周方召 李凡 張澤南

內(nèi)容提要：近年來我國證券市場中機(jī)構(gòu)投資者持股比例逐漸提高，作為一種重要的治理機(jī)制，機(jī)構(gòu)投資者本身的異質(zhì)性對于企業(yè)績效的影響可能存在著差異。本文以A 股2007-2016年上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)異質(zhì)性機(jī)構(gòu)投資者持股與公司績效之間的關(guān)系。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，總體機(jī)構(gòu)投資者持股能夠顯著促進(jìn)公司績效;相比非獨(dú)立型和QFII投資者來說，獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者和國內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者對公司績效的積極影響更加顯著;獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者可以通過監(jiān)督激勵(lì)渠道和緩解融資約束渠道發(fā)揮積極作用，且能夠抑制公司過度投資。

關(guān)鍵詞：機(jī)構(gòu)投資者;異質(zhì)性;公司績效

中圖分類號：F83091;F2766 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1001-148X（2018）03-0048-09

收稿日期：2018-01-12

作者簡介：周方召（1978-），男，黑龍江齊齊哈爾人，江南大學(xué)商學(xué)院副教授，研究生導(dǎo)師，研究方向：公司金融與資產(chǎn)定價(jià);李凡（1993-），女，山東棗莊人，江南大學(xué)商學(xué)院研究生，研究方向：商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)管理與公司金融;張澤南（1984-），女，石家莊人，江南大學(xué)商學(xué)院講師，會計(jì)學(xué)博士，研究方向：公司治理。

基金項(xiàng)目：國家社科基金一般項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：15BGL063。

20世紀(jì)末以來，全球證券市場中機(jī)構(gòu)投資者數(shù)量大幅增加、持股占比快速上升，機(jī)構(gòu)投資者在公司治理中的影響日益重要。20世紀(jì)80年代美國公眾公司中，機(jī)構(gòu)平均持有約20%-30%的股份;而到了2010年，美國上市公司股份的65%以上都是由機(jī)構(gòu)投資者持有[1]。2011年OECD研究報(bào)告顯示，日本公開上市公司中18%的股份由個(gè)人投資者持有，其余都是機(jī)構(gòu)投資者;英國上市公司中個(gè)人投資者持股占比僅為11%，機(jī)構(gòu)投資者已經(jīng)成為上市公司股份的最主要持有者。從中國證券市場來看，申萬宏源研究機(jī)構(gòu)在2016年發(fā)布的《中國證券投資者結(jié)構(gòu)分析》顯示，近三年來，中國證券市場專業(yè)機(jī)構(gòu)投資者持股市值比重持續(xù)提升，2016年相較2015年又提升了18個(gè)百分點(diǎn)，達(dá)到163%，是自2009年以來的峰值水平。伴隨著機(jī)構(gòu)投資者在中國證券市場和公司治理中的影響力不斷增強(qiáng)，其能否促進(jìn)公司業(yè)績提升等問題已經(jīng)引起了監(jiān)管層、學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界的極大關(guān)注。

國內(nèi)外學(xué)者就機(jī)構(gòu)投資者對于公司治理、企業(yè)績效和股價(jià)波動(dòng)影響等方面開展了大量的研究工作，但仍未能取得完全一致的結(jié)論[2];特別是在中國這樣一個(gè)轉(zhuǎn)型加新興經(jīng)濟(jì)體，其證券市場發(fā)展還不成熟、資本市場制度尚待完善、機(jī)構(gòu)投資者規(guī)模相對較小，針對機(jī)構(gòu)投資者在公司治理中的作用、抑制市場“暴漲暴跌”和提高投資收益等方面的研究結(jié)果存在較大的爭議[3-4]。本文利用中國A股上市公司2007-2016年間的機(jī)構(gòu)投資者持股、公司財(cái)務(wù)和公司特征方面的數(shù)據(jù)，考察機(jī)構(gòu)投資者和公司財(cái)務(wù)績效之間的關(guān)系，并進(jìn)一步檢驗(yàn)異質(zhì)性機(jī)構(gòu)投資者促進(jìn)公司績效的可能渠道。

