肖彥++蘇雅琴

【摘 要】 機構(gòu)投資者具有資金、信息和人才等優(yōu)勢，是重要參與者和外部治理力量。文章選取2008—2012年深滬722家國有控股和324家民營控股上市公司為研究對象，從產(chǎn)權(quán)特征視角對不同機構(gòu)投資者參與公司治理效果和各類機構(gòu)投資者持股對不同產(chǎn)權(quán)特征公司價值影響情況進(jìn)行研究。結(jié)果表明：壓力抵抗型機構(gòu)投資者與各產(chǎn)權(quán)特征企業(yè)價值正相關(guān)，壓力敏感型與各產(chǎn)權(quán)特征企業(yè)價值負(fù)相關(guān)，而民營較國有控股企業(yè)更有助于機構(gòu)投資者發(fā)揮積極治理效用。

【關(guān)鍵詞】 機構(gòu)投資者； 產(chǎn)權(quán)特征； 企業(yè)價值

中圖分類號：F275 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1004-5937（2014）25-0037-05

一、引言

20世紀(jì)80年代以來，機構(gòu)投資者作為控股股東與中小股東間的第三方力量，成為西方發(fā)達(dá)資本市場新興影響群體，市場趨于機構(gòu)化和多元化。機構(gòu)投資者的介入，不僅改變公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)，而且減少中小股東“搭便車”問題，對控股股東也起到制衡作用，緩解股權(quán)分散模式下經(jīng)營者和股東間的第一類代理問題、股權(quán)集中模式下控股股東和中小股東間的第二類代理問題，成為企業(yè)有效的外部治理方式。

我國資本市場起步晚，機構(gòu)投資者發(fā)展時間不長，1991年和1993年，深滬證券交易所才先后準(zhǔn)予機構(gòu)投資者進(jìn)入，此時以證券投資基金為主。在“大力發(fā)展機構(gòu)投資者”和“超常發(fā)展機構(gòu)投資者”的激勵下，機構(gòu)投資者趨于多元化。但我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的特征為，70%的上市公司實際控制人為國家，前身大多是國有企業(yè)，遺留問題多，如國有股獨大、控股股東虛位、內(nèi)部人控制和政府干預(yù)嚴(yán)重，削弱了機構(gòu)投資者在公司治理中的積極效應(yīng)。2005年我國推行股改，企業(yè)減持國有股，增持流通股，2007年末98%的上市公司完成股改。股改削弱了國有股控股地位，強化了最大流通股股東——機構(gòu)投資者的公司治理作用。所以機構(gòu)投資者對我國各產(chǎn)權(quán)特征公司的治理作用值得進(jìn)一步探討和研究。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）異質(zhì)機構(gòu)投資者對企業(yè)價值的影響

國外學(xué)者Brickley（1988）注意到機構(gòu)投資者內(nèi)部差異，按有無商業(yè)關(guān)系分為壓力敏感型和壓力抵抗型，前者為維護(hù)商業(yè)關(guān)系對管理層和控股股東機會主義行為持消極態(tài)度，而后者敢于質(zhì)疑、反對其不當(dāng)行為。Kon（2007）將機構(gòu)投資者分為長線型和短線型，前者屬長期持股、做價值投資，能抑制盈余管理；后者屬短期投機、賺取投機收益，對其影響不大。Chenetal（2007）綜合持股比例、獨立程度和持股時間，將整體機構(gòu)投資者劃分為獨立長線高比例型和其他型，前者積極參與公司治理，提升企業(yè)價值。

（二）產(chǎn)權(quán)特征對企業(yè)價值的影響

Alchian（1965）認(rèn)為國有企業(yè)有與生俱來的低效率。徐曉東、陳小悅（2003）發(fā)現(xiàn)國有控股企業(yè)政府干預(yù)較多，機構(gòu)投資者的積極影響遠(yuǎn)小于國有股本身的政治影響。而非國有控股企業(yè)政府干預(yù)少，市場程度較高，機構(gòu)股東更能發(fā)揮積極效應(yīng)。徐莉萍、辛宇等（2006）按最終控制人性質(zhì)，劃分為國有資產(chǎn)管理機構(gòu)、中央和地方國有控股以及私有產(chǎn)權(quán)控股企業(yè)，發(fā)現(xiàn)國有控股經(jīng)營績效好于國有資產(chǎn)管理機構(gòu)，而中央好過地方國有控股，私有產(chǎn)權(quán)和國有控股類似。李增福、林盛天（2013）發(fā)現(xiàn)國有控股企業(yè)與機構(gòu)投資者對公司治理和抑制盈余管理有積極效應(yīng)，但國有控股限制了這種效應(yīng)，而非國有股抑制盈余管理效果更顯著。

