異質機構投資者持股對醫藥制造業企業績效影響的實證研究

武婉婉 孫靜

【摘要】本文選取了131家醫藥制造業企業2013-2016年4年的524個觀測值，通過回歸分析來研究異質機構投資者持股對醫藥制造業上市公司績效的影響。研究結果表明：壓力抵制型機構投資者持股與公司績效顯著正相關，代理成本在其與企業績效關系之間起到部分中介效應；而壓力敏感型機構投資者與上市公司績效關系不顯著，代理成本在其與企業績效關系之間不起中介作用。

【關鍵詞】機構投資者 異質性 代理成本 企業績效 醫藥制造業

一、引言

本文以我國醫藥制造業上市公司為研究對象[1]，根據彭利達[2]的研究，把機構投資者分為與被投資公司不存在現有的或潛在的商業關系的壓力抵制型機構投資者（包括證券投資基金、QFII和社保基金）和與被投資公司存在現有的或潛在的商業關系的壓力敏感型機構投資者（包括保險公司、證券公司、企業年金、信托公司和財務公司），擬從實證分析的角度來研究異質機構投資者持股對醫藥制造業上市公司績效的影響，并提供合理建議。

二、研究設計與模型

（一）樣本選取與數據來源

本文根據中國證監會發布的2017年3季度上市公司行業分類結果，篩選出203家醫藥制造業上市公司作為初始樣本，并對初始樣本進行了篩選：一是由于選擇了上一年的機構投資者持股比例，所有變量指標數據的可獲得性，本文只選擇了在2011年12月31日之前上市的公司；二是剔除了ST板塊及已經退市的醫藥制造業上市公司；三是剔除了變量數據缺失的樣本公司。通過篩選，一共選擇了131家醫藥制造業企業2013-2016年4年的524個觀測值，數據均來自銳思數據庫，使用SPSS22.0進行分析。

（二）研究假設

一是H1a：壓力抵制型機構投資者持股與公司績效具有顯著的正相關關系；H1b：壓力敏感型機構投資者持股與公司績效具有不顯著的正相關關系。二是H2a：壓力抵制型機構投資者持股與公司代理成本存在顯著的負相關關系；H2b：壓力敏感型機構投資者持股與公司代理成本存在不顯著的負相關關系。三是H3a：代理成本在壓力抵制型機構投資者持股與企業績效的關系中起到顯著中介作用；H3b：代理成本在壓力敏感型機構投資者持股與企業績效的關系中不起中介作用。

（三）變量說明與模型設計

1.變量說明：（1）被解釋變量的度量。本文從盈利能力、經營能力、償債能力和成長能力四個方面選擇總資產收益率、凈資產收益率、銷售凈利率、存貨周轉率、總資產周轉率、流動比率、速動比率、總資產增長率、營業收入增長率9個財務指標進行因子分析找出綜合因子來度量醫藥制造業上市公司績效[1]。（2）解釋變量。壓力抵制型機構投資者持股比例和壓力敏感型機構投資者持股比例。（3）中介變量代理成本選擇管理費用率作為其替代變量，這一指標主要反映了經理由于過度在職消費所引起的浪費[3]。（4）控制變量。本文選擇了公司規模、財務杠桿、成長能力及公司股權特征四個變量作為本文的控制變量。

（四）模型設計

根據上述假設，構建了各變量之間的回歸分析模型，具體如下：

1.為了研究異質機構投資者持股對公司績效的影響，驗證假設H1a和H1b，構建了回歸模型1：Y=β0+β1insr+β2inss+β3size +β4dar+β5growth+β6top10+ε

2.為了研究異質機構投資者持股對代理成本的影響，驗證假設H2a和H2b，本文構建了回歸模型2：agent=β0+β1insr+β2inss+ β3size+β4dar+β5growth+β6top10+ε

3.為了驗證代理成本在機構投資者持股與公司績效的關系中的中介效應大小，驗證假設H3a和H3b，構建了模型3：Y=β0+β1insr+β2agent+β3size+β4dar+β5growth+β6top10+ε

在以上3個回歸模型中，其中Y代表綜合因子；β0是常數項；βi是回歸系數；ε是隨機誤差項。

三、實證檢驗及結果分析

（一）基于因子分析法的公司績效評價

1.因子分析評價結果。

（1）KMO和Bartlett的檢驗如表3.1所示。KMO統計量為0.605，大于最低標準0.5，適合做因子分析；Bartlett球形檢驗，顯著性水平為0.000，通過了顯著性檢驗，適合做因子分析。所以本文的公司績效指標適合做因子分析處理。

（2）主成分分析法提取公因子。通過主成分分析得出三個主成分的特征值大于1，因子1、2和3旋轉后特征值的貢獻率分別為為32.344%、24.752%和15.970%，它們的累積貢獻率達到了73.066%，能夠較好地替代原指標對公司績效進行衡量，故選取前三個因子作為公因子。

