監督型基金持股降低了企業風險承擔嗎？
——基于投資組合的視角

(武漢大學經濟與管理學院，湖北 武漢 430072)

引言

股權分置改革以來，股票的流動性大大加強，促進了基金等機構投資者的發展，并使得上市公司控制權的爭奪和轉移成為現實，為機構投資者積極影響公司提供了條件，關于基金等機構投資者對企業的影響也成為學術研究的熱點問題。根據風險理論，高風險的項目具有高的風險溢價，在正常投資的情況下，高風險的項目具有更高的預期回報?，F有的關于風險承擔的研究認為，風險承擔水平體現出對于風險性項目的追求程度，風險承擔高的企業往往具有較高的創新積極性(Hilary and Hui, 2009)[6]，進而進一步提升企業的競爭優勢，John et al(2008)[9]認為風險承擔與企業資產增長率、銷售增長率正相關，風險承擔較高的國家具有更高的全要素增長率，因此從微觀上而言，風險承擔有助于企業的持續發展；從宏觀上看，風險承擔是經濟持續發展的重要動力。

而諸多學者已對風險承擔的后果進行了研究，在資源配置上方面，余明桂等(2013)[25]通過企業投資對邊際Q的敏感性構建資本配置模型，發現風險承擔與企業資本配置效率正相關，Faccio et al(2014)[4]則發現女性CEO的風險承擔水平顯著低于男性CEO，并會導致投資不足，進而導致資源配置的低效率；關于企業價值方面，諸多學者研究發現風險承擔與企業績效正相關(Kim and Lu,2011；John et al., 2008；余明桂等，2013)[8][9][25]。這些研究都支持了風險承擔的正向效應，對企業重視風險性項目的投資具有一定啟發意義，因此理解基金對企業風險承擔的作用有著重要的意義，但是關于基金在公司經營發展過程中扮演的角色，學術上尚未產生共識。

現有研究表明，基金等機構投資者往往扮演著兩種角色：一是努力監督企業、改善公司治理，實現公司價值的上升和股票長期價值的提升；二是關注企業的短期績效，通過短期交易獲利(Shleifer and Vishny, 1997；Maug, 1998)[10][12]。根據當前的研究成果，一類研究認為：從代理問題的角度而言，公司管理層因為無法分散風險從而具有風險厭惡的特征，而機構投資者出于追求長期利益的動機，會利用自身的信息、人才、技術知識等優勢積極參與公司治理，從而達到緩解公司代理問題、影響公司經營決策進而提升公司風險承擔以及公司價值的目的(王振山和石大林，2014)[21]；另一類研究則認為，只有長期投資的機構投資者才會更多地監督公司以改善公司治理，尋求長期價值的提升(Chen et al., 2006)[2]，而短期的機構投資者則主要關注于短期的價格波動，以獲得交易收益，因此機構投資者并不一定會積極改善公司治理、緩解代理問題，也可能會過度的追求短期利益，采取用腳投票方式來影響公司(唐躍軍和宋淵洋，2010；Parrino et al., 2003；龍振海，2010)[18][11][16]，而短視行為的存在使得基金忽視了企業的長期價值，結果導致了較低的風險承擔水平。這種相悖結論的出現表明之前的研究可能忽視了市場環境以及機構投資者個體特征的差異，因此本文將從投資組合的視角，以風險理論為切入點深入研究基金等機構投資者對企業風險承擔水平的影響。

本文從基金投資組合的視角，以風險理論為切入點，通過2006～2015年A股上市公司的風險承擔水平以及基金持股狀況，考察了監督型基金持股對企業風險承擔狀況的影響。研究發現，監督型基金具有更明顯的風險規避特征，監督型基金持股的增加顯著降低了企業的風險承擔水平，進一步研究還發現，當企業面臨市場競爭程度較低、宏觀經濟景氣的情況下，監督型基金持股與企業風險承擔的負相關關系更強。本文的研究結果表明，特定基金的風險意愿影響其對企業的干預狀況，抑制了企業的風險性投資，因此從長期價值和成長潛力的角度而言，基金并不完全扮演著治理者的作用，這表明當前的金融市場機構投資者對于企業長期價值的追求不夠，短視行為依舊存在，需要監管機構進一步引導規范。

