監(jiān)督型基金持股降低了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)嗎？
——基于投資組合的視角

(武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072)

引言

股權(quán)分置改革以來(lái)，股票的流動(dòng)性大大加強(qiáng)，促進(jìn)了基金等機(jī)構(gòu)投資者的發(fā)展，并使得上市公司控制權(quán)的爭(zhēng)奪和轉(zhuǎn)移成為現(xiàn)實(shí)，為機(jī)構(gòu)投資者積極影響公司提供了條件，關(guān)于基金等機(jī)構(gòu)投資者對(duì)企業(yè)的影響也成為學(xué)術(shù)研究的熱點(diǎn)問(wèn)題。根據(jù)風(fēng)險(xiǎn)理論，高風(fēng)險(xiǎn)的項(xiàng)目具有高的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，在正常投資的情況下，高風(fēng)險(xiǎn)的項(xiàng)目具有更高的預(yù)期回報(bào)?，F(xiàn)有的關(guān)于風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的研究認(rèn)為，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平體現(xiàn)出對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)性項(xiàng)目的追求程度，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)高的企業(yè)往往具有較高的創(chuàng)新積極性(Hilary and Hui, 2009)[6]，進(jìn)而進(jìn)一步提升企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，John et al(2008)[9]認(rèn)為風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與企業(yè)資產(chǎn)增長(zhǎng)率、銷(xiāo)售增長(zhǎng)率正相關(guān)，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)較高的國(guó)家具有更高的全要素增長(zhǎng)率，因此從微觀上而言，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)有助于企業(yè)的持續(xù)發(fā)展；從宏觀上看，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)是經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的重要?jiǎng)恿Α?/p>

而諸多學(xué)者已對(duì)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的后果進(jìn)行了研究，在資源配置上方面，余明桂等(2013)[25]通過(guò)企業(yè)投資對(duì)邊際Q的敏感性構(gòu)建資本配置模型，發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與企業(yè)資本配置效率正相關(guān)，F(xiàn)accio et al(2014)[4]則發(fā)現(xiàn)女性CEO的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平顯著低于男性CEO，并會(huì)導(dǎo)致投資不足，進(jìn)而導(dǎo)致資源配置的低效率；關(guān)于企業(yè)價(jià)值方面，諸多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與企業(yè)績(jī)效正相關(guān)(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(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的正向效應(yīng)，對(duì)企業(yè)重視風(fēng)險(xiǎn)性項(xiàng)目的投資具有一定啟發(fā)意義，因此理解基金對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的作用有著重要的意義，但是關(guān)于基金在公司經(jīng)營(yíng)發(fā)展過(guò)程中扮演的角色，學(xué)術(shù)上尚未產(chǎn)生共識(shí)。

現(xiàn)有研究表明，基金等機(jī)構(gòu)投資者往往扮演著兩種角色：一是努力監(jiān)督企業(yè)、改善公司治理，實(shí)現(xiàn)公司價(jià)值的上升和股票長(zhǎng)期價(jià)值的提升；二是關(guān)注企業(yè)的短期績(jī)效，通過(guò)短期交易獲利(Shleifer and Vishny, 1997；Maug, 1998)[10][12]。根據(jù)當(dāng)前的研究成果，一類(lèi)研究認(rèn)為：從代理問(wèn)題的角度而言，公司管理層因?yàn)闊o(wú)法分散風(fēng)險(xiǎn)從而具有風(fēng)險(xiǎn)厭惡的特征，而機(jī)構(gòu)投資者出于追求長(zhǎng)期利益的動(dòng)機(jī)，會(huì)利用自身的信息、人才、技術(shù)知識(shí)等優(yōu)勢(shì)積極參與公司治理，從而達(dá)到緩解公司代理問(wèn)題、影響公司經(jīng)營(yíng)決策進(jìn)而提升公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)以及公司價(jià)值的目的(王振山和石大林，2014)[21]；另一類(lèi)研究則認(rèn)為，只有長(zhǎng)期投資的機(jī)構(gòu)投資者才會(huì)更多地監(jiān)督公司以改善公司治理，尋求長(zhǎng)期價(jià)值的提升(Chen et al., 2006)[2]，而短期的機(jī)構(gòu)投資者則主要關(guān)注于短期的價(jià)格波動(dòng)，以獲得交易收益，因此機(jī)構(gòu)投資者并不一定會(huì)積極改善公司治理、緩解代理問(wèn)題，也可能會(huì)過(guò)度的追求短期利益，采取用腳投票方式來(lái)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(yè)的長(zhǎng)期價(jià)值，結(jié)果導(dǎo)致了較低的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。這種相悖結(jié)論的出現(xiàn)表明之前的研究可能忽視了市場(chǎng)環(huán)境以及機(jī)構(gòu)投資者個(gè)體特征的差異，因此本文將從投資組合的視角，以風(fēng)險(xiǎn)理論為切入點(diǎn)深入研究基金等機(jī)構(gòu)投資者對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響。

