高澤瓊

（首都經(jīng)濟貿(mào)易大學會計學院 北京 100070）

一、引言

據(jù)同花順數(shù)據(jù)統(tǒng)計，2021年一季度，社保基金和QFII對A股上市公司的持倉市值分別達到3 815.98億元、1 669.35億元，與2020年年底相比分別增加了20.95%、26.50%。A股市場機構投資者總體保持快速增長趨勢，其參與度和活躍度不斷提高。與個人投資者相比，機構投資者資金充足、專業(yè)知識素養(yǎng)高、信息搜集能力強，在促進公司市場價值增加和提高股票市場價格等方面起到了關鍵性作用。Peter C.Kostant（1999）認為，機構投資者“發(fā)聲”有助于董事會有效運作，提高工作效率和促進社會公平。國內(nèi)學者認為，機構投資者在改善公司績效（李爭光、趙西卜等，2014）、提高會計信息質量（楊海燕、韋德洪、孫健，2012）、抑制企業(yè)短貸長投（胡學淑、聶宇文，2021）、降低公司費用粘性（梁上坤，2018）、抑制高管薪酬和私有收益（吳先聰，2015）等方面都發(fā)揮了積極的公司治理作用。然而也有一些學者持不同的觀點，認為機構投資者提高了盈余管理水平、降低了公司信息透明度、無法抑制內(nèi)部控制缺陷，機構投資者不僅無法對上市公司管理層進行有效監(jiān)督，甚至與管理層進行合謀攫取公司最大化利益。事實上，正是機構投資者異質性使得其發(fā)揮的治理作用和扮演的角色不同。

異質性（Heterogeneity）是指一些事物在某些特征上存在差異，因此需要按照特定標準或方法對事物進行分類。本文按照機構投資者持股期限和持股動機，借鑒牛建波等（2013）的劃分方法，將機構投資者分為穩(wěn)定型機構投資者和交易型機構投資者兩種類型，探討穩(wěn)定型機構投資者對管理層私有收益的影響。委托代理問題使得公司內(nèi)部人比外部人掌握更多信息，從而造成內(nèi)外部之間嚴重信息不對稱。公司管理層基于自身“成本-效益最大化”原則可能會做出違背公司利益相關者合法權益的行為。再加上公司內(nèi)部缺乏有效的監(jiān)督機制，便形成了管理層私有收益。管理層私有收益是所有權與控制權相分離后，有限理性的企業(yè)管理層基于自身效用最大化動機進行權力尋租的產(chǎn)物。管理層私有收益是股東和管理層之間代理沖突的一種典型表現(xiàn)。機構投資者作為介于股東和管理層之間的第三方，能否降低管理層私有收益，緩解第一類代理沖突問題和矛盾是我們研究的主要話題。

二、文獻回顧

（一）機構投資者的治理角色

關于機構投資者參與上市公司治理活動的研究最早開始于國外，美國學者Grossman and Hart（1980）發(fā)現(xiàn)，由于資本市場和勞動力市場發(fā)展較不完善，中小股東因自身原因和較高監(jiān)督成本經(jīng)常出現(xiàn)搭便車情況，導致其對監(jiān)督管理層行為的意識薄弱和能力欠缺，而機構投資者作為股票持有比例較高的股東監(jiān)督企業(yè)管理層和大股東的動機更強。Chhaochharia、Kumar and Niessen（2012）發(fā)現(xiàn)，機構投資者距離其持股上市公司越近，越有機會參與股東大會并享有提案權，進而直接限制高管超額薪酬或者導致高管面臨被撤職的風險，同時對董事會成員的選擇和薪酬結構也產(chǎn)生了間接影響。Almazan et al.（2005）將機構投資者分為積極型和消極型兩種類型，認為積極型機構投資者熟練掌握投資策略、擁有較強信息搜集能力，但不參與公司日常經(jīng)營活動；消極型機構投資者與上市公司進行頻繁的日常往來交易活動，前者相對于后者有更低的監(jiān)督成本。Parrino、Sias and Starks（2003）研究發(fā)現(xiàn)，一些機構投資者針對公司情況提出的意見和建議會影響公司研發(fā)投資決策和CEO薪酬，而一些投資者不關注和不監(jiān)督管理層行為，只是在公司業(yè)績下降導致管理層被迫離職時“用腳投票”，出售自己的股票。Black and Bernard（1992）研究發(fā)現(xiàn)，公共養(yǎng)老基金沒有聚焦于怎樣采取更好的治理方式來改善公司業(yè)績，更多把注意力放在如何實現(xiàn)人權、增加平等就業(yè)機會等方面。