三、理論分析和假設(shè)提出

第一，我國國有控股企業(yè)目標(biāo)多元化，如盈利和政策目標(biāo)，有可能為實現(xiàn)其他目標(biāo)偏離價值最大化。再者其控制權(quán)屬非人格化主體政府，實質(zhì)為代理人控制，為實現(xiàn)部門利益最大化，代理人可以借用政府力量損害企業(yè)價值。國有控股的政治影響抑制了機構(gòu)投資者積極的治理效應(yīng)，而我國民營企業(yè)政府干預(yù)少，經(jīng)營模式靈活多變，市場化程度高，且以價值最大化為唯一目標(biāo)，不會影響機構(gòu)投資者的積極效應(yīng)。謝若愚（2013）研究表明：整體機構(gòu)投資者與企業(yè)價值正相關(guān)。由此提出假設(shè)H1a、H1b：

H1a：整體機構(gòu)股東持股數(shù)量與國有控股企業(yè)價值正相關(guān)，但國有控股對其正相關(guān)影響有抑制作用。

H1b：整體機構(gòu)股東持股數(shù)量與民營企業(yè)價值正相關(guān)，民營企業(yè)對其正相關(guān)影響沒有抑制作用。

第二，我國機構(gòu)投資者類型多且復(fù)雜，內(nèi)部差異明顯。按有無商業(yè)關(guān)系分為壓力抵抗型和壓力敏感型。前者只有投資關(guān)系，獨立于持股企業(yè)；后者與持股企業(yè)除投資關(guān)系外，還有商業(yè)關(guān)系。壓力抵抗型獨立于被投資企業(yè)，敢于質(zhì)疑和反對管理層和控股股東的不當(dāng)行為，產(chǎn)生積極的公司治理效應(yīng)，但結(jié)合國有控股企業(yè)產(chǎn)權(quán)特征，國有股獨大、政治干預(yù)較強、控股股東虛位、代理人控制，削弱了壓力抵抗型公司治理的積極效應(yīng)。薄仙慧、吳聯(lián)生（2009）研究發(fā)現(xiàn)：國有控股與機構(gòu)投資者對公司治理有積極效應(yīng)，但國有控股限制了這種效應(yīng)。徐曉東、陳小悅（2003）發(fā)現(xiàn)非國有股控股企業(yè)政府干預(yù)少，經(jīng)營模式靈活多變，市場程度較高，民營企業(yè)屬非國有企業(yè)的一種。由此提出假設(shè)H2a和H2b。

H2a：壓力抵抗型機構(gòu)股東持股數(shù)量與國有控股企業(yè)價值正相關(guān)，但國有控股對其正相關(guān)影響有抑制作用。

H2b：壓力抵抗型機構(gòu)股東持股數(shù)量與民營企業(yè)價值正相關(guān)，民營企業(yè)對其正相關(guān)影響沒有抑制作用。

第三，壓力敏感型機構(gòu)股東和被投資公司有商業(yè)往來，為維持利益關(guān)系，對企業(yè)代理人或控股股東的不當(dāng)行為持消極態(tài)度。結(jié)合國有控股企業(yè)的產(chǎn)權(quán)特征，國有股一股獨大、政治干預(yù)較強、控股股東虛位、代理人控制，增強了壓力敏感型機構(gòu)投資者影響公司治理的消極效應(yīng)；而民營企業(yè)市場化進(jìn)程高，經(jīng)營模式靈活多變，不受行政干預(yù)。故提出假設(shè)H3a，H3b。

H3a：壓力敏感型機構(gòu)股東持股數(shù)量與國有控股企業(yè)價值負(fù)相關(guān)，國有控股對其負(fù)相關(guān)影響有促進(jìn)作用。

H3b：壓力敏感型機構(gòu)股東持股數(shù)量與民營企業(yè)價值負(fù)相關(guān)，但民營企業(yè)對其負(fù)相關(guān)影響沒有促進(jìn)作用。

四、研究方法和設(shè)計

（一）樣本選取

實證選取2008—2012年深滬A股上市公司，然按最終控制人性質(zhì)不同篩選出國有控股和民營企業(yè)。為解決內(nèi)生性問題，參考國外學(xué)者Hermalin （1991）和國內(nèi)學(xué)者范海峰（2009）的研究，選用2007—2011年機構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)與2008—2012年上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)做實證。為保證樣本數(shù)據(jù)穩(wěn)定性和有效性，對其做以下處理：（1）剔除同時發(fā)行B股或H股的公司，保留只發(fā)行A股的公司；（2）剔除ST、*ST公司；（3）剔除金融、保險類公司；（4）剔除上市不滿兩年的公司；（5）剔除數(shù)據(jù)和信息披露不全的公司；（6）剔除研究時期產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變更的公司。經(jīng)過以上處理，最終獲得5 230個觀測值，其中72.8%的企業(yè)存在機構(gòu)投資者。