相比以往的研究，本文的貢獻主要在于：第一，與其他文章主要集中于代理理論和公司治理，忽視基金等機構投資者自身的風險意愿不同，本文以風險理論為切入點，發現了基金等機構投資者的自身風險特性，而這種風險規避的意愿是基金影響企業風險承擔的關鍵因素之一；第二，相比已有的研究，本文從投資組合的角度繼續深入考查基金異質性的影響，發現不同權重的基金具有不同的風險特征。本文的研究引入風險理論和投資組合的視角，揭示了監督型基金的風險態度，發現基金等機構投資者并不單純的扮演著改善公司治理的作用，可能還扮演者阻礙企業發展的角色，豐富了機構投資者的角色分析，為我國監管機構完善監管法規、制定相關政策以及進一步引導規范機構投資者的行為提供了思路。

文獻回顧、理論分析與研究假設

伴隨資本市場的發展，機構投資者扮演的角色越來越重要，關于機構投資者經濟后果的研究也開始興起。當前的研究認為，機構投資者的存在可能產生治理效應或者短視行為。支持治理效應的研究認為，由于管理層無法像股東那樣通過分散投資進而分散風險(Faccio et al.,2011)[4]，同時公司大股東由于財富集中于公司，因此管理層和大股東偏好風險規避，此時兩類代理問題的存在降低了公司的風險承擔水平，而機構投資者由于具有普通投資者無法比擬的信息、專業等優勢，為了達到提升公司價值的目的，有能力有意愿通過積極參與公司治理監督公司管理層，達到緩解代理問題、提高風險承擔水平(王振山和石大林，2014)[21]和公司價值的目的(石美娟和童衛華，2009)[17]。但是傳統的代理問題忽視了管理層的個體特征，比如過度自信的管理者有助于提升公司風險承擔水平(余明桂等，2013)[25]，因此管理層并不完全是風險厭惡型，代理問題并不能完全解釋企業投資的行為。此外我國資本市場相對發展落后，機構投資者特別是基金的持股比例還較低(Jiangand Kim, 2015)[7]，其主動參與公司治理的激勵不足。李雙海和李海英(2009)[15]發現，機構投資者持股比例與管理層盈余管理正相關，表明機構的公司治理角色并不突出，而且我國機構投資者的短期投資傾向更明顯(Jiang and Kim., 2015；楊海燕等，2012)[7][24]，因此治理效應的研究可能并不完全適用于當前環境。

支持短視效應的研究認為機構投資者可能并不關注企業長期價值，監督成本的存在使得基金等機構投資者往往關注于短期交易，并通過用腳投票的方式影響公司決策(唐躍軍和宋淵洋，2010)[18]，這種短視行為的存在使得機構投資者持股加劇了股價崩盤的風險(許年行等，2013)[23]，降低了企業的風險承擔，進而減少了公司的價值(龍振海，2010；曹豐等，2015)[16][13]。但Chen et al.(2006)[2]認為機構投資者的投資期長短決定了機構投資者的角色，因此完全用短視行為解釋可能存在偏誤。關于機構投資者與企業風險承擔研究得出了不同的研究結論，表明機構投資者的角色在學術上并未達成一致看法，這些相悖的研究結論表明，不同的市場環境對于機構投資者扮演的角色產生不同的影響，從而導致了企業風險承擔研究的差異。

本文認為，基金作為機構投資者的重要組成部分，可能同時存在著治理效應和短視行為，基金廣闊的投資組合中不同的投資之間可能存在著角色上的重要差異，組合內不同的基金其效用函數和風險偏好可能不同。當前基金等機構投資者的投資行為和在公司治理中扮演的角色很大程度上源自自身的風險意愿以及基金行業特征，短視行為的出現可能源自激烈的基金行業競爭以及自身的風險特質。接下來本文將從影響動機和影響機制兩方面來展開研究假設。

