李爭光，年 潔，季雨薇

(鹽城工學(xué)院 經(jīng)濟管理學(xué)院，江蘇 鹽城 224002)

自1998年以來，我國在發(fā)展機構(gòu)投資者方面做出了很大的努力，在這期間，機構(gòu)投資者迅速發(fā)展，對資本市場的影響越來越大，逐漸成為資本市場的一支新興力量。經(jīng)過20多年的發(fā)展，中國資本市場已日臻完善。相對于散戶來說，機構(gòu)投資者會以投資管理建議的方式對企業(yè)進行監(jiān)督，以促使企業(yè)經(jīng)營管理的改良，進而提高企業(yè)績效。

合格境外機構(gòu)投資者(QFII)制度從2002年正式被我國引入以來，合格境外機構(gòu)投資者發(fā)展十分迅速。QFII是指經(jīng)中國證券監(jiān)督管理委員會允許在中國證券市場進行投資，并獲得國家外匯管理局批準(zhǔn)的境外資產(chǎn)管理機構(gòu)。據(jù)國家外匯管理局統(tǒng)計，到2017年1月底，中國共有276家境外機構(gòu)投資者，投資金額累計達(dá)873.09億美元。隨著經(jīng)濟全球化趨勢愈加明顯，經(jīng)濟共同體聯(lián)系日益緊密，QFII對中國證券市場的影響也越來越大。與此同時，隨著QFII所持上市公司股份的不斷增加，QFII對上市公司的治理產(chǎn)生了巨大的影響。因此，研究QFII與企業(yè)績效的相關(guān)性對上市公司治理具有重要意義。

隨著經(jīng)濟全球化的深入，QFII對國內(nèi)經(jīng)濟的發(fā)展有很大促進，但是國內(nèi)的研究者卻忽略了QFII持股對企業(yè)的影響，大多數(shù)研究都局限在一般機構(gòu)投資者對企業(yè)影響上。綜觀國內(nèi)外學(xué)者的研究結(jié)論，關(guān)于QFII的公司治理效應(yīng)存在著兩種觀點[1]。

第一種觀點支持“效率監(jiān)督假說”，即QFII可以改善公司管理，促進公司發(fā)展，有效提高企業(yè)績效。國內(nèi)有少量文獻研究了QFII與企業(yè)績效的影響，其中黃斌(2011)在其發(fā)表的一篇論文中表明，QFII持股與企業(yè)績效水平呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系[2]。王雄等(2013)通過實證研究發(fā)現(xiàn)，QFII持股與公司業(yè)績正相關(guān)[3]。童元松等(2015)研究發(fā)現(xiàn)，QFII通過獲取更多的股份，提出自己的意見，選取更加合理的方案，參與公司的管理，從而了解被投資公司，這一切均有利于提高企業(yè)績效[4]。

Suman Neupane等(2016)通過印度的IPO市場研究了國內(nèi)外機構(gòu)投資者對IPO的投資，研究發(fā)現(xiàn)[5]：外國機構(gòu)投資者和國內(nèi)機構(gòu)投資者的投資模式和股票選擇差異很大，通過研究上市時的機構(gòu)認(rèn)購情況，發(fā)現(xiàn)外國機構(gòu)投資者比國內(nèi)機構(gòu)投資者更具侵略性，更多的認(rèn)購IPO。一些研究還表明，由于擁有投資經(jīng)驗和專業(yè)知識，外國機構(gòu)投資者相對于國內(nèi)機構(gòu)投資者表現(xiàn)更為優(yōu)越(Grinblatt 和Keloharju,2000；Seasholes,2000)[6-7]。Tarun Khanna和Kfishna Pale Pu(2003)通過對印度市場的研究，發(fā)現(xiàn)QFII持股能顯著提高上市公司的業(yè)績[8-10]。Ahmadjian(2007)在書中寫到，外國投資者的股權(quán)比例由一開始的7.7%增長為后來的28%，對公司的管理有著很大影響[11]。Ueda(2007)研究了日本的資本市場、投資者關(guān)系以及投資者支持，發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者的積極行為是由外國投資者發(fā)起的，其次才是日本機構(gòu)投資者[12]。Mitsuru Mizuno(2010)研究發(fā)現(xiàn)，外國投資者對企業(yè)績效的影響，比國內(nèi)機構(gòu)投資者要大。該項研究從國外投資者和國內(nèi)機構(gòu)投資者的角度討論了公司治理結(jié)構(gòu)的演變，并闡明了機構(gòu)投資者與企業(yè)績效之間的關(guān)系[13]。就外國投資者而言，在絕大多數(shù)公司治理項目中，外資持股與公司治理指標(biāo)之間存在正相關(guān)關(guān)系。歐洲政策研究中心(1995)指出，機構(gòu)投資者的國際多樣化和日益增加的跨境活動有助于改變公司治理標(biāo)準(zhǔn)。外資股權(quán)的影響不容低估，因為歐洲的“新”投資者往往是來自美國、英國和其他國家的機構(gòu)投資者[14]。