（二）研究設(shè)計

1.為驗證假設(shè)H1a和H1b整體機構(gòu)投資者和企業(yè)價值關(guān)系，對全樣本、國有控股樣本和民營樣本運行方程模型（1）：

TobinQit=α0+α1LNSTit-1+α2Stateit+α3TOP1it

+α4Sizeit+α5H5it+α6DUALit+α7LEVit+α8MERit+

α9INDRit+εit （1）

2.為驗證假設(shè)H2a和H2b壓力抵抗型機構(gòu)投資者和企業(yè)價值關(guān)系，我們對全樣本、國有控股和民營樣本運行方程模型（2）：

TobinQit=β0+β1LNSTit-1+β2Stateit+β3TOP1it+

β4Sizeit+β5H5it+β6DUALit+β7LEVit+β8MERit+β9INDRit

+εit （2）

3.為驗證假設(shè)H3a和H3b壓力敏感型機構(gòu)投資者和企業(yè)價值關(guān)系，對全樣本、國有控股和民營樣本運行方程模型（3）：

TobinQit=γ0+γ1LNSTit-1+γ2Stateit+γ3TOP1it+

γ4Sizeit+γ5H5it+γ6DUALit+γ7LEVit+γ8MERit+γ9INDRit

+εit （3）

其中，i和t代表i公司t年度的企業(yè)價值，εit為隨機誤差。各變量定義如表1所示。

五、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為國有控股和民營企業(yè)的描述性統(tǒng)計。從表2看出，樣本TobinQ均值為2.03，極大值21.8956，極小值0.4772，說明總樣本中企業(yè)價值存在顯著個體差異?？倶颖綥NST均值達(dá)到20.15%，說明機構(gòu)投資者已是我國資本市場重要參與者，但這一數(shù)據(jù)明顯低于美國機構(gòu)投資者平均持股份額36.89%（Koh，2007）；其中值為13.86%，小于均值，說明樣本中大多機構(gòu)投資者持股比例小于均值.LNSR均值為6.42%，LNSS均值僅為0.96%，State均值為0.699，說明樣本中69.9%的為國有控股企業(yè)，遠(yuǎn)超過民營企業(yè)數(shù)量。H5均值為0.15，最小值和最大值分別為0.0005和0.7998，差異顯著，說明樣本股權(quán)集中度分布不均。DUAL均值為0.842，接近1，說明大多企業(yè)董事長和總經(jīng)理不是同一人，企業(yè)獨立程度較好。INDR均值為0.365，超過了證監(jiān)會要求的1/3，說明大部分企業(yè)董事會獨立性和治理情況較好。MER均值為0.14，最大值和最小值差距顯著，說明企業(yè)間管理費用占營業(yè)收入比重有顯著差異；LEV均值和中值為0.50左右，較科學(xué)合理。

（二）相關(guān)性分析

對樣本做回歸要求模型變量間不顯著相關(guān)，否則會導(dǎo)致多重共線?；貧w分析前需考察變量間相關(guān)性，衡量變量相關(guān)性系數(shù)有兩種，Pearson系數(shù)衡量連續(xù)變量間相關(guān)性，Spearman系數(shù)衡量離散變量間相關(guān)性。變量間的相關(guān)系數(shù)高于80%，就會造成回歸模型多重共線。

1.對總樣本各變量間做相關(guān)性分析，如表3所示。

2.對國有控股各變量間做相關(guān)性分析，如表4所示。

3.對民營企業(yè)各變量間做相關(guān)性分析，如表5所示。

從表3、表4和表5可以看出：TobinQ為被解釋變量，TobinQ與其余變量間存在顯著相關(guān)性，但其與非被解釋變量間，絕大部分相關(guān)系數(shù)不顯著，顯著的相關(guān)數(shù)據(jù)絕對值也都小于0.5，因此全部企業(yè)、國有控股企業(yè)和民營企業(yè)的各個財務(wù)指標(biāo)可以建立多元回歸模型。

（三）多元回歸性分析

為驗證不同機構(gòu)投資者對各產(chǎn)權(quán)企業(yè)價值有何影響，不同產(chǎn)權(quán)特征是否會影響各類機構(gòu)投資者發(fā)揮監(jiān)管作用，對模型（1）、模型（2）和模型（3）在國有控股企業(yè)樣本、民營企業(yè)樣本和總樣本下做多元回歸分析，結(jié)果如表6所示。

