張洋+趙佳

摘要：本文將機構投資者和股權制衡聯系起來，建立有機構投資者介入的股權制衡結構模型，并以我國滬市A股上市公司為研究對象，以其2009-2011年的相關數據為研究樣本，用回歸模型進行分析，得出有機構投資者介入的公司股權制衡與公司績效之間存在正相關關系的結論。

關鍵詞：機構投資者 股權制衡 公司績效

一、引言

現代公司制度的核心是要建立完善的公司治理結構，股權結構作為公司治理研究的一個核心領域，決定了公司內部治理機制模式的形成，最終會影響公司的經營績效。股權制衡作為一種特殊的股權結構，可以通過各大股東的內部利益牽制，形成一種互相監(jiān)督、抑制控股股東掠奪的股權安排模式，在一定程度上緩解第二類代理問題。此外，自20世紀80年代以來，機構投資者作為公司股東在證券市場中的分量越來越重要，國內外理論界對其研究主要集中在機構投資者參與公司治理的因素、主要渠道和機構投資者參與公司治理的效果，但已有的大部分研究是把機構投資者和股權制衡分裂開來單獨與公司績效進行研究，所以考慮到我國的資本市場和企業(yè)股權結構有著自己顯著的特征，本文采用股權制衡度指標，以2009-2011年滬市A股上市公司為研究對象，運用回歸方法建立模型，研究介入機構投資者的前提下不同的股權結構與公司績效的相關性以及機構投資者介入與否對上市公司績效的影響，從而將兩者結合起來，以期能對今后引入多元化的投資者以及股權改革提供更好的建議和參考。

二、理論分析與研究假設

目前國內外關于股權制衡和機構投資者與公司績效的關系研究中，大多數的結論是機構投資者的介入有利于公司績效的提高，同時股權制衡度的增大也有利于公司績效的提升，兩者都與績效呈正向關系。特別是機構投資者這一新型投資主體的參與對公司績效有著雙重的影響。首先，機構投資者具有專業(yè)的投資經驗和團隊實力，對經營決策會產生重要影響；其次，相對一般投資者而言，機構投資者資金規(guī)模較大，在公司股份中占有較大比重，是制衡型股權結構的重要組成部分，所以盡管我國的國情比較特殊，但是兩者的綜合作用會對公司績效有顯著的影響，據此本文提出如下假設：

假設1：機構投資者介入的上市公司股權制衡度與公司績效正相關。

在早期的研究中，大多數學者都得出高度集中和分散的股權結構會對公司績效產生消極的影響，從而制衡型的股權結構由此產生，其在理論和實證方面豐碩的研究成果可以在一定程度上解決第二類代理問題即控股股東與中小股東之間的利益沖突問題，使得有相互制衡的大股東從內部根本上改善上市公司治理，進而提高公司績效，所以綜合考慮以上因素，本文提出如下假設：

假設2：在有機構投投資者介入的上市公司中，股權制衡類的公司績效要大于“一股獨大”類和股權分散類的公司績效。

在以美國為代表的西方國家中資本市場發(fā)展較成熟，所以機構投資者一般采取提出股東議案、行使代理投票權和對被投資公司監(jiān)控等方式參與到公司治理中來，從而實現其自身權益，并對公司績效產生積極的推動作用。由于我國特殊的國情，長期以來資本市場中高度集中的股權結構一直占據主導地位，所以在這一背景下，具有“前瞻性”和“專業(yè)性”特質的機構投資者的加入不但可以引導中小投資者進行合理投資，從而起到優(yōu)化資源配置結構、提高證券市場效率的作用，而且擁有雄厚資本實力的機構投資者的參與還可以對國有股和法人股股東起到一定的抑制和制衡作用，保護中小股東的權益，基于以上考慮，本文提出以下假設：

假設3：其他條件不變的條件下，有機構投資者參與的公司績效要大于沒有機構投資者參與的公司績效。

三、研究設計

（一）樣本選擇和數據處理（見表1）

本文以滬市A股上市公司2009-2011年的樣本為研究對象，為保證數據的有效性，本文根據以下標準對原始樣本進行了篩選：（1）2010年和2011年于上海證券交易所上市的A股上市公司，發(fā)行B股或H股的上市公司被剔除；（2）剔除金融類上市公司；（3）剔除ST及*ST上市公司；（4）剔除不能提供2009-2010年之間連續(xù)的財務數據和股權結構數據的上市公司。按照以上標準篩選后，進一步對樣本數據進行歸類：首先將前十大股東中不包含機構投資者的上市公司歸為一類；然后，將余下的樣本進一步分為“一股獨大”類和股權制衡類公司；最后，將不滿足這兩類定義標準的公司歸為含有機構投資者的股權分散類公司。按照以上的分類標準，在含有機構投資者的所有樣本中“一股獨大”類的觀察值為842個，股權制衡型的觀察值為325個，股權分散型的觀察值有683個，前十大股東中不包含機構投資者的上市公司有360家。本文研究所需數據主要來源于CSMAR數據庫。