第二種觀點支持“利益沖突假說”和“戰(zhàn)略同盟假說”，這種觀點則認(rèn)為QFII持股不會提高企業(yè)績效[15]。葉丹(2009)研究了QFII持股對企業(yè)績效的影響，發(fā)現(xiàn)QFII沒有積極參與公司治理，也沒有提高企業(yè)績效。作為目前最積極的投資者，美國養(yǎng)老基金成為了學(xué)術(shù)界研究的主要對象。Smith(1996)通過研究CalPERS的積極行為對目標(biāo)公司治理結(jié)構(gòu)的影響，發(fā)現(xiàn)美國養(yǎng)老基金持股增加了公司股東的財富，但對經(jīng)營業(yè)績沒有顯著影響[16]。Wahal(1996)、Guercio和Hawkins(1999)發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老基金股東的行為不能改善會計業(yè)績[17-18]。Stuart和Laura(2000)以養(yǎng)老基金為代表，對機構(gòu)投資者的積極行為進行研究，發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者雖然在短期內(nèi)通過改革公司治理結(jié)構(gòu)有效地提高了企業(yè)績效，但長期效果并不顯著[19]。Michael(1996)認(rèn)為機構(gòu)投資者的積極行為雖然可以改善企業(yè)治理情況，卻沒有顯著提高企業(yè)績效[20]。

從上述國內(nèi)外文獻綜述可以看出，合格境外機構(gòu)投資者與企業(yè)績效之間的關(guān)系尚未形成一致結(jié)論。目前，全球股票市場的特點是機構(gòu)投資者迅速增加，機構(gòu)投資者的這種擴張影響著企業(yè)績效。因此，機構(gòu)投資者的行為已經(jīng)成為影響企業(yè)績效極其重要的因素。故本文從企業(yè)績效的視角考察QFII的公司治理效應(yīng)。

一、理論分析與研究假設(shè)

1.QFII持股對企業(yè)績效的影響

《新京報》發(fā)表的一篇文章指出，QFII在投資國內(nèi)公司時比國內(nèi)基金更注重公司的治理結(jié)構(gòu)。例如，QFII在進行投資時，會選擇管理回報比較高的公司。這背后的邏輯是，公司管理層的薪酬與公司的經(jīng)營業(yè)績密切相關(guān)。管理層的高報酬可能意味著公司有更好的經(jīng)營業(yè)績。如果公司高管的薪酬低于行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)，則意味著管理層沒有足夠的動力去主動地工作，或者管理層可能從秘密渠道獲得上市公司的非法收入。此外，考慮到中國的特殊情況，管理層的高薪酬可能意味著公司的財務(wù)和薪酬政策更加透明和標(biāo)準(zhǔn)化，以及公司治理結(jié)構(gòu)可能會相對完整。此外，QFII在股權(quán)結(jié)構(gòu)改革過程中也發(fā)揮著積極的作用。例如，研究表明，擁有QFII和國內(nèi)基金的公司將在股票交易改革中經(jīng)歷更短的時間，QFII的作用將高于國內(nèi)基金。作為國外股東，QFII很少屈服于大股東的壓力，發(fā)揮監(jiān)督者作用的可能性更高。通過QFII在改進公司治理方面的作用，畢馬威事務(wù)所等相關(guān)研究進一步表明，與沒有QFII作為股東的公司相比，QFII作為股東的公司具有更好的經(jīng)營業(yè)績。QFII的持股規(guī)模與公司的財務(wù)表現(xiàn)和股票市場表現(xiàn)均呈正相關(guān)關(guān)系。

