機(jī)構(gòu)共同持股與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

杜 勇 ， 馬文龍

（西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶 400715）

一、引 言

黨的十九大報(bào)告提出，我國(guó)經(jīng)濟(jì)已由高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，同時(shí)明確了提升全要素生產(chǎn)率的緊迫性。經(jīng)濟(jì)發(fā)展要從追求增長(zhǎng)速度向創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開(kāi)放、共享集約式目標(biāo)轉(zhuǎn)變，逐步實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)，而在此階段最重要的影響因素是企業(yè)能否持續(xù)提高全要素生產(chǎn)率（劉志彪和凌永輝，2020）。在企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響因素方面，目前學(xué)術(shù)界認(rèn)為主要包括宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性和微觀要素投入等，即企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高需要市場(chǎng)科學(xué)有效地配置要素和資源（龔關(guān)和胡關(guān)亮，2013），加快技術(shù)進(jìn)步，提高創(chuàng)新能力（王杰和劉斌，2014），進(jìn)而對(duì)企業(yè)運(yùn)行過(guò)程中的閑置要素進(jìn)行再分配和利用，更科學(xué)地配置生產(chǎn)要素，助力企業(yè)提質(zhì)增效。雖然已有文獻(xiàn)已經(jīng)探討機(jī)構(gòu)投資者對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響（于成永和李昊翔，2020；王瑤和郭澤光，2021），但研究視角僅從機(jī)構(gòu)投資者持股行為及比例出發(fā)，忽視了由共同機(jī)構(gòu)投資者①共同機(jī)構(gòu)投資者是指在同行業(yè)持有多家上市公司重大股權(quán)的機(jī)構(gòu)投資者，本文參照已有研究，將重大股權(quán)界定為季度上機(jī)構(gòu)投資者在同行業(yè)上市公司持股比例超過(guò)5%的情形（He和Huang，2017；Chen等，2018）。持股多家企業(yè)形成的同群效應(yīng)，而企業(yè)間形成網(wǎng)絡(luò)聯(lián)結(jié)勢(shì)必會(huì)影響企業(yè)的要素投入。據(jù)統(tǒng)計(jì)，1980年至2014年，美國(guó)資本市場(chǎng)中與同行業(yè)企業(yè)擁有共同機(jī)構(gòu)大股東（持股比例超過(guò)5%）的上市公司比例從不足10%躍升至約60%（He和Huang，2017）。近年來(lái)，我國(guó)A股市場(chǎng)散戶不斷減少，機(jī)構(gòu)持股現(xiàn)象不斷增多，2020年機(jī)構(gòu)投資者在A股自由流通市值中持股比例已高達(dá)48%。同時(shí)機(jī)構(gòu)投資者持股同行業(yè)多家企業(yè)的現(xiàn)象也不斷增多，逐漸成為一個(gè)廣泛的和重要的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象（He和Huang，2017）。

機(jī)構(gòu)共同持股是指機(jī)構(gòu)投資者持有同一行業(yè)中多家上市公司股權(quán)（He和Huang，2017；Chen等，2018）。相較于一般機(jī)構(gòu)投資者，機(jī)構(gòu)共同持股能夠彌補(bǔ)單一機(jī)構(gòu)投資者持股的不足，其信息優(yōu)勢(shì)和管理經(jīng)驗(yàn)帶來(lái)的行業(yè)協(xié)同和監(jiān)督治理效應(yīng)也會(huì)影響被共同持股企業(yè)的經(jīng)營(yíng)發(fā)展。已有文獻(xiàn)指出，共同機(jī)構(gòu)投資者能夠從多家同行公司的治理水平改善中獲益，因此更愿意通過(guò)參與議案投票來(lái)顯著降低同行公司之間的競(jìng)爭(zhēng)，從而產(chǎn)生正外部性（Azar等，2018），以有效緩解高管與股東之間的代理矛盾（He和Huang，2017）。與此同時(shí)，機(jī)構(gòu)共同持股這一新興的所有權(quán)模式，讓機(jī)構(gòu)投資者擁有更充分的行業(yè)信息和更豐富的管理經(jīng)驗(yàn)，這種優(yōu)勢(shì)不僅有助于發(fā)現(xiàn)企業(yè)資源配置方面的不足，而且能夠更有效地實(shí)施監(jiān)督，改善上市公司盈余信息質(zhì)量（杜勇等，2021）。當(dāng)共同機(jī)構(gòu)投資者持股多家企業(yè)時(shí)，可以使企業(yè)交流更加頻繁緊密，話語(yǔ)權(quán)也隨著其持股比例的提高而增大，從而便于積極協(xié)調(diào)同行業(yè)企業(yè)間的不當(dāng)競(jìng)爭(zhēng)和沖突。在機(jī)構(gòu)共同持股同行業(yè)企業(yè)形成同群效應(yīng)的背景下，機(jī)構(gòu)共同持股會(huì)強(qiáng)化其協(xié)同治理作用，有利于其積極主動(dòng)參與公司治理，以此來(lái)維護(hù)中小股東的利益，從而有效遏制出現(xiàn)個(gè)別股東“搭便車”的行為（Pound，1988），最終有助于提升企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理水平，增強(qiáng)企業(yè)綜合競(jìng)爭(zhēng)力。值得注意的是，機(jī)構(gòu)共同持股也存在合謀獲利效應(yīng)，出于風(fēng)險(xiǎn)分散傾向，追逐行業(yè)紅利，規(guī)避個(gè)股對(duì)總投資收益的影響，致使共同機(jī)構(gòu)投資者持股同行業(yè)多家企業(yè)，因其持股較為集中，利益博弈增加，導(dǎo)致市場(chǎng)短期波動(dòng)加大，市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)上升。此時(shí)，共同機(jī)構(gòu)投資者持股會(huì)給企業(yè)帶來(lái)無(wú)效監(jiān)督甚至負(fù)面監(jiān)督（Pound，1988），即共同機(jī)構(gòu)投資者為了一己私利，可能會(huì)發(fā)生與管理層合謀的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避行為，而出現(xiàn)侵占其他股東利益的情況?！盁o(wú)效監(jiān)督假說(shuō)”中提到：由于機(jī)構(gòu)投資者不愿付出過(guò)高成本去干預(yù)公司或傾向于選擇投資治理水平較高的企業(yè)，而對(duì)公司治理無(wú)顯著影響。此情景下的共同機(jī)構(gòu)投資者如果出現(xiàn)負(fù)面監(jiān)督行為，不僅會(huì)影響一家企業(yè)，還可能會(huì)波及同行業(yè)其他多家企業(yè)，其持股比例越高，其負(fù)面影響可能越大。

