機構投資者競爭與公司業績

(華中科技大學經濟學院，湖北 武漢 430074)

引言

針對現代公司制中所有權與經營權分離所導致的代理問題，Roe(1991)[15]認為股權的集中，比如機構投資者的出現，可以產生很好的治理作用。Shleifer and Vishny(1986)[17]也證明機構投資者相對于中小投資者具有資金、信息和專業優勢，更有可能獲得實施股東積極主義所帶來的收益，存在實施股東積極主義的激勵和能力，將有效緩解股東積極主義中的“搭便車”問題。

基于上述研究，關于機構投資者治理效應的實證研究大都從所有機構投資者的總持股比例出發，探討其總持股比例與公司治理、公司業績等變量之間的正向關系(Chaganti and Damanpour，1991；Smith，1996)[8][18]。但同時有研究表明，持有公司股票的機構投資者存在較強的異質性，并不是所有的機構投資者都具有股東積極主義動機(Black and Coffee，1994; Brickley et al.，1988;Bushee, 2001; Koh, 2007)[5][6][7][12]，也就是說在持股機構投資者內部也可能存在著“搭便車”的問題。

另一方面，Kahn and Winton(1998)[11]和Maug(1998)[13]認為，機構投資者實施干預的凈收益除了其初始股權價值的期望提升減去干預成本的直接收益，還包括干預對機構投資者期望交易回報的沖擊，即交易收益。交易收益規模取決于機構投資者能否通過信息搜集形成相對于其他投資者的信息優勢地位，也取決于市場上是否存在足夠的流動性以幫助機構投資者將信息優勢轉化為交易收益。所以，機構投資者總持股比例并不能很好的衡量機構股東交易收益規模。

因此，通過機構投資者總持股比例來判斷其積極主義激勵并分析其治理效應的方法可能會產生誤導。根據奧爾森(1965)[26]及Black and Coffee(1994)[5]對機構投資者積極主義集體行動的考察，機構投資者之間集中的股權結構特征將有效降低其實施積極主義的“搭便車”問題。而Kahn and Winton (1998)[11]從機構投資者信息收集邊際成本的角度，Maug(1998)[13]則從流動性角度，均證明了機構投資者之間的競爭將影響到其對公司信息的收集與利用，從而影響其積極主義動機。

針對傳統基于機構投資者總持股比例研究的缺陷，本文從機構投資者之間的競爭關系出發研究機構投資者的治理效應。具體而言，以所有機構投資者股權比例的赫芬達爾指數(HHI)來衡量機構投資者之間的競爭，分析機構投資者競爭與公司業績之間的關系。

文獻綜述與研究假設

以Roe(1991)[15]和Shleifer and Vishny(1986)[17]為代表的股權結構理論為機構投資者的治理效應研究奠定了理論基礎。在實證研究文獻中，大多探討機構投資者的總持股比例與公司治理、公司業績或者公司價值之間的正向關系。比如，Chaganti and Damanpour(1991)[8]發現機構投資者持股與公司業績指標凈資產收益率存在顯著正向關系；Ajinkya(2005)[1]則認為持股機構投資者持股量越大，則公司的業績預測將會更頻繁、更準確；Neubaum and Zahra(2006)[14]則找到了機構投資者持股比例與企業社會責任正向關系的證據。在國內，程書強(2006)[21]、李蕾和韓立巖(2013)[23]、羅進輝(2013)[25]、唐松蓮和袁春生(2010)[27]都基于機構投資者持股比例研究了其治理效應，找到了機構投資者實施股東積極主義的證據。

但是，Starks and Hartzell (2003)[19]發現公司治理效應只在壓力不敏感性機構投資者中存在；Bushee(2001)[7]則分析了機構投資者在投資周期上的不同偏好，他認為只有長期的機構投資者才能帶來治理效應；而Koh(2007)[12]發現只有共同基金有顯著的治理效應，而其他機構投資者則有不明確的治理效應。這些關于機構投資者異質性的結論說明，并不是所有的持股機構投資者都有實施積極主義的動機，某個機構投資者實施積極主義的收益會被所有機構投資者所分享，因此，在機構投資者的內部也可能存在“搭便車”的問題。另一方面，機構投資者實施積極主義的收益還包括基于公司信息進行交易的收益(Kahn and Winton, 1998; Maug, 1998)[11][13]，由于公司信息具有某種程度的排他性，機構投資者對信息的搜集和利用存在著與其他機構投資者的競爭，所以交易回報對機構投資者積極主義的激勵并不能用機構投資者總持股比例來進行衡量。