國內(nèi)外學(xué)者認(rèn)為QFII是否改進公司治理結(jié)構(gòu)繼而提升企業(yè)業(yè)績存在三種假說：效率監(jiān)督假說是指QFII結(jié)合自己國內(nèi)的企業(yè)管理經(jīng)驗，對參與的企業(yè)提出建議，具有促進作用;利益沖突假說是指QFII和公司之間存在分歧，QFII更加注重利益，而公司既要追求利益，又要追求業(yè)績；戰(zhàn)略同盟假說是指QFII和公司高管認(rèn)為雙方相互合作是有益的，這種合作降低了機構(gòu)投資者監(jiān)督公司高管所產(chǎn)生的對公司價值的正效應(yīng)。后兩種假說都認(rèn)為QFII的參與會對公司產(chǎn)生負(fù)面影響，影響公司的正常發(fā)展。

QFII持股與企業(yè)績效之間存在何種關(guān)系主要取決于上述探討的QFII與企業(yè)績效關(guān)系的三種假說。假如QFII發(fā)揮了效率監(jiān)督的作用，可以有效地減少管理層的投機行為或自身利益行為，有效地監(jiān)督上市公司，督促管理層更加關(guān)注企業(yè)績效，那么可以預(yù)期QFII持股比例與企業(yè)績效之間存在正相關(guān)關(guān)系。如果QFII參與公司治理干擾了管理層和董事會的工作，影響了公司正常的經(jīng)營業(yè)務(wù)秩序，降低了公司治理水平，我們預(yù)期在這種情況下，QFII持股比例與企業(yè)績效之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)1：

H1a：在保證其他條件不變時，根據(jù)效率監(jiān)督假說，合格境外機構(gòu)投資者持股與企業(yè)績效正相關(guān)；

H1b：在保證其他條件不變時，根據(jù)利益沖突假說和戰(zhàn)略同盟假說，合格境外機構(gòu)投資者持股與企業(yè)績效負(fù)相關(guān)。

2.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對QFII與企業(yè)績效之間關(guān)系的影響

現(xiàn)有文獻大多關(guān)注QFII對整體上市公司績效的影響，很少有文獻進一步研究產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對QFII與企業(yè)績效之間關(guān)系的影響。上市公司終極控制人性質(zhì)的不同會使公司之間的治理結(jié)構(gòu)存在差異，從而導(dǎo)致企業(yè)績效水平有所不同。因此，根據(jù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同，本文提出假設(shè)2：

H2a：在其他條件不變的前提下，與民營企業(yè)相比，合格境外機構(gòu)投資者對國有企業(yè)績效的影響更加顯著；

H2b：在其他條件不變的前提下，與國有企業(yè)相比，合格境外機構(gòu)投資者對民營企業(yè)績效的影響更加明顯。

二、研究設(shè)計

1.樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取了CSMAR數(shù)據(jù)庫中2007—2016年滬深兩市A股上市公司作為研究樣本。本文的篩選過程如下：(1)財務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)缺失的上市公司；(2)企業(yè)終極控制股東性質(zhì)不能判斷及缺失的上市公司；(3)其他控制變量缺失的上市公司；(4)QFII持股比例數(shù)據(jù)缺失的上市公司；(5)對主要連續(xù)變量在1%(99%)的水平上進行了縮尾。經(jīng)過上述篩選過程，最終，共獲得2068個觀測值。

2.變量的選擇與定義

本文選擇的因變量是企業(yè)績效指標(biāo)。雖然有很多度量企業(yè)績效水平的指標(biāo)，但在本文中主要選取總資產(chǎn)收益率ROA、每股收益EPS以及托賓Q值(TOBINQ)進行度量。

總資產(chǎn)收益率ROA和每股收益EPS從會計業(yè)績層面衡量了企業(yè)績效。托賓Q在一定程度上反映了證券市場對企業(yè)績效的反應(yīng)，從股本擴張能力的角度出發(fā)進行考察。

文中解釋變量選取QFII持股比例進行度量。

本文借鑒了李爭光等[21](2014)的實證模型，我們對一些指標(biāo)進行了控制，主要有資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)規(guī)模和市值賬面比。為了控制年度和行業(yè)對企業(yè)績效的影響，本文在回歸模型中還加入了年度和行業(yè)虛擬變量。主要變量定義詳見表1。