（二）變量設計及測量（見表2）

（三）模型構建

為檢驗上述假設，本文利用SPSS統計軟件，采用回歸分析法對股權制衡度和公司績效進行分析。模型構建如下：

模型：ROEit=β0+β1Zit+β2SIZEit+β3GROWTHit+β4DARit+e

其中：ROEit表示i公司在t年的凈資產收益率，代表公司績效；Zit表示i公司在t年的股權制衡度；β0、β1、β2、β3和β4為待估回歸系數，e為隨機誤差項。

四、實證研究

（一）組間比較分析

為了證明不同類型股權結構以及機構投資者是否涉入這兩個因素對上市公司績效影響的差異，本研究將四組樣本兩兩分組，對總樣本進行了如下獨立樣本的T檢驗：（1）有機構投資者介入的“一股獨大”類與股權制衡類公司績效的獨立樣本T檢驗；（2）有機構投資者介入的股權制衡與股權分散類上市公司績效的獨立樣本T檢驗；（3）有機構投資者介入的上市公司與前十大股東中未涉及機構投資者的上市公司績效的獨立樣本T檢驗。具體結果如表3、表4。

根據表3的方差齊次性檢驗（Levene）結果，F值為57.591，顯著性概率為p﹤0.001，所以可以得出有機構投資者參與的股權制衡類與“一股獨大”類這兩組方差差異是顯著的。T檢驗的顯著性概率為.000，小于.05，可得出這兩組樣本的公司績效存在顯著性差異。股權適度集中且具有股權制衡特征的股權結構可以在一定程度上加強大股東之間的相互約束和監(jiān)督，進而有限控制大股東損害和侵占小股東的利益，并且在前十大股東有機構投資者這一特殊的投資主體的參與下，對公司績效的積極影響體現的更加顯著。

根據表4方差齊次性檢驗（Levene檢驗）結果，F值為4.894，顯著性概率p﹤.05，因此可以得出有機構投資者參與的股權制衡與股權分散這兩類樣本的方差差異是顯著的。T檢驗的顯著性概率為.000，小于.05，所以可得出這兩組樣本的公司績效是存在顯著性差異的。

以上兩表的結論進一步證實了前面提出的假設2。

根據表5的方差齊次性檢驗（Levene）結果，F值為5.437，顯著性概率為p<0.05，可以得出前十大股東中含有機構投資者的樣本組與比較組這兩組方差差異是顯著的。T檢驗的顯著性概率為.000，小于.05，可得出這兩組樣本的公司績效存在顯著性差異。所以表5的實證結果檢驗了前文中提出的假設3。

（二）相關性分析

考慮到數據之間可能存在多重共線性問題，文中對模型中所涉及的各個變量進行了相關性分析，包括ROE值、股權競爭度Z、公司規(guī)模SIZE、財務杠桿DAR及公司成長性GROWTH，其Pearson相關矩陣見下頁表6。

從表6可以看出，ROE值和資產負債率（DAR）負相關，ROE指數與股權制衡度指數（Z）、規(guī)模指數（SIZE）和成長性（GROWTH）正相關，并且相關性均在0.1（雙尾）水平下顯著，這一結果與前述的分析比較一致，從Pearson的結果依然可以得出前十大股東含有機構投資者的總樣本的股權制衡對上市公司績效的提高是有利的，從而驗證了研究假設中的假設1。

（三）多元回歸分析

表7、8和9用模型檢驗了2009-2011年股權制衡度對公司績效的影響。從該模型的驗證結果來看，回歸方程的F值分別為30.475、34.979和35.715，P值分別為0.0046、0.001和0.000，可見除2009年以外，2010年和2011年均通過顯著性檢驗，說明回歸模型具有統計學意義。從各個系數的檢驗結果來看，只有2009年的回歸檢驗結果不顯著，2010年和2011年各變量系數的P值均小于0.05，是顯著的。

2009-2011年解釋變量Z的系數為正，說明股權制衡度與公司績效是呈正比發(fā)展的，由于樣本標準是前十大股東中含有機構投資者的上市公司，所以該結果進一步證實了前面提出的假設1。