現(xiàn)有相關(guān)研究將機(jī)構(gòu)投資者持股的公司組合中的個(gè)體公司視為互相獨(dú)立的研究對(duì)象，僅強(qiáng)調(diào)機(jī)構(gòu)投資者持股比例在單個(gè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率方面發(fā)揮了作用，而沒(méi)有識(shí)別因機(jī)構(gòu)共同持股建立的企業(yè)網(wǎng)絡(luò)對(duì)被持股企業(yè)全要素生產(chǎn)率可能產(chǎn)生的影響。鑒于此，本文的研究問(wèn)題是：共同機(jī)構(gòu)投資者持股能否提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率？機(jī)構(gòu)共同持股、同行業(yè)聯(lián)結(jié)程度和機(jī)構(gòu)共同持股比例是否會(huì)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響？其影響機(jī)理是怎樣的？對(duì)此，本文以2007–2019年A股上市公司為研究對(duì)象，從是否存在機(jī)構(gòu)共同持股、同行業(yè)聯(lián)結(jié)程度和共同持股比例三個(gè)維度，探索機(jī)構(gòu)共同持股對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：機(jī)構(gòu)共同持股能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率；其聯(lián)結(jié)程度和持股比例越高，對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升作用越強(qiáng)；機(jī)構(gòu)共同持股促進(jìn)了企業(yè)研發(fā)投入，降低了代理成本。經(jīng)過(guò)工具變量、安慰劑檢驗(yàn)、更換被解釋變量、改變機(jī)構(gòu)共同持股的界定門(mén)檻等七方面的穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后，該結(jié)論依然成立。

本文的研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三方面：第一，為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響因素研究提供新視角。已有研究將機(jī)構(gòu)投資者視為獨(dú)立的決策個(gè)體（于成永和李昊翔，2020；王瑤和郭澤光，2021），忽視了由機(jī)構(gòu)共同持股下多家企業(yè)之間的行業(yè)同群效應(yīng)，本文聚焦機(jī)構(gòu)共同持股行為，提供的證據(jù)表明借助共同機(jī)構(gòu)投資者的信息優(yōu)勢(shì)和行業(yè)經(jīng)驗(yàn)，能夠通過(guò)加大企業(yè)創(chuàng)新投入和降低代理成本兩條路徑來(lái)協(xié)調(diào)企業(yè)資源配置，在資本市場(chǎng)中扮演治理角色，擴(kuò)充了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的運(yùn)用情景，豐富了現(xiàn)有文獻(xiàn)有關(guān)同行業(yè)企業(yè)之間相互作用對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響的相關(guān)研究。第二，豐富機(jī)構(gòu)共同持股產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果相關(guān)文獻(xiàn)。雖然企業(yè)通過(guò)共同機(jī)構(gòu)投資者與其他企業(yè)形成聯(lián)系的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象越來(lái)越普遍，但現(xiàn)有研究主要圍繞西方發(fā)達(dá)資本市場(chǎng)展開(kāi)，對(duì)于中國(guó)新興市場(chǎng)，機(jī)構(gòu)共同持股的作用機(jī)制有待進(jìn)一步深入探討。相較于單一機(jī)構(gòu)投資者持股，共同機(jī)構(gòu)投資者可能對(duì)企業(yè)的影響更直接、更深入，探討機(jī)構(gòu)共同持股的經(jīng)濟(jì)影響具有更強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。本文從是否存在機(jī)構(gòu)共同持股、同行業(yè)聯(lián)結(jié)程度和機(jī)構(gòu)共同持股比例三個(gè)維度豐富了機(jī)構(gòu)共同持股的內(nèi)涵邏輯，基于企業(yè)全要素生產(chǎn)率這一重要的戰(zhàn)略視角認(rèn)識(shí)機(jī)構(gòu)共同持股的作用，為驗(yàn)證機(jī)構(gòu)共同持股產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)提供了新的證據(jù)支持，驗(yàn)證了機(jī)構(gòu)共同持股的治理作用，發(fā)現(xiàn)共同機(jī)構(gòu)投資者持股可以促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。第三，為我國(guó)政府部門(mén)監(jiān)管市場(chǎng)、制定政策提供經(jīng)驗(yàn)借鑒。研究表明，機(jī)構(gòu)共同持股背景下能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，應(yīng)充分發(fā)揮共同機(jī)構(gòu)投資者持股的優(yōu)勢(shì)，保障機(jī)構(gòu)共同持股的可持續(xù)性，逐步提高共同機(jī)構(gòu)投資者持股比例；同時(shí)，加強(qiáng)監(jiān)管和績(jī)效考核，進(jìn)一步規(guī)范市場(chǎng)，引導(dǎo)機(jī)構(gòu)共同持股在新一輪國(guó)有企業(yè)混合所有制改革中發(fā)揮作用，激發(fā)國(guó)有企業(yè)發(fā)展活力，借助資本市場(chǎng)中這一新興所有權(quán)模式構(gòu)建提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的長(zhǎng)效機(jī)制，構(gòu)建高質(zhì)量、高效率、高水平的資本市場(chǎng)，助力我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)。

二、理論分析與研究假設(shè)

宏觀層面，全要素生產(chǎn)率作為要素貢獻(xiàn)分析的重要工具，是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的主要?jiǎng)恿?，已成為各地區(qū)、行業(yè)制定發(fā)展戰(zhàn)略的重要參考，能否長(zhǎng)期有效地提升全要素生產(chǎn)率成為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的決定性因素。微觀層面，提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率已成為企業(yè)優(yōu)化要素配置和實(shí)現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的突破口和著力點(diǎn)。已有研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策、要素組合等都對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在影響，如對(duì)裝備制造企業(yè)而言，融資約束會(huì)降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率，政府補(bǔ)貼會(huì)抵消其對(duì)全要素生產(chǎn)率的抑制作用（任曙明和呂鐲，2014），企業(yè)所得稅率的降低可以緩解融資約束、優(yōu)化企業(yè)資源配置，同時(shí)加大創(chuàng)新投入（鄭寶紅和張兆國(guó)，2018）、引進(jìn)優(yōu)秀人才（Hsieh和Klenow，2009）等均會(huì)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高發(fā)揮作用。目前學(xué)術(shù)界認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步對(duì)要素投入產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率影響較大，但股權(quán)集中度、制衡度及股東性質(zhì)等公司股權(quán)結(jié)構(gòu)也會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率有一定影響（葉彬和任佩瑜，2010）。機(jī)構(gòu)共同持股既可以發(fā)揮單一機(jī)構(gòu)投資者的資金優(yōu)勢(shì)及專業(yè)優(yōu)勢(shì)，還能通過(guò)行業(yè)信息優(yōu)勢(shì)形成同群效應(yīng)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。如果共同機(jī)構(gòu)投資者積極參與企業(yè)管理，則可以發(fā)揮協(xié)同治理效應(yīng)；如果共同機(jī)構(gòu)投資者參與合謀，注重短期收益，則對(duì)企業(yè)發(fā)展帶來(lái)不利影響?；诖耍疚姆治鰴C(jī)構(gòu)共同持股對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)理可能表現(xiàn)為以下兩方面：

（一）機(jī)構(gòu)共同持股協(xié)同治理效應(yīng)

機(jī)構(gòu)共同持股的一個(gè)最大好處是信息共享產(chǎn)生的規(guī)模經(jīng)濟(jì)（Kacperczyk等，2015），相較于非共同持股的機(jī)構(gòu)投資者，機(jī)構(gòu)共同持股對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響主要表現(xiàn)在以下兩方面：