一、數(shù)據(jù)、樣本和研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源和樣本選擇

由于2006年股權(quán)分制改革和2007年1月實(shí)施新會計(jì)準(zhǔn)則，股權(quán)分制改革和新會計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施都對公司財(cái)務(wù)報(bào)表和會計(jì)穩(wěn)健性產(chǎn)生了影響，為了避免制度變化造成的差異影響，本文選取2007-2016年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本進(jìn)行分析。上市公司的財(cái)務(wù)和市場績效、各項(xiàng)財(cái)務(wù)指標(biāo)、公司特征和公司治理數(shù)據(jù)來自于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)和類型則通過CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫進(jìn)行配比來獲得，同時(shí)我們也手工檢索了部分公司的年報(bào)進(jìn)行核對。

本文的被解釋變量為公司財(cái)務(wù)績效ROA和市場績效托賓Q值，解釋變量為機(jī)構(gòu)投資者持股比例和不同類型機(jī)構(gòu)投資者持股比例。由于CSMAR和Wind數(shù)據(jù)庫自2005年之后才有機(jī)構(gòu)投資者持股的季度和半年度數(shù)據(jù)，而且2006年主板市場的股權(quán)分置改革和2007年新會計(jì)準(zhǔn)則的調(diào)整均有影響，考慮到統(tǒng)計(jì)口徑的一致性，機(jī)構(gòu)投資者持股也采用了2007-2016年的年度平均數(shù)據(jù)。我們將公司績效、財(cái)務(wù)信息和公司特征數(shù)據(jù)與機(jī)構(gòu)投資者數(shù)據(jù)進(jìn)行合并，然后對基礎(chǔ)數(shù)據(jù)作如下處理：（1）排除異常值的影響，剔除了總資產(chǎn)成長率、收入成長率大于100%的樣本;（2）考慮企業(yè)性質(zhì)的差異，剔除了金融類上市公司、樣本區(qū)間內(nèi)被ST的公司;（3）避免IPO當(dāng)年的影響，剔除樣本期間內(nèi)當(dāng)年IPO的公司;（4）剔除主要變量存在缺失的樣本;同時(shí)，對回歸采用的連續(xù)型變量在上下1%水平進(jìn)行了縮尾（Winsorize）處理。最終樣本量為2896家上市公司，共計(jì)得到19052個(gè)公司—年度的觀測值，樣本總體為非平衡面板結(jié)構(gòu)。

（二）變量定義和研究設(shè)計(jì)

從理論上講，機(jī)構(gòu)投資者持股對公司績效可能存在正反兩方面的影響。一方面，機(jī)構(gòu)投資者持股可能提升公司績效。與散戶投資者相比，機(jī)構(gòu)投資者持股比例更高，更有動(dòng)力去主動(dòng)收集有成本的企業(yè)信息進(jìn)行積極地監(jiān)督行動(dòng)。機(jī)構(gòu)投資者也比散戶更富有投資經(jīng)驗(yàn)和專業(yè)知識，會幫助公司董事會和高管層做出更為正確有效的決策[5]。

另一方面，機(jī)構(gòu)投資者持股也可能會不利于企業(yè)績效。短期收益偏好的存在，使得機(jī)構(gòu)投資者更多充當(dāng)短期投機(jī)者。早期的經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果也表明，由于機(jī)構(gòu)投資者更像是“交易者”而不是“所有者”，其更關(guān)注企業(yè)的短期經(jīng)營狀況，并不會真的關(guān)心企業(yè)的長期業(yè)績和發(fā)展[6]。此外，F(xiàn)erreira 等（2010）的研究也指出，證券市場會對經(jīng)理人的投資決策產(chǎn)生影響，使得經(jīng)理人更傾向于選擇那些容易被市場投資者看得見和摸得著的常規(guī)投資項(xiàng)目，而放棄不確定性更高的投資研發(fā)創(chuàng)新項(xiàng)目[7]。