從表6看出：（1）DW值均在2附近徘徊，表明三個模型不存在一階序列和高階序列相關(guān)，結(jié)果有研究價值。（2）三個模型R都在0.6左右，且通過顯著性水平為0.05的F檢驗，表明回歸方程顯著，三個模型都有較好的說明能力。（3）國企模型和民企模型假設(shè)H1看出，整體機構(gòu)投資者持股和國有控股以及民營企業(yè)價值均正相關(guān)。全部模型的假設(shè)H1看出，國有控股回歸系數(shù)最小、民營的大、全部的居中，且State值為-0.007，說明國有控股企業(yè)抑制了機構(gòu)投資者對企業(yè)價值的正相關(guān)影響，假設(shè)H1a、H1b成立。（4）國企模型和民企模型的假設(shè)H2看出，壓力抵抗型機構(gòu)投資者持股和國有控股以及民營企業(yè)價值均正相關(guān)。全部模型的假設(shè)H2可以看出，國有控股企業(yè)的回歸系數(shù)最小、民營的大、全部的居中，且State值為-0.04，說明國有控股企業(yè)抑制了機構(gòu)投資者對企業(yè)價值的正相關(guān)影響，假設(shè)H2a、H2b成立。（5）國企模型和民企模型假設(shè)H3看出，壓力敏感型機構(gòu)投資者持股和國有控股以及民營企業(yè)價值負(fù)相關(guān)。全部模型的假設(shè)H3看出，國有控股的回歸系數(shù)最小、民營的大、全部的居中，且State值為-0.04，說明國有控股企業(yè)促進(jìn)了機構(gòu)投資者對企業(yè)價值的負(fù)相關(guān)影響，假設(shè)H3a、H3b成立。

六、實證結(jié)論與政策建議

1.各類型機構(gòu)投資者對企業(yè)價值影響不同。壓力抵抗型能改善國有控股企業(yè)國有股一股獨大和民營企業(yè)中家族或私人股東集權(quán)現(xiàn)象，提升企業(yè)價值，而壓力敏感型對企業(yè)價值有消極作用。

2.機構(gòu)投資者影響各產(chǎn)權(quán)特征企業(yè)價值的效果不同；各產(chǎn)權(quán)對機構(gòu)投資者影響企業(yè)價值的作用也不同。整體機構(gòu)投資者和壓力抵抗型均與各產(chǎn)權(quán)企業(yè)價值正相關(guān)，但較民營企業(yè)，國有控股對正相關(guān)影響有抑制作用；壓力敏感型與各產(chǎn)權(quán)企業(yè)價值負(fù)相關(guān)，較民營企業(yè)，國有控股對負(fù)相關(guān)影響有促進(jìn)作用。

為加強機構(gòu)投資者影響各產(chǎn)權(quán)特征企業(yè)價值的積極效應(yīng)須有效抑制機構(gòu)投資者逆向選擇，激勵與監(jiān)督并存；有側(cè)重地發(fā)展機構(gòu)投資者，引導(dǎo)其價值投資；加快構(gòu)建國有控股企業(yè)代理人約束激勵機制；加速國有控股企業(yè)產(chǎn)權(quán)改革和所有制結(jié)構(gòu)根本性變革；加強制度建設(shè)，完善資本市場法律環(huán)境等?！?/p>

【主要參考文獻(xiàn)】

[1] Brickley，Lease，Smith. Ownership Structure and voting on anti-takeover amendment[J].Journal of Financial Economics，1988，20（3-4）：267-291.

[2] Choi，B.L. Soo and C. Williams. Ownership and Firm Innovation in a Transition Economy： Evidence from China[J]. Research Policy，2011，40（3）：441-452.

[3] 馮麗霞，謝若愚.異質(zhì)機構(gòu)投資者影響公司績效的理論分析[J].會計之友，2013（7）：10-13.

[4] 張純，呂偉.機構(gòu)投資者、終極產(chǎn)權(quán)與融資約束[J]. 管理世界，2007（11）：119-126.

[5] 劉星，吳先聰.機構(gòu)投資者異質(zhì)性、企業(yè)產(chǎn)權(quán)與公司績效——基于股權(quán)分置改革前后的比較分析[J]. 中國管理科學(xué)，2011（5）：182-192.