1.從能力角度來(lái)看，具有更強(qiáng)的監(jiān)督治理能力。當(dāng)他們?cè)谕恍袠I(yè)共同擁有多家企業(yè)股權(quán)時(shí)，共同機(jī)構(gòu)投資者可以獲取多家企業(yè)的私有信息，強(qiáng)化了機(jī)構(gòu)投資者的投資決策能力。共同機(jī)構(gòu)投資者參與同行業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)過(guò)程中積累了監(jiān)督經(jīng)驗(yàn)、管理知識(shí)和行業(yè)專長(zhǎng)（潘越等，2020），使得共同機(jī)構(gòu)投資者相較于非共同機(jī)構(gòu)投資者擁有更強(qiáng)更快的信息獲取和分析處理能力（He等，2019），也使得他們相較于一般的機(jī)構(gòu)投資者和其他股東對(duì)管理層提供的決策信息有更強(qiáng)的解讀能力。已有研究也發(fā)現(xiàn)，首先，共同機(jī)構(gòu)投資者因擁有行業(yè)信息和管理經(jīng)驗(yàn)的優(yōu)勢(shì)，可以更有效地減少同行業(yè)企業(yè)內(nèi)部間信息不對(duì)稱問(wèn)題，進(jìn)而緩解代理問(wèn)題（Kang等，2018；Chen等，2018）；其次，共同機(jī)構(gòu)投資者不僅具有信息收集和信息分析的優(yōu)勢(shì)（He等，2019），還能助其掌握行業(yè)動(dòng)態(tài)，并以此增強(qiáng)與企業(yè)博弈中的話語(yǔ)權(quán)（Edmans等，2019），從而挖掘更多真實(shí)有效信息，通過(guò)機(jī)構(gòu)共同持股減少盈余管理，提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量（杜勇等，2021）；最后，共同機(jī)構(gòu)投資者的協(xié)同治理能力會(huì)增強(qiáng)其對(duì)公司內(nèi)部治理的影響，當(dāng)管理層向股東大會(huì)提交提案時(shí)，能夠增加其對(duì)管理層提交股東大會(huì)提案中投反對(duì)票的可能（He等，2019），從而提高總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率，提升企業(yè)價(jià)值（周泰云等，2021），進(jìn)而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

2.從動(dòng)力角度來(lái)看，具有更強(qiáng)的行業(yè)整合動(dòng)力。共同機(jī)構(gòu)投資者的目標(biāo)是最大程度地提高其投資組合的總價(jià)值。在此目標(biāo)下，研究發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)共同持股提升了持股企業(yè)的整體創(chuàng)新活動(dòng)和價(jià)值（Kostovetsky和Manconi，2020）。因而，出于提升投資組合價(jià)值的目標(biāo)，共同機(jī)構(gòu)投資者更有動(dòng)力參與和影響企業(yè)的經(jīng)營(yíng)決策。共同機(jī)構(gòu)投資者基于投資組合利益最大化目標(biāo)會(huì)改善客商關(guān)系（Freeman，2019），減少上市公司的相互競(jìng)爭(zhēng)（Hansen和Lott，1996），有助于降低行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度，如果意見(jiàn)得不到采納，共同機(jī)構(gòu)投資者還可以利用信息優(yōu)勢(shì)采取退出威脅等手段進(jìn)行博弈（Hope等，2017）。此外，共同機(jī)構(gòu)投資者還擁有更低的監(jiān)督成本，同行業(yè)企業(yè)通常有相似的業(yè)務(wù)環(huán)境、運(yùn)營(yíng)方式和財(cái)務(wù)報(bào)告模式，共同機(jī)構(gòu)投資者在一家企業(yè)獲得的信息處理經(jīng)驗(yàn)會(huì)被遷移到被其共同持股的其他同行業(yè)企業(yè)，從而降低了對(duì)同行業(yè)企業(yè)盈余管理的監(jiān)督成本（Ramalingegowda等，2021）。研究發(fā)現(xiàn)，隨著共同機(jī)構(gòu)投資者聯(lián)結(jié)同行業(yè)企業(yè)數(shù)量的增加，可以有效降低監(jiān)督成本（Kang等，2018）。投資組合中上市公司建立戰(zhàn)術(shù)聯(lián)盟是雙贏的結(jié)果，同時(shí)能夠?qū)崿F(xiàn)行業(yè)價(jià)值最大化（He和Huang，2017；Chen等，2018），因而共同機(jī)構(gòu)投資者可以更好地發(fā)揮監(jiān)督治理效應(yīng)，弱化管理層追逐私利動(dòng)機(jī)，有較強(qiáng)的動(dòng)力來(lái)促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

共同機(jī)構(gòu)投資者積極主動(dòng)參與公司經(jīng)營(yíng)管理，能夠提高資源配置效率，規(guī)范企業(yè)管理層行為，提升企業(yè)現(xiàn)代化治理水平，如通過(guò)提名或提議罷免董事來(lái)影響董事會(huì)治理，或通過(guò)提議更換經(jīng)理人或調(diào)整管理層薪酬等方式影響經(jīng)理層考核機(jī)制來(lái)緩解代理問(wèn)題（李維安，2013）。基于現(xiàn)有研究，在信息共享、協(xié)同行動(dòng)的前提下，機(jī)構(gòu)共同持股比例越高，在同行業(yè)企業(yè)中的影響力越大，越有利于提升企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策水平，從而減少資源錯(cuò)配。與此同時(shí)，機(jī)構(gòu)共同持股可利用持股同行業(yè)企業(yè)所獲得的信息優(yōu)勢(shì)緩解代理問(wèn)題，促進(jìn)物盡其用、人盡其才，實(shí)現(xiàn)資源科學(xué)充分配置，有利于企業(yè)良性可持續(xù)發(fā)展。由此可預(yù)期，機(jī)構(gòu)共同持股的協(xié)同治理效應(yīng)可能通過(guò)促進(jìn)行業(yè)技術(shù)升級(jí)換代、優(yōu)化投入產(chǎn)出和要素配置等途徑，使得企業(yè)全要素生產(chǎn)率穩(wěn)步提升。

（二）機(jī)構(gòu)共同持股合謀獲利效應(yīng)

雖然共同機(jī)構(gòu)投資者有動(dòng)機(jī)有能力提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，但其更強(qiáng)的行業(yè)整合能力也可能致使其合謀獲利。共同機(jī)構(gòu)投資者也有可能會(huì)抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，其抑制作用可能源于以下兩方面：