從國內(nèi)現(xiàn)有文獻研究來看，伊志宏等（2011）和梁上坤等（2018）將投資者劃分為壓力抵制型和壓力敏感型兩種類型，前者重點關注與上市公司的長期投資利益關系，聚焦于如何最大化公司的價值和提升股票價格；而后者通常為了維持與上市公司的業(yè)務往來交易關系，可能會屈服于管理層的權力之下而受到管理層的支配，他們往往與管理層處于同一陣營，壓力抵制型機構投資者比壓力敏感型機構投資者更能監(jiān)督上市公司管理層的不合理行為，降低公司費用粘性。吳先聰、劉星（2011）針對證券基金和社?；饍深悪C構投資者對國有和非國有企業(yè)治理水平差異分類展開研究，研究表明，相對于具有共有產(chǎn)權的社?；饋碚f，證券基金改善治理環(huán)境的愿望更強烈。牛建波等（2013）按照機構投資者持股期限和持股比例，將其分為穩(wěn)定型機構投資者和交易型機構投資者，穩(wěn)定型機構投資者重點關注公司的長期獲利能力，著眼于公司長期發(fā)展目標和戰(zhàn)略，希望與公司共同進步、共同成長，他們期望通過提高股票價格和增加公司價值得到更多的分紅而獲取收益；交易型機構投資者以短期內(nèi)股票市場價格漲跌獲取暫時性差價收益為目的，他們與上市公司管理層之間有著千絲萬縷的聯(lián)系，更傾向于同管理層進行合謀。

（二）管理層私有收益的影響因素

通過對有關文獻的梳理和研究發(fā)現(xiàn)，管理層私有收益的影響因素主要分為內(nèi)部因素和外部因素兩個方面。內(nèi)部因素包括缺乏有效的監(jiān)督機制、內(nèi)部控制存在缺陷、管理層權力過大等。權小峰、吳世農(nóng)、文芳（2010）研究發(fā)現(xiàn)，由于管理層權力過大導致其可以操縱薪酬機制，為自己謀取更多私有收益提供便捷途徑，同時我國國有企業(yè)“所有者缺位”的特征使得內(nèi)部董事會無法對管理層實行有效監(jiān)督，導致其權力膨脹。孫新憲、郭建煌（2021）證實內(nèi)部控制制度越有效，管理層私有收益獲取越少。梁上坤、徐燦宇、趙剛（2021）考察發(fā)現(xiàn)，董事會斷裂帶與高管私有收益呈現(xiàn)正相關關系，進一步研究證實管理層傾向于通過操縱盈余管理手段增加私有收益，薄弱的內(nèi)部治理環(huán)境導致高管謀取自身私有收益的方式和渠道多樣化。外部因素主要包括政府行政干預、市場化程度以及新聞媒體報道等。徐細雄、劉星（2013）研究發(fā)現(xiàn)，國家“限薪令”政策的出臺對國有企業(yè)私有收益有顯著的抑制效果；市場化改革有利于緩解上市公司高管腐敗行為。陳仕華等（2014）運用我國國有上市公司數(shù)據(jù)，研究得出紀委參與國企經(jīng)營活動與高管私有收益顯著負相關，即紀委參與顯著降低了高管超額薪酬即貨幣型私有收益。張璇、左樑、李雅蘭（2019）發(fā)現(xiàn)，媒體負面的報道抑制了私有收益，通過檢驗機制發(fā)現(xiàn)內(nèi)控發(fā)揮了中介效應。通過對相關文獻的回顧可知，很少有學者從機構投資者異質性角度研究其對管理層私有收益的影響。