本文從基金投資組合的視角，以風(fēng)險(xiǎn)理論為切入點(diǎn)，通過(guò)2006～2015年A股上市公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平以及基金持股狀況，考察了監(jiān)督型基金持股對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)狀況的影響。研究發(fā)現(xiàn)，監(jiān)督型基金具有更明顯的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避特征，監(jiān)督型基金持股的增加顯著降低了企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，進(jìn)一步研究還發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)面臨市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度較低、宏觀經(jīng)濟(jì)景氣的情況下，監(jiān)督型基金持股與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的負(fù)相關(guān)關(guān)系更強(qiáng)。本文的研究結(jié)果表明，特定基金的風(fēng)險(xiǎn)意愿影響其對(duì)企業(yè)的干預(yù)狀況，抑制了企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)性投資，因此從長(zhǎng)期價(jià)值和成長(zhǎng)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(dāng)前的金融市場(chǎng)機(jī)構(gòu)投資者對(duì)于企業(yè)長(zhǎng)期價(jià)值的追求不夠，短視行為依舊存在，需要監(jiān)管機(jī)構(gòu)進(jìn)一步引導(dǎo)規(guī)范。

相比以往的研究，本文的貢獻(xiàn)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(jī)構(gòu)投資者自身的風(fēng)險(xiǎn)意愿不同，本文以風(fēng)險(xiǎn)理論為切入點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)了基金等機(jī)構(gòu)投資者的自身風(fēng)險(xiǎn)特性，而這種風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的意愿是基金影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的關(guān)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(xù)深入考查基金異質(zhì)性的影響，發(fā)現(xiàn)不同權(quán)重的基金具有不同的風(fēng)險(xiǎn)特征。本文的研究引入風(fēng)險(xiǎn)理論和投資組合的視角，揭示了監(jiān)督型基金的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，發(fā)現(xiàn)基金等機(jī)構(gòu)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(yè)發(fā)展的角色，豐富了機(jī)構(gòu)投資者的角色分析，為我國(guó)監(jiān)管機(jī)構(gòu)完善監(jiān)管法規(guī)、制定相關(guān)政策以及進(jìn)一步引導(dǎo)規(guī)范機(jī)構(gòu)投資者的行為提供了思路。

文獻(xiàn)回顧、理論分析與研究假設(shè)

伴隨資本市場(chǎng)的發(fā)展，機(jī)構(gòu)投資者扮演的角色越來(lái)越重要，關(guān)于機(jī)構(gòu)投資者經(jīng)濟(jì)后果的研究也開(kāi)始興起。當(dāng)前的研究認(rèn)為，機(jī)構(gòu)投資者的存在可能產(chǎn)生治理效應(yīng)或者短視行為。支持治理效應(yīng)的研究認(rèn)為，由于管理層無(wú)法像股東那樣通過(guò)分散投資進(jìn)而分散風(fēng)險(xiǎn)(Faccio et al.,2011)[4]，同時(shí)公司大股東由于財(cái)富集中于公司，因此管理層和大股東偏好風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避，此時(shí)兩類(lèi)代理問(wèn)題的存在降低了公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，而機(jī)構(gòu)投資者由于具有普通投資者無(wú)法比擬的信息、專(zhuān)業(yè)等優(yōu)勢(shì)，為了達(dá)到提升公司價(jià)值的目的，有能力有意愿通過(guò)積極參與公司治理監(jiān)督公司管理層，達(dá)到緩解代理問(wèn)題、提高風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平(王振山和石大林，2014)[21]和公司價(jià)值的目的(石美娟和童衛(wèi)華，2009)[17]。但是傳統(tǒng)的代理問(wèn)題忽視了管理層的個(gè)體特征，比如過(guò)度自信的管理者有助于提升公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平(余明桂等，2013)[25]，因此管理層并不完全是風(fēng)險(xiǎn)厭惡型，代理問(wèn)題并不能完全解釋企業(yè)投資的行為。此外我國(guó)資本市場(chǎng)相對(duì)發(fā)展落后，機(jī)構(gòu)投資者特別是基金的持股比例還較低(Jiangand Kim, 2015)[7]，其主動(dòng)參與公司治理的激勵(lì)不足。李雙海和李海英(2009)[15]發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者持股比例與管理層盈余管理正相關(guān)，表明機(jī)構(gòu)的公司治理角色并不突出，而且我國(guó)機(jī)構(gòu)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(yīng)的研究可能并不完全適用于當(dāng)前環(huán)境。