經(jīng)理人的短視行為也更有可能被短期交易型機(jī)構(gòu)投資者所強(qiáng)化，正如美國證券交易委員會的Luis Aguilar（2013）所言“機(jī)構(gòu)投資者是不同的，它們有不同的組織形式和不同的特征”。依據(jù)不同投資者類型，已有的中國機(jī)構(gòu)投資者研究也發(fā)現(xiàn)，相對獨(dú)立型的機(jī)構(gòu)投資者能夠促進(jìn)上市公司的財(cái)務(wù)績效[8]、改善企業(yè)的信息披露[9]和降低公司的違法違規(guī)行為[10]和提高市場穩(wěn)定性，特別是機(jī)構(gòu)投資者中的共同基金和QFII在挖掘公司信息、促進(jìn)公司業(yè)績提高和激勵(lì)創(chuàng)新方面尤為明顯。

本文正是在一個(gè)轉(zhuǎn)型加新興經(jīng)濟(jì)國家背景下，探討機(jī)構(gòu)投資者持股及其不同類型對于上市公司績效的影響，從而提供一個(gè)美國等成熟市場經(jīng)濟(jì)國家以外的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。為了檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)投資者持股對于公司績效的影響，借鑒石美娟和童衛(wèi)華（2009）[3]、劉星和吳先聰（2011）[8]的研究，我們首先使用如下的計(jì)量模型進(jìn)行基準(zhǔn)的回歸分析。

ROAi，t/TobinQi，t=α+β1Institi，t+β2Sizei，t-1+β3Levi，t-1+β4Indepeni，t-1+β5Firsti，t-1+β6Dualiyi，t+β7Statei，t+∑Industry+∑Year（1）

其中，被解釋變量是經(jīng)過行業(yè)層面調(diào)整的公司年度ROA和托賓Q值，分別衡量公司的財(cái)務(wù)績效和市場績效;解釋變量分別為所有類型的機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Instit），依據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)[11-12]，我們使用Wind數(shù)據(jù)庫中所有機(jī)構(gòu)投資者在上一年度對個(gè)體公司的持股比例作為解釋變量，通過整理計(jì)算該公司的機(jī)構(gòu)投資者四個(gè)季度持股數(shù)量均值與公司流通股的比例來衡量。借鑒Brickley 等（1988）和Chen等（2007）的研究[13-14]，本文將投資基金、合格的境外投資者（QFII）和社?；鸷喜楠?dú)立型機(jī)構(gòu)投資者持股變量UDINS，將券商、保險(xiǎn)公司、銀行、信托、年金等機(jī)構(gòu)合并為非獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者持股變量DINS。再者，我們也考慮了QFII和國內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者持股比例的不同，進(jìn)一步將QFII和國內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者持股（Domestic）進(jìn)行了劃分，用以檢驗(yàn)兩者對公司績效影響是否存在差異。

根據(jù)已有關(guān)于公司績效方面的研究，我們在回歸模型中也控制了一系列可能影響績效的公司財(cái)務(wù)和其他公司特征變量，具體包括公司規(guī)模（Size）、財(cái)務(wù)杠桿（Lev）、獨(dú)立董事比例（Indepen）、第一大股東持股比例（First）、董事長與總經(jīng)理是否兩職兼任（Duality）和最終控制人性質(zhì)（State）;此外，我們也控制了公司所在行業(yè)（Industry）及年度（Year）固定效應(yīng)的虛擬變量，具體的變量定義見表1。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，從表2可以看出，在本文樣本期間內(nèi)，上市公司績效變量ROA的平均值為004，標(biāo)準(zhǔn)差為007;TobinQ平均值為233，中值為171，標(biāo)準(zhǔn)差為778，TobinQ的均值大于中值且標(biāo)準(zhǔn)差為778，這表明上市公司市場價(jià)值間的差異較大。第一大股東持股比例平均值為36%，股權(quán)結(jié)構(gòu)仍相對比較集中。機(jī)構(gòu)投資者持股比例的平均值為007，其中獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者持股比例平均為003，非獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者持股比例平均為004。國內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者的平均持股比例均值為007，明顯高于QFII平均持股比例，需要指出的是，QFII制度在我國推行時(shí)間較短，政府準(zhǔn)許其進(jìn)入資本市場的審批指標(biāo)也較少，這使得其參股的上市公司數(shù)目明顯低于國內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者。