五、研究結論和建議

（一）研究結論

綜合以上的實證研究結果可以看出：由于股權制衡度指數越大，大股東的控制程度就越小，其控制權受到后幾大股東制衡的力度就越強，所以考慮了機構投資者與一般的小投資者相比在資本實力、投資眼光以及專業(yè)水平等方面占有著絕對的優(yōu)勢，當前十大股東中有機構投資者介入時，上市公司股權制衡度與公司績效正相關。在有機構投資者介入的上市公司中，當股權結構比較均衡時，既不會出現絕對控股的大股東，也不會有股權分散的現象，這時公司由相互制衡的大股東共同控制，公司績效最大。其他條件不變的條件下，機構投資者是參與治理進而影響公司績效的一支積極力量，該投資主體的持股比例增大，其對公司績效的影響也將更加顯著，所以結合實際的樣本情況進行實證分析后得出有機構投資者參與的公司績效要大于沒有機構投資者參與的公司績效。

（二）建議

本文將機構投資者與股權制衡結合起來，在我國特殊的證券市場背景條件下分析其與公司績效的關系，得出促進這一新型投資主體的發(fā)展對于改善上市公司績效、促進證券市場的穩(wěn)定發(fā)展具有重要意義。為此，本文提出如下相關政策建議：（1）繼續(xù)推進和鞏固股權分置改革。（2）結合中國國情，構建有效的股權制衡結構?？梢酝ㄟ^增發(fā)社會公眾股，相對降低國有股比重、加快國有股配售以及增加法人持股的比重等途徑實現。（3）繼續(xù)大力發(fā)展培育機構投資者?？梢詮募訌姳O(jiān)管的同時放寬對機構投資者的投資約束、完善機構投資者自身的治理和對機構投資者的績效評價體系以及優(yōu)化機構投資者結構等方面加以考慮。（4）進一步加強證券市場制度建設，為我國制衡型股權結構的構建和機構投資者隊伍的完善提供良好的制度環(huán)境。

參考文獻：

1.白重恩，劉俏，陸洲，宋敏，張俊喜.中國上市公司治理結構的實證研究[J].經濟研究，2005，（2）：81-91.

2.陳信元，汪輝.股東制衡與公司價值模型機制經驗證據[J].數量經濟技術經濟研究，2004，（11）：102-110.

3.邵穎紅，朱哲晗，陳愛軍.我國機構投資者參與公司治理實證分析[J].現代管理科學，2006，（5）：35-36.

4.王奇波.機構投資者參與的股權制衡研究[J].東北財經大學學報，2006，（1）：32-35.

5.徐麗萍，辛宇，陳工孟.股權集中度和股權制衡及其對公司經營績效的影響[J].經濟研究，2006，（1）：90-100.

6.Benjam in M，Anete Pajuste.Multiple Large Shareholders and Firm Value [J].Journal of Banking and Finance，2005，29（7）：1 813-1 834.

7.C.B.Ingley and N.T.vander Walt.Corporate Governance，Institutional，Investors and conflicts of Interest[DB].Blackwell Publishing Ltd， 2004-11-10.

根據表4方差齊次性檢驗（Levene檢驗）結果，F值為4.894，顯著性概率p﹤.05，因此可以得出有機構投資者參與的股權制衡與股權分散這兩類樣本的方差差異是顯著的。T檢驗的顯著性概率為.000，小于.05，所以可得出這兩組樣本的公司績效是存在顯著性差異的。

以上兩表的結論進一步證實了前面提出的假設2。

根據表5的方差齊次性檢驗（Levene）結果，F值為5.437，顯著性概率為p<0.05，可以得出前十大股東中含有機構投資者的樣本組與比較組這兩組方差差異是顯著的。T檢驗的顯著性概率為.000，小于.05，可得出這兩組樣本的公司績效存在顯著性差異。所以表5的實證結果檢驗了前文中提出的假設3。

（二）相關性分析

考慮到數據之間可能存在多重共線性問題，文中對模型中所涉及的各個變量進行了相關性分析，包括ROE值、股權競爭度Z、公司規(guī)模SIZE、財務杠桿DAR及公司成長性GROWTH，其Pearson相關矩陣見下頁表6。

從表6可以看出，ROE值和資產負債率（DAR）負相關，ROE指數與股權制衡度指數（Z）、規(guī)模指數（SIZE）和成長性（GROWTH）正相關，并且相關性均在0.1（雙尾）水平下顯著，這一結果與前述的分析比較一致，從Pearson的結果依然可以得出前十大股東含有機構投資者的總樣本的股權制衡對上市公司績效的提高是有利的，從而驗證了研究假設中的假設1。