針對“搭便車”的問題，奧爾森(1965)[26]在論證集體行動理論時提出：一個壟斷市場相對于一個完全競爭市場將有更多針對集體行動的選擇性激勵，能夠有效降低“搭便車”問題，是一個更有利于集體行動達成的結構。機構投資者積極主義的集體行動已經被證明對管理層有較大影響力，產生較高回報(Gillan and Starks, 2000; Neubaum and Zahra, 2006)[9][14]。Black and Coffee(1994)[5]基于對英國機構投資者的調查研究發現：只有在存在持股量較大的大機構投資者、機構之間的競爭關系較弱時，才容易達成積極主義的集體行動，從而發揮治理作用，在此情況下，大機構承擔帶頭人的角色將有效降低“搭便車”的激勵，最終產生治理效應。

而Kahn and Winton (1998)[11]則從交易收益的角度論證了機構投資者股權集中帶來治理效應的機制：多個機構投資者的存在將導致對公司特有信息的競爭，這將限制機構投資者的交易收益規模，使其缺乏積極主義動機。這是因為機構投資者激烈競爭會使得價格信息含量更高(Holden and Subrahmanyam, 1992; 王亞男和孔東民，2010)[10][28]，將不利于其獲得一個相對其他投資者的信息優勢從而取得交易收益。Ajinkya(2005)[1]也認為股權集中的機構投資者能更好的獲得私有信息從而影響管理層。

但Maug(1998)[13]則認為機構投資者競爭會帶來治理效應，因為激烈競爭所帶來的市場流動性為機構投資者將信息優勢轉化為交易收益提供了可能，這將使得機構投資者更有動力實施積極主義。而機構投資者股權集中所導致的流動性缺乏會使得公司資本化成本上升，從而導致機構投資者積極主義動力的不足。

從以上分析可以看出，在機構投資者競爭較弱、股權集中在少數機構投資者的情況下，監督管理層的集體行動更有可能被實施；同時，由于大機構投資者的信息優勢所導致的較大規模的交易回報，也使其更有激勵實施積極主義。但機構投資者股權的集中會增加其干預成本，同時降低市場流動性影響交易收益的實現，這又會從另一個角度降低機構投資者實施積極主義的激勵。也就是說，在機構投資者競爭度較高時會由于流動性原因、在集中度較高時會由于集體行動與交易收益原因，而由機構投資者積極主義帶來較高的治理效應，這種治理效應都將有效改善公司的業績(李維安和唐躍軍，2006)[24]。因此我們提出假設：機構投資者競爭與公司業績之間呈現U形關系。

研究設計

一、變量構建

1. 公司業績的衡量

衡量公司業績的指標有很多，考慮到研究結果的穩健性，本文采用總資產收益率(ROA)、凈資產收益率(ROE)與息稅前利潤率(EBIT)三個指標。

2. 機構投資者競爭度

某個機構投資者競爭力的強弱與其信息搜集能力以及所掌握的信息量有關，但由于這種搜集能力以及機構投資者之間信息分布的不可觀測性，理論上一般用股權的分布作為其代理變量(Akins et al.，2012)[2]。為反映機構投資者之間的競爭關系，有文獻在回歸方程中加入機構投資者數目(唐松蓮和袁春生，2010)[27]，但該指標并不能真實反映機構投資者股權對比關系與不平均程度。同Ajinkya(2005)[1]和Akins et al.(2012)[2]一樣，本文采用機構投資者持股比例的赫芬達爾指數來衡量機構投資者競爭程度，其計算公式為：

表1 變量定義與說明

這里，investorij表示機構投資者j期末持有公司i的股份數，investori表示所有持公司i股份的機構投資者期末持股份數的總和。HHI越大，說明公司i股份在機構投資者之間的分布越是不平均，股權由向少數機構集中的趨勢，競爭性較弱；反之若HHI越小，則說明機構投資者持有股權較為平均，競爭性較強。