（三）期望績效差距的研究

管理者在制定并執(zhí)行決策時，心中會設定一個既定水平值，管理者將決策實現(xiàn)的結果與其心中水平值進行對比衡量，這一水平值在組織層面就是企業(yè)期望績效水平，實際績效低于期望績效的差距越大，說明組織處于“損失”狀態(tài)，管理層越希望通過調(diào)整戰(zhàn)略等手段使得組織恢復到原來績效水平。Greve（2003）提出了一種組織業(yè)績反饋理論，即根據(jù)自己或其他組織實際創(chuàng)造的績效水平與期望績效水平進行對比，并在實際績效低于期望績效時改變組織活動。他認為實際績效低于管理者期望水平的組織進行戰(zhàn)略變革的動機更大、投入研發(fā)支出更多、創(chuàng)新能力和創(chuàng)新意識更強。

王菁、程博、孫元欣（2014）認為，當企業(yè)未實現(xiàn)組織預期目標時會加大研發(fā)支出投入。王麗娟、徐佳（2019）發(fā)現(xiàn)，期望績效差距的增大與企業(yè)非效率投資之間存在顯著的正相關關系。王雅茹、劉淑蓮（2020）在研究企業(yè)聲譽與并購溢價的關系中發(fā)現(xiàn)，實際績效與期望績效之間的差距越大，二者之間的正相關關系越強。連燕玲、賀小剛、高皓（2014）研究得出，隨著業(yè)績差距的增大，企業(yè)為了解決當下面臨的困境并及時止損傾向于通過調(diào)整現(xiàn)有戰(zhàn)略而維持自己在目前市場中的競爭力和地位。這些研究發(fā)現(xiàn)與 Greve（2003）等得出的結論一致。由此可見，期望績效差距的增大很大程度上會影響到公司戰(zhàn)略調(diào)整。本文猜測，當期望績效差距增大時，管理層意識到自己并沒有達到期望目標，基于業(yè)績壓力可能會采取比較激進的行為來謀取個人私有收益。此時，作為扮演公司治理角色的機構投資者是會繼續(xù)監(jiān)督管理層，抑制其私有收益，還是傾向于同管理層進行合謀實現(xiàn)雙方利益的最大化呢？這些問題很少有學者進行相關研究。

基于此，本文從機構投資者異質性角度，研究了穩(wěn)定型機構投資者對管理層私有收益的影響，并考察在期望差距增大的情況下，機構投資者是否會改變其行為？是加大監(jiān)督力度還是傾向于與管理層合謀攫取雙方利益最大化？本文的研究結果有利于從管理層私有收益角度厘清異質機構投資者參與公司治理的角色和行為，為我國機構投資者在參與上市公司治理中如何正確發(fā)揮作用以及證監(jiān)會等監(jiān)管機構積極指導機構投資者健康發(fā)展提供一些可行性建議。

三、理論分析和假設提出

近年來機構投資者參與上市公司日常經(jīng)營活動的積極性越來越高，逐漸放棄“用腳投票”的消極方式轉而采取積極方式參與上市公司的日?；顒樱喟缪萆鲜泄尽氨O(jiān)督者”角色。Bob Tricker（1998）認為機構投資者是第一類代理沖突雙方之間的調(diào)節(jié)者。這與Chhaochharia、Kumar and Niessen（2012）的研究結果一致，認為機構投資者是高管行為的“有效監(jiān)控器”。機構投資者持股可以發(fā)揮積極作用，通過創(chuàng)造良好的治理環(huán)境來提升公司價值和提高股票回報率。陳仕華（2014）認為，外部機構投資者持股比例的增加一定程度上可以抑制國企高管超額薪酬和在職消費等操縱私有收益的行為。繼牛建波（2013）等將機構投資者劃分為穩(wěn)定型和交易型兩種類型之后，國內(nèi)其他學者在這兩種分類方法的基礎上對有關話題展開研究，他們認為穩(wěn)定型機構投資者更能改善企業(yè)績效（李爭光、趙西卜等，2015）、提高會計穩(wěn)健性（李爭光、趙西卜等，2015）、降低股權融資成本（李爭光、曹豐等，2016）、抑制盈余管理（羅付巖，2015）、降低高管薪酬粘性（張圣利、孫珊珊，2020）等。