（3）因子載荷矩陣分析。根據2013年旋轉后因子（主成分）載荷矩陣，可以得出指標總資產收益率、凈資產收益率、銷售凈利率、營業收入增長率、總資產增長率在因子1上有較大載荷；指標流動比率和速動比率在因子2上有較大載荷；指標存貨周轉率和總資產周轉率在因子3上有較大載荷。故因子1可稱為發展潛力能力因子，因子2可稱為償債能力因子，因子3可稱為經營能力因子。

（4）公司績效的衡量

根據2013年主成分因子得分函數系數矩陣可以得出各因子得分函數：

X1=0.308x1+0.298x2+0.277x3-0.100x4+0.074x5-0.019x6- 0.021x7+0.191x8+0.190x9；

X2=0.052x1+0.043x2+0.111x3-0.111x4-0.032x5+0.437x6+ 0.440x7-0.182x8-0.150x9；

X3=0.078x1+0.112x2-0.163x3+0.625x4+0.518x5+0.040x6+ 0.056x7-0.110x8-0.111x9.

公司綜合績效因子總得分是以旋轉后的公因子特征值的貢獻率來計算。所以2013年綜合模型因子如下：Y（2013）=0.32344X1+ 0.24752X2+0.1597X3

根據同樣的分析過程可以得出2014-2016年的綜合因子模型如下：

Y（2014）=0.30495X1+0.23512X2+0.16356X3；Y（2015）=0.30945X1 +0.23694X2+0.18929X3；

Y（2016）=0.29004X1+0.23420X2+0.16619X3

（二）實證結果與分析

從模型1、2和3的F值和Sig.來看，3個模型整體都是顯著的；D-W均接近于2，說明模型不存在自相關性，殘值之間相互獨立；每個模型各個變量的方差膨脹因子（VIF）值都接近于1小于5，說明3個模型均沒有嚴重的多重共線性存在。

模型1中，除了inss和size以外，insr、growth、dar和own10各變量t值的絕對值都大于2，顯著性水平Sig.都小于0.05，說明它們與因變量Y的線性關系顯著，驗證假設H1a和假設H1b。根據中介效應的檢驗過程，因為異質機構投資者持股對企業績效的影響為該模型的主效應，而壓力敏感型機構投資者持股對公司績效的影響并不顯著，所以，可以停止其中介效應分析。

模型2中，除了inss和dar以外，insr、size、growth和own10各變量t值的絕對值都大于2，顯著性水平Sig.都小于0.05，說明它們與因變量agent的線性關系顯著，即壓力抵制型機構投資者持股可以有效降低公司代理成本，假設H2a成立；壓力敏感型機構投資者持股對公司代理成本存在不顯著的負相關關系，假設H2b成立。結合模型1的回歸分析結果，根據中介效應檢驗過程，可以大致判斷假設H3a成立，繼續進行模型3的檢驗。

模型3中，除了size以外，insr、agent、growth、dar和own10各變量t值的絕對值都大于2，顯著性水平Sig.都小于0.05，說明它們與因變量Y的線性關系顯著。壓力抵制型機構投資者持股與公司績效顯著正相關，假設H1a成立，還可以得出，代理成本與公司績效負相關。

根據中介效應判斷方法，可以得出代理成本在壓力抵制型機構投資者持股與公司績效的關系中起到部分中介效應，驗證假設H3a成立。中介效應對總效應的貢獻率為：Effect（agent）=（-0.088）×（-0.459）/0.525=7.69%，中介效應解釋了因變量的方差變異=0.162-0.140=0.022。

四、建議

第一，改善醫藥制造業上市公司機構投資者股權結構。適當提高壓力抵制型機構投資者的持股比例，使其能夠監督管理層，降低代理成本，提高公司績效。第二，提高壓力敏感型機構投資者參與公司治理的意識。考慮到代理成本可能與收益不匹配，其參與公司治理積極性不高，應該積極提倡股東聯合行動，共同監督管理層，改善公司績效。

參考文獻

[1]許毅.我國醫藥上市公司資本結構對公司績效影響的研究[D].西南大學，2015.

[2]彭利達.異質機構投資者參與上市公司治理研究-基于上市公司現金分紅的視角[D].山東大學，2016.

[3]夏寧，李民.機構投資者持股對企業績效影響的實證研究[J].經濟與管理評論，2014，30（06）：68-75.

基金項目：本文受北京市委組織部優秀人才培養資助項目（項目編號：2012D005007000006）資助。

作者簡介：武婉婉（1990-），女，漢族，安徽宿州人，就讀于北京信息科技大學，碩士研究生，研究方向：公司金融。