異質性機構投資者、企業(yè)政策與企業(yè)風險

張長海，李開慶，曾春華

(海南大學 經濟與管理學院，海口 570100)

內容提要：機構投資者對于穩(wěn)定資本市場和參與上市公司治理具有重要意義。本文以2010-2016年滬深A股上市公司數據為樣本，考察異質性機構投資者對企業(yè)風險的影響。研究發(fā)現，穩(wěn)定型機構投資者通過影響企業(yè)風險性政策的方式參與企業(yè)公司治理，從而降低企業(yè)風險；在國有產權性質和內部控制質量低的企業(yè)中，穩(wěn)定型機構投資者與企業(yè)風險的負相關關系更強。因此，機構投資者的異質性是其發(fā)揮治理效應的重要因素，企業(yè)在完善治理結構時應該充分重視穩(wěn)定型機構投資者的作用。

我國的機構投資者起源于20世紀90年代中后期，隨著近年來的快速發(fā)展，結構日漸多元化，已形成了由社保基金、養(yǎng)老基金、公募基金等組成的多類型機構投資者隊伍，機構投資者持股比例也隨之攀升。天相統計數據顯示，到2015年上半年，機構投資者持股比例首次超過50%，此后，機構持股比例穩(wěn)步攀升，并在2016年末達到57.47%。目前各類機構投資者持有A股市值已達總市值60%以上，機構投資者已成為證券市場的主導力量。機構投資者對上市公司內部治理也有著廣泛而深遠的影響。研究發(fā)現，機構投資者對企業(yè)績效、企業(yè)創(chuàng)新、盈余管理等均有顯著影響，但在機構投資者對某一行為的作用效果有明顯分歧[1-2]。總體而言，機構投資者對上市公司的影響存在兩種對立的觀點：治理效應觀和短視效應觀[3-4]。治理效應觀認為機構投資者通過持有上市公司股份主動履行管理和監(jiān)督職責[5-6]；而短視效應觀認為機構投資者采取“用腳投票”，關注企業(yè)短期利潤的方法進入、退出企業(yè)，不干涉企業(yè)的日常經營和管理決策[7-8]。

企業(yè)風險及其成因一直是公司治理與公司財務領域研究的重要課題，企業(yè)內部治理形成的非系統風險的成因往往來源于企業(yè)內部治理的主體，機構投資者作為區(qū)別于內部大股東與管理層的第三方力量，對企業(yè)的非系統風險具備客觀的影響條件，但機構投資者如何影響企業(yè)風險并沒有得到共識。

鑒于此，本研究從風險管理的角度出發(fā)，以2010-2016年A股上市公司為樣本，考察異質性機構投資者對企業(yè)風險的影響及其作用機制，并考察異質性機構投資者在不同產權性質和內部控制質量不同的企業(yè)對企業(yè)風險的影響差異，以及穩(wěn)定型機構投資者在企業(yè)風險管理中發(fā)揮的作用。

一、文獻回顧與理論假設

大量文獻表明，機構投資者在公司治理中主要扮演兩種對立角色，機構投資者由此對公司治理存在以下兩種競爭性觀點：治理效應觀和短視效應觀。支持治理效應觀的學者認為機構投資者為避免大股東的掏空行為和管理層的機會主義行為導致公司利益受損，會主動參與公司治理，履行內部監(jiān)督職能。Jeffrey和Fang(2013)的研究證實了機構投資者表現出更多的監(jiān)督行為而非短期行為[9]。支持短視效應觀的學者認為機構投資者在股票市場上存在短期行為，機構持股通過知情交易，擴張私有信息套利，一旦短期利益達成則快速從企業(yè)退出。曹豐等(2015)、花馮濤(2018)的研究表明了機構投資者對股票市場及企業(yè)特質風險的負面作用，機構投資者的這種行為不僅是其沒有主動參與公司治理的表現，也反映出在短視效應觀下機構投資者對股票市場的威脅以及對公司穩(wěn)定發(fā)展帶來的潛在損害[10]。以上兩種觀點對機構投資者行為提供了可供借鑒的理論依據和經驗證據，但是機構投資者并不同質[11]，異質性機構投資者會做出截然不同的行為選擇。即機構投資者是存在治理效應還是短視效應還與機構投資者的異質性有關。