監督型基金影響企業風險承擔的動機。Faccio et al.(2011)[4]認為風險厭惡型投資者的期望效用會隨著財富方差的增大而降低，當其財富相對集中時，公司特有風險的上升會減少該投資者的期望效用，此時該投資者會傾向于減少公司的風險投資，以達到高期望效用的目的。雖然基金投資范圍較廣，其投資組合相對分散，但不同的股票投資在組合的占比不同，相對基金的重要性明顯不同，基金等機構投資者會更看重那些在其投資組合中權重較大的股權投資(Fich et al., 2015)[5]，因此對于這些股權投資，基金對企業的干預、影響動機更強。當組合內的投資占比較大時，對于這些投資基金通過新增投資分散其風險的能力相對較差，而且對于損失的敏感性更高，而那些投資比重低的股票可以較容易的通過新增投資或者利用對沖策略來降低風險，因此這些權重較高的投資對于基金來說具有更謹慎和風險規避的特征，從而影響企業降低風險承擔的動機更強。此外當前的基金行業競爭激烈以及業績排名的壓力無疑加重了基金的風險規避偏好。另一方面，有研究表明基金作為外部投資者，缺乏公司層面的特有信息，對公司長期業績的衡量難度較大，往往會選擇根據短期業績量化評估，這使得基金的風險規避特征更加明顯。為了更好地區分這些風險規避特征更明顯的基金，借鑒Fichet al.(2015)[5]的做法，本文將基金投資組合中投資金額排前10%的投資定義為監督型基金。

監督型基金影響企業風險承擔的機制。股權分置改革啟動后，基金實現了加速發展，基金的進入以及持股比例的增加使得基金能對企業決策產生重大影響。由于基金與普通投資者不同，其具有明顯的資金和人才技術優勢，因此具備和大股東博弈以及影響公司決策的能力。

監督型基金的影響機制包括以下幾點：第一，基金可以通過咨詢建議以及積極參與公司治理等方式傳達出自身的意愿，以達到影響公司的目的；第二，影響股價波動，由于我國股票市場散戶投資者占絕大多數，基金等機構投資者用腳投票時會對股價產生明顯的影響，這種影響股價的方式潛在影響著公司管理層的決策，當基金的訴求得不到滿足時，管理層因基金用腳投票帶來股價波動的潛在損失較大，而基金等機構投資者的進入有助于傳遞出企業價值的信息、提升股價，因此為了拉升股價、重振股民信心，企業傾向于迎合基金的訴求；第三，基金等機構投資者還廣泛參與到控制權爭奪中，雖然基金等機構投資者往往不會尋求控制權，但其獨立的地位以及充分的資金實力往往使其成為一支舉足輕重的力量，基金等機構投資者的選擇往往影響到企業控制權的歸屬，比如2015年出現的眾多險資舉牌現象(安邦、寶能舉牌萬科A，前海人壽舉牌南玻A、歐亞集團等)，當基金對企業決策不滿時，可能通過這種控制權市場的影響達到影響公司決策的目的。

Maug(1998)[10]認為股東的監督行為是其持股比例的增函數，而單個基金的持股比例往往較低，機構投資者又往往采取抱團取暖方式，因此本文將企業中各監督型基金的持股比例加總作為整個企業監督型基金的持股比例，衡量基金對于企業的總體影響，持股比例越大，其對企業的影響越大，上述分析表明由于監督型基金的風險規避更明顯，同時基金能對企業產生重大影響，因此本文提出核心假設H1，即

H1：監督型基金持股與企業風險承擔水平負相關。

在市場經濟環境下，企業的投資決策與市場競爭密切相關。陳至斌和王詩雨(2015)[14]認為，行業競爭程度影響著市場的不確定性。行業競爭程度越高，企業之間的相互制衡度越大，掠奪效應越強，市場不確定性越強，企業投資風險以及經營風險越高，管理層因錯誤進行投資決策面臨的損失較大，因此更傾向于謹慎保守的投資決策。當行業競爭不激烈時，企業面臨的經營風險較小，對于風險性項目投資失敗受到的損失相對較小，同時為了在相對壟斷的市場獲取優勢，企業傾向于擴大規模、增加研發支出或者進行高風險高收益項目的投資。此外根據代理理論，當市場競爭激烈時，管理層自身決策失誤導致的經濟后果將更加嚴重，一旦投資高風險項目失敗，管理層自身將面臨職業和聲譽上的重大損失，當企業面臨的市場競爭不激烈時，管理層通過擴大規模、新增投資得到升遷和激勵的可能性更大，因此管理層的風險偏好也受市場競爭狀況影響。根據H1的假設，監督型基金具有較強的風險規避特征和風險厭惡預期，當企業面臨較低的行業競爭時，企業高風險投資的偏好與監督型基金風險規避的預期產生了較大的沖突，而且此時企業調整經營投資決策的空間較大，為了維護自身的利益，達到保值增值的目的，監督型基金有充分的動機和能力積極參與到公司投資決策的干預中，施加更大的影響以達到降低企業風險承擔的目的。據此提出本文的假設H2，即