1.共同機(jī)構(gòu)投資者有能力謀取私利，注重短期收益。出于分散投資風(fēng)險(xiǎn)，共享國(guó)家政策或行業(yè)紅利，機(jī)構(gòu)投資者在某一行業(yè)持股一家企業(yè)后，可能會(huì)接連持股同行業(yè)其他企業(yè)，進(jìn)而形成機(jī)構(gòu)共同持股同行業(yè)多家企業(yè)的情況，但此時(shí)的共同機(jī)構(gòu)投資者可能更看重企業(yè)的短期經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)，缺少長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的戰(zhàn)略布局，致使企業(yè)減少創(chuàng)新研發(fā)投入（Bushee，1998；Chen等，2018），共同機(jī)構(gòu)投資者在分散風(fēng)險(xiǎn)時(shí)受短期利益驅(qū)使進(jìn)行頻繁交易，選擇行業(yè)內(nèi)較好的企業(yè)加持，基于短期利益進(jìn)行更多的短視決策。同時(shí)和其他股東相比，共同機(jī)構(gòu)投資者通過(guò)行業(yè)信息整合優(yōu)勢(shì)可能導(dǎo)致其利用私有信息，與職業(yè)經(jīng)理人合謀進(jìn)行關(guān)聯(lián)交易而損害其他股東利益（Brooks等，2018）。此外，基于投資者有限注意力視角，共同機(jī)構(gòu)投資者多方持股會(huì)分散對(duì)焦點(diǎn)企業(yè)的關(guān)注，減少對(duì)焦點(diǎn)企業(yè)的關(guān)注時(shí)間，降低監(jiān)督效率，導(dǎo)致管理層短視和機(jī)會(huì)主義行為，共同機(jī)構(gòu)投資者可能會(huì)加劇股市崩盤(pán)，對(duì)企業(yè)長(zhǎng)期平穩(wěn)發(fā)展有不利影響（許年行等，2013），共同機(jī)構(gòu)投資者之間的信息網(wǎng)絡(luò)密度可能會(huì)進(jìn)一步增加股票總體及特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)，容易引發(fā)“黑天鵝事件”（陳新春等，2017），因此機(jī)構(gòu)共同持股的存在可能會(huì)抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

2.機(jī)構(gòu)共同持股可能會(huì)誘發(fā)股權(quán)網(wǎng)絡(luò)下的企業(yè)合謀。共同機(jī)構(gòu)投資者自身的短視行為可能會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新、降低產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度，進(jìn)而阻礙企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。首先，企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高需要高投入、高風(fēng)險(xiǎn)的研發(fā)創(chuàng)新投入，共同機(jī)構(gòu)投資者的短視行為使得企業(yè)選擇規(guī)避高風(fēng)險(xiǎn)的長(zhǎng)期投資項(xiàng)目，而短期利潤(rùn)率較高的項(xiàng)目可能不利于企業(yè)長(zhǎng)期的戰(zhàn)略規(guī)劃。其次，股權(quán)網(wǎng)絡(luò)下同行業(yè)企業(yè)之間的激烈競(jìng)爭(zhēng)可能符合單個(gè)企業(yè)提升價(jià)值和攫取利益的目標(biāo)，損害機(jī)構(gòu)共同持股投資組合的整體收益，因此共同機(jī)構(gòu)投資者從利益最大化目標(biāo)出發(fā)有削弱企業(yè)參與積極競(jìng)爭(zhēng)的動(dòng)機(jī)，促使企業(yè)追求合謀收益，獲取類似壟斷市場(chǎng)的利潤(rùn)，而放棄有價(jià)值的創(chuàng)新項(xiàng)目（Park等，2019；潘越等，2020）。再次，機(jī)構(gòu)共同持股促進(jìn)行業(yè)信息共享，這也為企業(yè)間合謀提供了條件，可能會(huì)扭曲市場(chǎng)運(yùn)行機(jī)制，進(jìn)而不利于企業(yè)合理配置要素。最后，共同機(jī)構(gòu)投資者能否發(fā)揮行業(yè)協(xié)同治理效應(yīng)還受到企業(yè)自身治理水平的影響，代理問(wèn)題中的信息不對(duì)稱也暫未有效解決（李維安，2013），這也在一定程度上阻礙了共同機(jī)構(gòu)投資者參與企業(yè)治理。由此可見(jiàn)，共同機(jī)構(gòu)投資者會(huì)因其持股比例偏低等原因很難對(duì)董事會(huì)和管理層利益合謀等行為形成有效監(jiān)督，反而會(huì)與職業(yè)經(jīng)理人風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避偏好不謀而合，導(dǎo)致優(yōu)化資源配置與推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新僅停留在理論層面。

由此可預(yù)期，機(jī)構(gòu)共同持股在公司治理中很可能沒(méi)有發(fā)揮積極的監(jiān)督作用，并沒(méi)有為企業(yè)要素配置、創(chuàng)新水平帶來(lái)促進(jìn)作用，其合謀獲利行為可能會(huì)降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率，從而不利于企業(yè)穩(wěn)定發(fā)展。綜上，機(jī)構(gòu)共同持股既可能提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，也可能會(huì)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制作用（見(jiàn)圖1），因此本文提出如下兩個(gè)競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)：

圖1 機(jī)構(gòu)共同持股影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的邏輯框架圖

H1：在其他條件一定時(shí)，機(jī)構(gòu)共同持股與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈正相關(guān)關(guān)系。

H2：在其他條件一定時(shí)，機(jī)構(gòu)共同持股與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2007–2019年A股上市公司為研究樣本，并按以下原則進(jìn)行篩選：（1）剔除ST和*ST企業(yè)樣本；（2）剔除金融業(yè)公司樣本；（3）剔除關(guān)鍵變量缺失的樣本。本文最終得到19766個(gè)有效的公司——年度觀測(cè)值，為避免極端值干擾，對(duì)所有連續(xù)型變量進(jìn)行前后1%縮尾處理。是否存在機(jī)構(gòu)共同持股、機(jī)構(gòu)共同持股聯(lián)結(jié)程度、機(jī)構(gòu)共同持股比例數(shù)據(jù)依托于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)通過(guò)手工整理季度數(shù)據(jù)獲得，其他數(shù)據(jù)主要來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，同時(shí)對(duì)樣本缺失值使用WIND數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行補(bǔ)充，主要通過(guò)Stata16.0進(jìn)行整理分析和實(shí)證處理。

（二）變量定義和實(shí)證模型

1.企業(yè)全要素生產(chǎn)率。為更合理地衡量企業(yè)全要素生產(chǎn)率，本文參考魯曉東和連玉君（2012）、廖冠民等（2015）、黃賢環(huán)和王瑤（2019）的研究進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。具體地，在OP法（非參數(shù)法）用主營(yíng)業(yè)務(wù)收入取對(duì)數(shù)后表示產(chǎn)出變量，參考企業(yè)年報(bào)員工人數(shù)取自然對(duì)數(shù)表示勞動(dòng)投入，以公司總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)和公司購(gòu)買(mǎi)商品和接受勞務(wù)實(shí)際支付的現(xiàn)金的對(duì)數(shù)來(lái)衡量投入，對(duì)數(shù)據(jù)低于10個(gè)的行業(yè)樣本進(jìn)行剔除。同時(shí)參照魯曉東和連玉君（2012），采用LP法、OLS（參數(shù)法）回歸測(cè)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中替換OP法測(cè)算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