四、研究方法和設(shè)計

（一）樣本選取

實證選取2008—2012年深滬A股上市公司，然按最終控制人性質(zhì)不同篩選出國有控股和民營企業(yè)。為解決內(nèi)生性問題，參考國外學(xué)者Hermalin （1991）和國內(nèi)學(xué)者范海峰（2009）的研究，選用2007—2011年機構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)與2008—2012年上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)做實證。為保證樣本數(shù)據(jù)穩(wěn)定性和有效性，對其做以下處理：（1）剔除同時發(fā)行B股或H股的公司，保留只發(fā)行A股的公司；（2）剔除ST、*ST公司；（3）剔除金融、保險類公司；（4）剔除上市不滿兩年的公司；（5）剔除數(shù)據(jù)和信息披露不全的公司；（6）剔除研究時期產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變更的公司。經(jīng)過以上處理，最終獲得5 230個觀測值，其中72.8%的企業(yè)存在機構(gòu)投資者。

（二）研究設(shè)計

1.為驗證假設(shè)H1a和H1b整體機構(gòu)投資者和企業(yè)價值關(guān)系，對全樣本、國有控股樣本和民營樣本運行方程模型（1）：

TobinQit=α0+α1LNSTit-1+α2Stateit+α3TOP1it

+α4Sizeit+α5H5it+α6DUALit+α7LEVit+α8MERit+

α9INDRit+εit （1）

2.為驗證假設(shè)H2a和H2b壓力抵抗型機構(gòu)投資者和企業(yè)價值關(guān)系，我們對全樣本、國有控股和民營樣本運行方程模型（2）：

TobinQit=β0+β1LNSTit-1+β2Stateit+β3TOP1it+

β4Sizeit+β5H5it+β6DUALit+β7LEVit+β8MERit+β9INDRit

+εit （2）

3.為驗證假設(shè)H3a和H3b壓力敏感型機構(gòu)投資者和企業(yè)價值關(guān)系，對全樣本、國有控股和民營樣本運行方程模型（3）：

TobinQit=γ0+γ1LNSTit-1+γ2Stateit+γ3TOP1it+

γ4Sizeit+γ5H5it+γ6DUALit+γ7LEVit+γ8MERit+γ9INDRit

+εit （3）

其中，i和t代表i公司t年度的企業(yè)價值，εit為隨機誤差。各變量定義如表1所示。

五、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為國有控股和民營企業(yè)的描述性統(tǒng)計。從表2看出，樣本TobinQ均值為2.03，極大值21.8956，極小值0.4772，說明總樣本中企業(yè)價值存在顯著個體差異。總樣本LNST均值達(dá)到20.15%，說明機構(gòu)投資者已是我國資本市場重要參與者，但這一數(shù)據(jù)明顯低于美國機構(gòu)投資者平均持股份額36.89%（Koh，2007）；其中值為13.86%，小于均值，說明樣本中大多機構(gòu)投資者持股比例小于均值.LNSR均值為6.42%，LNSS均值僅為0.96%，State均值為0.699，說明樣本中69.9%的為國有控股企業(yè)，遠(yuǎn)超過民營企業(yè)數(shù)量。H5均值為0.15，最小值和最大值分別為0.0005和0.7998，差異顯著，說明樣本股權(quán)集中度分布不均。DUAL均值為0.842，接近1，說明大多企業(yè)董事長和總經(jīng)理不是同一人，企業(yè)獨立程度較好。INDR均值為0.365，超過了證監(jiān)會要求的1/3，說明大部分企業(yè)董事會獨立性和治理情況較好。MER均值為0.14，最大值和最小值差距顯著，說明企業(yè)間管理費用占營業(yè)收入比重有顯著差異；LEV均值和中值為0.50左右，較科學(xué)合理。

（二）相關(guān)性分析

對樣本做回歸要求模型變量間不顯著相關(guān)，否則會導(dǎo)致多重共線?；貧w分析前需考察變量間相關(guān)性，衡量變量相關(guān)性系數(shù)有兩種，Pearson系數(shù)衡量連續(xù)變量間相關(guān)性，Spearman系數(shù)衡量離散變量間相關(guān)性。變量間的相關(guān)系數(shù)高于80%，就會造成回歸模型多重共線。

1.對總樣本各變量間做相關(guān)性分析，如表3所示。

2.對國有控股各變量間做相關(guān)性分析，如表4所示。

3.對民營企業(yè)各變量間做相關(guān)性分析，如表5所示。

從表3、表4和表5可以看出：TobinQ為被解釋變量，TobinQ與其余變量間存在顯著相關(guān)性，但其與非被解釋變量間，絕大部分相關(guān)系數(shù)不顯著，顯著的相關(guān)數(shù)據(jù)絕對值也都小于0.5，因此全部企業(yè)、國有控股企業(yè)和民營企業(yè)的各個財務(wù)指標(biāo)可以建立多元回歸模型。

（三）多元回歸性分析

為驗證不同機構(gòu)投資者對各產(chǎn)權(quán)企業(yè)價值有何影響，不同產(chǎn)權(quán)特征是否會影響各類機構(gòu)投資者發(fā)揮監(jiān)管作用，對模型（1）、模型（2）和模型（3）在國有控股企業(yè)樣本、民營企業(yè)樣本和總樣本下做多元回歸分析，結(jié)果如表6所示。

