)績無明顯的正相關關系；機構投資者持股公司的業(yè)績?nèi)跤跊]有機構投資者持股公司的業(yè)績。表明公司績效不宜作為衡量機構投資者積極發(fā)揮公司治理作用的指標，應當更多地關注農(nóng)業(yè)類上市公司的成長能力。

機構投資者 農(nóng)業(yè)上市公司 公司績效 成長性

一、引言

機構投資者的公司治理角色一直都是學術界研究的熱點，也是政府大力推進機構投資者參與資本市場的理論基礎。自2000年中國證監(jiān)會決定“大力發(fā)展機構投資者”至今，以基金為主的機構投資者無論是在數(shù)量上還是在質量上都得到了迅猛發(fā)展。從宏觀層面來看，政策制定者也希望機構投資者能夠采用積極的投資策略，承擔起上市公司治理的責任，并合理引導中小投資者進行理性投資。

我國特殊的制度背景導致了上市公司的所有權性質和股權結構較為復雜，“一股獨大”的現(xiàn)象較為普遍。隨著機構投資者持有上市公司股份的比例越來越大，其在上市公司中的影響越來越大。機構投資者參與的股權制衡機制是否能顯著提高公司績效一直是頗有爭議的話題：機構投資者能否真正對其所持股的上市公司產(chǎn)生作用，能否通過參與公司治理從而影響上市公司績效；這種影響是積極的還是消極的，至今還沒有明確的答案。

十八大報告指出堅持走中國特色新型工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化道路。農(nóng)業(yè)是中國的基礎，沒有農(nóng)業(yè)的現(xiàn)代化，就無法實現(xiàn)經(jīng)濟社會全面、協(xié)調(diào)、可持續(xù)發(fā)展。農(nóng)業(yè)上市公司作為農(nóng)業(yè)企業(yè)的代表，對促進我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化結構的升級、加速我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展有著積極的示范作用。研究機構投資者對農(nóng)業(yè)上市公司績效的影響無疑有著重要的現(xiàn)實意義。

二、研究假設與模型

（一）研究假設。有理論認為機構投資者持有上市公司股權有助于改善上市公司“一股獨大”的股權結構，形成競爭性股權制衡機制。國內(nèi)大多數(shù)學者的研究也認為機構投資者對改善公司績效有著積極的作用，股權制衡結構有利于內(nèi)部監(jiān)督，相互制衡的大股東從內(nèi)部根源上改善上市公司治理，進而提升公司績效?；谖覈鴩?，上市公司高度集中的股權結構一直占主導地位，并且保護中小投資者的相關法律體制尚未完全建立。在這一背景下，非常需要專業(yè)性的機構投資者的加入，這樣不僅可以引導中小投資者進行理性投資，從而起到優(yōu)化資源配置、提高證券市場效率的作用；而且擁有資本、信息和技術優(yōu)勢的機構投資者還可以在一定程度上對法人股和國有股起到約束作用，最終保護中小股東的權益?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦录僭O：

假設1：機構投資者持股比例與公司業(yè)績正相關。

假設2：機構投資者持股制衡度與公司業(yè)績正相關。

假設3：機構投資者持股公司的業(yè)績優(yōu)于沒有機構持股公司的業(yè)績。

（二）模型設計?？紤]到凈資產(chǎn)收益率（ROE）經(jīng)常被經(jīng)理人用作盈余管理的工具，本文選擇了資產(chǎn)收益率（ROA）來衡量農(nóng)業(yè)上市公司的績效。為檢驗假設1和假設2，分別在模型1和模型2中以機構投資者持股比例（INS）和機構投資者持股制衡度（INZ）作為模型解釋變量，預計回歸系數(shù)為正。為減少外在因素對研究結果可能造成的影響，本文選取了公司規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)負債率（LEV）和反映公司成長能力的營業(yè)收入增長率（MBR）作為控制變量。