支持短視效應(yīng)的研究認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者可能并不關(guān)注企業(yè)長(zhǎng)期價(jià)值，監(jiān)督成本的存在使得基金等機(jī)構(gòu)投資者往往關(guān)注于短期交易，并通過(guò)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(jī)構(gòu)投資者持股加劇了股價(jià)崩盤(pán)的風(fēng)險(xiǎn)(許年行等，2013)[23]，降低了企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，進(jìn)而減少了公司的價(jià)值(龍振海，2010；曹豐等，2015)[16][13]。但Chen et al.(2006)[2]認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者的投資期長(zhǎng)短決定了機(jī)構(gòu)投資者的角色，因此完全用短視行為解釋可能存在偏誤。關(guān)于機(jī)構(gòu)投資者與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)研究得出了不同的研究結(jié)論，表明機(jī)構(gòu)投資者的角色在學(xué)術(shù)上并未達(dá)成一致看法，這些相悖的研究結(jié)論表明，不同的市場(chǎng)環(huán)境對(duì)于機(jī)構(gòu)投資者扮演的角色產(chǎn)生不同的影響，從而導(dǎo)致了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)研究的差異。

本文認(rèn)為，基金作為機(jī)構(gòu)投資者的重要組成部分，可能同時(shí)存在著治理效應(yīng)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(nèi)不同的基金其效用函數(shù)和風(fēng)險(xiǎn)偏好可能不同。當(dāng)前基金等機(jī)構(gòu)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(fēng)險(xiǎn)意愿以及基金行業(yè)特征，短視行為的出現(xiàn)可能源自激烈的基金行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)以及自身的風(fēng)險(xiǎn)特質(zhì)。接下來(lái)本文將從影響動(dòng)機(jī)和影響機(jī)制兩方面來(lái)展開(kāi)研究假設(shè)。

監(jiān)督型基金影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的動(dòng)機(jī)。Faccio et al.(2011)[4]認(rèn)為風(fēng)險(xiǎn)厭惡型投資者的期望效用會(huì)隨著財(cái)富方差的增大而降低，當(dāng)其財(cái)富相對(duì)集中時(shí)，公司特有風(fēng)險(xiǎn)的上升會(huì)減少該投資者的期望效用，此時(shí)該投資者會(huì)傾向于減少公司的風(fēng)險(xiǎn)投資，以達(dá)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(duì)分散，但不同的股票投資在組合的占比不同，相對(duì)基金的重要性明顯不同，基金等機(jī)構(gòu)投資者會(huì)更看重那些在其投資組合中權(quán)重較大的股權(quán)投資(Fich et al., 2015)[5]，因此對(duì)于這些股權(quán)投資，基金對(duì)企業(yè)的干預(yù)、影響動(dòng)機(jī)更強(qiáng)。當(dāng)組合內(nèi)的投資占比較大時(shí)，對(duì)于這些投資基金通過(guò)新增投資分散其風(fēng)險(xiǎn)的能力相對(duì)較差，而且對(duì)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(guò)新增投資或者利用對(duì)沖策略來(lái)降低風(fēng)險(xiǎn)，因此這些權(quán)重較高的投資對(duì)于基金來(lái)說(shuō)具有更謹(jǐn)慎和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的特征，從而影響企業(yè)降低風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的動(dòng)機(jī)更強(qiáng)。此外當(dāng)前的基金行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)激烈以及業(yè)績(jī)排名的壓力無(wú)疑加重了基金的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)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(duì)公司長(zhǎng)期業(yè)績(jī)的衡量難度較大，往往會(huì)選擇根據(jù)短期業(yè)績(jī)量化評(píng)估，這使得基金的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避特征更加明顯。為了更好地區(qū)分這些風(fēng)險(xiǎn)規(guī)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(jiān)督型基金。

監(jiān)督型基金影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的機(jī)制。股權(quán)分置改革啟動(dòng)后，基金實(shí)現(xiàn)了加速發(fā)展，基金的進(jìn)入以及持股比例的增加使得基金能對(duì)企業(yè)決策產(chǎn)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(shù)優(yōu)勢(shì)，因此具備和大股東博弈以及影響公司決策的能力。