3. 控制變量

為控制影響公司業績的其他因素，本文在回歸方程中加入了一系列控制變量，以減小估計誤差。具體變量定義與說明見表1。

二、經驗模型

為對所提假設進行檢驗，我們將構建以下經驗模型進行回歸檢驗：

其中，Performance為公司業績變量，為捕捉HHI與公司業績之間的非線性關系，在方程中加入HHI平方項。另外，Dummy_year為年度固定效應，Dummy_ind為行業固定效應，行業分類依據為證監會《中國上市公司行業分類指引》，ε為殘差項。同時，針對在多元回歸分析中的內生性問題，本文在對模型進行回歸時均對所有解釋變量作滯后一期的處理以緩解此問題。

三、數據來源與處理

本文選取2008～2013年滬深兩市所有上市公司為樣本，機構投資者持股數據來自于同花順金融數據庫，公司治理數據及公司財務數據來自于色諾芬經濟金融數據庫與國泰安數據庫。對數據進行了如下處理：(1)剔除沒有機構投資者的公司；(2)剔除金融類公司、非正常交易狀態的公司及財務數據缺失的公司；(3)剔除數據有明顯錯誤的公司；(4)采用Winsorize方法，對樣本上下1%的異常值進行了整理。處理后共得到6417個觀測樣本。

實證結果與分析

因篇幅限制，描述性統計及相關性分析結果在此略去，直接就回歸結果展開分析。

一、實證結果

基本回歸結果見表2。在三個公司業績變量Roa、Roe和Ebit分別對HHI及其二次項進行回歸的方程中，HHI及其二次項均顯著，且HHI系數顯著為負值，二次項系數顯著為正。這說明HHI與公司業績之間呈現出U形關系：當HHI較低或者較高時，公司將有一個更好的業績表現。結合相關理論分析，出現這種情況的原因在于：當HHI低于特定中間值時，機構投資者之間股權分布趨于平均，競爭更為激烈，這種競爭所要求機構投資者進行的信息收集與充足流動性帶來了顯著的治理效應，提升公司業績；但是，當HHI超過這一中間值時，股權集中的大機構投資者將促進集體行動的達成，而且更大規模的交易收益也使其具有實施積極主義的動力，這將提升公司治理水平帶來業績的提升。

關于其他變量，第一大股東持股、資產負債率以及賬面市值比在各個方程中都顯著提升了公司業績，但公司規模與企業性質的系數在各個方程中都顯著為負，說明公司規模所導致的運作成本可能對公司表現帶來負面影響，而國有企業相對于非國有企業有更差的表現。董事會獨立性在所有方程中多不顯著，說明對中國上市公司而言，獨立董事治理機制作用發揮是有限的。高管持股對業績的正面影響不顯著。

表2 基本回歸結果

實證結果所表明的HHI與公司業績的U形關系說明：機構投資者積極主義激勵在不同的競爭關系、市場流動性等條件下是存在差異的，并沒有像傳統研究所顯示的一樣依據總持股比例保持完全相同的積極主義激勵。

二、穩健性檢驗

1. 公司業績變量的改進

基于緩解內生性問題的考慮，當機構投資者偏好投資于穩定但較低收益的行業時,會帶來公司業績與機構投資者持股之間的內生性問題，而行業調整后的業績可消除這個偏誤(唐松蓮等，2010)[27]。因此，本文對公司業績變量ROA、ROE與EBIT分別進行行業調整。具體調整方法為分年度分行業計算行業平均業績，然后用公司業績指標值減去行業平均業績，其差值為行業調整的業績變量。同時基于穩健性的考慮，也引入營業利潤率作為公司業績指標進行檢驗，營業利潤率等于營業利潤除以營業總收入。

回歸結果見表3，可以看出，在所有四個方程中，HHI與公司業績之間依然呈U形關系，證明了上述結論的穩健性。

2. 機構投資者競爭指標的改進

同Bhojraj and Sengupta(2003)[4]、Schnatterly etal.(2008)[16]一樣，本文也采用前三大機構投資者的持股比例來進行穩健性檢驗。但不同于以往文獻的指標計算方法，為進一步反映機構投資者內部的股權對比關系，我們計算前三大機構投資者相對于所有機構投資者的持股比例，計算公式為：

表3 業績變量改進的回歸結果

其中，Top3表示前三大機構投資者持股量相對于所有持有公司i股票的機構投資者總持股量的比例，investorij表示前三大機構投資者期末持有公司i的股份數，investori表示所有持公司i股份的機構投資者期末持股份數的總和。