表1主要變量定義表

變量名稱變量符號計算方法總資產(chǎn)收益率ROA凈利潤/平均總資產(chǎn),其中平均總資產(chǎn)=(本年末總資產(chǎn)+上年末總資產(chǎn))/2每股收益EPS凈利潤/普通股股數(shù)托賓Q值TOBINQ(股權(quán)市值+負(fù)債賬面價值)/總資產(chǎn),其中股權(quán)市值=流通股股數(shù)×年末收盤價+非流通股股數(shù)×每股凈資產(chǎn)QFII持股比例FRQFII持股股數(shù)/總股數(shù)資產(chǎn)負(fù)債率LEV負(fù)債總額/資產(chǎn)總額企業(yè)規(guī)模SIZE企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)市值賬面比MBR股權(quán)市值/所有者權(quán)益終極控制人性質(zhì)SOE終極控制人性質(zhì)虛擬變量,企業(yè)的終極控制股東為國有企業(yè)時取1,否則取0年度Year年度虛擬變量行業(yè)Industry行業(yè)虛擬變量

3.實證模型

采用如下模型(1)來檢驗QFII持股對企業(yè)績效的影響：

Performanceit=β0+β1FRit+β2LEVit+

β3SIZEit+β4MBRit+β5SOEit+

∑Year+∑Industry+εit

(1)

其中，Performanceit為企業(yè)i在t年的企業(yè)績效。企業(yè)績效指標(biāo)將分別用總資產(chǎn)收益率、每股收益、托賓Q值來衡量；FRit是企業(yè)i在t年的合格境外機構(gòu)投資者持股比例；LEVit是企業(yè)i在t年的資產(chǎn)負(fù)債率；SIZEit是企業(yè)i在t年的企業(yè)規(guī)模；MBRit是企業(yè)i在t年的市值賬面比；SOEit是企業(yè)i在t年的終極控制人性質(zhì)虛擬變量；∑Year是年度虛擬變量；∑Industry是行業(yè)虛擬變量；εit是誤差項。我們按照終極控制人性質(zhì)，采用模型(1)進行分樣本回歸，以檢驗產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對QFII持股與企業(yè)績效之間關(guān)系的影響。

四、實證結(jié)果分析

1.描述性統(tǒng)計

表2報告了主要連續(xù)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表2可以發(fā)現(xiàn)，總資產(chǎn)收益率、每股收益、托賓Q值的均值(中位數(shù))分別為0.063(0.057)、0.606(0.463)、2.144(1.740)，標(biāo)準(zhǔn)差較小。QFII持股比例的均值(中位數(shù))為1.67%(0.85%)，說明我國上市公司的QFII持股比例較低，這是因為我國作為一個新興的資本市場，引入QFII的時間較短，QFII正處于初步發(fā)展階段。根據(jù)樣本可以發(fā)現(xiàn)，中國上市公司大多為國有企業(yè)控股，占到54.6%。

表2樣本描述性統(tǒng)計

變量樣本量均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值Q1中位數(shù)Q3最大值ROA20680.0630.059-0.1270.0260.0570.0940.236EPS20680.6060.643-0.9140.2260.4630.8213.344TOBINQ20682.1441.2640.9061.2971.7402.5277.790FR20680.01670.02970.00070.00400.00850.01620.1870LEV20680.4560.2190.0540.2800.4440.6130.949SIZE206822.6791.67520.00221.54922.41023.37528.716MBR20683.0542.1940.6961.6472.4323.70113.674SOE20680.546——————

2.相關(guān)性分析

表3報告了主要變量之間的相關(guān)性分析。在pearson相關(guān)系數(shù)中，F(xiàn)R與EPS顯著正相關(guān)，與ROA、TOBINQ顯著負(fù)相關(guān)；在spearman相關(guān)系數(shù)中，F(xiàn)R與ROA、EPS、TOBINQ顯著正相關(guān)。單變量檢驗的結(jié)果并沒有驗證假設(shè)1與假設(shè)2，為了控制其他變量的影響，本文將在下面作多元回歸分析。