本文認為，穩(wěn)定型機構投資者股權持有比例較高且期限較長，在股東大會和董事會中享有更多參與權和話語權。當他們不滿意管理層操縱薪酬等攫取個人私有收益方式時，會提出自己的意見和建議，并與管理層進行協(xié)商，推動建立合理的薪酬激勵機制。因此，在一定程度上可以達到抑制管理層私有收益的目的。通過引導管理層使得其與股東目標利益盡可能保持一致，從而緩解雙方之間的沖突矛盾，實現(xiàn)股東財富最大化目標。而交易型機構投資者不關心公司經(jīng)營情況和管理層個人私利行為，無法對管理層私有收益進行有效監(jiān)督?；谏鲜龇治觯疚奶岢黾僭O1：

H1：與交易型機構投資者相比，穩(wěn)定型機構投資者更能抑制管理層私有收益。

然而，機構投資者作為上市公司監(jiān)督者的角色會隨著企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境的變化而發(fā)生改變。某些情況下機構投資者的監(jiān)督強度是有限的，因為他們會綜合考慮各種因素，比如其投資組合的流動性（Bhide，1994）、受托責任履行情況、與上市公司商業(yè)交易往來關系（Brickley，Lease and Smith，1988）以及因監(jiān)督成本帶來的搭便車問題（Shleifer and Vishny，1986）。機構投資者選擇公司治理的行為是基于成本效益最大化而制衡博弈的結果。當監(jiān)督成本大于監(jiān)督帶來的收益時，機構投資者在權衡利弊之后，可能改變其角色轉而與管理層進行合謀。傅勇、譚松濤（2008）得出機構投資者與非流通股股東私下交易從而使雙方獲益的結論。潘越、戴亦一、魏詩琪（2011）發(fā)現(xiàn)，機構投資者持股比例與管理層因績效不達標被撤職二者之間存在正相關關系，進一步研究發(fā)現(xiàn)機構投資者在高管變更事件上發(fā)揮了推波助瀾的作用。

本文認為，當企業(yè)內(nèi)部期望績效差距增大時，與交易型機構投資者相比，穩(wěn)定型機構投資雖然有更強的能力和更多的意愿參與公司治理，但在一定程度上還是會對管理層貨幣薪酬等私有收益“視而不見”（Zheng，Y，2010）。這是因為：一方面，管理層貨幣薪酬作為私有收益的一種表現(xiàn)形式，是除在職消費和持股分紅方式之外的管理層激勵方式，在契約薪酬中顯性薪酬被認為是一種有效的激勵方式。另一方面，機構投資者基于成本-收益最大化原則進行抉擇，此時監(jiān)督管理層花費的成本遠遠高于與其合謀獲得的收益，作為一個理性經(jīng)濟人，會選擇與管理層合謀而非監(jiān)督管理層。此時，相比較于監(jiān)督管理層行為，機構投資者更擔心由于期望目標未實現(xiàn)帶來的績效壓力，雙方通過合謀使得公司績效恢復到原有的或者超過原有績效水平，這樣既可以避免高管因績效落差被辭退的風險，又可以給機構投資者帶來風險收益，從而實現(xiàn)雙方“互利共贏”。在這種情況下，機構投資者和管理層更可能通過私下交易進行合謀，攫取雙方共同利益最大化?；谏鲜龇治?，本文提出假設2：