模型1：ROAi,t=α+β1INSi,t-1+β2LNSIZEi,t+β3LEVi,t+β4MBRi,t+εt

模型2：ROAi,t=α+β1INZi,t-1+β2LNSIZEi,t+β3LEVi,t+β4MBRi,t+εt

三、實證檢驗分析

（一）數(shù)據(jù)來源。本文所用數(shù)據(jù)均來自于RESSET中國農(nóng)業(yè)上市公司數(shù)據(jù)庫。本文選取了2009-2013年滬深兩市共45家農(nóng)業(yè)類上市公司作為研究對象，并將樣本分為兩大類：X1代表有機構投資者持股的農(nóng)業(yè)類上市公司，X2表示無機構投資者持股的農(nóng)業(yè)類上市公司。為了保證數(shù)據(jù)的有效性，本文根據(jù)以下標準對原始樣本進行剔除：1）數(shù)據(jù)不完整的上市公司；2）同時發(fā)行B股和H股的上市公司；3）ST的上市公司。最后得到37家共180個樣本觀測值。

（二）變量的描述性統(tǒng)計。表1對模型變量進行了描述性統(tǒng)計，除了模型中提到的變量，以NO1表示第一大股東持股比例?？梢钥闯?，公司業(yè)績ROA波動較大，最大約為22%，最小約為-21%。機構持股比例最大值為0.7461；機構投資者持股制衡度最大值為2.9227；第一大股東持股比例最大值為0.7298，最小值僅為0.0877。

表1 機構持股樣本的描述性統(tǒng)計

（三）結果分析

1.對假設1和假設2的檢驗與分析。表2顯示機構投資者持股比例的回歸系數(shù)約為0.0719，且在5%的水平下顯著異于零，說明機構投資者持股比例與農(nóng)業(yè)上市公司業(yè)績有正相關關系，機構持股比例越大，公司業(yè)績越高，故假設1成立。此外，公司規(guī)模和成長能力與公司業(yè)績正相關，但公司規(guī)模的系數(shù)并不顯著。這表明公司成長性越好，公司績效越高。資產(chǎn)負債率和公司績效負相關，且在1%的水平下顯著異于零，說明高資產(chǎn)負債率可能帶來高財務風險，削弱企業(yè)的盈利能力。為驗證回歸結果的可靠性，我們對分年度的樣本重新進行了回歸。從表3可以看出，2009-2013年機構投資者持股比例的回歸系數(shù)為正，且在一定的顯著性水平下異于零。2009

表2 模型1的回歸結果

年回歸系數(shù)為正但不顯著，這可能是因為受到樣本數(shù)偏少的影響。關于控制變量，公司規(guī)模的回歸系數(shù)均不顯著，說明公司規(guī)模大小對公司業(yè)績在統(tǒng)計上沒有明顯影響。資產(chǎn)負債率在大多數(shù)時期對公司業(yè)績有負向影響，公司成長能力對公司業(yè)績有正向影響。

表3 模型1的分年度回歸結果

再來看模型2的回歸結果。表4關于全部樣本的回歸顯示：機構投資者持股制衡度與公司績效呈正相關關系，但并不顯著；公司規(guī)模與公司績效呈正相關關系，同樣不顯著異于零；與表2結果類似，資產(chǎn)負債率對公司業(yè)績有負向影響，公司成長能力對公司業(yè)績有正向影響，且這兩個解釋變量的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著異于零。表5分年度的回歸結果與表4基本一致。但從表4和表5并不能得到假設2的結論，說明機構投資者持股制衡機制沒能很好地在農(nóng)業(yè)類上市公司中發(fā)揮作用。

表4 模型2的回歸結果

表5 模型2的分年度回歸結果

2.對假設3的檢驗與分析。為了對農(nóng)業(yè)類上市公司的業(yè)績有一個全面的考察，在此對比了ROA和ROE以及反映股本獲利能力的直觀指標每股收益（EPS）。表6利用雙樣本均值Z檢驗比較了有機構投資者持股的農(nóng)業(yè)類上市公司和無機構投資者持股的農(nóng)業(yè)類上市公司的上述三個業(yè)績指標。