2.機(jī)構(gòu)共同持股。參照已有文獻(xiàn)（杜勇等，2021；Chen等，2018；He和Huang，2017），在季度層面上保留持股比例不低于5%的機(jī)構(gòu)投資者，若該樣本機(jī)構(gòu)投資者在同一季度同一行業(yè)其他企業(yè)持股比例也不低于5%，則說(shuō)明存在機(jī)構(gòu)共同持股。之所以選擇5%作為門(mén)檻，主要是因?yàn)槌止?%以上的股東更有可能對(duì)公司的治理和經(jīng)營(yíng)施加重大影響（Beatty等，2013）。機(jī)構(gòu)投資者擁有多家公司至少5%的股份時(shí)，被持股公司就被緊密聯(lián)系起來(lái)，同時(shí)證券法規(guī)定持股5%作為重大股權(quán)變動(dòng)警示線。為此，本文從三個(gè)維度構(gòu)造指標(biāo)反映上市公司機(jī)構(gòu)共同持股，在具體計(jì)算時(shí)，自變量基于季度數(shù)據(jù)進(jìn)行構(gòu)建，如果在某一年度任何一個(gè)季度被機(jī)構(gòu)投資者共同持有，則判定年度內(nèi)公司存在機(jī)構(gòu)共同持股，首先計(jì)算出季度指標(biāo)，然后將取季度指標(biāo)的均值作為相應(yīng)的年度指標(biāo)數(shù)據(jù)。

3.控制變量?？紤]其他可能影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的因素，參照已有文獻(xiàn)（任曙明和呂鐲，2014；王杰和劉斌，2014；于成永和李昊翔，2020；王瑤和郭澤光，2021；周泰云等，2021），本文選取機(jī)構(gòu)投資者持股（Inst）、公司規(guī)模（Size）、企業(yè)年齡（Age）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、凈資產(chǎn)收益率（Roe）、企業(yè)性質(zhì)（SOE）、綜合稅率（Tax）、現(xiàn)金比率（Cash）、代理成本（Agency）、研發(fā)投入（Rd）、營(yíng)運(yùn)資本（Wcapital）等控制變量。主要變量名稱及定義如表1所示。①因篇幅限制，部分控制變量的定義未列報(bào)，留存?zhèn)渌鳌?/p>

表1 主要變量名稱及定義

4.研究模型設(shè)定。為檢驗(yàn)是否存在機(jī)構(gòu)共同持股、機(jī)構(gòu)共同持股聯(lián)結(jié)程度及持股比例與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，根據(jù)研究假設(shè)，本文構(gòu)建了以企業(yè)全要素生產(chǎn)率（Tfp）為被解釋變量、機(jī)構(gòu)共同持股（CIOit）為解釋變量的回歸模型（1）：

其中，Tfpit為i公司在t年的企業(yè)全要素生產(chǎn)率，根據(jù)三種方法進(jìn)行測(cè)算，分別以Tfpop、Tfplp和Tfpols表示；CIOit為i公司在t年機(jī)構(gòu)共同持股情況，以CIO1、CIO2、CIO3、CIO4和CIO5表示。如果機(jī)構(gòu)共同持股CIOit的回歸系數(shù)?1顯著為正，說(shuō)明機(jī)構(gòu)共同持股可以顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，即企業(yè)發(fā)展質(zhì)量較高，則本文的研究假設(shè)H1將會(huì)得到驗(yàn)證，否則假設(shè)H2將得到證明。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

從表2可知，企業(yè)觀測(cè)值為19766個(gè)，我國(guó)OP法測(cè)算下的企業(yè)全要素生產(chǎn)率均值是5.485，標(biāo)準(zhǔn)差是0.375，LP法測(cè)算下的全要素生產(chǎn)率的均值是15.032，標(biāo)準(zhǔn)差是1.005，OLS法測(cè)算下的全要素生產(chǎn)率的均值是0.011，標(biāo)準(zhǔn)差是0.266，說(shuō)明我國(guó)企業(yè)之間在投入要素產(chǎn)出貢獻(xiàn)方面仍存在較大差異。解釋變量方面，在全樣本中，是否存在機(jī)構(gòu)共同持股、機(jī)構(gòu)共同持股聯(lián)結(jié)程度和持股比例的標(biāo)準(zhǔn)差大于均值，機(jī)構(gòu)共同持有同行業(yè)上市公司股票的比例均值為3.2%，最大值達(dá)到52.5%，說(shuō)明我國(guó)部分共同機(jī)構(gòu)投資者持股已經(jīng)達(dá)到了對(duì)公司具有影響力的水平，同時(shí)表明我國(guó)資本市場(chǎng)中機(jī)構(gòu)共同持股差異較大，共同機(jī)構(gòu)投資者占比較少?？刂谱兞糠矫妫瑯颖酒髽I(yè)中國(guó)有企業(yè)約占34.2%，機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Inst）的均值為37.6%，說(shuō)明其話語(yǔ)權(quán)在企業(yè)中不斷提高，企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率平均為41.3%，其余變量的統(tǒng)計(jì)量也基本合理，不再贅述。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

（二）組間差異檢驗(yàn)

本文分別按照是否存在機(jī)構(gòu)共同持股對(duì)所有樣本進(jìn)行了分組與差異性檢驗(yàn)（見(jiàn)表3），即當(dāng)同一機(jī)構(gòu)投資者持股多家同行業(yè)公司時(shí)設(shè)定CIO1取1，否則取0。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，當(dāng)機(jī)構(gòu)共同持股時(shí)，企業(yè)全要素生產(chǎn)率LP法、OP法和OLS法計(jì)算下的均值分別為15.388、5.576、0.031，均高于沒(méi)有機(jī)構(gòu)共同持股企業(yè)的均值，說(shuō)明機(jī)構(gòu)共同持股下的企業(yè)全要素生產(chǎn)率比不存在機(jī)構(gòu)共同持股的企業(yè)更高，組間差異檢驗(yàn)在一定程度上支持了機(jī)構(gòu)共同持股可能提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究假設(shè)。

表3 組間差異檢驗(yàn)