從表6看出：（1）DW值均在2附近徘徊，表明三個模型不存在一階序列和高階序列相關(guān)，結(jié)果有研究價值。（2）三個模型R都在0.6左右，且通過顯著性水平為0.05的F檢驗，表明回歸方程顯著，三個模型都有較好的說明能力。（3）國企模型和民企模型假設(shè)H1看出，整體機構(gòu)投資者持股和國有控股以及民營企業(yè)價值均正相關(guān)。全部模型的假設(shè)H1看出，國有控股回歸系數(shù)最小、民營的大、全部的居中，且State值為-0.007，說明國有控股企業(yè)抑制了機構(gòu)投資者對企業(yè)價值的正相關(guān)影響，假設(shè)H1a、H1b成立。（4）國企模型和民企模型的假設(shè)H2看出，壓力抵抗型機構(gòu)投資者持股和國有控股以及民營企業(yè)價值均正相關(guān)。全部模型的假設(shè)H2可以看出，國有控股企業(yè)的回歸系數(shù)最小、民營的大、全部的居中，且State值為-0.04，說明國有控股企業(yè)抑制了機構(gòu)投資者對企業(yè)價值的正相關(guān)影響，假設(shè)H2a、H2b成立。（5）國企模型和民企模型假設(shè)H3看出，壓力敏感型機構(gòu)投資者持股和國有控股以及民營企業(yè)價值負(fù)相關(guān)。全部模型的假設(shè)H3看出，國有控股的回歸系數(shù)最小、民營的大、全部的居中，且State值為-0.04，說明國有控股企業(yè)促進(jìn)了機構(gòu)投資者對企業(yè)價值的負(fù)相關(guān)影響，假設(shè)H3a、H3b成立。

六、實證結(jié)論與政策建議

1.各類型機構(gòu)投資者對企業(yè)價值影響不同。壓力抵抗型能改善國有控股企業(yè)國有股一股獨大和民營企業(yè)中家族或私人股東集權(quán)現(xiàn)象，提升企業(yè)價值，而壓力敏感型對企業(yè)價值有消極作用。

2.機構(gòu)投資者影響各產(chǎn)權(quán)特征企業(yè)價值的效果不同；各產(chǎn)權(quán)對機構(gòu)投資者影響企業(yè)價值的作用也不同。整體機構(gòu)投資者和壓力抵抗型均與各產(chǎn)權(quán)企業(yè)價值正相關(guān)，但較民營企業(yè)，國有控股對正相關(guān)影響有抑制作用；壓力敏感型與各產(chǎn)權(quán)企業(yè)價值負(fù)相關(guān)，較民營企業(yè)，國有控股對負(fù)相關(guān)影響有促進(jìn)作用。

為加強機構(gòu)投資者影響各產(chǎn)權(quán)特征企業(yè)價值的積極效應(yīng)須有效抑制機構(gòu)投資者逆向選擇，激勵與監(jiān)督并存；有側(cè)重地發(fā)展機構(gòu)投資者，引導(dǎo)其價值投資；加快構(gòu)建國有控股企業(yè)代理人約束激勵機制；加速國有控股企業(yè)產(chǎn)權(quán)改革和所有制結(jié)構(gòu)根本性變革；加強制度建設(shè)，完善資本市場法律環(huán)境等?！?/p>

【主要參考文獻(xiàn)】

[1] Brickley，Lease，Smith. Ownership Structure and voting on anti-takeover amendment[J].Journal of Financial Economics，1988，20（3-4）：267-291.

[2] Choi，B.L. Soo and C. Williams. Ownership and Firm Innovation in a Transition Economy： Evidence from China[J]. Research Policy，2011，40（3）：441-452.

[3] 馮麗霞，謝若愚.異質(zhì)機構(gòu)投資者影響公司績效的理論分析[J].會計之友，2013（7）：10-13.

[4] 張純，呂偉.機構(gòu)投資者、終極產(chǎn)權(quán)與融資約束[J]. 管理世界，2007（11）：119-126.

[5] 劉星，吳先聰.機構(gòu)投資者異質(zhì)性、企業(yè)產(chǎn)權(quán)與公司績效——基于股權(quán)分置改革前后的比較分析[J]. 中國管理科學(xué)，2011（5）：182-192.