H2：行業競爭程度較低時，監督型基金持股對企業風險承擔的負向作用更明顯。

宏觀經濟環境是影響企業風險承擔水平的重要因素，當經濟較好，投資機會較多，管理層和投資者普遍形成較高增長預期，同時面臨相對較小的融資約束，此時企業投資高風險項目的動機較強；當經濟不景氣時，銀行信貸政策更謹慎，融資約束更大，投資機會不足，此時企業風險承擔的動力不足(Arif and Lee, 2014)[1]。根據H1，相比經濟不景氣的狀況，在經濟景氣時，監督型基金的風險規避動機與企業的高風險項目投資的意愿會產生較大沖突，此時監督型基金影響企業減少高風險投資的動機更強，同時，企業在經濟形勢較好的情況下調整經營投資決策并不會危及經營，因此其調整風險承擔水平的空間和可能性也相對較大，此時監督型基金對于企業經營決策的干預影響作用最大，因此本文提出假設H3，即

H3：經濟環境較好時，監督型基金持股比例與企業風險承擔水平的負相關關系更明顯。

研究設計

一、樣本選擇與數據來源

本文主要數據來自CSMAR數據庫，其中選取2006～2015年A股上市公司作為風險承擔的樣本數據，由于解釋變量和其他控制變量均須滯后一期，因此其他數據的樣本區間為2005～2014年。此外按王永海等(2013)[20]的做法，選擇4年觀測期來測量企業風險承擔水平，因此風險承擔的實際樣本數據區間為2003～2015年。鑒于金融類上市公司的特殊性，本文剔除了金融類上市公司。同時為了保證風險承擔水平測量的可靠性，本文要求樣本企業必須至少滿足一個觀測期四年的數據全部可得，因此剔除了觀測期數據缺失的數據。在剔除解釋變量和其他控制變量缺失值后，得到了3169個觀測值。為了減少極端值的影響，本文對所有連續變量處于1%和99%分位數以外的數據進行了winsorize縮尾處理。

二、變量定義

1.被解釋變量

現有研究關于風險承擔的衡量大體上包括單變量指標，比如R&D支出、資本性支出(Coles et al., 2006)[3]、負債率(Faccioet al., 2011)[4]等，以及盈余波動性(Johnet al.,2008；Faccioet al., 2011)[9][4]及盈余極差、股票收益率波動性(Coles et al.，2006)[3]、企業存活可能性(Faccioet al.,2011)[4]，由于單變量指標較為單一，無法直觀反映企業狀況，而企業存活可能性的衡量較為粗略，因此本文借鑒Faccioet al.(2011)[4]以及John et al.(2008)[9]的做法，將盈余波動性作為風險承擔的度量方式。本文定義ROA等于息稅前折舊攤銷利潤EBITDA除以企業期末資產總額，其中ROA的調整以及風險承擔的計算如下：

其中i表示企業，T表示觀測區間，N表示同行業內上市公司家數，k表示行業內第k家公司，t表示觀測年度。

2.解釋變量

本文的解釋變量是監督型基金持股比例，用MFO表示。借鑒Fichet al.(2015)[5]的做法，我們提取所有基金持股在基金投資組合中占比排前10%的投資作為監督型基金，為考慮監督型基金對企業的影響，我們將這些監督型基金在相同年度對相同公司的持股比例加總，作為MFO的度量方式。