監(jiān)督型基金的影響機(jī)制包括以下幾點(diǎn)：第一，基金可以通過(guò)咨詢(xún)建議以及積極參與公司治理等方式傳達(dá)出自身的意愿，以達(dá)到影響公司的目的；第二，影響股價(jià)波動(dòng)，由于我國(guó)股票市場(chǎng)散戶投資者占絕大多數(shù)，基金等機(jī)構(gòu)投資者用腳投票時(shí)會(huì)對(duì)股價(jià)產(chǎn)生明顯的影響，這種影響股價(jià)的方式潛在影響著公司管理層的決策，當(dāng)基金的訴求得不到滿足時(shí)，管理層因基金用腳投票帶來(lái)股價(jià)波動(dòng)的潛在損失較大，而基金等機(jī)構(gòu)投資者的進(jìn)入有助于傳遞出企業(yè)價(jià)值的信息、提升股價(jià)，因此為了拉升股價(jià)、重振股民信心，企業(yè)傾向于迎合基金的訴求；第三，基金等機(jī)構(gòu)投資者還廣泛參與到控制權(quán)爭(zhēng)奪中，雖然基金等機(jī)構(gòu)投資者往往不會(huì)尋求控制權(quán)，但其獨(dú)立的地位以及充分的資金實(shí)力往往使其成為一支舉足輕重的力量，基金等機(jī)構(gòu)投資者的選擇往往影響到企業(yè)控制權(quán)的歸屬，比如2015年出現(xiàn)的眾多險(xiǎn)資舉牌現(xiàn)象(安邦、寶能舉牌萬(wàn)科A，前海人壽舉牌南玻A、歐亞集團(tuán)等)，當(dāng)基金對(duì)企業(yè)決策不滿時(shí)，可能通過(guò)這種控制權(quán)市場(chǎng)的影響達(dá)到影響公司決策的目的。

Maug(1998)[10]認(rèn)為股東的監(jiān)督行為是其持股比例的增函數(shù)，而單個(gè)基金的持股比例往往較低，機(jī)構(gòu)投資者又往往采取抱團(tuán)取暖方式，因此本文將企業(yè)中各監(jiān)督型基金的持股比例加總作為整個(gè)企業(yè)監(jiān)督型基金的持股比例，衡量基金對(duì)于企業(yè)的總體影響，持股比例越大，其對(duì)企業(yè)的影響越大，上述分析表明由于監(jiān)督型基金的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避更明顯，同時(shí)基金能對(duì)企業(yè)產(chǎn)生重大影響，因此本文提出核心假設(shè)H1，即

H1：監(jiān)督型基金持股與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平負(fù)相關(guān)。

在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，企業(yè)的投資決策與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)密切相關(guān)。陳至斌和王詩(shī)雨(2015)[14]認(rèn)為，行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度影響著市場(chǎng)的不確定性。行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度越高，企業(yè)之間的相互制衡度越大，掠奪效應(yīng)越強(qiáng)，市場(chǎng)不確定性越強(qiáng)，企業(yè)投資風(fēng)險(xiǎn)以及經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)越高，管理層因錯(cuò)誤進(jìn)行投資決策面臨的損失較大，因此更傾向于謹(jǐn)慎保守的投資決策。當(dāng)行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)不激烈時(shí)，企業(yè)面臨的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)較小，對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)性項(xiàng)目投資失敗受到的損失相對(duì)較小，同時(shí)為了在相對(duì)壟斷的市場(chǎng)獲取優(yōu)勢(shì)，企業(yè)傾向于擴(kuò)大規(guī)模、增加研發(fā)支出或者進(jìn)行高風(fēng)險(xiǎn)高收益項(xiàng)目的投資。此外根據(jù)代理理論，當(dāng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)激烈時(shí)，管理層自身決策失誤導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)后果將更加嚴(yán)重，一旦投資高風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目失敗，管理層自身將面臨職業(yè)和聲譽(yù)上的重大損失，當(dāng)企業(yè)面臨的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)不激烈時(shí)，管理層通過(guò)擴(kuò)大規(guī)模、新增投資得到升遷和激勵(lì)的可能性更大，因此管理層的風(fēng)險(xiǎn)偏好也受市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)狀況影響。根據(jù)H1的假設(shè)，監(jiān)督型基金具有較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避特征和風(fēng)險(xiǎn)厭惡預(yù)期，當(dāng)企業(yè)面臨較低的行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)時(shí)，企業(yè)高風(fēng)險(xiǎn)投資的偏好與監(jiān)督型基金風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的預(yù)期產(chǎn)生了較大的沖突，而且此時(shí)企業(yè)調(diào)整經(jīng)營(yíng)投資決策的空間較大，為了維護(hù)自身的利益，達(dá)到保值增值的目的，監(jiān)督型基金有充分的動(dòng)機(jī)和能力積極參與到公司投資決策的干預(yù)中，施加更大的影響以達(dá)到降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的目的。據(jù)此提出本文的假設(shè)H2，即

H2：行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度較低時(shí)，監(jiān)督型基金持股對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的負(fù)向作用更明顯。

宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境是影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的重要因素，當(dāng)經(jīng)濟(jì)較好，投資機(jī)會(huì)較多，管理層和投資者普遍形成較高增長(zhǎng)預(yù)期，同時(shí)面臨相對(duì)較小的融資約束，此時(shí)企業(yè)投資高風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目的動(dòng)機(jī)較強(qiáng)；當(dāng)經(jīng)濟(jì)不景氣時(shí)，銀行信貸政策更謹(jǐn)慎，融資約束更大，投資機(jī)會(huì)不足，此時(shí)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的動(dòng)力不足(Arif and Lee, 2014)[1]。根據(jù)H1，相比經(jīng)濟(jì)不景氣的狀況，在經(jīng)濟(jì)景氣時(shí)，監(jiān)督型基金的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避動(dòng)機(jī)與企業(yè)的高風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目投資的意愿會(huì)產(chǎn)生較大沖突，此時(shí)監(jiān)督型基金影響企業(yè)減少高風(fēng)險(xiǎn)投資的動(dòng)機(jī)更強(qiáng)，同時(shí)，企業(yè)在經(jīng)濟(jì)形勢(shì)較好的情況下調(diào)整經(jīng)營(yíng)投資決策并不會(huì)危及經(jīng)營(yíng)，因此其調(diào)整風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的空間和可能性也相對(duì)較大，此時(shí)監(jiān)督型基金對(duì)于企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策的干預(yù)影響作用最大，因此本文提出假設(shè)H3，即

H3：經(jīng)濟(jì)環(huán)境較好時(shí)，監(jiān)督型基金持股比例與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的負(fù)相關(guān)關(guān)系更明顯。

研究設(shè)計(jì)

一、樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文主要數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，其中選取2006～2015年A股上市公司作為風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的樣本數(shù)據(jù)，由于解釋變量和其他控制變量均須滯后一期，因此其他數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間為2005～2014年。此外按王永海等(2013)[20]的做法，選擇4年觀測(cè)期來(lái)測(cè)量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，因此風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的實(shí)際樣本數(shù)據(jù)區(qū)間為2003～2015年。鑒于金融類(lèi)上市公司的特殊性，本文剔除了金融類(lèi)上市公司。同時(shí)為了保證風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平測(cè)量的可靠性，本文要求樣本企業(yè)必須至少滿足一個(gè)觀測(cè)期四年的數(shù)據(jù)全部可得，因此剔除了觀測(cè)期數(shù)據(jù)缺失的數(shù)據(jù)。在剔除解釋變量和其他控制變量缺失值后，得到了3169個(gè)觀測(cè)值。為了減少極端值的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量處于1%和99%分位數(shù)以外的數(shù)據(jù)進(jìn)行了winsorize縮尾處理。

二、變量定義

1.被解釋變量

現(xiàn)有研究關(guān)于風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的衡量大體上包括單變量指標(biāo)，比如R&D支出、資本性支出(Coles et al., 2006)[3]、負(fù)債率(Faccioet al., 2011)[4]等，以及盈余波動(dòng)性(Johnet al.,2008；Faccioet al., 2011)[9][4]及盈余極差、股票收益率波動(dòng)性(Coles et al.，2006)[3]、企業(yè)存活可能性(Faccioet al.,2011)[4]，由于單變量指標(biāo)較為單一，無(wú)法直觀反映企業(yè)狀況，而企業(yè)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(dòng)性作為風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的度量方式。本文定義ROA等于息稅前折舊攤銷(xiāo)利潤(rùn)EBITDA除以企業(yè)期末資產(chǎn)總額，其中ROA的調(diào)整以及風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的計(jì)算如下：

其中i表示企業(yè)，T表示觀測(cè)區(qū)間，N表示同行業(yè)內(nèi)上市公司家數(shù)，k表示行業(yè)內(nèi)第k家公司，t表示觀測(cè)年度。

2.解釋變量

本文的解釋變量是監(jiān)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(jiān)督型基金，為考慮監(jiān)督型基金對(duì)企業(yè)的影響，我們將這些監(jiān)督型基金在相同年度對(duì)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(yè)ROA、資產(chǎn)負(fù)債率、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率、企業(yè)成立年限、新增債務(wù)融資、盈余平滑、股權(quán)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(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率的標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)衡量行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度，該值越大，競(jìng)爭(zhēng)程度越低。

表1 主要變量及說(shuō)明

3.模型設(shè)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(shè)定如下：

RISKi,t表示第i個(gè)企業(yè)第t期的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，自變量MFO和其他8個(gè)控制變量均滯后一期，本文還控制了行業(yè)和年度固定效應(yīng)，并在公司層面進(jìn)行了聚類(lèi)分析，以減少估計(jì)誤差。根據(jù)本文的假設(shè)，預(yù)期MFO的系數(shù)α1符號(hào)應(yīng)顯著為負(fù)。