在進(jìn)行回歸分析前，我們還從單變量分析角度對機(jī)構(gòu)投資者持股和公司績效之間的關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)。按照機(jī)構(gòu)投資者持股比例Instit是否大于總體樣本的中位數(shù)，將總體樣本分為機(jī)構(gòu)投資者高持股比例組和機(jī)構(gòu)投資者低持股比例組;按照機(jī)構(gòu)投資者的異質(zhì)性將總體樣本分為獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者高持股比例組和非獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者高持股比例組;按照獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者持股比例UDINS是否大于總體樣本的中位數(shù)，將總體樣本分為獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者低持股比例組和獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者高持股比例組。

表3報(bào)告了變量組間差異檢驗(yàn)的結(jié)果，機(jī)構(gòu)投資者低持股比例組的ROA和TobinQ的均值分別為00343和22290，均小于機(jī)構(gòu)投資者高持股比例組的00499和24346，并且該差異均在1%的水平上顯著。對機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性進(jìn)行考察發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者高持股比例組ROA和TobinQ均值為00543和24254，大于非獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者高持股比例組的00393和23571，ROA的差異在1%的顯著性水平上顯著，而TobinQ的差異不顯著。進(jìn)一步地，獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者低持股比例組的ROA和TobinQ的均值分別為00299和22381，小于獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者高持股比例組的00543和24254，并且該差異均在5%的水平上顯著。這與我們的假設(shè)即機(jī)構(gòu)投資者持股比例高會提升公司績效相一致，且獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者的作用更為顯著。

二、回歸結(jié)果與分析

（一）機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性對公司績效的影響

首先，機(jī)構(gòu)投資者具有人力資本優(yōu)勢，集聚了投資專家的人才資源;其次，資金實(shí)力的優(yōu)勢和人脈關(guān)系資源也為機(jī)構(gòu)投資者帶來了信息優(yōu)勢[5]。這些使得機(jī)構(gòu)投資者持股可能會對公司的財(cái)務(wù)和市場績效產(chǎn)生積極的影響[15] 。

我們首先采用OLS回歸和非平衡面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)回歸方法，分別將度量公司業(yè)績的資產(chǎn)收益率ROA和市場價(jià)值TobinQ這兩個(gè)變量作為模型的被解釋變量，對機(jī)構(gòu)投資者的持股比例進(jìn)行回歸①。表4給出了面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果，從表4的列（1）和（2）中可以發(fā)現(xiàn)，無論公司業(yè)績的度量指標(biāo)是ROA還是TobinQ，機(jī)構(gòu)投資者總持股比例Instit的回歸系數(shù)均顯著為正，分別為00889（在1%的水平上顯著）和2340（在1%的水平上顯著），這說明機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高則公司財(cái)務(wù)績效和市場績效都越高。此外，機(jī)構(gòu)投資者持股和公司績效之間的關(guān)系不僅在統(tǒng)計(jì)意義上顯著;從經(jīng)濟(jì)意義來看，當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股比例Instit增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，公司財(cái)務(wù)績效ROA會提高09%，而公司市場績效TobinQ則會提高23%，這在經(jīng)濟(jì)意義上也是顯著的。

表4的第（3）-（6）列中，分別報(bào)告了不同類型機(jī)構(gòu)投資者持股比例與公司績效之間的關(guān)系，第（3）和（4）列中，獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者持股比例的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著，這表明獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，公司的績效越好;而非獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者并沒有發(fā)揮提升公司績效的積極影響。第（5）和（6）列中，國內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者持股（Domestic）與公司績效也均呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，而QFII的回歸系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，這說明國內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者持股對公司績效的提升有積極的促進(jìn)作用，而QFII持股則尚未能發(fā)揮“價(jià)值創(chuàng)造者”的角色，其提升公司業(yè)績的激勵(lì)功能仍有待加強(qiáng)[16]。