借鑒Faccioet al.(2011)[4]、Johnet al.(2008)[9]的做法，本文控制了企業ROA、資產負債率、營業收入增長率、企業成立年限、新增債務融資、盈余平滑、股權集中度等因素。此外本文借鑒朱武祥和郭洋(2003)[26]的做法，以行業主營業務利潤率的標準差來衡量行業競爭程度，該值越大，競爭程度越低。

表1 主要變量及說明

3.模型設定

借鑒John et al.(2008)[9]、Faccio et al.(2011)[4]、余明桂等(2013)[25]、王永海等(2013)[20]和夏子航等(2015)[21]的研究，模型設定如下：

RISKi,t表示第i個企業第t期的風險承擔水平，自變量MFO和其他8個控制變量均滯后一期，本文還控制了行業和年度固定效應，并在公司層面進行了聚類分析，以減少估計誤差。根據本文的假設，預期MFO的系數α1符號應顯著為負。

實證分析

一、描述性統計

根據表2，企業風險承擔均值為0.024，中位數為0.019，表明部分企業風險承擔較高，拉升了均值，第一分位數為0.011，三分位數為0.030，表明企業之間的風險承擔水平存在著較大差異。MFO平均值為0.023，表明當前我國上市公司監督型基金持股總體上并不高，也反映出機構投資的分散性，P25處為0.002，P75處為0.031，表明當前我國上市公司之間的基金持股很不均衡，中位數小于平均數表明存在部分公司基金持股較多的現象，而部分樣本公司的基金持股較少。OWN均值為0.859，表明85.9%的樣本公司第一大股東持股超過了20%，反映出當前我國上市公司的股權還比較集中。其他各控制變量總體上分布合理。

二、相關性分析

根據表3的數據，MFO與風險承擔RISK在1%的水平上呈顯著的負相關關系，說明隨著監督性基金持股的增加，企業風險承擔水平顯著下降，這符合本文H1的預期。各變量之間的相關系數均小于0.6，表明存在多重共線性的可能性較小。

表2 描述性統計結果

表3 主要變量的Pearson相關系數

此外本文還分年度行業對監督型基金進行了從小到大的分組，如圖1所示，從總體上看，監督性基金持股較多的組，企業風險承擔較低，這同樣符合H1的預期。

三、單變量分析

在回歸分析之前，本文對所有存在RISK觀測值的企業按是否存在監督型基金進行了獨立樣本均值t檢驗和中位數檢驗。表4顯示，相對沒有監督型基金的企業而言，有監督型基金的公司風險承擔的均值和中位數較低，且在1%的水平上顯著，這一定程度上反映出監督型基金的存在降低了企業的風險承擔，初步支持了我們的假設。

此外，為檢驗監督型基金引入或退出對于企業風險承擔變動的影響，本文根據前后連續兩期MFO的存在與否將所有觀測值分成四類，分別考察監督型基金進入與退出對企業風險承擔變動的影響。

圖1 監督型基金持股與企業風險承擔分布

表4 有無監督型基金企業風險承擔均值檢驗與中位數檢驗

表5 監督型基金進出與企業風險承擔變動幅度ΔRISK的均值檢驗

根據表5，監督型基金的進入使得ΔRISK均值更小，監督型基金退出則使得ΔRISK均值更大，兩組單尾均值檢驗均在10%水平顯著，在監督型基金進入與退出的均值檢驗中，監督型基金進入的ΔRISK＜0，而監督型基金退出則使得ΔRISK＞0，且差異在1%的水平上顯著，這進一步反映出監督型基金在企業風險承擔中的負向作用，符合本文H1的預期。