實(shí)證分析

一、描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)表2，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)均值為0.024，中位數(shù)為0.019，表明部分企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)較高，拉升了均值，第一分位數(shù)為0.011，三分位數(shù)為0.030，表明企業(yè)之間的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平存在著較大差異。MFO平均值為0.023，表明當(dāng)前我國(guó)上市公司監(jiān)督型基金持股總體上并不高，也反映出機(jī)構(gòu)投資的分散性，P25處為0.002，P75處為0.031，表明當(dāng)前我國(guó)上市公司之間的基金持股很不均衡，中位數(shù)小于平均數(shù)表明存在部分公司基金持股較多的現(xiàn)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(guò)了20%，反映出當(dāng)前我國(guó)上市公司的股權(quán)還比較集中。其他各控制變量總體上分布合理。

二、相關(guān)性分析

根據(jù)表3的數(shù)據(jù)，MFO與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)RISK在1%的水平上呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明隨著監(jiān)督性基金持股的增加，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平顯著下降，這符合本文H1的預(yù)期。各變量之間的相關(guān)系數(shù)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(tǒng)計(jì)結(jié)果

表3 主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)

此外本文還分年度行業(yè)對(duì)監(jiān)督型基金進(jìn)行了從小到大的分組，如圖1所示，從總體上看，監(jiān)督性基金持股較多的組，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)較低，這同樣符合H1的預(yù)期。

三、單變量分析

在回歸分析之前，本文對(duì)所有存在RISK觀測(cè)值的企業(yè)按是否存在監(jiān)督型基金進(jìn)行了獨(dú)立樣本均值t檢驗(yàn)和中位數(shù)檢驗(yàn)。表4顯示，相對(duì)沒(méi)有監(jiān)督型基金的企業(yè)而言，有監(jiān)督型基金的公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的均值和中位數(shù)較低，且在1%的水平上顯著，這一定程度上反映出監(jiān)督型基金的存在降低了企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，初步支持了我們的假設(shè)。

此外，為檢驗(yàn)監(jiān)督型基金引入或退出對(duì)于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)變動(dòng)的影響，本文根據(jù)前后連續(xù)兩期MFO的存在與否將所有觀測(cè)值分成四類(lèi)，分別考察監(jiān)督型基金進(jìn)入與退出對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)變動(dòng)的影響。

圖1 監(jiān)督型基金持股與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)分布

表4 有無(wú)監(jiān)督型基金企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)均值檢驗(yàn)與中位數(shù)檢驗(yàn)

表5 監(jiān)督型基金進(jìn)出與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)變動(dòng)幅度ΔRISK的均值檢驗(yàn)

根據(jù)表5，監(jiān)督型基金的進(jìn)入使得ΔRISK均值更小，監(jiān)督型基金退出則使得ΔRISK均值更大，兩組單尾均值檢驗(yàn)均在10%水平顯著，在監(jiān)督型基金進(jìn)入與退出的均值檢驗(yàn)中，監(jiān)督型基金進(jìn)入的ΔRISK＜0，而監(jiān)督型基金退出則使得ΔRISK＞0，且差異在1%的水平上顯著，這進(jìn)一步反映出監(jiān)督型基金在企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中的負(fù)向作用，符合本文H1的預(yù)期。

四、回歸分析

1.監(jiān)督型基金持股與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

為了檢驗(yàn)監(jiān)督型基金持股對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響是否可靠，同時(shí)排除多重共線性和異方差帶來(lái)的問(wèn)題，本文分別對(duì)監(jiān)督型基金持股與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)做了帶行業(yè)年度固定效應(yīng)的一元回歸、帶控制變量回歸以及帶控制變量和固定效應(yīng)的多元回歸，同時(shí)表6列出了帶解釋變量和不帶解釋變量的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示將解釋變量放入模型會(huì)使得擬合優(yōu)度提升。其中根據(jù)表6第(1)(2)(4)(6)四個(gè)回歸的結(jié)果，MFO在逐步加入控制變量和行業(yè)年度差異的過(guò)程中始終保持在1%的水平顯著為負(fù)，這表明本文的結(jié)論相對(duì)穩(wěn)健，排除了自相關(guān)或者多重共線性的干擾。根據(jù)表6(6)，MFO的系數(shù)為-0.042，且在1%的水平上顯著，這表明監(jiān)督型基金持股與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，從經(jīng)濟(jì)意義上看，監(jiān)督型基金持股每增加1%，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)將下降1.75%，這驗(yàn)證了H1。關(guān)于MFO對(duì)于RISK的解釋力的問(wèn)題，可以看(3)-(6)回歸的結(jié)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(shuō)明MFO對(duì)于被解釋變量RISK的解釋力確實(shí)存在。