（二）內(nèi)生性問題的處理

盡管我們已經(jīng)采用了滯后一期的解釋變量對機(jī)構(gòu)投資者和公司績效之間的關(guān)系進(jìn)行研究，同時(shí)也利用年度和行業(yè)固定效應(yīng)控制了非時(shí)變的不可觀測因素影響，但是內(nèi)生性問題仍然可能會存在，特別是時(shí)變的不可觀測遺漏變量和互為因果問題會影響本研究的穩(wěn)健性。為了進(jìn)一步確保研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文利用工具變量的2SLS方法來進(jìn)行檢驗(yàn)。我們借鑒Aggarwal 等（2011）[12]和Aghion 等（2013）[11]的研究，利用公司股票的ALPHA和換手率作為工具變量。其中ALPHA是利用CAPM模型測算得到的第t-1年度公司股票超額收益，換手率是公司t-1年度個(gè)股的成交數(shù)量與總體可交易股份的比率。在第二階段回歸時(shí)，采用第一階段回歸中得到的機(jī)構(gòu)投資者持股比例估計(jì)量作為解釋變量，公司績效仍作為被解釋變量。此外，我們還采用了系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（GMM）的方法進(jìn)行了回歸。具體回歸結(jié)果見表5。從表5的各列回歸結(jié)果可以看出，機(jī)構(gòu)投資者持股比例與ROA及TobinQ之間仍然是顯著正相關(guān)的。

三、機(jī)構(gòu)投資者持股影響公司績效的渠道分析

（一）機(jī)構(gòu)投資者的監(jiān)督效應(yīng)

由于持股比例較高和投資管理方面的豐富經(jīng)驗(yàn)，機(jī)構(gòu)投資者將更有激勵(lì)和能力來約束和監(jiān)督經(jīng)理人，降低代理成本和提高公司運(yùn)營效率，從而最大化公司的長期績效和市場價(jià)值。機(jī)構(gòu)投資者可以通過公司治理活動(dòng)、投票權(quán)或者信息挖掘等渠道來影響公司的高管行為，減少高管的機(jī)會主義傾向和提升公司的績效。國內(nèi)研究也發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者持股比例與公司價(jià)值正相關(guān)[3，17]。

正如Bushee（1998）所指出的，機(jī)構(gòu)投資者在行為和激勵(lì)方面存在著異質(zhì)性，不同類型的機(jī)構(gòu)投資者根據(jù)自身目的和行為的考慮出發(fā)，他們在公司治理中的作用也是不同的[5]。Porter（1992）依據(jù)組織形式屬性對機(jī)構(gòu)投資者進(jìn)行了劃分，發(fā)現(xiàn)短期交易型機(jī)構(gòu)投資者會增加公司高管的短視壓力，從而不利于公司研發(fā)投入和長期績效;而長期專注型機(jī)構(gòu)投資者可以起到監(jiān)督激勵(lì)的職能，促進(jìn)公司長期業(yè)績的提升[6]。本部分我們將檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)投資者持股和不同類型機(jī)構(gòu)投資者對于公司內(nèi)部委托代理問題的影響，我們預(yù)期機(jī)構(gòu)投資者持股能夠起到對公司治理的監(jiān)督作用，機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，越有利于降低代理成本，獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者在降低代理成本問題上發(fā)揮的作用也會更為顯著[18]。借鑒李維安和李濱（2008）[19]，本文選擇了資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為代理成本的替代變量，以資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Turnover）作為被解釋變量對機(jī)構(gòu)投資者持股進(jìn)行回歸，具體回歸模型如下：