四、研究方法和設(shè)計

（一）樣本選取

實證選取2008—2012年深滬A股上市公司，然按最終控制人性質(zhì)不同篩選出國有控股和民營企業(yè)。為解決內(nèi)生性問題，參考國外學(xué)者Hermalin （1991）和國內(nèi)學(xué)者范海峰（2009）的研究，選用2007—2011年機構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)與2008—2012年上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)做實證。為保證樣本數(shù)據(jù)穩(wěn)定性和有效性，對其做以下處理：（1）剔除同時發(fā)行B股或H股的公司，保留只發(fā)行A股的公司；（2）剔除ST、*ST公司；（3）剔除金融、保險類公司；（4）剔除上市不滿兩年的公司；（5）剔除數(shù)據(jù)和信息披露不全的公司；（6）剔除研究時期產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變更的公司。經(jīng)過以上處理，最終獲得5 230個觀測值，其中72.8%的企業(yè)存在機構(gòu)投資者。

（二）研究設(shè)計

1.為驗證假設(shè)H1a和H1b整體機構(gòu)投資者和企業(yè)價值關(guān)系，對全樣本、國有控股樣本和民營樣本運行方程模型（1）：

TobinQit=α0+α1LNSTit-1+α2Stateit+α3TOP1it

+α4Sizeit+α5H5it+α6DUALit+α7LEVit+α8MERit+

α9INDRit+εit （1）

2.為驗證假設(shè)H2a和H2b壓力抵抗型機構(gòu)投資者和企業(yè)價值關(guān)系，我們對全樣本、國有控股和民營樣本運行方程模型（2）：

TobinQit=β0+β1LNSTit-1+β2Stateit+β3TOP1it+

β4Sizeit+β5H5it+β6DUALit+β7LEVit+β8MERit+β9INDRit

+εit （2）

3.為驗證假設(shè)H3a和H3b壓力敏感型機構(gòu)投資者和企業(yè)價值關(guān)系，對全樣本、國有控股和民營樣本運行方程模型（3）：

TobinQit=γ0+γ1LNSTit-1+γ2Stateit+γ3TOP1it+

γ4Sizeit+γ5H5it+γ6DUALit+γ7LEVit+γ8MERit+γ9INDRit

+εit （3）

其中，i和t代表i公司t年度的企業(yè)價值，εit為隨機誤差。各變量定義如表1所示。

五、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為國有控股和民營企業(yè)的描述性統(tǒng)計。從表2看出，樣本TobinQ均值為2.03，極大值21.8956，極小值0.4772，說明總樣本中企業(yè)價值存在顯著個體差異?？倶颖綥NST均值達(dá)到20.15%，說明機構(gòu)投資者已是我國資本市場重要參與者，但這一數(shù)據(jù)明顯低于美國機構(gòu)投資者平均持股份額36.89%（Koh，2007）；其中值為13.86%，小于均值，說明樣本中大多機構(gòu)投資者持股比例小于均值.LNSR均值為6.42%，LNSS均值僅為0.96%，State均值為0.699，說明樣本中69.9%的為國有控股企業(yè)，遠(yuǎn)超過民營企業(yè)數(shù)量。H5均值為0.15，最小值和最大值分別為0.0005和0.7998，差異顯著，說明樣本股權(quán)集中度分布不均。DUAL均值為0.842，接近1，說明大多企業(yè)董事長和總經(jīng)理不是同一人，企業(yè)獨立程度較好。INDR均值為0.365，超過了證監(jiān)會要求的1/3，說明大部分企業(yè)董事會獨立性和治理情況較好。MER均值為0.14，最大值和最小值差距顯著，說明企業(yè)間管理費用占營業(yè)收入比重有顯著差異；LEV均值和中值為0.50左右，較科學(xué)合理。

（二）相關(guān)性分析

對樣本做回歸要求模型變量間不顯著相關(guān)，否則會導(dǎo)致多重共線?；貧w分析前需考察變量間相關(guān)性，衡量變量相關(guān)性系數(shù)有兩種，Pearson系數(shù)衡量連續(xù)變量間相關(guān)性，Spearman系數(shù)衡量離散變量間相關(guān)性。變量間的相關(guān)系數(shù)高于80%，就會造成回歸模型多重共線。

1.對總樣本各變量間做相關(guān)性分析，如表3所示。

2.對國有控股各變量間做相關(guān)性分析，如表4所示。

3.對民營企業(yè)各變量間做相關(guān)性分析，如表5所示。

從表3、表4和表5可以看出：TobinQ為被解釋變量，TobinQ與其余變量間存在顯著相關(guān)性，但其與非被解釋變量間，絕大部分相關(guān)系數(shù)不顯著，顯著的相關(guān)數(shù)據(jù)絕對值也都小于0.5，因此全部企業(yè)、國有控股企業(yè)和民營企業(yè)的各個財務(wù)指標(biāo)可以建立多元回歸模型。

