社?；鸪止膳c公司業績

王娜

摘要：文章從內生性視角考察社?；鸪止蓪ι鲜泄緲I績的影響。在理論分析的基礎上，選取2007～2013年滬深兩市A股有社?；鹜顿Y的上市公司為觀測樣本進行了實證檢驗。實證結果表明社?；鸪止膳c公司業績顯著正相關，使用工具量法控制了由互為因果引起的內生性偏誤后，社?；饘λ止晒緲I績的正向影響更為顯著。

關鍵詞：社?；?；公司業績；內生性

一、前言

20世紀80年代以后迅速發展的機構投資者，改變了資本市場投資者和公司的股權結構，機構投資者越來越傾向于積極地直接監督被投資公司的經營管理。我國機構投資者產生于20世紀90年代初期，在相關政策的指引下，機構投資者得到了飛速發展，機構投資者進入公司十大股東的現象已經非常普遍，正逐步成為我國證券市場的主導力量。那么機構投資者持股是否會影響上市公司的業績，國內外學者對這一問題也進行了大量理論與實證的研究，但目前為止，對該問題的研究結論并不一致。

社?；鹱鳛橐活愄厥獾臋C構投資者，是機構投資者中的國家隊，自2002年進入資本市場至今，獲得的年平均收益率超9%。國內對社?；鸬难芯枯^多，但對于社?；鸪止膳c公司業績關系的研究較少涉及。本文主要研究社?；疬@一特殊機構投資者持股與公司業績的關系，并考慮了內生性問題可能對研究結論產生的影響。本文研究結果表明，社?；鸪止杀壤礁?，公司業績越好，在控制了模型內生性問題的情況下，該結論依然成立。

二、理論分析與研究假設

機構投資者一方面通過持有上市公司股票，直接參與公司決策，從而影響公司業績。另一方面，機構投資者較一般投資者資金實力雄厚，持股比例相對較大，可通過拋售股票來影響經理人的決策，從而影響公司業績。Cornett（2007）等的研究發現，當機構投資者與被投資者之間不存在任何商業關系時，機構投資者與企業績效正相關。社?；鹱鳛闄C構投資者中的國家隊，與被投資公司不存在潛在的商業聯系，屬獨立機構投資者。根據Pound（1998）的有效監督假說，獨立機構投資者在公司治理中發揮有效監督作用可以提高企業績效。

社?；鹜顿Y公司目標是資本增值，有意愿積極參與公司治理，為股東創造更大價值。作為專業化的投資主體，社?；鹳Y金充沛，且具有較多的信息渠道和投資經驗，能更有效的與管理層溝通，共同促進企業的發展。此外，全國社?；鹄硎聲ㄆ趯鸸芾砉具M行考核，對業績較好的投資組合追加委托資產，對績效處于平均水平的組合，委托資產規模保持不變，對績效相對落后的組合采取減少委托資產以及降低管理費等措施。該激勵措施使得基金公司更加注重對所投資公司的監管。

Shleifer和Vishny（1986）的研究指出，隨著持股比例的增加，“用腳投票”的交易成本隨之增大。而在監督成本一定的情況下，持股比例越高，機構投資者能獲得的收益越大，因此機構投資者參與公司治理的動機也越大。社?；鸪止杀壤礁?，在公司中的話語權越大，就能更深入地作用于公司治理，從而推動公司業績的提高。

根據上文的理論分析，提出假設：社?；鸪止膳c公司業績呈正相關關系。

三、研究設計與樣本選擇

（一）樣本來源與篩選

本文選取2007～2013年我國滬深A股市場有社?；鸪止傻纳鲜泄緸橛^測樣本，用以檢驗假設。之所以從2007年開始選樣本，是因為2007采用了新的會計政策，數據一致性較好。觀測樣本的基本信息、財務資料和社?；鸪止汕闆r數據都來自CSMAR數據庫。為保證實證結論的可靠性，對初始樣本進行篩選：1.剔除金融類和保險類公司樣本；2.剔除有ST和*ST標記的公司樣本；3.剔除有數據缺失的公司樣本。經過篩選，共得到4662個有效觀測樣本。

（二） 變量選擇

1. 公司業績度量。 本文采用每股收益Eps來度量公司業績。每股收益能夠反映公司股東的盈利能力。

2. 社?；鸪止杀壤郎y算。結合上市公司前十大股東持股信息，本文以第二季度和第四季度社?；鸪止杀壤钠骄祦砗饬可绫；鸬哪甓瘸止汕闆r。

3. 其他解釋變量。借鑒已有文獻，本文選擇相關解釋變量予以控制。如股權集中度（Conc）用前十大股東持股比例和來測算；公司規模（Lasset）用公司總資產的自然對數衡量，財務杠桿（Lev）用公司資產負債率測算。此外，本文還選擇公司所屬行業（Industry）、公司所屬年份（Year）兩個虛擬變量進行控制。