回歸結果見表4?？梢钥闯?，即使基于前三大機構投資者相對于所有機構投資者的持股比例來進行分析，其持股比例與公司業績指標之間也均呈現出顯著的U形關系，這進一步證明了本文研究結論的穩健性。

三、擴展性檢驗

1. 基于控制人性質的分組回歸

為檢驗控制人性質對機構投資者競爭與公司業績關系的影響,我們對樣本按照控制人性質進行分組，分為國有企業樣本與非國有企業樣本，然后分別對模型(2)進行回歸，回歸結果如表5所示。結果顯示，HHI及其二次項系數在國有企業樣本中顯著，在非國有企業樣本中全部不顯著。這可能是因為國有企業中國家作為控股股東將運用國家力量干預公司運行，國有股東對公司的干預行為影響企業信息環境。根據Armstrong et al.(2010)[3]，外部投資者出于監督能力價值最大化以及保護私人收益的考慮，其積極主義與信息透明度之間呈現反向關系。也就是說，在國有企業較差信息環境中，機構投資者的信息競爭以及其他積極主義行動能夠帶來更大回報，從而機構投資者將更有動力對國有企業實施股東積極主義。因此，機構投資者競爭與公司業績之間的U形關系在國有企業中更為顯著。

表4 基于前三大機構投資者持股比例的回歸結果

2. 基于市場狀態的分組回歸

在不同的市場狀態下，機構投資者的投資組合所面臨的風險與收益狀況將存在差異，這可能導致機構投資者實施積極主義的動機發生改變。為檢驗市場狀態對機構投資者競爭與公司業績之間關系的影響，本文參照蔡慶豐和劉錦(2012)[22]的做法，依據上證A股指數區間回報率將樣本期間(2008～2013年)劃分為4個熊市期間和2個牛市期間，具體見表6。

分組回歸結果見表7。從回歸結果可以看出，在牛市與熊市兩種市場狀態下，機構投資者競爭與公司業績之間均呈現出顯著的U形關系(除開第5列外)，這說明市場狀態對機構投資者競爭與公司業績之間的關系并沒有顯著的影響。在兩種市場狀態下，既存在激烈競爭帶來的治理效應，也存在大機構投資者所帶來的治理效應。

表5 按控制人性質分組回歸結果

表6 指數收益率率與市場狀態

表7 按市場狀態分組回歸結果

3. 基于機構投資者持股比例的分組回歸

為檢驗機構投資者總持股比例對機構投資者競爭與公司業績關系的影響。我們將研究樣本按照機構投資者總持股比例中值點分為兩個組：機構投資者高持股比例組與機構投資者低持股比例組，然后分別對模型(2)進行回歸，回歸結果見表8?？梢钥闯?，兩種情況下均有機構投資者競爭與公司業績U形關系的存在，但機構投資者高持股比例樣本組要比低持股樣本組具有更為靠右的頂點位置。這說明對于機構投資者低持股比例的樣本公司來說，更需要依靠集中的機構股權通過集體行動因素和交易收益因素發揮治理作用；而對于機構投資者高持股比例樣本公司，機構投資者競爭所帶來的高流動性和信息搜集將在更大范圍內激勵機構投資者發揮治理作用。

表8 按機構投資者持股比例分組回歸結果

結論

由于機構投資者內部“搭便車”問題的存在以及機構投資者積極主義交易收益規模的原因，所有持股機構投資者的總持股比例并不能真實反映機構投資者實施積極主義的激勵?？紤]到機構投資者之間的競爭對“搭便車”問題以及交易收益規模的影響，本文計算了所有持有公司股票的機構投資者的赫芬達爾指數(HHI)，以此指數衡量機構投資者之間的競爭關系，并分析了HHI指數與公司業績之間的關系。

研究發現，公司業績與HHI指數之間呈現出顯著的非線性關系，基本形狀為U形，這說明機構投資者積極主義激勵在不同的競爭關系、市場流動性等條件下是存在差異的，并沒有像傳統研究所顯示的那樣，依據總持股比例保持相同的積極主義激勵。在對公司業績進行行業調整后的回歸中以及用基于前三大機構持股比例的回歸中，該結論依然穩健。所有權性質對U形關系將產生影響，在國有企業中存在機構投資者競爭與公司業績的U形關系；市場狀態對該U形關系并不存在顯著影響；在不同的機構投資者總持股比例條件下，高持股比例下的機構投資者競爭與公司業績U形關系有更為靠右的頂點。