表3Pearson(Spearman)相關(guān)系數(shù)

變量名ROAEPSTOBINQFRLEVSIZEMBRSOEROA10.683???0.368???0.078??-0.508???-0.153???0.208???-0.209???EPS0.600???1-0.055??0.146???-0.041?0.300???-0.071??-0.032TOBINQ0.245???-0.046??10.133???-0.421???-0.573???0.909???-0.247???FR-0.091???0.143???-0.072??10.018-0.122???0.144???-0.126???LEV-0.463???0.008-0.312???0.237???10.472???-0.108???0.312???SIZE-0.142???0.330???-0.443???0.294???0.552???1-0.433???0.336???MBR0.087???-0.077??0.872???-0.06??-0.021-0.355???1-0.154???SOE-0.187???0.013-0.188???-0.0340.308???0.310???-0.102???1

注：左下角(右上角)為pearson(spearman)相關(guān)系數(shù)；“***”、“**”、“*”分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

3.實證結(jié)果及分析

(1)QFII與企業(yè)績效

表4報告了假設(shè)1的檢驗結(jié)果，我們可以發(fā)現(xiàn)FR與ROA、EPS、TOBIN Q之間顯著正相關(guān)，即QFII持股越高，企業(yè)績效越好，支持了效率監(jiān)督假說，H1a得到驗證。

在控制變量方面，當(dāng)企業(yè)績效的因變量為總資產(chǎn)收益率和每股收益時，資產(chǎn)負(fù)債率的系數(shù)是負(fù)的，二者均在1%的水平上顯著，表明公司的資產(chǎn)負(fù)債率越高，企業(yè)績效越差，這與李爭光等[21](2014)的研究結(jié)論一致。企業(yè)規(guī)模的系數(shù)是正的，且在1%的水平上顯著，表明企業(yè)規(guī)模越大，規(guī)模效應(yīng)越好，企業(yè)績效越好。公司成長性市賬比MBR的系數(shù)是正的，且在1%的水平上顯著，表明公司成長機會越好，企業(yè)績效越好。終極控制人性質(zhì)的系數(shù)是負(fù)的，分別在1%、5%的水平上顯著。當(dāng)企業(yè)績效的因變量為TOBINQ時，資產(chǎn)負(fù)債率LEV的系數(shù)是負(fù)的、市賬比MBR的系數(shù)是正的，二者均在1%的水平上顯著，與第1列、第2列得出的結(jié)果一致。企業(yè)規(guī)模的系數(shù)為負(fù)、終極控制人的系數(shù)為正，但不顯著。

表4QFII持股與企業(yè)績效回歸結(jié)果

變量因變量ROA(1)因變量EPS(2)因變量TOBINQ(3)截距項-0.210???(-7.79)-4.780???(-15.25)1.624???(6.23)FR0.079?(1.67)2.421???(4.38)1.304???(2.83)LEV-0.169???(-23.93)-0.907???(-11.04)-1.885???(-27.58)SIZE0.015???(13.17)0.242???(18.72)-0.005(-0.43)MBR0.005???(8.69)0.040???(5.66)0.495???(84.84)SOE-0.015???(-5.69)-0.066??(-2.18)0.024(0.94)年度效應(yīng)已控制已控制已控制行業(yè)效應(yīng)已控制已控制已控制Obs206820682068AdjR20.2920.1930.855F統(tǒng)計值28.51???16.94???395.06???

注：括號內(nèi)為t值；“***”、“**”和“*”分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

(2)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對QFII持股與企業(yè)績效之間關(guān)系的影響。為了進一步驗證終極控制人性質(zhì)對QFII持股與企業(yè)績效之間關(guān)系的影響，我們進行了分樣本回歸分析。分樣本回歸分析的結(jié)果如表5所示，當(dāng)終極控制人性質(zhì)為國有企業(yè)時，F(xiàn)R與ROA、EPS、TOBINQ顯著正相關(guān)；當(dāng)終極控制人性質(zhì)為民營企業(yè)時，F(xiàn)R與企業(yè)績效的因變量TOBINQ顯著正相關(guān)，與因變量ROA正相關(guān)、與EPS負(fù)相關(guān)，但并不顯著，這支持了假設(shè)H2a，說明了QFII對國有企業(yè)績效的正向影響比非國有企業(yè)更為顯著。