（三）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表4報(bào)告了模型（1）的基礎(chǔ)回歸結(jié)果，是否存在機(jī)構(gòu)共同持股、機(jī)構(gòu)共同持股比例、機(jī)構(gòu)共同持股聯(lián)結(jié)程度三個(gè)維度的代理變量系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，未加入控制變量結(jié)果如表4前5列所示。加入機(jī)構(gòu)投資者持股、公司規(guī)模、企業(yè)年齡、成長(zhǎng)性、董事會(huì)持股比例、資產(chǎn)負(fù)債率、獨(dú)立董事比例、凈資產(chǎn)收益率等控制變量后，機(jī)構(gòu)共同持股對(duì)OP法下測(cè)算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的估計(jì)系數(shù)為0.024，且在1%的水平上顯著，CIO2、CIO3、CIO4的估計(jì)系數(shù)分別為0.026、0.037、0.020，同樣在1%的水平上檢驗(yàn)，機(jī)構(gòu)共同持股比例（CIO5）的估計(jì)系數(shù)為0.035，也通過(guò)統(tǒng)計(jì)水平檢驗(yàn)。以上的研究結(jié)果表明，機(jī)構(gòu)投資者共同持股與企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有正相關(guān)關(guān)系，支持了前文研究假設(shè)H1，同時(shí)說(shuō)明不存在機(jī)構(gòu)共同持股合謀獲利效應(yīng)。企業(yè)規(guī)模、現(xiàn)金比率等控制變量系數(shù)顯著為正，說(shuō)明現(xiàn)金比率越大、資產(chǎn)規(guī)模越大的企業(yè)，其資源配置效率越高。這是因?yàn)槠髽I(yè)全要素生產(chǎn)率提高需要較好的資源配置，規(guī)模較大、盈利能力強(qiáng)的企業(yè)才有足夠的資金和技術(shù)來(lái)支持企業(yè)進(jìn)行資源的有效配置，其余控制變量的回歸結(jié)果也與理論預(yù)期相符。同時(shí)還進(jìn)一步驗(yàn)證企業(yè)“同群效應(yīng)”，參考潘越等（2020），本文計(jì)算了企業(yè)的共同機(jī)構(gòu)投資者持有的其他同行業(yè)企業(yè)的數(shù)量并加1取對(duì)數(shù)，即為變量CIO4，以反映企業(yè)同群效應(yīng)大小，回歸結(jié)果如表4第（4）、（9）列所示，CIO4的回歸系數(shù)顯著為正，這意味著，因共同機(jī)構(gòu)投資者而聯(lián)系在一起的利益集團(tuán)具有同群效應(yīng)，如果共同機(jī)構(gòu)投資者聯(lián)結(jié)的上市公司越多，同群效應(yīng)越強(qiáng)，就越容易從同群效應(yīng)中獲利。

表5滯后5期回歸結(jié)果中第（1）–（3）列分別為機(jī)構(gòu)共同持股與第t+1期、第t+2期、第t+3期企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果，可見(jiàn)系數(shù)分別為0.025、0.024、0.018，均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)且較為顯著。列（4）和列（5）分別為機(jī)構(gòu)共同持股與第t+4期、第t+5期企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果，可見(jiàn)系數(shù)分別為0.014和0.006，且均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果顯示，機(jī)構(gòu)共同持股后可以長(zhǎng)期影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，且該影響最長(zhǎng)可達(dá)四年。

表5 滯后5期回歸結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)②

②篇幅所限，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未列式，留存?zhèn)渌鳌?/p>

本文的實(shí)證研究可能存在因遺漏變量、互為因果、選擇偏誤等內(nèi)生性問(wèn)題致使研究結(jié)論不穩(wěn)健，鑒于此，從以下7方面進(jìn)行檢驗(yàn)：

1.安慰劑檢驗(yàn)（Placebo Test）。本文觀測(cè)到的機(jī)構(gòu)共同持股促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高，企業(yè)全要素生產(chǎn)率隨著機(jī)構(gòu)投資者共同持股聯(lián)結(jié)程度和持股比例的增加而提高，可能僅僅是一種偶然現(xiàn)象，因此借鑒陳欽源等（2017）的研究，采用安慰劑檢驗(yàn)對(duì)結(jié)論進(jìn)行驗(yàn)證。具體而言，將機(jī)構(gòu)共同持股的企業(yè)隨機(jī)分配給滬深上市公司，并生成模擬的解釋變量，重復(fù)進(jìn)行模型（1）的回歸500次和1000次。若影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的因素并非機(jī)構(gòu)共同投資者持股，而是其他未觀測(cè)到的相關(guān)因素，那么模擬的解釋變量的估計(jì)系數(shù)將依然顯著為正；反之，若影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的因素是機(jī)構(gòu)共同投資者持股，則模擬的解釋變量的估計(jì)系數(shù)將不再顯著，安慰劑檢驗(yàn)過(guò)程中仍然控制單一機(jī)構(gòu)持股比例等變量。根據(jù)報(bào)告的隨機(jī)模擬500次和1000次LNRI的估計(jì)系數(shù)和t值的描述性統(tǒng)計(jì)，發(fā)現(xiàn)LNRI的估計(jì)系數(shù)分別為0.0059、0.0044、0.0038等，估計(jì)系數(shù)均未顯著異于0，回歸系數(shù)均小于真實(shí)數(shù)據(jù)的回歸系數(shù)，且安慰劑檢驗(yàn)所得的系數(shù)值呈現(xiàn)以零為中心的正態(tài)分布。由分布圖可得系數(shù)顯著為正或負(fù)的比重很小。此外，估計(jì)系數(shù)的真實(shí)值也處于模擬系數(shù)分布的右側(cè)。這與本文的基本結(jié)論相符，即企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升是由機(jī)構(gòu)共同持股增加所致，而并非其他未觀測(cè)到的因素或噪音影響所致。

2.更換被解釋變量。采用OLS法重新測(cè)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率替換被解釋變量，回歸結(jié)果顯示是否存在機(jī)構(gòu)共同持股CIO1、機(jī)構(gòu)共同持股聯(lián)結(jié)程度CIO2、CIO3、CIO4和機(jī)構(gòu)共同持股比例CIO5的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正；將LP法計(jì)算所得企業(yè)全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量，回歸結(jié)果顯示CIO1、CIO3、CIO5的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明機(jī)構(gòu)共同持股有效提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，這一結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了本文H1的主要假設(shè)。

3.改變機(jī)構(gòu)共同持股的界定門(mén)檻。前文將機(jī)構(gòu)共同持股的界定門(mén)檻定為5%，考慮到較高的持股比例可能會(huì)促使投資者加強(qiáng)對(duì)公司經(jīng)營(yíng)及治理決策的參與，從而促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。當(dāng)共同機(jī)構(gòu)投資者持股比例相對(duì)較低時(shí)，這一影響可能有所減弱甚至不顯著。故本文將持股比例調(diào)整為大于3%的樣本數(shù)據(jù)，再次進(jìn)行回歸，其結(jié)果仍顯著。同時(shí)參照《公司法》相關(guān)規(guī)定，機(jī)構(gòu)持股企業(yè)10%以上股份對(duì)被持股企業(yè)具有較大影響，即有權(quán)請(qǐng)求召開(kāi)臨時(shí)股東會(huì)議；此外，持股10%可以向被持股公司派出董事或者高管，進(jìn)而直接參與企業(yè)管理決策（姜付秀等，2015）?；诖?，本文將機(jī)構(gòu)共同持股的界定門(mén)檻調(diào)整為10%，研究結(jié)果仍然支持假設(shè)H1。

4.子樣本回歸。盡管前文基礎(chǔ)回歸控制年度虛擬變量，但2008年金融危機(jī)對(duì)公司經(jīng)營(yíng)管理決策帶來(lái)巨大影響，同時(shí)四萬(wàn)億投資也對(duì)投資者有較大的影響，本文分別剔除2008年、2007–2009年數(shù)據(jù)后進(jìn)行子樣本回歸。在劃分子樣本后，機(jī)構(gòu)共同持股與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)分別為0.022、0.019，且在1%的水平上顯著，消除經(jīng)濟(jì)危機(jī)變化帶來(lái)的影響后，本文的主要結(jié)論依然成立，進(jìn)一步驗(yàn)證了主回歸結(jié)果的可靠性。