四、回歸分析

1.監督型基金持股與企業風險承擔

為了檢驗監督型基金持股對企業風險承擔的影響是否可靠，同時排除多重共線性和異方差帶來的問題，本文分別對監督型基金持股與企業風險承擔做了帶行業年度固定效應的一元回歸、帶控制變量回歸以及帶控制變量和固定效應的多元回歸，同時表6列出了帶解釋變量和不帶解釋變量的回歸結果，結果顯示將解釋變量放入模型會使得擬合優度提升。其中根據表6第(1)(2)(4)(6)四個回歸的結果，MFO在逐步加入控制變量和行業年度差異的過程中始終保持在1%的水平顯著為負，這表明本文的結論相對穩健，排除了自相關或者多重共線性的干擾。根據表6(6)，MFO的系數為-0.042，且在1%的水平上顯著，這表明監督型基金持股與企業風險承擔存在顯著的負相關關系，從經濟意義上看，監督型基金持股每增加1%，企業風險承擔將下降1.75%，這驗證了H1。關于MFO對于RISK的解釋力的問題，可以看(3)-(6)回歸的結果，第(4)列加入MFO后，Adj_R^2由0.058上升為0.063，增加了8.62%，(6)加入MFO后Adj_R^2由0.158上升為0.162，增加了2.53%，這說明MFO對于被解釋變量RISK的解釋力確實存在。

表6 監督型基金持股與企業風險承擔

2.監督型基金、市場競爭與企業風險承擔

為檢驗H2，本文以行業主營業務利潤率的標準差來衡量行業競爭程度，表7第(1)(2)(3)列分別列示了按競爭程度分組回歸以及交互項的結果，其中競爭程度較低組MFO的系數為-0.057，且在1%水平上顯著，而行業競爭較高組系數在5%的水平上為-0.027，系數差異性檢驗系數為2.78，p值為0.0953，表7(3)顯示MFO系數在5%的水平取值-0.026，MC系數為0.002，交互項系數為-0.039，這表明激烈的市場競爭抑制了監督型基金對企業風險承擔的負向作用，較低的市場競爭程度使得監督型基金對于企業風險承擔的負向作用更明顯，結論支持了假設H2。

3.監督型基金、經濟周期與企業風險承擔

為檢驗H3，本文借鑒王紅建等(2015)[19]的做法，用GDP增速來反映經濟周期，回歸結果見表7第(4)(5)(6)列。結果顯示，當經濟景氣時，MFO系數在1%水平上顯著為負，而經濟不景氣時MFO系數不顯著，系數差異化檢驗在5%的水平上顯著，這表明相比經濟不景氣的狀況，當經濟景氣時，監督型基金降低風險承擔的作用得到了加強，交互項的系數在10%的水平上取值-0.027，表明經濟景氣狀況增強了監督型基金對企業風險承擔的負向作用，該結果證明了假設H3。

表7 監督型基金、經濟環境、市場競爭與企業風險承擔

五、內生性分析

1.遺漏變量

為了減少遺漏變量帶來的觀測誤差，本文分別考察了新增控制變量和加入公司固定效應的情況。根據相關研究，本文首先添加了董事會特征以及管理層持股等作為控制變量，未報告的回歸結果表明加入董事會規模、獨立董事占比以及管理層持股后，MFO回歸系數依舊在1%水平上顯著為負，本文監督型基金對企業風險承擔負向作用得到了進一步的確認，市場競爭程度的交互項系數在5%的水平上取值-0.04，經濟周期的交互項系數在10%的水平上取值-0.031，H2、H3中的調節效應依然存在。增加公司固定效應并不會使結論發生顯著變化，MFO的回歸系數在10%的水平上依舊顯著為負，市場競爭與經濟周期的交互項分別在5%、1%的水平上顯著為負。

2.工具變量回歸

借鑒Faccio et al(2011)[4]的做法，本文將同年度同行業其他公司的監督型基金持股的平均值作為工具變量進行2SLS回歸，未報告的結果顯示，工具變量回歸的系數在1%的水平上顯著為負，表明控制內生性后監督型基金對于風險承擔的抑制作用依然存在。

3.子樣本檢驗

為了進一步解決結論中存在的內生性問題，本文對3,169個樣本采用無放回隨機抽樣的方法進行子樣本檢驗，抽樣的樣本容量為總樣本的70%，共2218個樣本，未報告的回歸結果顯示全樣本回歸中MFO的系數在1%的水平上取值-0.048，在市場競爭和經濟周期的交互項回歸中，兩個交互項系數在5%的水平下分別取值-0.053和-0.038，與表6和表7的結果保持一致。此外，由于制造業占樣本比重較大，因此本文還選取了制造業作為子樣本進行回歸，除經濟周期符號一致尚不顯著外，其他結論與總體樣本保持一致。這表明本文的總體樣本的回歸結果不存在因大樣本帶來的偏差問題，結論相對穩健。