（三）多元回歸分析

表7、8和9用模型檢驗了2009-2011年股權制衡度對公司績效的影響。從該模型的驗證結果來看，回歸方程的F值分別為30.475、34.979和35.715，P值分別為0.0046、0.001和0.000，可見除2009年以外，2010年和2011年均通過顯著性檢驗，說明回歸模型具有統計學意義。從各個系數的檢驗結果來看，只有2009年的回歸檢驗結果不顯著，2010年和2011年各變量系數的P值均小于0.05，是顯著的。

2009-2011年解釋變量Z的系數為正，說明股權制衡度與公司績效是呈正比發(fā)展的，由于樣本標準是前十大股東中含有機構投資者的上市公司，所以該結果進一步證實了前面提出的假設1。

五、研究結論和建議

（一）研究結論

綜合以上的實證研究結果可以看出：由于股權制衡度指數越大，大股東的控制程度就越小，其控制權受到后幾大股東制衡的力度就越強，所以考慮了機構投資者與一般的小投資者相比在資本實力、投資眼光以及專業(yè)水平等方面占有著絕對的優(yōu)勢，當前十大股東中有機構投資者介入時，上市公司股權制衡度與公司績效正相關。在有機構投資者介入的上市公司中，當股權結構比較均衡時，既不會出現絕對控股的大股東，也不會有股權分散的現象，這時公司由相互制衡的大股東共同控制，公司績效最大。其他條件不變的條件下，機構投資者是參與治理進而影響公司績效的一支積極力量，該投資主體的持股比例增大，其對公司績效的影響也將更加顯著，所以結合實際的樣本情況進行實證分析后得出有機構投資者參與的公司績效要大于沒有機構投資者參與的公司績效。

（二）建議

本文將機構投資者與股權制衡結合起來，在我國特殊的證券市場背景條件下分析其與公司績效的關系，得出促進這一新型投資主體的發(fā)展對于改善上市公司績效、促進證券市場的穩(wěn)定發(fā)展具有重要意義。為此，本文提出如下相關政策建議：（1）繼續(xù)推進和鞏固股權分置改革。（2）結合中國國情，構建有效的股權制衡結構?？梢酝ㄟ^增發(fā)社會公眾股，相對降低國有股比重、加快國有股配售以及增加法人持股的比重等途徑實現。（3）繼續(xù)大力發(fā)展培育機構投資者?？梢詮募訌姳O(jiān)管的同時放寬對機構投資者的投資約束、完善機構投資者自身的治理和對機構投資者的績效評價體系以及優(yōu)化機構投資者結構等方面加以考慮。（4）進一步加強證券市場制度建設，為我國制衡型股權結構的構建和機構投資者隊伍的完善提供良好的制度環(huán)境。

參考文獻：

1.白重恩，劉俏，陸洲，宋敏，張俊喜.中國上市公司治理結構的實證研究[J].經濟研究，2005，（2）：81-91.

2.陳信元，汪輝.股東制衡與公司價值模型機制經驗證據[J].數量經濟技術經濟研究，2004，（11）：102-110.

3.邵穎紅，朱哲晗，陳愛軍.我國機構投資者參與公司治理實證分析[J].現代管理科學，2006，（5）：35-36.

4.王奇波.機構投資者參與的股權制衡研究[J].東北財經大學學報，2006，（1）：32-35.

5.徐麗萍，辛宇，陳工孟.股權集中度和股權制衡及其對公司經營績效的影響[J].經濟研究，2006，（1）：90-100.

6.Benjam in M，Anete Pajuste.Multiple Large Shareholders and Firm Value [J].Journal of Banking and Finance，2005，29（7）：1 813-1 834.

7.C.B.Ingley and N.T.vander Walt.Corporate Governance，Institutional，Investors and conflicts of Interest[DB].Blackwell Publishing Ltd， 2004-11-10.

根據表4方差齊次性檢驗（Levene檢驗）結果，F值為4.894，顯著性概率p﹤.05，因此可以得出有機構投資者參與的股權制衡與股權分散這兩類樣本的方差差異是顯著的。T檢驗的顯著性概率為.000，小于.05，所以可得出這兩組樣本的公司績效是存在顯著性差異的。

以上兩表的結論進一步證實了前面提出的假設2。

根據表5的方差齊次性檢驗（Levene）結果，F值為5.437，顯著性概率為p<0.05，可以得出前十大股東中含有機構投資者的樣本組與比較組這兩組方差差異是顯著的。T檢驗的顯著性概率為.000，小于.05，可得出這兩組樣本的公司績效存在顯著性差異。所以表5的實證結果檢驗了前文中提出的假設3。

