武婉婉 孫靜

【摘要】本文選取了131家醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)2013-2016年4年的524個觀測值，通過回歸分析來研究異質(zhì)機構(gòu)投資者持股對醫(yī)藥制造業(yè)上市公司績效的影響。研究結(jié)果表明：壓力抵制型機構(gòu)投資者持股與公司績效顯著正相關(guān)，代理成本在其與企業(yè)績效關(guān)系之間起到部分中介效應；而壓力敏感型機構(gòu)投資者與上市公司績效關(guān)系不顯著，代理成本在其與企業(yè)績效關(guān)系之間不起中介作用。

【關(guān)鍵詞】機構(gòu)投資者 異質(zhì)性 代理成本 企業(yè)績效 醫(yī)藥制造業(yè)

一、引言

本文以我國醫(yī)藥制造業(yè)上市公司為研究對象[1]，根據(jù)彭利達[2]的研究，把機構(gòu)投資者分為與被投資公司不存在現(xiàn)有的或潛在的商業(yè)關(guān)系的壓力抵制型機構(gòu)投資者（包括證券投資基金、QFII和社?；穑┖团c被投資公司存在現(xiàn)有的或潛在的商業(yè)關(guān)系的壓力敏感型機構(gòu)投資者（包括保險公司、證券公司、企業(yè)年金、信托公司和財務公司），擬從實證分析的角度來研究異質(zhì)機構(gòu)投資者持股對醫(yī)藥制造業(yè)上市公司績效的影響，并提供合理建議。

二、研究設計與模型

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文根據(jù)中國證監(jiān)會發(fā)布的2017年3季度上市公司行業(yè)分類結(jié)果，篩選出203家醫(yī)藥制造業(yè)上市公司作為初始樣本，并對初始樣本進行了篩選：一是由于選擇了上一年的機構(gòu)投資者持股比例，所有變量指標數(shù)據(jù)的可獲得性，本文只選擇了在2011年12月31日之前上市的公司；二是剔除了ST板塊及已經(jīng)退市的醫(yī)藥制造業(yè)上市公司；三是剔除了變量數(shù)據(jù)缺失的樣本公司。通過篩選，一共選擇了131家醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)2013-2016年4年的524個觀測值，數(shù)據(jù)均來自銳思數(shù)據(jù)庫，使用SPSS22.0進行分析。

（二）研究假設

一是H1a：壓力抵制型機構(gòu)投資者持股與公司績效具有顯著的正相關(guān)關(guān)系；H1b：壓力敏感型機構(gòu)投資者持股與公司績效具有不顯著的正相關(guān)關(guān)系。二是H2a：壓力抵制型機構(gòu)投資者持股與公司代理成本存在顯著的負相關(guān)關(guān)系；H2b：壓力敏感型機構(gòu)投資者持股與公司代理成本存在不顯著的負相關(guān)關(guān)系。三是H3a：代理成本在壓力抵制型機構(gòu)投資者持股與企業(yè)績效的關(guān)系中起到顯著中介作用；H3b：代理成本在壓力敏感型機構(gòu)投資者持股與企業(yè)績效的關(guān)系中不起中介作用。

（三）變量說明與模型設計

1.變量說明：（1）被解釋變量的度量。本文從盈利能力、經(jīng)營能力、償債能力和成長能力四個方面選擇總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率、銷售凈利率、存貨周轉(zhuǎn)率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、流動比率、速動比率、總資產(chǎn)增長率、營業(yè)收入增長率9個財務指標進行因子分析找出綜合因子來度量醫(yī)藥制造業(yè)上市公司績效[1]。（2）解釋變量。壓力抵制型機構(gòu)投資者持股比例和壓力敏感型機構(gòu)投資者持股比例。（3）中介變量代理成本選擇管理費用率作為其替代變量，這一指標主要反映了經(jīng)理由于過度在職消費所引起的浪費[3]。（4）控制變量。本文選擇了公司規(guī)模、財務杠桿、成長能力及公司股權(quán)特征四個變量作為本文的控制變量。

（四）模型設計

根據(jù)上述假設，構(gòu)建了各變量之間的回歸分析模型，具體如下：

1.為了研究異質(zhì)機構(gòu)投資者持股對公司績效的影響，驗證假設H1a和H1b，構(gòu)建了回歸模型1：Y=β0+β1insr+β2inss+β3size +β4dar+β5growth+β6top10+ε

2.為了研究異質(zhì)機構(gòu)投資者持股對代理成本的影響，驗證假設H2a和H2b，本文構(gòu)建了回歸模型2：agent=β0+β1insr+β2inss+ β3size+β4dar+β5growth+β6top10+ε

3.為了驗證代理成本在機構(gòu)投資者持股與公司績效的關(guān)系中的中介效應大小，驗證假設H3a和H3b，構(gòu)建了模型3：Y=β0+β1insr+β2agent+β3size+β4dar+β5growth+β6top10+ε

在以上3個回歸模型中，其中Y代表綜合因子；β0是常數(shù)項；βi是回歸系數(shù)；ε是隨機誤差項。

三、實證檢驗及結(jié)果分析

（一）基于因子分析法的公司績效評價

1.因子分析評價結(jié)果。

（1）KMO和Bartlett的檢驗如表3.1所示。KMO統(tǒng)計量為0.605，大于最低標準0.5，適合做因子分析；Bartlett球形檢驗，顯著性水平為0.000，通過了顯著性檢驗，適合做因子分析。所以本文的公司績效指標適合做因子分析處理。