Turnoveri，t=α+β1Institi，t+β2Sizei，t-1+β3Levi，t-1+β4Indepeni，t-1+β5Firsti，t-1+β6Dualiyi，t+β7Statei，t+∑Industry+∑Year（2）

表6列（1）的回歸結(jié)果顯示，機(jī)構(gòu)投資者持股與資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，Instit的回歸系數(shù)為0351，且在5%的水平上顯著。這體現(xiàn)了機(jī)構(gòu)投資者持股比例的增加和積極介入，會提升公司的資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，從而降低了公司的代理成本，促進(jìn)運(yùn)營效率的提高?？紤]到機(jī)構(gòu)投資者的異質(zhì)性，表6的第（2）列可以看出，獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者持股與資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，UDINS的回歸系數(shù)在1%水平上顯著;而非獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者持股雖然也與資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率存在正相關(guān)關(guān)系，但統(tǒng)計(jì)意義上并不顯著。以上結(jié)果表明，與非獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者相比，獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者持股的增加更能改善企業(yè)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，降低代理成本。第（3）列的回歸結(jié)果報(bào)告了國內(nèi)外機(jī)構(gòu)投資者持股與資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率之間的關(guān)系，國內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者持股Domestic與資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，而QFII的回歸系數(shù)并不顯著，這表明與QFII相比，國內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者更能改善企業(yè)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，降低代理成本。

（二）機(jī)構(gòu)投資者和公司的融資約束

企業(yè)的融資約束程度主要取決于企業(yè)與資金供給者之間的信息不對稱程度。具體來看，與個(gè)人投資者相比，機(jī)構(gòu)投資者的專業(yè)人力資本優(yōu)勢、資金優(yōu)勢和信息優(yōu)勢，使得其更容易獲悉企業(yè)的私有信息。機(jī)構(gòu)投資者的參與、調(diào)研和訪談等多種渠道，不僅方便信息溝通傳遞，更會起到降低信息不對稱的作用[20-21]。孔東民等（2015）的研究就發(fā)現(xiàn)，基金公司更傾向于訪問其持股公司[22]。機(jī)構(gòu)投資者獲得私有信息并通過其交易行為，可以進(jìn)一步將信息傳遞給其他股東和債權(quán)人。Chidambaran和John（2000）的研究也指出，機(jī)構(gòu)投資者股東更容易獲知和了解經(jīng)理人行為等特有公司信息，通過對信息的分析和傳播，提高信息對稱程度[23]。我們認(rèn)為， 機(jī)構(gòu)投資者具備了參與公司經(jīng)營治理的能力和動(dòng)機(jī)，機(jī)構(gòu)投資者的參與能夠降低信息不對稱程度，從而減輕企業(yè)所面臨的融資約束，特別是獨(dú)立型的機(jī)構(gòu)投資者對于融資約束的緩解作用更強(qiáng)。為了驗(yàn)證機(jī)構(gòu)投資者緩解公司融資約束的作用，我們借鑒Kaplan和Zingales（1997）[24]提出的構(gòu)建KZ指數(shù)判別融資約束，KZ指數(shù)越大，表示融資約束程度越高，具體模型形式如下：

表7報(bào)告了式（3）的回歸結(jié)果，由表7的列（1）可知，機(jī)構(gòu)投資者持股的回歸系數(shù)為-2046（1%水平上顯著），即機(jī)構(gòu)投資者持股的增加，顯著降低了企業(yè)面臨的融資約束?？紤]到機(jī)構(gòu)投資者的異質(zhì)性對企業(yè)融資約束的影響可以發(fā)現(xiàn)，表7第（2）列所示，獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者的回歸系數(shù)為-5559，且在1%的水平上顯著，而非獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者與KZ指數(shù)之間的關(guān)系并不顯著，這表明獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者對于緩解企業(yè)面臨的融資約束的作用更為有效。列（3）報(bào)告了國內(nèi)外機(jī)構(gòu)投資者與企業(yè)融資約束的關(guān)系，其中國內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者Domestic的回歸系數(shù)為-2045（1%水平上顯著），而QFII的回歸系數(shù)雖然為負(fù)，但并不顯著，以上的結(jié)果表明了國內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者持股比例的提高會緩解公司的融資約束，而QFII的作用則有待加強(qiáng)。