由表6可知，整個樣本期間內(nèi)ROA截尾概率為0.0000＜0.05，拒絕均值相等的原假設；ROE截尾概率為0.0000＜0.05，拒絕均值相等的原假設；EPS截尾概率為0.5286＞0.05，接受均值相等的原假設。即兩類公司的每股收益無明顯區(qū)別，但ROA和ROE存在顯著差異，且無機構投資者持股的農(nóng)業(yè)類上市公司的ROA和ROE顯著高于有機構投資者持股的農(nóng)業(yè)類上市公司，這與假設3不符。

依據(jù)無機構投資者持股的農(nóng)業(yè)類上市公司的第一大股東持股的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，NO1的最大值為 0.9940，最小值為0.0898，均值為0.5506。其最大值和平均值均遠遠高于有機構投資者持股的農(nóng)業(yè)類上市公司，說明無機構投資者持股的農(nóng)業(yè)類上市公司的股權集中度更高。我們猜測：沒有機構投資者參與的農(nóng)業(yè)類上市公司由于股權高度集中更容易出現(xiàn)“悖農(nóng)”投資趨勢，涉足房地產(chǎn)、創(chuàng)業(yè)投資、證券投資等高收益行業(yè)，反而更容易獲得更高的收益；而有機構投資者參與的上市公司由于機構投資者會通過多種方式監(jiān)督公司的經(jīng)營和運作，發(fā)揮了積極的股東公司治理作用，使得公司發(fā)展遵從于有利于公司長期成長的發(fā)展策略，不以追求資本的相對收益為目標，使得這類公司將成為實現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的中堅力量。

表6 雙樣本均值Z檢驗

四、結論與啟示

本文研究了2009-2013年機構投資者持股對農(nóng)業(yè)類上市公司績效的影響。結果顯示，機構投資者持股比例與農(nóng)業(yè)類上市公司業(yè)績有顯著的正相關關系；機構投資者持股制衡度與公司業(yè)績無明顯的相關關系；令人意外的是，有機構投資者持股公司的業(yè)績?nèi)跤跊]有機構投資者持股公司的業(yè)績。

鑒于機構投資者積極的公司業(yè)績改善功能不能有效發(fā)揮，農(nóng)業(yè)類上市公司存在較高的股權集中度，這要求我國農(nóng)業(yè)類上市公司的控股股東應當注重公司的成長性，認識農(nóng)業(yè)類公司的獨特優(yōu)勢和歷史使命，而不是一味地追求資本的相對收益。

我國農(nóng)業(yè)類上市公司的數(shù)量在整個證券市場中所占的份額不足5%，而要想在數(shù)量上和質量上有所提高，農(nóng)業(yè)上市公司的成長性顯得尤為重要。同時，農(nóng)業(yè)上市公司的績效不宜作為機構投資者參與農(nóng)業(yè)公司治理、發(fā)揮其積極作用的指標，而應從關注公司的成長性入手。只有這樣才能發(fā)揮農(nóng)業(yè)類上市公司在農(nóng)業(yè)資源配置和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)中的示范作用，成為新形勢下國家糧食安全的基石?！?/p>

（本文受湖北省教育廳人文社會科學項目〈14G239〉資助）

1.梁畢明、王德勇.2010.農(nóng)業(yè)上市公司成長性戰(zhàn)略思考[J].當代經(jīng)濟,3。

2.徐曉東、陳小悅.2003.第一大股東對公司治理、企業(yè)業(yè)績的影響分析[J].經(jīng)濟研究,2。

3.張桂麗、李小健.2014.機構投資者持股對農(nóng)業(yè)上市公司績效的影響[J].西北農(nóng)林科技大學學報（社會科學版）,5。