（三）模型構建

基于變量，本文建立2007～2013年回歸模型：

Epsi，t=β0+β1Parti，t+β2Conci，t

+β3Lasseti，t+β4Levi，t+β5Year

+β6Industry+εi，t

其中，i代表公司在第T年的業績，代表i公司在第t年的平均持股比例。

四、實證結果

（一）描述性及相關性分析

本文首先對模型中部分變量的數據進行描述性統計分析，如表2所示?？傮w來看，社?；鹪谏鲜泄局械某止杀壤罡邽?.57%，仍然是比較低的，前十大股東持股比例均值高達56%以上，說明我國上市公司股權結構仍處于高度集中的狀態。表3列示了檢驗結果。表中解釋變量與被解釋變量在1%的水平上顯著相關，各自變量間的相關系數都小于0.3，屬弱相關。

（二）OLS回歸結果endprint

表4中，Ⅰ列顯示了社?；鸪止膳c公司業績的OLS回歸結果。從回歸結果看出，Part系數為0.0183，且在10%的水平上顯著，社?；鸪止膳c公司業績正相關，假設得到驗證。

（三）2SLS回歸結果

在已有關于機構投資者與公司治理文獻的評述中指出，可能存在的內生性問題是機構投資者與公司業績研究結果差異的局限之一。在本文的研究中，認為內生性問題同樣可能存在，因此本文試圖對內生性問題進行處理。

按照伍德里奇（2007）的計量經濟分析，當自變量與回歸殘差的協方差不為0時，這一變量稱為內生變量，即模型存在內生性問題。內生性產生的原因主要有三種：變量間的聯系性和互為因果關系、遺漏相關解釋變量、解釋變量的測量誤差。

具體到本文的研究問題，社?；鸪止膳c公司業績的正相關關系可能是一個均衡的結果，社?；鸬耐顿Y可以提高上市公司的業績，反過來，業績和發展潛力好的公司也會吸引社?；鸬耐顿Y。以下將重點分析社?；鹋c公司業績是否存在互為因果關系，從而產生模型的內生性問題，并采取工具變量法處理存在的內生性問題。

參考已有的研究機構投資者持股與公司治理內生性問題的文獻，如梅潔（2016）和張先治（2014），本文選擇“上市公司社?；饠盗縉um”和“公司股票的月平均換手率Srfr”作為工具變量，進行兩階段回歸，處理可能存在的內生性問題。

本文以持股比例為內生解釋變量，Num，Srfr為工具變量對其進行Hausman檢驗，檢驗結果見表4，檢驗結果中，卡方值為15.50，接受原假設的概率為0.0038，說明在1%的顯著性水平下，可以拒絕外生性的原假設，需要接受備擇假設，Part為內生解釋變量。對模型進行2SLS回歸，其回歸結果見表4Ⅱ列。2SLS回歸結果顯示，社?；鸪止杀壤南禂禐?.0544，且在1%的水平上顯著，較OLS回歸結果系數有所增加，這表明，克服因互為因果所引起的內生性問題之后，社?；鸪止杀壤刻岣?個單位，其持股公司的每股收益提高0.0544個單位，再次證實了社?；鸪止蓪緲I績的積極影響，支持了假設。

（四）穩健性檢驗

為檢驗上述實證結果的穩健性，本文還從以下兩個方面進行相關的穩健性檢驗。一是變更公司業績測量指標，本文借鑒已有文獻選取Roa為衡量公司業績的指標，二是把模型中社?；鸪止捎绊懝緲I績的變量從持股比例相對數換成持股數量的絕對數（Lstos），分別進行相應的實證檢驗?；貧w結果沒有發生結構性變化，除主要變量的回歸系數估計略有變化外，其統計性質、符號均與前文保持一致，從而證實本文研究結果的穩健性和可靠性。

五、結論與建議

本文以社?；馂閷ο?，研究其與上市公司業績的關系，研究發現，社?；鹱鳛楠毩⒌臋C構投資者，其持股比例與公司業績顯著正相關，并且在控制了內生性問題后，該結論仍然成立，且對公司業績的影響程度增強。以此為基礎，本文就進一步發揮社?；饘就晟乒局卫淼淖饔?，從而提升公司業績提出以下幾點建議：1.完善社?；鹜顿Y運作的環境。相關政府部門應提供良好的平臺，完善現有制度和規范，為社?；鸾】党掷m發展提供良好的環境和基礎，加大社?；饏⑴c上市公司的持股力度。2.引導社?；鸱e極參與公司治理。不斷完善證券監管體系和投資者保護法律體系，培養社?；鸸芾碚叩拈L期投資理念，只有長期持股，才能積極參與公司監督，發揮治理功能，提升公司業績。

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基金項目：江蘇高校哲學社會科學研究項目（2016SJD630159）。

（作者單位：南京大學金陵學院；南京航空航天大學經濟與管理學院）endprint