機構投資者通過參與公司治理、監(jiān)督企業(yè)管理層對企業(yè)施加影響[6,12]，但機構投資者的治理效應是否發(fā)揮作用與其本身的異質性相關，不同類型的機構投資者對企業(yè)風險的影響不同。有文獻表明，穩(wěn)定型機構投資者傾向于長期持有企業(yè)股權并關注企業(yè)的長期價值，而不會過于關注企業(yè)的短期盈利；為了在長期獲得更高回報，穩(wěn)定型機構投資者會完成從被動持股到主動投資的角色轉化，積極行使在企業(yè)中的各項權利，主動參與公司治理，對管理層行為進行監(jiān)督[13]，促使管理層規(guī)范企業(yè)經營管理，提高內部控制有效性，增強企業(yè)對風險的管控能力，減少企業(yè)危機發(fā)生，從而降低企業(yè)風險。交易型機構投資者傾向于短期內利用信息優(yōu)勢進出企業(yè)以獲取高額收益，更加關注企業(yè)的短期盈利；而企業(yè)治理是一個長期過程，交易型機構投資者沒有動機花費大量成本去提高企業(yè)的治理水平，監(jiān)督管理層行為。同時，對交易型機構投資者來說獲取短期收益的主要手段是依賴自身擁有的信息優(yōu)勢，出于自利性，交易型機構投資者不會削弱內部人與外部信息接受者之間的信息不對稱程度，交易型機構投資者更有可能利用信息不對稱達成自身目標。因此，交易型機構投資者不會通過主動參與公司治理的方式對企業(yè)風險進行有效管控，相反，交易型機構投資者更可能為了短期內獲取高額回報加劇企業(yè)風險。基于此，本文提出假設：

H1:穩(wěn)定型機構投資者與企業(yè)風險呈負相關關系。

企業(yè)在經營活動中做出的具有風險性質的政策選擇是企業(yè)風險程度的直接外在表現，也是機構投資者是否參與公司治理從而有效管控風險的重要依據。國內外學者研究表明企業(yè)風險水平與企業(yè)負債、企業(yè)現金流以及經營集中度具有緊密聯系。首先，股權融資和債權融資是企業(yè)重要的兩種融資方式。對企業(yè)來說，債權融資雖然不會稀釋企業(yè)控制權但到期須還本付息，當公司經營不善時企業(yè)將面臨因巨大的付息壓力和償債壓力帶來的資金鏈斷裂的破產危機[14]，穩(wěn)定型機構投資者為保證企業(yè)的風險水平更低，在參與公司治理過程中會傾向于企業(yè)擁有較低的債務水平。其次，企業(yè)賬面現金流較少也會引發(fā)企業(yè)資金鏈斷裂的破產危機。如何支配企業(yè)現金流、在資源既定的條件下實現最佳資源配置是企業(yè)運營過程中關鍵一環(huán)[15]。賬面現金流較少更易遭遇現金流短缺，企業(yè)抵抗意外狀況的難度更大且更需要有能力的管理者對資金進行合理調度以保障企業(yè)經營活動的正常運行。穩(wěn)定型機構投資者更愿意企業(yè)持有較多現金流預防隨時出現的意外狀況，降低企業(yè)風險概率。最后，企業(yè)戰(zhàn)略能夠影響企業(yè)風險。眾多學者指出相對于集中經營，分散經營能夠最大化利用和有效配置企業(yè)資源，通過構建企業(yè)內部資本市場促使企業(yè)資源流向經濟效益更高的業(yè)務單元，提高資源利用效率[16-17]，緩解企業(yè)因投資不足、單個業(yè)務現金流短缺、外部融資約束等帶來的企業(yè)風險。為保證企業(yè)穩(wěn)健經營，穩(wěn)定型機構投資者更傾向于企業(yè)選擇分散經營戰(zhàn)略，而規(guī)避風險較大的集中經營戰(zhàn)略。