5.工具變量。借鑒譚勁松和林雨晨（2016）的做法，進(jìn)一步檢驗(yàn)因果倒置等內(nèi)生性問(wèn)題，使用滯后一期的解釋變量作為工具變量進(jìn)行檢驗(yàn)。同時(shí)在一階段對(duì)后一期的解釋變量進(jìn)行有效性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)工具變量均為外生，回歸結(jié)果CIO1和Tfpop的系數(shù)均顯著，且F值遠(yuǎn)大于臨界值10，表明選取的工具變量對(duì)內(nèi)生變量有較好的解釋力，通過(guò)一定程度排除因果倒置內(nèi)生性問(wèn)題后，研究結(jié)論仍然較為穩(wěn)健。

6.傾向得分匹配法。為克服樣本選擇偏差的問(wèn)題，將存在機(jī)構(gòu)共同持股的上市公司作為處理組，否則為對(duì)照組，以前文所述的機(jī)構(gòu)投資者持股、公司規(guī)模、企業(yè)年齡、資產(chǎn)負(fù)債率、凈資產(chǎn)收益率、企業(yè)性質(zhì)等控制變量和行業(yè)、年度虛擬變量作為匹配變量。然后，使用一對(duì)一最近鄰匹配為處理組尋找特征相似的對(duì)照組檢驗(yàn)，處理效應(yīng)（ATT）在5%的水平上顯著為正，機(jī)構(gòu)共同持股（CIO1）的系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，PSM結(jié)果與基本回歸結(jié)論保持一致。

7.滯后變量。考慮到機(jī)構(gòu)共同持股對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)回歸可能存在兩者互為因果所導(dǎo)致的內(nèi)生性，將主要被解釋變量即企業(yè)全要素生產(chǎn)率滯后1期，重新回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示，機(jī)構(gòu)共同持股系數(shù)滯后1期后仍在1%的水平上顯著為正，且該影響隨時(shí)間推移邊際遞減，說(shuō)明在消除因果倒置產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題后，本文的結(jié)論依然成立，即前文回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

五、進(jìn)一步分析

（一）機(jī)制分析

前文已經(jīng)得到機(jī)構(gòu)共同持股促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，并且該結(jié)論經(jīng)過(guò)內(nèi)生性及穩(wěn)健性測(cè)試后仍然穩(wěn)健，本部分將分析機(jī)構(gòu)共同持股促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的作用機(jī)制。參照溫忠麟等（2004），構(gòu)建如下中介模型：

具體檢驗(yàn)步驟為：首先用模型（2）檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)共同持股對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，若系數(shù)β1顯著，則將變量代入模型（3）中進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，進(jìn)一步討論檢驗(yàn)解釋變量對(duì)中介變量的影響；若系數(shù) γ1顯著，則將變量代入模型（4）納入解釋變量與中介變量進(jìn)行分析，否則停止檢驗(yàn)。

本文參照顧夏銘等（2018）用研發(fā)投入衡量企業(yè)創(chuàng)新，具體為采用投入支出占營(yíng)業(yè)收入百分比衡量企業(yè)研發(fā)水平，企業(yè)研發(fā)投入高低表示企業(yè)創(chuàng)新能力強(qiáng)弱，檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，機(jī)構(gòu)共同持股提高了企業(yè)研發(fā)投入，進(jìn)而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，為部分中介效應(yīng)。進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)，Z統(tǒng)計(jì)量分別為4.585、5.336、4.595、5.069、3.826，在1%的水平上顯著，表明中介效應(yīng)成立。這一結(jié)果說(shuō)明，共同機(jī)構(gòu)投資者根據(jù)所掌握的行業(yè)信息，提高決策效率，對(duì)被持股企業(yè)及對(duì)同行業(yè)其他企業(yè)資源配置偏差問(wèn)題進(jìn)行有效彌補(bǔ)，提高企業(yè)研發(fā)投入，促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。

表6 企業(yè)研發(fā)投入機(jī)制檢驗(yàn)回歸結(jié)果

參照陳克兢（2019）的研究方法，使用其他應(yīng)收款除以總資產(chǎn)來(lái)衡量第二類代理成本（Agency2），該指標(biāo)越大，表明控股股東和中小股東之間的代理問(wèn)題越嚴(yán)重。檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示，可以看出，機(jī)構(gòu)共同持股降低了代理成本，進(jìn)而提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，為部分中介效應(yīng)，且Sobel檢驗(yàn)顯示Z統(tǒng)計(jì)量同樣在1%的水平上顯著。這一結(jié)果說(shuō)明，共同機(jī)構(gòu)投資者因信息資源優(yōu)勢(shì)，可以協(xié)調(diào)企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理決策，降低控股股東、中小股東及管理層的代理成本，提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，最終促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

表7 企業(yè)代理成本機(jī)制檢驗(yàn)回歸結(jié)果

（二）異質(zhì)性分析

1.所有權(quán)性質(zhì)。鑒于國(guó)有企業(yè)主要控股股權(quán)相對(duì)較為穩(wěn)定，流通股數(shù)量相對(duì)有限，經(jīng)濟(jì)活力及創(chuàng)新能力相對(duì)不足，加之國(guó)有企業(yè)有較為完備的管理框架，其代理成本相對(duì)較高，這也使得企業(yè)要素有效配置受限，且國(guó)有企業(yè)受政府干預(yù)以及行業(yè)政策影響較大，因此當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者在行業(yè)政策指引下選擇持有國(guó)企股份時(shí)，其共同持股的行為對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率應(yīng)該更為顯著。為驗(yàn)證這一假設(shè)，本文按照是否是國(guó)有企業(yè)將全樣本分組檢驗(yàn)產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性。結(jié)果如表8前4列所示，可以看出機(jī)構(gòu)共同持股對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用在國(guó)有企業(yè)更為顯著；在非國(guó)有企業(yè)，機(jī)構(gòu)共同持股對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響較小，但隨著共同機(jī)構(gòu)投資者持股比例提高，機(jī)構(gòu)共同持股對(duì)非國(guó)有企業(yè)全要素生產(chǎn)率也有較為顯著的提升作用。

表8 異質(zhì)性分析：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、治理水平、市場(chǎng)狀態(tài)①因篇幅限制，CIO2、CIO3、CIO4等變量結(jié)果未予匯報(bào)，留存?zhèn)渌鳌?/p>