4.穩(wěn)健性檢驗

(1)本文選擇了凈資產(chǎn)收益率ROE作為企業(yè)績效的替代變量檢驗QFII對企業(yè)績效的影響，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表6所示。通過表6的第1列的數(shù)據(jù)，我們可以發(fā)現(xiàn)FR與ROE正相關(guān)，且在1%的水平上顯著，這表明QFII持股比例的增加有助于提高企業(yè)績效，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與表4中的研究結(jié)論一致。

通過表6的第2列、第3列可以發(fā)現(xiàn)。當(dāng)企業(yè)終極控制股東為國有企業(yè)時，F(xiàn)R與ROE正相關(guān)，且在1%的水平上顯著；當(dāng)企業(yè)終極控制股東為非國有企業(yè)時，F(xiàn)R與ROE不顯著，這與表5的研究結(jié)論一致。

表5產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對QFII持股與企業(yè)績效之間關(guān)系影響的回歸結(jié)果

變量SOE=1SOE=0ROAEPSTOBINQROAEPSTOBINQ截距項-0.126???(-4.06)-4.114???(-9.62)2.388???(6.74)-0.461???(-9.08)-6.320???(-14.12)0.172(0.48)FR0.221??(3.35)6.302???(6.94)1.477??(1.96)0.027(0.40)-0.512(-0.87)1.054??(2.25)LEV-0.180???(-20.82)-1.256???(-10.51)-1.711???(-17.27)-0.173???(-14.46)-0.693???(-6.56)-2.288???(-27.18)SIZE0.010???(7.92)0.213???(12.44)-0.028??(-1.99)0.026???(12.51)0.308???(16.53)0.049??(3.30)MBR0.006???(8.39)0.059???(5.63)0.431???(49.74)0.005???(5.34)0.024???(2.79)0.573???(84.58)年度效應(yīng)已控制已控制已控制已控制已控制已控制行業(yè)效應(yīng)已控制已控制已控制已控制已控制已控制Obs113011301130938938938AdjR20.3390.2000.7870.2620.3310.930F統(tǒng)計值20.95???10.75???144.69???12.07???16.44???415.98???

注：括號內(nèi)為t值；“***”、“**”和“*”分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

表6QFII與企業(yè)績效(ROE)回歸結(jié)果

變量ROE(1)SOE=1ROE(2)SOE=0ROE(3)截距項-0.483???(-8.81)-0.349???(-4.85)-0.895???(-10.32)FR0.292???(3.02)0.648???(4.24)0.139(1.21)LEV-0.150???(-10.42)-0.194???(-9.67)-0.131???(-6.38)SIZE0.029???(12.63)0.021???(7.23)0.048???(13.19)MBR0.009???(7.31)0.011???(6.53)0.007???(4.54)年度效應(yīng)已控制已控制已控制行業(yè)效應(yīng)已控制已控制已控制Obs20681130938AdjR20.1160.1370.181F統(tǒng)計值9.71???7.17???7.91???

注：括號內(nèi)為t值；“***”、“**”和“*”分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

(2)考慮到內(nèi)生性問題，本文采用滯后一期的QFII持股比例來檢驗其對企業(yè)績效的影響，滯后一期的QFII持股比例用LagFR來表示，回歸結(jié)果如表7、表8所示。其中表7報告假設(shè)1的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果；表8報告假設(shè)2的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。從表7可以看出，當(dāng)QFII持股比例滯后一期時，LagFR與總資產(chǎn)收益率ROA呈正相關(guān)，但不顯著,與每股收益、托賓Q值顯著正相關(guān)，且在5%的水平上顯著，這與表4得出的結(jié)論基本一致。

從表8中可以看出，當(dāng)企業(yè)終極控制股東為國有企業(yè)時，LagFR與因變量ROA、EPS、TOBINQ顯著正相關(guān)，分別在1%、1%、1%的水平上顯著；當(dāng)企業(yè)終極控制股東為非國有企業(yè)時，LagFR與因變量ROA、EPS、TOBINQ不顯著，再次驗證了假設(shè)H2a。