表6 監(jiān)督型基金持股與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

2.監(jiān)督型基金、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

為檢驗(yàn)H2，本文以行業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率的標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)衡量行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度，表7第(1)(2)(3)列分別列示了按競(jìng)爭(zhēng)程度分組回歸以及交互項(xiàng)的結(jié)果，其中競(jìng)爭(zhēng)程度較低組MFO的系數(shù)為-0.057，且在1%水平上顯著，而行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)較高組系數(shù)在5%的水平上為-0.027，系數(shù)差異性檢驗(yàn)系數(shù)為2.78，p值為0.0953，表7(3)顯示MFO系數(shù)在5%的水平取值-0.026，MC系數(shù)為0.002，交互項(xiàng)系數(shù)為-0.039，這表明激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)抑制了監(jiān)督型基金對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的負(fù)向作用，較低的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度使得監(jiān)督型基金對(duì)于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的負(fù)向作用更明顯，結(jié)論支持了假設(shè)H2。

3.監(jiān)督型基金、經(jīng)濟(jì)周期與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

為檢驗(yàn)H3，本文借鑒王紅建等(2015)[19]的做法，用GDP增速來(lái)反映經(jīng)濟(jì)周期，回歸結(jié)果見(jiàn)表7第(4)(5)(6)列。結(jié)果顯示，當(dāng)經(jīng)濟(jì)景氣時(shí)，MFO系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，而經(jīng)濟(jì)不景氣時(shí)MFO系數(shù)不顯著，系數(shù)差異化檢驗(yàn)在5%的水平上顯著，這表明相比經(jīng)濟(jì)不景氣的狀況，當(dāng)經(jīng)濟(jì)景氣時(shí)，監(jiān)督型基金降低風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的作用得到了加強(qiáng)，交互項(xiàng)的系數(shù)在10%的水平上取值-0.027，表明經(jīng)濟(jì)景氣狀況增強(qiáng)了監(jiān)督型基金對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的負(fù)向作用，該結(jié)果證明了假設(shè)H3。

表7 監(jiān)督型基金、經(jīng)濟(jì)環(huán)境、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

五、內(nèi)生性分析

1.遺漏變量

為了減少遺漏變量帶來(lái)的觀測(cè)誤差，本文分別考察了新增控制變量和加入公司固定效應(yīng)的情況。根據(jù)相關(guān)研究，本文首先添加了董事會(huì)特征以及管理層持股等作為控制變量，未報(bào)告的回歸結(jié)果表明加入董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事占比以及管理層持股后，MFO回歸系數(shù)依舊在1%水平上顯著為負(fù)，本文監(jiān)督型基金對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)負(fù)向作用得到了進(jìn)一步的確認(rèn)，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的交互項(xiàng)系數(shù)在5%的水平上取值-0.04，經(jīng)濟(jì)周期的交互項(xiàng)系數(shù)在10%的水平上取值-0.031，H2、H3中的調(diào)節(jié)效應(yīng)依然存在。增加公司固定效應(yīng)并不會(huì)使結(jié)論發(fā)生顯著變化，MFO的回歸系數(shù)在10%的水平上依舊顯著為負(fù)，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與經(jīng)濟(jì)周期的交互項(xiàng)分別在5%、1%的水平上顯著為負(fù)。

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(yè)其他公司的監(jiān)督型基金持股的平均值作為工具變量進(jìn)行2SLS回歸，未報(bào)告的結(jié)果顯示，工具變量回歸的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明控制內(nèi)生性后監(jiān)督型基金對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的抑制作用依然存在。

3.子樣本檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步解決結(jié)論中存在的內(nèi)生性問(wèn)題，本文對(duì)3,169個(gè)樣本采用無(wú)放回隨機(jī)抽樣的方法進(jìn)行子樣本檢驗(yàn)，抽樣的樣本容量為總樣本的70%，共2218個(gè)樣本，未報(bào)告的回歸結(jié)果顯示全樣本回歸中MFO的系數(shù)在1%的水平上取值-0.048，在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和經(jīng)濟(jì)周期的交互項(xiàng)回歸中，兩個(gè)交互項(xiàng)系數(shù)在5%的水平下分別取值-0.053和-0.038，與表6和表7的結(jié)果保持一致。此外，由于制造業(yè)占樣本比重較大，因此本文還選取了制造業(yè)作為子樣本進(jìn)行回歸，除經(jīng)濟(jì)周期符號(hào)一致尚不顯著外，其他結(jié)論與總體樣本保持一致。這表明本文的總體樣本的回歸結(jié)果不存在因大樣本帶來(lái)的偏差問(wèn)題，結(jié)論相對(duì)穩(wěn)健。

4.PSM傾向得分匹配配對(duì)樣本檢驗(yàn)