（2）主成分分析法提取公因子。通過主成分分析得出三個主成分的特征值大于1，因子1、2和3旋轉(zhuǎn)后特征值的貢獻率分別為為32.344%、24.752%和15.970%，它們的累積貢獻率達到了73.066%，能夠較好地替代原指標對公司績效進行衡量，故選取前三個因子作為公因子。

（3）因子載荷矩陣分析。根據(jù)2013年旋轉(zhuǎn)后因子（主成分）載荷矩陣，可以得出指標總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率、銷售凈利率、營業(yè)收入增長率、總資產(chǎn)增長率在因子1上有較大載荷；指標流動比率和速動比率在因子2上有較大載荷；指標存貨周轉(zhuǎn)率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率在因子3上有較大載荷。故因子1可稱為發(fā)展?jié)摿δ芰σ蜃?，因?可稱為償債能力因子，因子3可稱為經(jīng)營能力因子。

（4）公司績效的衡量

根據(jù)2013年主成分因子得分函數(shù)系數(shù)矩陣可以得出各因子得分函數(shù)：

X1=0.308x1+0.298x2+0.277x3-0.100x4+0.074x5-0.019x6- 0.021x7+0.191x8+0.190x9；

X2=0.052x1+0.043x2+0.111x3-0.111x4-0.032x5+0.437x6+ 0.440x7-0.182x8-0.150x9；

X3=0.078x1+0.112x2-0.163x3+0.625x4+0.518x5+0.040x6+ 0.056x7-0.110x8-0.111x9.

公司綜合績效因子總得分是以旋轉(zhuǎn)后的公因子特征值的貢獻率來計算。所以2013年綜合模型因子如下：Y（2013）=0.32344X1+ 0.24752X2+0.1597X3

根據(jù)同樣的分析過程可以得出2014-2016年的綜合因子模型如下：

Y（2014）=0.30495X1+0.23512X2+0.16356X3；Y（2015）=0.30945X1 +0.23694X2+0.18929X3；

Y（2016）=0.29004X1+0.23420X2+0.16619X3

（二）實證結(jié)果與分析

從模型1、2和3的F值和Sig.來看，3個模型整體都是顯著的；D-W均接近于2，說明模型不存在自相關(guān)性，殘值之間相互獨立；每個模型各個變量的方差膨脹因子（VIF）值都接近于1小于5，說明3個模型均沒有嚴重的多重共線性存在。

模型1中，除了inss和size以外，insr、growth、dar和own10各變量t值的絕對值都大于2，顯著性水平Sig.都小于0.05，說明它們與因變量Y的線性關(guān)系顯著，驗證假設H1a和假設H1b。根據(jù)中介效應的檢驗過程，因為異質(zhì)機構(gòu)投資者持股對企業(yè)績效的影響為該模型的主效應，而壓力敏感型機構(gòu)投資者持股對公司績效的影響并不顯著，所以，可以停止其中介效應分析。

模型2中，除了inss和dar以外，insr、size、growth和own10各變量t值的絕對值都大于2，顯著性水平Sig.都小于0.05，說明它們與因變量agent的線性關(guān)系顯著，即壓力抵制型機構(gòu)投資者持股可以有效降低公司代理成本，假設H2a成立；壓力敏感型機構(gòu)投資者持股對公司代理成本存在不顯著的負相關(guān)關(guān)系，假設H2b成立。結(jié)合模型1的回歸分析結(jié)果，根據(jù)中介效應檢驗過程，可以大致判斷假設H3a成立，繼續(xù)進行模型3的檢驗。

模型3中，除了size以外，insr、agent、growth、dar和own10各變量t值的絕對值都大于2，顯著性水平Sig.都小于0.05，說明它們與因變量Y的線性關(guān)系顯著。壓力抵制型機構(gòu)投資者持股與公司績效顯著正相關(guān)，假設H1a成立，還可以得出，代理成本與公司績效負相關(guān)。

根據(jù)中介效應判斷方法，可以得出代理成本在壓力抵制型機構(gòu)投資者持股與公司績效的關(guān)系中起到部分中介效應，驗證假設H3a成立。中介效應對總效應的貢獻率為：Effect（agent）=（-0.088）×（-0.459）/0.525=7.69%，中介效應解釋了因變量的方差變異=0.162-0.140=0.022。

四、建議

第一，改善醫(yī)藥制造業(yè)上市公司機構(gòu)投資者股權(quán)結(jié)構(gòu)。適當提高壓力抵制型機構(gòu)投資者的持股比例，使其能夠監(jiān)督管理層，降低代理成本，提高公司績效。第二，提高壓力敏感型機構(gòu)投資者參與公司治理的意識?？紤]到代理成本可能與收益不匹配，其參與公司治理積極性不高，應該積極提倡股東聯(lián)合行動，共同監(jiān)督管理層，改善公司績效。

參考文獻

[1]許毅.我國醫(yī)藥上市公司資本結(jié)構(gòu)對公司績效影響的研究[D].西南大學，2015.

[2]彭利達.異質(zhì)機構(gòu)投資者參與上市公司治理研究-基于上市公司現(xiàn)金分紅的視角[D].山東大學，2016.

[3]夏寧，李民.機構(gòu)投資者持股對企業(yè)績效影響的實證研究[J].經(jīng)濟與管理評論，2014，30（06）：68-75.

基金項目：本文受北京市委組織部優(yōu)秀人才培養(yǎng)資助項目（項目編號：2012D005007000006）資助。

作者簡介：武婉婉（1990-），女，漢族，安徽宿州人，就讀于北京信息科技大學，碩士研究生，研究方向：公司金融。