H2：隨著期望績效差距的增大，穩(wěn)定型機構投資者對管理層私有收益的抑制程度有所減弱。

四、研究設計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選取2009—2019年全部A股非金融上市公司數(shù)據(jù)作為研究對象，探討與交易型機構投資者相比，穩(wěn)定型機構投資者是否能降低管理層私有收益以及在期望績效差距增大的情況下，穩(wěn)定型投資者對管理層私有收益抑制方向和程度的影響。借鑒以往學者對數(shù)據(jù)的處理標準，本文對數(shù)據(jù)進行了如下篩選：（1）剔除金融保險業(yè)上市公司；（2）剔除上市不滿三年的公司；（3）剔除ST、PT和*ST等上市公司；（4）剔除數(shù)據(jù)為空或存在缺失值的上市公司，最終得到11年間2 495家上市公司14 995個觀測值。本文所有數(shù)據(jù)來源于WIND、CSMAR和RESSET數(shù)據(jù)庫。為避免極端值對實證結果的影響，對所有連續(xù)變量進行了1%和99%的縮尾處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量——管理層私有收益。本文借鑒辛清泉等（2007）和權小峰（2010）對管理層私有收益的衡量方法。管理層私有收益（DSalary）等于管理層實際薪酬（LnEPay）減去管理層期望薪酬，期望薪酬的估計使用模型（1）：

其中，LnEPay為公司前三位高管薪酬總額加1取自然對數(shù)；Size為公司規(guī)模；Roa為期末凈利潤與平均資產(chǎn)的比值；Roa為上一年數(shù)據(jù)；IntAsset為無形資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重；East為虛擬變量，若上市公司注冊地為東部沿海地區(qū)取值為1，否則取值為0。同時控制年度和行業(yè)效應。

2.解釋變量——穩(wěn)定型機構投資者。借鑒牛建波等（2013）的研究，從年度和行業(yè)兩個角度對機構投資者進行劃分，采用以下公式進行計算。

其中，Invh為機構投資者持股比例；STD（Invh，In?vh，Invh）表示前三年機構投資者持股比例的標準差；SD為第t年持股比例與過去三年持股比例的標準差的比值；Median（SD）表示第t年公司i所在行業(yè)的中位數(shù)；STable為虛擬變量，當SD≥Median（SD）時，STable取值為1，說明機構投資者為穩(wěn)定型，取0則為交易型。

3.調(diào)節(jié)變量——期望績效差距。參考王麗娟、徐佳（2019）等對期望績效差距的衡量方法，采用以下公式進行計算，考慮到內(nèi)生性問題將自變量滯后一期處理。EP（企業(yè)期望績效差距）為P（資產(chǎn)收益率Roa）與A（企業(yè)期望績效）之間的差值。

其中，A為企業(yè)期望績效；HA為企業(yè)歷史績效，用t-2年資產(chǎn)收益率Roa表示；SA為t-2年公司i所在行業(yè)j中除公司i以外的所有企業(yè)平均績效水平；α為權重，表示本期和上一期績效之間的相關程度，取值為［0，1］中的任意一個數(shù)值，借鑒以往研究結果，本文選取權重為0.6；P為t-1年實際績效，用第t-1年資產(chǎn)收益率Roa表示。

4.控制變量。參考之前學者的研究設計，本文選取下列可能影響管理層私有收益的因素作為控制變量，分別是：資產(chǎn)負債率（Lev）、公司規(guī)模（Size）、產(chǎn)權性質（State）、資產(chǎn)收益率（Roa）、股權集中度（Shrcr1）、是否為國際“四大”（Big4）和分析師關注（Attention）等。

變量定義及計算公式如表1所示。

表1 變量代碼及計算方式

（三）模型設計

本文采用多元線性回歸模型實證分析穩(wěn)定型機構投資者與管理層私有收益的關系，并進一步考察了期望績效差距的調(diào)節(jié)作用。主回歸模型（2）如下所示：