（三）多元回歸性分析

為驗證不同機構(gòu)投資者對各產(chǎn)權(quán)企業(yè)價值有何影響，不同產(chǎn)權(quán)特征是否會影響各類機構(gòu)投資者發(fā)揮監(jiān)管作用，對模型（1）、模型（2）和模型（3）在國有控股企業(yè)樣本、民營企業(yè)樣本和總樣本下做多元回歸分析，結(jié)果如表6所示。

從表6看出：（1）DW值均在2附近徘徊，表明三個模型不存在一階序列和高階序列相關(guān)，結(jié)果有研究價值。（2）三個模型R都在0.6左右，且通過顯著性水平為0.05的F檢驗，表明回歸方程顯著，三個模型都有較好的說明能力。（3）國企模型和民企模型假設(shè)H1看出，整體機構(gòu)投資者持股和國有控股以及民營企業(yè)價值均正相關(guān)。全部模型的假設(shè)H1看出，國有控股回歸系數(shù)最小、民營的大、全部的居中，且State值為-0.007，說明國有控股企業(yè)抑制了機構(gòu)投資者對企業(yè)價值的正相關(guān)影響，假設(shè)H1a、H1b成立。（4）國企模型和民企模型的假設(shè)H2看出，壓力抵抗型機構(gòu)投資者持股和國有控股以及民營企業(yè)價值均正相關(guān)。全部模型的假設(shè)H2可以看出，國有控股企業(yè)的回歸系數(shù)最小、民營的大、全部的居中，且State值為-0.04，說明國有控股企業(yè)抑制了機構(gòu)投資者對企業(yè)價值的正相關(guān)影響，假設(shè)H2a、H2b成立。（5）國企模型和民企模型假設(shè)H3看出，壓力敏感型機構(gòu)投資者持股和國有控股以及民營企業(yè)價值負(fù)相關(guān)。全部模型的假設(shè)H3看出，國有控股的回歸系數(shù)最小、民營的大、全部的居中，且State值為-0.04，說明國有控股企業(yè)促進(jìn)了機構(gòu)投資者對企業(yè)價值的負(fù)相關(guān)影響，假設(shè)H3a、H3b成立。

六、實證結(jié)論與政策建議

1.各類型機構(gòu)投資者對企業(yè)價值影響不同。壓力抵抗型能改善國有控股企業(yè)國有股一股獨大和民營企業(yè)中家族或私人股東集權(quán)現(xiàn)象，提升企業(yè)價值，而壓力敏感型對企業(yè)價值有消極作用。

2.機構(gòu)投資者影響各產(chǎn)權(quán)特征企業(yè)價值的效果不同；各產(chǎn)權(quán)對機構(gòu)投資者影響企業(yè)價值的作用也不同。整體機構(gòu)投資者和壓力抵抗型均與各產(chǎn)權(quán)企業(yè)價值正相關(guān)，但較民營企業(yè)，國有控股對正相關(guān)影響有抑制作用；壓力敏感型與各產(chǎn)權(quán)企業(yè)價值負(fù)相關(guān)，較民營企業(yè)，國有控股對負(fù)相關(guān)影響有促進(jìn)作用。

為加強機構(gòu)投資者影響各產(chǎn)權(quán)特征企業(yè)價值的積極效應(yīng)須有效抑制機構(gòu)投資者逆向選擇，激勵與監(jiān)督并存；有側(cè)重地發(fā)展機構(gòu)投資者，引導(dǎo)其價值投資；加快構(gòu)建國有控股企業(yè)代理人約束激勵機制；加速國有控股企業(yè)產(chǎn)權(quán)改革和所有制結(jié)構(gòu)根本性變革；加強制度建設(shè)，完善資本市場法律環(huán)境等?！?/p>

【主要參考文獻(xiàn)】

[1] Brickley，Lease，Smith. Ownership Structure and voting on anti-takeover amendment[J].Journal of Financial Economics，1988，20（3-4）：267-291.

[2] Choi，B.L. Soo and C. Williams. Ownership and Firm Innovation in a Transition Economy： Evidence from China[J]. Research Policy，2011，40（3）：441-452.

[3] 馮麗霞，謝若愚.異質(zhì)機構(gòu)投資者影響公司績效的理論分析[J].會計之友，2013（7）：10-13.

[4] 張純，呂偉.機構(gòu)投資者、終極產(chǎn)權(quán)與融資約束[J]. 管理世界，2007（11）：119-126.

[5] 劉星，吳先聰.機構(gòu)投資者異質(zhì)性、企業(yè)產(chǎn)權(quán)與公司績效——基于股權(quán)分置改革前后的比較分析[J]. 中國管理科學(xué)，2011（5）：182-192.