2.公司治理水平。目前，衡量企業(yè)治理水平的指標(biāo)較多，為更合理地評(píng)估企業(yè)綜合治理水平，參照周茜等（2020）運(yùn)用主成分分析法，其搭建的綜合指標(biāo)中第一主成分評(píng)分高低即代表治理水平高低。具體地，從激勵(lì)機(jī)制（高管薪酬與高管持股比例）、董事會(huì)監(jiān)督作用（獨(dú)立董事比例與董事會(huì)規(guī)模）、股權(quán)結(jié)構(gòu)監(jiān)督作用（機(jī)構(gòu)持股比例與股權(quán)制衡度）、總經(jīng)理決策權(quán)力（是否兩職合一）多方面構(gòu)造綜合性指標(biāo)來(lái)度量公司治理水平。結(jié)果如表8所示，可以看出，機(jī)構(gòu)共同持股對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用在治理水平高的企業(yè)更為顯著，機(jī)構(gòu)共同持股比例越高，對(duì)高治理水平企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用越明顯。

3.市場(chǎng)狀態(tài)。機(jī)構(gòu)共同持股很可能會(huì)受到市場(chǎng)情緒的影響，當(dāng)資本市場(chǎng)呈現(xiàn)上升趨勢(shì)時(shí)，共同機(jī)構(gòu)投資者持股多家企業(yè)可能會(huì)盲目跟風(fēng)，甚至“用腳投票”，追逐短期收益，頻繁進(jìn)行買(mǎi)賣操作，此時(shí)共同機(jī)構(gòu)投資者持股行為可能會(huì)影響企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率；當(dāng)資本市場(chǎng)處于“熊市”時(shí)，由于市場(chǎng)交易量較低，如果共同機(jī)構(gòu)投資者可以長(zhǎng)期持有該企業(yè)股權(quán)，則這種做法可能會(huì)使企業(yè)平穩(wěn)發(fā)展。為進(jìn)一步檢驗(yàn)不同市場(chǎng)狀態(tài)下機(jī)構(gòu)共同持股對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文參照許年行等（2012）的做法，根據(jù)計(jì)算結(jié)果，當(dāng)樣本期內(nèi)2007年、2009年、2012年、2014年、2015年、2017年、2019年市場(chǎng)平均收益大于無(wú)風(fēng)險(xiǎn)收益時(shí)界定為“牛市”，其余年份為“熊市”。據(jù)此，本文就機(jī)構(gòu)共同持股對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行了不同市場(chǎng)狀態(tài)下的分組檢驗(yàn)，結(jié)果如表8所示。結(jié)果表明，不論當(dāng)市場(chǎng)行情處于“牛市”或“熊市”時(shí)，機(jī)構(gòu)共同持股均能促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高。

六、結(jié)論與啟示

在我國(guó)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)背景下要構(gòu)建雙循環(huán)新發(fā)展格局，必須激發(fā)市場(chǎng)活力和企業(yè)創(chuàng)造力，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量變革。本文從微觀角度驗(yàn)證了在機(jī)構(gòu)共同持股這一新興的所有權(quán)模式下，企業(yè)在追尋利益最大化過(guò)程中可以借助共同機(jī)構(gòu)投資者的信息優(yōu)勢(shì)和行業(yè)經(jīng)驗(yàn)有效提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。具體地，通過(guò)對(duì)2007–2019年19766個(gè)觀測(cè)值分析后，得到如下結(jié)論：第一，我國(guó)資本市場(chǎng)中普遍存在的機(jī)構(gòu)共同持股行為可以有效提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，機(jī)構(gòu)共同持股聯(lián)結(jié)程度及共同持股比例均有利于提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，說(shuō)明共同機(jī)構(gòu)投資者在資本市場(chǎng)中起到了良好的協(xié)同治理、有效監(jiān)督作用，該結(jié)論在采用工具變量、安慰劑檢驗(yàn)、改變機(jī)構(gòu)共同持股的界定門(mén)檻等方法檢驗(yàn)之后依然成立；第二，影響機(jī)制檢驗(yàn)顯示，機(jī)構(gòu)共同持股是通過(guò)降低代理成本、促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入兩條路徑來(lái)提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的。

綜合上述研究結(jié)論，本文得到如下啟示：（1）上市公司要充分發(fā)揮由機(jī)構(gòu)共同持股帶來(lái)的相對(duì)優(yōu)勢(shì)。上市公司要認(rèn)識(shí)到機(jī)構(gòu)共同持股對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升可以發(fā)揮積極作用，積極主動(dòng)引入并支持共同機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理，充分利用機(jī)構(gòu)共同投資者的行業(yè)信息集中的優(yōu)勢(shì)，從而降低公司內(nèi)部代理成本；與此同時(shí)，要加大研發(fā)投入，進(jìn)一步促進(jìn)資源優(yōu)化配置，提高自身創(chuàng)新能力及水平，進(jìn)而提升全要素生產(chǎn)率。（2）機(jī)構(gòu)共同持股聯(lián)結(jié)程度加強(qiáng)、機(jī)構(gòu)共同持股比例上升均會(huì)提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。行業(yè)內(nèi)應(yīng)鼓勵(lì)機(jī)構(gòu)投資者持股同行業(yè)多家企業(yè)，對(duì)某一行業(yè)進(jìn)行相對(duì)集中的投資，以此促進(jìn)企業(yè)協(xié)同合作。共同機(jī)構(gòu)投資者持股比例對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著的正向影響，可以進(jìn)一步鼓勵(lì)機(jī)構(gòu)投資者參與股票市場(chǎng)，促進(jìn)機(jī)構(gòu)提高共同持股比例，充分發(fā)揮共同機(jī)構(gòu)投資者同群效應(yīng)和協(xié)同治理效應(yīng)，促進(jìn)戰(zhàn)略同盟，同時(shí)發(fā)揮同行業(yè)的管理經(jīng)驗(yàn)和信息優(yōu)勢(shì)，進(jìn)一步完善資本市場(chǎng)公司治理。（3）政府監(jiān)管部門(mén)應(yīng)重視并引導(dǎo)共同機(jī)構(gòu)投資者積極參與資本市場(chǎng)。監(jiān)管部門(mén)應(yīng)出臺(tái)系列政策進(jìn)一步提升共同機(jī)構(gòu)投資者在資本市場(chǎng)中參與的深度和廣度，在制度層面，保障機(jī)構(gòu)共同持股的可持續(xù)性，營(yíng)造良好的投資環(huán)境，逐步提高機(jī)構(gòu)共同持股水平；同時(shí)加強(qiáng)監(jiān)管和績(jī)效考核，進(jìn)一步規(guī)范市場(chǎng)，引導(dǎo)共同機(jī)構(gòu)投資者在新一輪國(guó)有企業(yè)混合所有制改革中利用其優(yōu)勢(shì)發(fā)揮作用，激發(fā)國(guó)有企業(yè)發(fā)展活力，提高國(guó)有企業(yè)全要素生產(chǎn)率。我國(guó)資本市場(chǎng)中小投資者較多，投資者可以充分關(guān)注上市公司是否存在機(jī)構(gòu)共同持股現(xiàn)象，通過(guò)這一信號(hào)的引導(dǎo)作用，一定程度上改變信息弱勢(shì)地位，更好地識(shí)別全要素生產(chǎn)率較高的企業(yè)，以增強(qiáng)抗風(fēng)險(xiǎn)能力，更好地保護(hù)投資者權(quán)益。