4.PSM傾向得分匹配配對樣本檢驗

為了克服前文單變量分析中均值檢驗存在的樣本選擇偏差問題。本文對表4-表5均值檢驗采用PSM傾向得分匹配進行pstest測試，結果表明匹配后的系數t值為-4.57，表明在控制樣本選擇偏差的情況下監督型基金對企業風險承擔的負向作用相對穩定，同時本文也對表5Group1的ΔRISK均值檢驗采用PSM傾向得分匹配。未報告的結果顯示，匹配后兩組均值仍然在5%的水平上具有顯著差異，結論并未發生實質性變化，這表明之前關于監督型基金持股可能降低企業風險承擔的分析是穩健的。

穩健性檢驗

為了進一步驗證本文的結論具有穩健性和可適用性，本文進行了如下穩健性檢驗：1.根據Faccio et al.(2011)[4]的做法，我們還選取了觀測期內ROA極大值與極小值的差(RISK2)來反映企業風險承擔狀況；2.本文還用分別采用扣除非經常性損益的凈利潤以及EBIT代替正文EBITDA計算ROA滾動計算的標準差作為RISK3和RISK4進行回歸，將根據扣非加權ROE計算波動率定義為RISK5，用營業利潤波動率ROS計算的波動率定義為RISK6；3.借鑒Faccioet al.(2011)[4]以及余明桂等(2013)[25]的做法，本文將觀測期調整為3年和5年進行回歸，分別定義為RISK7和RISK8；4.借鑒Fich et al.(2015)[5]的做法，本文將公司監督型基金數量(MFN)作為衡量監督型基金影響大小的替代變量進行回歸；5.本文用TobinQ來替換GROWTH來衡量成長性對風險承擔的影響進行回歸。未報告的結果顯示，經過上述指標變換或觀測期調整后，結果沒有實質性變化。

結論和政策啟示

本文以2003～2015年我國非金融類上市公司的年度數據為樣本，實證檢驗了監督型基金持股對企業風險承擔的影響。結果發現，監督型基金持股與企業風險承擔水平負相關。進一步研究發現，當企業面臨的行業市場競爭較低、宏觀經濟較好時，監督型基金對企業風險承擔的負向作用更明顯。本文的穩健性檢驗和正文結論一致。以上結果表明，影響監督型基金持股對企業風險承擔抑制作用是顯著存在的，同時市場狀況以及宏觀經濟狀況對于監督型基金的這種負向作用有著明顯的調節作用，因此應結合宏觀微觀以及制度因素綜合考慮外在特征對監督型基金的影響。

政策啟示方面。本文的研究結果表明，特定基金的風險意愿影響其對企業的干預狀況，基金并不完全扮演著治理者的作用，這表明當前的金融市場機構投資者對于企業長期價值的追求不夠，短視行為依舊存在，需要監管機構進一步引導規范，減少機構的盲目炒作行為，使其發揮出更多的治理作用。此外本文的結論表明市場競爭對于監督型基金的這種負向作用有著明顯的調節作用，激烈的市場競爭抑制了監督型基金的負向作用，因此如何增強市場競爭活力是當前政策制定者需要認真思考的問題，同時宏觀經濟較景氣時監督型基金的負向作用得到了加強，這可能源自于火熱的經濟形勢伴隨著較熱的資本市場活動，此時監督型基金頻繁的投資各個上市公司，從而抑制了企業風險性投資，因此在宏觀經濟轉型期的基金決策值得監管層關注。

當然本文存在較多的局限性，主要表現在：第一，在提取監督型基金的過程中損失了大量樣本，可能損失了部分有用的信息，因此結論可能存在潛在的偏誤；第二，企業中監督型基金的變動較為頻繁，因此這種影響作用可能存在較多的噪音；第三，對于監督型基金對風險承擔的影響渠道沒有深入分析，關于機構投資者價值創造還是短視行為的解釋不夠，因此以上的問題需要后續進一步深入展開研究；第四，限于篇幅的原因，本文沒有對風險承擔的經濟后果進行檢驗，這有待于以后深入的研究。