本文重點關注模型（2）中自變量STable的系數(shù)α的正負和顯著性，若α顯著為負，則說明穩(wěn)定型機構投資者與管理層私有收益之間呈現(xiàn)負相關關系，即穩(wěn)定型機構投資者抑制了管理層私有收益，驗證了假設1。

為了驗證假設2，本文建立了模型（3）：

若模型（3）中STable的系數(shù)α仍然顯著為負，說明穩(wěn)定型機構投資者確實擔任監(jiān)督者角色，抑制了管理層私有收益。

為了進一步驗證期望績效差距是否在二者之間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，本文設計了模型（4）：

模型（4）重點關注α、α和α的系數(shù)。若α和α仍然顯著具有經(jīng)濟意義，且交互項系數(shù)α為正，說明穩(wěn)定型機構投資者減輕了對管理層私有收益的抑制程度，緩解了二者之間的負相關程度。此時在期望績效差距增大的情況下，機構投資者改變上市公司監(jiān)督者的角色轉而與公司管理層進行合謀，進而達到彼此利益的最大化。

五、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2 Panel A為全樣本描述性統(tǒng)計結果。管理層私有收益（Dsalary）的標準誤為0.670，最大值為1.794，最小值為-1.629，高管超額薪酬有正有負，說明總體上我國管理層個人私有收益差距較大。期望績效差距（EP）的均值為0.009，說明在我國上市公司中實際績效與期望績效之間的差距比較小。資產(chǎn)負債率（Lev）的均值為0.458，表明我國上市公司整體財務杠桿水平較高，需要降低債務籌資比例，增加更多股權籌資方式。產(chǎn)權性質（State）的均值為0.458，即我國上市公司中國有企業(yè)占45%左右，說明國有經(jīng)濟仍是國民經(jīng)濟的主導力量。股權集中度的均值為35.31，表明第一大股東持股比例較高且我國存在大股東控股現(xiàn)象。

表2 Panel B為子樣本描述性統(tǒng)計結果。從均值檢驗和中位數(shù)檢驗差異中，我們發(fā)現(xiàn)兩個子樣本在很多變量上都存在顯著不同（在1%的水平上顯著），且穩(wěn)定型機構投資者樣本各類變量數(shù)值均大于交易型機構投資者，表明不同類型的機構投資者之間由于異質性的不同而存在明顯的差異，同時也說明本文研究結果可以提供一些合理的和建設性的建議。

表2 樣本描述性統(tǒng)計表

（二）回歸分析

根據(jù)本文提出的假設和設計的模型，運用Stata 16進行實證檢驗。為了使結果更具有可靠性，本文采用固定效應模型進行回歸。表3報告了假設1和假設2的回歸結果。表3第（1）列報告了假設1的檢驗結果，STable與DSalary的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著，說明穩(wěn)定型機構投資者與管理層私有收益是負相關關系，即相較于交易型機構投資者，穩(wěn)定型機構投資者更能抑制管理層私有收益，降低股東和管理層之間的代理成本，進而證明了本文的假設1。同時可以觀察到Lev的系數(shù)為-0.083且在5%的水平上顯著，符合經(jīng)濟意義且與以往學者研究結果一致。

表3第（2）列和第（3）列報告了假設2的回歸結果，第（2）列顯示，Dsalary與STable的系數(shù)為-0.016，通過了5%的顯著性水平；且EP與Dsalary的系數(shù)為-1.058，通過了1%的顯著性水平，說明穩(wěn)定型機構投資者確實抑制了管理層私有收益。第（3）列顯示，STable、EP與DSalary的系數(shù)均為負，且引入的交互項STable*EP的系數(shù)為0.229，在5%的水平上顯著，說明隨著企業(yè)期望績效差距的增大，穩(wěn)定型機構投資者減輕了對管理層私有收益的抑制程度，相比于之前監(jiān)督上市公司，現(xiàn)在更傾向于與管理層進行合謀，證明了本文的假設2。同時我們觀察到模型整體F值較大，說明該模型整體模擬情況比較理想，較好地反映了穩(wěn)定型機構投資者與管理層私有收益之間的關系。