（三）機(jī)構(gòu)投資者和公司投資效率

第一，公司投資效率提升，將帶來公司業(yè)績和價(jià)值的提升，這就會給持股較多的機(jī)構(gòu)投資者帶來更高的利潤和投資所得。第二，機(jī)構(gòu)投資者的資金和人才優(yōu)勢，也就使得其更有能力和動(dòng)機(jī)去影響公司投資決策，從而發(fā)揮抑制過度投資或緩解投資不足的積極影響。已有研究也發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者有助于提高公司治理水平特別是公司的投資效率[25]。葉松勤和徐經(jīng)長（2013）發(fā)現(xiàn)，僅長期型機(jī)構(gòu)投資者可以提高投資效率[26]。唐松蓮等（2015）也指出，相比于非基金，基金持股能夠緩解現(xiàn)金短缺公司的投資不足[25]。為了檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)投資者和公司投資效率之間的關(guān)系，我們借鑒Richardson（2006）[27]和辛清泉等（2007）[28]的方法，對企業(yè)正常資本投資的回歸模型設(shè)定如下：

Invi，t=α+β1TobinQi，t-1+β2Levi，t-1+β3Cashi，t-1+β4Sizei，t-1+β5Retsi，t-1+β6Invi，t-1+β7Agei，t-1+∑Industy+∑Year（4）

其中，Inv表示新增投資支出;TobinQ衡量公司市場價(jià)值;Lev是公司的資產(chǎn)負(fù)債率指標(biāo);Cash為現(xiàn)金與短期投資之和除以總資產(chǎn)，用以代表貨幣資金持有量比例;Size為公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)，用以衡量公司規(guī)模;Rets是公司當(dāng)年的股票收益率，Age表示公司截至第t年年末的上市年限。

根據(jù)式（4）可計(jì)算出公司i第t年預(yù)期的新增投資（Inv_ei，t）。實(shí)際新增投資（Invi，t）與預(yù)期新增投資（Inv_ei，t）之差若為正，存在過度投資（Over）;若為負(fù)，則投資不足（Under）。為了便于衡量，本文取投資不足（Under）的絕對值;即Over和Under越大，則過度投資和投資不足程度越嚴(yán)重。

進(jìn)一步地，我們利用如下的計(jì)量模型來檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)投資者持股與投資效率之間的關(guān)系。

overi，t/underi，t=α+β1FCFi，t+β2IIVi，t*FCFi，t+β3IIVi，t+β4Sizei，t-1+β5Levi，t-1+β6Indepeni，t-1+β7Firsti，t-1+β8Dualiyi，t+β9Statei，t+∑Industry+∑Year（5）

其中，參照俞紅海等（2010）[29]的研究方法，F(xiàn)CF為自由現(xiàn)金。IIV表示機(jī)構(gòu)投資者持股比例，分別代表機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Instit）、獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者持股比例（UDINS）、非獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者持股比例（DINS）、國內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Domestic）、QFII持股比例。

在表8中，列（1）-（5）報(bào)告了機(jī)構(gòu)投資者持股和過度投資Over的回歸結(jié)果，列（1）中，總體機(jī)構(gòu)投資者持股Instit的回歸系數(shù)并不顯著，列（2）和（3）中，獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者UDINS和交互項(xiàng)UDINS*FCF的回歸系數(shù)均在5%水平上顯為負(fù)，這說明獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者持股能夠起到顯著抑制過度投資的作用;而非獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者DINS和交互項(xiàng)DINS*FCF的回歸系數(shù)則是在1%水平上顯著為正的，這說明非獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者不但沒有對過度投資起到抑制作用，反而有促進(jìn)作用。對比列（4）和（5）結(jié)果可知，國內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者對過度投資影響不大，而QFII則會促進(jìn)過度投資。