表7QFII滯后一期與企業(yè)績效回歸結(jié)果

變量因變量ROA(1)因變量EPS(2)因變量TOBINQ(3)截距項-0.283???(-6.30)-6.565???(-10.88)0.764?(1.93)LagFR0.001(1.09)0.023???(2.82)0.017??(3.12)LEV-0.191???(-15.16)-1.044???(-6.17)-2.151???(-19.35)SIZE0.016???(9.03)0.306???(13.00)-0.033(-2.11)MBR0.008???(7.19)0.062???(4.33)0.503???(53.11)SOE-0.012???(-2.86)-0.030(-0.53)0.007(0.19)年度效應(yīng)已控制已控制已控制行業(yè)效應(yīng)已控制已控制已控制Obs765765765AdjR20.3560.2620.875F統(tǒng)計值15.59???10.34???185.01???

注：括號內(nèi)為t值；“***”、“**”和“*”分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

表8QFII滯后一期與企業(yè)績效分樣本回歸結(jié)果

變量SOE=1SOE=0ROAEPSTOBINQROAEPSTOBINQ截距項-0.186???(-3.83)-5.527???(-7.28)1.138??(2.29)-0.626???(-6.37)-9.162???(-9.56)0.513(0.85)LagFR0.003???(3.08)0.071???(5.22)0.028???(3.15)-0.0002(-0.18)-0.008(-0.92)0.007(1.39)LEV-0.215???(-15.10)-1.587???(-7.13)-2.252???(-15.50)-0.184???(-7.46)-0.411?(-1.71)-1.947???(-12.91)SIZE0.012???(6.57)0.273???(9.56)0.028(1.51)0.028???(7.09)0.393???(10.05)0.030(1.24)MBR0.008???(6.89)0.076???(3.96)0.446???(35.72)0.007???(3.29)0.043??(2.24)0.616???(50.72)年度效應(yīng)已控制已控制已控制已控制已控制已控制行業(yè)效應(yīng)已控制已控制已控制已控制已控制已控制Obs467467467298298298AdjR20.4180.2810.8370.3480.4520.945F統(tǒng)計值13.38???7.73???89.90???7.89???11.66???222.82???

注：括號內(nèi)為t值；“***”、“**”和“*”分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

四、結(jié)語

本文選取2007—2016年的A股上市公司作為研究樣本，考察了合格境外機構(gòu)投資者持股對企業(yè)績效的影響。研究發(fā)現(xiàn)，合格境外機構(gòu)投資者持股比例與企業(yè)績效顯著正相關(guān)，即能有效提高企業(yè)績效。本文還進一步考察了終極控制人性質(zhì)對合格境外機構(gòu)投資者持股與企業(yè)績效之間關(guān)系的影響，經(jīng)驗證據(jù)表明，與民營企業(yè)相比，合格境外機構(gòu)投資者對國有企業(yè)的績效影響更加顯著。

本文通過實證分析研究了合格境外機構(gòu)投資者持股與企業(yè)績效之間的關(guān)系，其研究結(jié)果具有一定的理論和現(xiàn)實意義。第一，本文從企業(yè)績效的角度考察了QFII持股對公司治理的影響，研究發(fā)現(xiàn)合格境外機構(gòu)投資者能夠提升企業(yè)績效，從而豐富了企業(yè)績效的影響因素以及合格境外機構(gòu)投資者公司治理效應(yīng)領(lǐng)域的研究。第二，為了進一步研究終極控股人性質(zhì)對QFII持股與企業(yè)績效之間關(guān)系的影響，本文進行了分樣本回歸分析。我們發(fā)現(xiàn)，與民營企業(yè)相比，合格境外機構(gòu)投資者對國有企業(yè)績效的影響更為顯著,這可能是因為中國的資本市場環(huán)境對QFII的投資決策有很大的影響。中國作為一個“新興”與“轉(zhuǎn)型”兼具的資本市場，QFII進入中國資本市場的時間很短，在進行投資選股時，往往會選擇績效較好的公司。由于國有企業(yè)控股的上市公司本身就具有比較穩(wěn)定和完善的公司治理體系，而非國有企業(yè)控股的上市公司可能會因為信息披露不充分、公司治理結(jié)構(gòu)不完善導(dǎo)致企業(yè)績效水平低下，因此，QFII在進行投資選股時為了減少投資風(fēng)險會更偏向于國有企業(yè)控股的上市公司。