表3 穩(wěn)定型機構投資者與管理層私有收益回歸分析

六、穩(wěn)健性檢驗

本文采用改變調(diào)節(jié)變量期望績效差距權重系數(shù)和縮短樣本區(qū)間的方法進行穩(wěn)健性檢驗。本文認為單純選取期望績效差距的權數(shù)為α=0.6具有一定主觀性，因此本文借鑒王壘、曲晶等（2020）的研究結果，選取權數(shù)為α=0.3和α=0.7分別進行了回歸分析，鑒于篇幅限制，表4第（1）、（3）和（5）列僅報告了α=0.3的結果。經(jīng)穩(wěn)健性檢驗發(fā)現(xiàn)結論與前文一致。同時，本文縮短樣本區(qū)間為2015—2019年，表4第（2）、（4）和（6）列報告了改變樣本區(qū)間的結果，研究發(fā)現(xiàn)，Dsalary與STable的系數(shù)為-0.026，在1%的水平上顯著，在加入二者交互項STable*EP之后，發(fā)現(xiàn)交互項系數(shù)顯著為正，而STable系數(shù)依舊為負，與主回歸證明結果相同，即隨著期望績效差距的增大，機構投資者對上市公司管理層私有收益的抑制程度減弱，傾向與管理層合謀，從上市公司的監(jiān)督者變?yōu)楹现\者，這就說明機構投資者的行為和角色發(fā)生了改變。由此可見，無論是替換調(diào)節(jié)變量權重還是改變樣本區(qū)間范圍，本文回歸結果都與前文一致，說明本文結果具有一定的穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗回歸結果

七、結論與建議

本文以滬深A股全部非金融上市公司2009—2019年共11年數(shù)據(jù)為樣本，將機構投資者劃分為穩(wěn)定型和交易型兩種類型，研究穩(wěn)定型機構投資者持股是否降低了公司管理層私有收益，通過實證檢驗得到以下結論：與交易型機構投資者相比，穩(wěn)定型機構投資者更能抑制管理層私有收益，降低股東與管理層之間的第一類代理成本；隨著企業(yè)期望績效差距的增大，穩(wěn)定型機構投資者減輕了對管理層私有收益的抑制程度，此時機構投資者改變了其行為和扮演的角色，由上市公司的監(jiān)督者變?yōu)楣芾韺拥暮现\者。本文結論符合有關機構投資者的“有效監(jiān)督假說”和“戰(zhàn)略聯(lián)盟假說”。

根據(jù)本文研究結果，可以得出以下啟示與建議：首先，機構投資者持股比例（持股時間）并不是越高（長）越好。穩(wěn)定型機構投資者參與上市公司治理而發(fā)揮的作用并不總是積極的，還存在消極的一面，其行為和角色在特定情況下會發(fā)生改變。其次，中國證監(jiān)會等外部監(jiān)管部門應該加強對機構投資者的監(jiān)督，提高懲罰力度和強度，增加合謀的成本和代價，必要時建立相關的監(jiān)督和約束機制，從而積極引導其健康發(fā)展，為機構投資者積極參與上市公司治理營造良好的資本市場環(huán)境。最后，充分發(fā)揮內(nèi)部監(jiān)督機制的作用。股東大會以及董事會成員應該密切關注公司績效的變化，定期制定公司發(fā)展戰(zhàn)略和考察管理層績效實現(xiàn)情況，當企業(yè)實際績效與期望績效之間差距增大時，應當及時遏制機構投資者與管理層合謀謀取個人私有收益和攫取公司財富而損害股東及公司相關者利益的行為。將監(jiān)督機構投資者合謀行為和防范管理層謀取個人私有收益行為結合起來，能夠真正發(fā)揮穩(wěn)定型機構投資者參與上市公司的積極治理效應。