為了克服前文單變量分析中均值檢驗(yàn)存在的樣本選擇偏差問(wèn)題。本文對(duì)表4-表5均值檢驗(yàn)采用PSM傾向得分匹配進(jìn)行pstest測(cè)試，結(jié)果表明匹配后的系數(shù)t值為-4.57，表明在控制樣本選擇偏差的情況下監(jiān)督型基金對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的負(fù)向作用相對(duì)穩(wěn)定，同時(shí)本文也對(duì)表5Group1的ΔRISK均值檢驗(yàn)采用PSM傾向得分匹配。未報(bào)告的結(jié)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(jié)論并未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，這表明之前關(guān)于監(jiān)督型基金持股可能降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的分析是穩(wěn)健的。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證本文的結(jié)論具有穩(wěn)健性和可適用性，本文進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：1.根據(jù)Faccio et al.(2011)[4]的做法，我們還選取了觀測(cè)期內(nèi)ROA極大值與極小值的差(RISK2)來(lái)反映企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)狀況；2.本文還用分別采用扣除非經(jīng)常性損益的凈利潤(rùn)以及EBIT代替正文EBITDA計(jì)算ROA滾動(dòng)計(jì)算的標(biāo)準(zhǔn)差作為RISK3和RISK4進(jìn)行回歸，將根據(jù)扣非加權(quán)ROE計(jì)算波動(dòng)率定義為RISK5，用營(yíng)業(yè)利潤(rùn)波動(dòng)率ROS計(jì)算的波動(dòng)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(cè)期調(diào)整為3年和5年進(jìn)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(jiān)督型基金數(shù)量(MFN)作為衡量監(jiān)督型基金影響大小的替代變量進(jìn)行回歸；5.本文用TobinQ來(lái)替換GROWTH來(lái)衡量成長(zhǎng)性對(duì)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響進(jìn)行回歸。未報(bào)告的結(jié)果顯示，經(jīng)過(guò)上述指標(biāo)變換或觀測(cè)期調(diào)整后，結(jié)果沒(méi)有實(shí)質(zhì)性變化。

結(jié)論和政策啟示

本文以2003～2015年我國(guó)非金融類(lèi)上市公司的年度數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了監(jiān)督型基金持股對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，監(jiān)督型基金持股與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平負(fù)相關(guān)。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)面臨的行業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)較低、宏觀經(jīng)濟(jì)較好時(shí)，監(jiān)督型基金對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的負(fù)向作用更明顯。本文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)和正文結(jié)論一致。以上結(jié)果表明，影響監(jiān)督型基金持股對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)抑制作用是顯著存在的，同時(shí)市場(chǎng)狀況以及宏觀經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)于監(jiān)督型基金的這種負(fù)向作用有著明顯的調(diào)節(jié)作用，因此應(yīng)結(jié)合宏觀微觀以及制度因素綜合考慮外在特征對(duì)監(jiān)督型基金的影響。

政策啟示方面。本文的研究結(jié)果表明，特定基金的風(fēng)險(xiǎn)意愿影響其對(duì)企業(yè)的干預(yù)狀況，基金并不完全扮演著治理者的作用，這表明當(dāng)前的金融市場(chǎng)機(jī)構(gòu)投資者對(duì)于企業(yè)長(zhǎng)期價(jià)值的追求不夠，短視行為依舊存在，需要監(jiān)管機(jī)構(gòu)進(jìn)一步引導(dǎo)規(guī)范，減少機(jī)構(gòu)的盲目炒作行為，使其發(fā)揮出更多的治理作用。此外本文的結(jié)論表明市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)于監(jiān)督型基金的這種負(fù)向作用有著明顯的調(diào)節(jié)作用，激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)抑制了監(jiān)督型基金的負(fù)向作用，因此如何增強(qiáng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)活力是當(dāng)前政策制定者需要認(rèn)真思考的問(wèn)題，同時(shí)宏觀經(jīng)濟(jì)較景氣時(shí)監(jiān)督型基金的負(fù)向作用得到了加強(qiáng)，這可能源自于火熱的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)伴隨著較熱的資本市場(chǎng)活動(dòng)，此時(shí)監(jiān)督型基金頻繁的投資各個(gè)上市公司，從而抑制了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)性投資，因此在宏觀經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期的基金決策值得監(jiān)管層關(guān)注。

當(dāng)然本文存在較多的局限性，主要表現(xiàn)在：第一，在提取監(jiān)督型基金的過(guò)程中損失了大量樣本，可能損失了部分有用的信息，因此結(jié)論可能存在潛在的偏誤；第二，企業(yè)中監(jiān)督型基金的變動(dòng)較為頻繁，因此這種影響作用可能存在較多的噪音；第三，對(duì)于監(jiān)督型基金對(duì)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響渠道沒(méi)有深入分析，關(guān)于機(jī)構(gòu)投資者價(jià)值創(chuàng)造還是短視行為的解釋不夠，因此以上的問(wèn)題需要后續(xù)進(jìn)一步深入展開(kāi)研究；第四，限于篇幅的原因，本文沒(méi)有對(duì)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)行檢驗(yàn)，這有待于以后深入的研究。