在表9中，列（1）-（5）報(bào)告了機(jī)構(gòu)投資者持股與投資不足Under之間的回歸結(jié)果，列（1）中總體機(jī)構(gòu)投資者持股Instit的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，但I(xiàn)nstit*FCF的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，即表明機(jī)構(gòu)投資者持股對投資不足的緩解作用不明顯。列（2）和（3）中，獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者UDINS的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，同樣交互項(xiàng)UDINS*FCF的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，這說明獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者持股還不能夠起到緩解投資不足的作用，非獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者DINS系數(shù)不顯著，說明非獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者對投資不足沒能產(chǎn)生影響。對比（4）和（5）結(jié)果，Domestic回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，交互項(xiàng)Domestic*FCF回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明國內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者對投資不足的緩解作用不明顯，QFII系數(shù)在1%水平上顯著為正，交互項(xiàng)QFII*FCF系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，表明QFII對投資不足起到一定的緩解作用。

針對機(jī)構(gòu)投資者對于公司投資效率的影響結(jié)果來看，整體上可以發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者能夠發(fā)揮抑制過度投資的作用，而其他類型機(jī)構(gòu)投資者則沒能抑制公司過度投資;但從目前來看，各類型機(jī)構(gòu)投資者還沒有能夠?qū)就顿Y不足產(chǎn)生積極影響。

四、研究結(jié)論

本文以2007-2016 年滬深兩市 A 股上市公司作為研究樣本，從機(jī)構(gòu)投資者角度出發(fā)，考察了不同類型機(jī)構(gòu)投資者對于公司財(cái)務(wù)績效和市場績效的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）機(jī)構(gòu)投資者持股比例與公司績效呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，機(jī)構(gòu)投資者持股比例的提高能夠促進(jìn)企業(yè)績效提升;（2）與非獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者相比，基金等獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者持股比例的提高對上市公司績效的影響更加顯著;與QFII相比，國內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者對公司績效的影響更加顯著。進(jìn)一步地，我們也研究了獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者促進(jìn)公司績效的不同渠道。研究發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者和國內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者能夠通過監(jiān)督激勵(lì)渠道促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)投入，緩解公司融資約束，在一定程度上抑制公司過度投資;但對于投資不足方面，機(jī)構(gòu)投資者尚未能發(fā)揮積極影響。

本文的研究支持了前期文獻(xiàn)關(guān)于機(jī)構(gòu)投資者能夠促進(jìn)公司績效的結(jié)論，特別是對于獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者的積極影響和可能渠道的檢驗(yàn)與發(fā)現(xiàn)，則是對機(jī)構(gòu)投資者研究領(lǐng)域的進(jìn)一步擴(kuò)展和深化。本文的研究結(jié)論在實(shí)踐方面意味推進(jìn)機(jī)構(gòu)投資者發(fā)展的相關(guān)政策是富有成效的，也驗(yàn)證了金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)積極影響的存在;考慮到不同類型機(jī)構(gòu)投資者的影響存在差異，監(jiān)管層和相關(guān)政府部門要更為積極推進(jìn)和引導(dǎo)獨(dú)立型機(jī)構(gòu)投資者的發(fā)展壯大，同時(shí)也要細(xì)化對機(jī)構(gòu)投資者的分類監(jiān)管，引導(dǎo)其他類型機(jī)構(gòu)投資者和QFII優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)和投資期限，加強(qiáng)其積極作用的發(fā)揮，進(jìn)而促進(jìn)我國資本市場的健康發(fā)展。

注釋：

① 從OLS和面板數(shù)據(jù)回歸模型的結(jié)果比較來看，面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型優(yōu)于OLS回歸（Hausman檢驗(yàn)的chi2值為32988，Prob>chi2=000），也優(yōu)于面板數(shù)據(jù)隨機(jī)效應(yīng)模型，限于篇幅我們僅在后文報(bào)告了面板數(shù)據(jù)估計(jì)的結(jié)果。

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