（二）相關性分析

考慮到數據之間可能存在多重共線性問題，文中對模型中所涉及的各個變量進行了相關性分析，包括ROE值、股權競爭度Z、公司規(guī)模SIZE、財務杠桿DAR及公司成長性GROWTH，其Pearson相關矩陣見下頁表6。

從表6可以看出，ROE值和資產負債率（DAR）負相關，ROE指數與股權制衡度指數（Z）、規(guī)模指數（SIZE）和成長性（GROWTH）正相關，并且相關性均在0.1（雙尾）水平下顯著，這一結果與前述的分析比較一致，從Pearson的結果依然可以得出前十大股東含有機構投資者的總樣本的股權制衡對上市公司績效的提高是有利的，從而驗證了研究假設中的假設1。

（三）多元回歸分析

表7、8和9用模型檢驗了2009-2011年股權制衡度對公司績效的影響。從該模型的驗證結果來看，回歸方程的F值分別為30.475、34.979和35.715，P值分別為0.0046、0.001和0.000，可見除2009年以外，2010年和2011年均通過顯著性檢驗，說明回歸模型具有統計學意義。從各個系數的檢驗結果來看，只有2009年的回歸檢驗結果不顯著，2010年和2011年各變量系數的P值均小于0.05，是顯著的。

2009-2011年解釋變量Z的系數為正，說明股權制衡度與公司績效是呈正比發(fā)展的，由于樣本標準是前十大股東中含有機構投資者的上市公司，所以該結果進一步證實了前面提出的假設1。

五、研究結論和建議

（一）研究結論

綜合以上的實證研究結果可以看出：由于股權制衡度指數越大，大股東的控制程度就越小，其控制權受到后幾大股東制衡的力度就越強，所以考慮了機構投資者與一般的小投資者相比在資本實力、投資眼光以及專業(yè)水平等方面占有著絕對的優(yōu)勢，當前十大股東中有機構投資者介入時，上市公司股權制衡度與公司績效正相關。在有機構投資者介入的上市公司中，當股權結構比較均衡時，既不會出現絕對控股的大股東，也不會有股權分散的現象，這時公司由相互制衡的大股東共同控制，公司績效最大。其他條件不變的條件下，機構投資者是參與治理進而影響公司績效的一支積極力量，該投資主體的持股比例增大，其對公司績效的影響也將更加顯著，所以結合實際的樣本情況進行實證分析后得出有機構投資者參與的公司績效要大于沒有機構投資者參與的公司績效。

（二）建議

本文將機構投資者與股權制衡結合起來，在我國特殊的證券市場背景條件下分析其與公司績效的關系，得出促進這一新型投資主體的發(fā)展對于改善上市公司績效、促進證券市場的穩(wěn)定發(fā)展具有重要意義。為此，本文提出如下相關政策建議：（1）繼續(xù)推進和鞏固股權分置改革。（2）結合中國國情，構建有效的股權制衡結構。可以通過增發(fā)社會公眾股，相對降低國有股比重、加快國有股配售以及增加法人持股的比重等途徑實現。（3）繼續(xù)大力發(fā)展培育機構投資者?？梢詮募訌姳O(jiān)管的同時放寬對機構投資者的投資約束、完善機構投資者自身的治理和對機構投資者的績效評價體系以及優(yōu)化機構投資者結構等方面加以考慮。（4）進一步加強證券市場制度建設，為我國制衡型股權結構的構建和機構投資者隊伍的完善提供良好的制度環(huán)境。

參考文獻：

1.白重恩，劉俏，陸洲，宋敏，張俊喜.中國上市公司治理結構的實證研究[J].經濟研究，2005，（2）：81-91.

2.陳信元，汪輝.股東制衡與公司價值模型機制經驗證據[J].數量經濟技術經濟研究，2004，（11）：102-110.

3.邵穎紅，朱哲晗，陳愛軍.我國機構投資者參與公司治理實證分析[J].現代管理科學，2006，（5）：35-36.

4.王奇波.機構投資者參與的股權制衡研究[J].東北財經大學學報，2006，（1）：32-35.

5.徐麗萍，辛宇，陳工孟.股權集中度和股權制衡及其對公司經營績效的影響[J].經濟研究，2006，（1）：90-100.

6.Benjam in M，Anete Pajuste.Multiple Large Shareholders and Firm Value [J].Journal of Banking and Finance，2005，29（7）：1 813-1 834.

7.C.B.Ingley and N.T.vander Walt.Corporate Governance，Institutional，Investors and conflicts of Interest[DB].Blackwell Publishing Ltd， 2004-11-10.