按照“異質性機構投資者-公司治理-企業(yè)風險”的路徑選擇，越傾向于穩(wěn)定型的機構投資者越能夠改善公司治理，激勵高管做出企業(yè)風險較低的政策選擇，即異質性機構投資者與企業(yè)資產負債率、每股營運現金凈流以及經營集中度具有高度敏感性。基于此，本文提出假設：

H2a:穩(wěn)定型機構投資者與企業(yè)資產負債率呈負相關關系。

H2b:穩(wěn)定型機構投資者與企業(yè)每股營運現金凈流呈正相關關系。

H2c:穩(wěn)定型機構投資者與企業(yè)經營集中度呈負相關關系。

異質性機構投資者對企業(yè)風險的管控能力可能在不同產權性質的企業(yè)之間存在差異。由于高管與股東及外部信息獲得者之間存在信息不對稱，高管出于自利目的，有動機和能力做出高風險決策掩飾盤剝企業(yè)資源的行為。國有企業(yè)所有者缺位，內部監(jiān)督治理機制的不完善增強了高管實施自利行為從而損害企業(yè)利益的動機，一旦企業(yè)陷入危機，當地政府與國家的援助既使得企業(yè)得以擺脫困境也使得高管免受職業(yè)憂慮。同時，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)的目標設計帶有更少的企業(yè)趨利性，國有企業(yè)高管不以項目的投資回報率作為政策決策的前提，也無需為決策項目帶來的不良影響承擔責任。因此國有企業(yè)高管往往表現出較強烈的風險偏好。國有企業(yè)的穩(wěn)定型機構投資者因此承擔著比非國有企業(yè)的穩(wěn)定型機構投資者更加沉重的公司治理責任。穩(wěn)定型機構投資者作為國有企業(yè)的外部監(jiān)管者，具有較強的公司治理動機，在國有企業(yè)內部監(jiān)督、治理機制不完善的情況下，能夠及時管控企業(yè)風險，促使國有企業(yè)高管選擇更加穩(wěn)健的風險性財務政策并且做出有利于企業(yè)長遠發(fā)展的風險性投資決策。而非國有企業(yè)由于內部治理和監(jiān)督機制更加完善，穩(wěn)定型機構投資者的治理效應受到限制。基于此，本文提出假設：

H3:在國有企業(yè)中，穩(wěn)定型機構投資者對企業(yè)風險的負相關關系更加明顯。

內部控制與企業(yè)內部治理關系密切，企業(yè)內部治理是企業(yè)內部控制的重要組成部分，上至企業(yè)股東大會，下至經理層等相關機構設置及權責劃分等企業(yè)內部治理事項都屬于公司內部最重要的控制事項，在企業(yè)內部控制范圍之內[18]。企業(yè)內部控制的質量與公司內部治理質量有著重要的因果關系[19-20]。一方面，在內部控制質量高的企業(yè)中，內部治理機制相對完善，企業(yè)經營運作遵循規(guī)范，監(jiān)督機制發(fā)揮作用，高管決策更加透明，能夠有效降低企業(yè)運營過程中不合規(guī)風險以及高管自利動機下的機會主義行為，提高企業(yè)經營決策質量。另一方面，內部控制本質上是企業(yè)風險控制的方式和手段，是基于企業(yè)的存在風險而產生的。內部控制質量高的企業(yè)管控各項風險的能力相對更高，能夠有效降低企業(yè)風險發(fā)生的概率和程度，并能在風險發(fā)生后及時、高效的應對風險，保障各項經營活動的正常進行。因此，與內部控制質量低的企業(yè)中的穩(wěn)定型機構投資者相比，內部控制質量高的企業(yè)中的穩(wěn)定型機構投資者通過參與公司治理管控企業(yè)風險的效果將被內部控制中本身具有的高效內部治理機制部分替代，表現出不明顯的治理效果；而在內部控制質量低的企業(yè)中，穩(wěn)定型機構投資者管控風險的效果將更加明顯。基于此，本文提出假設：

H4:在內部控制質量較低的企業(yè)，穩(wěn)定型機構投資者對企業(yè)風險的負相關關系更加明顯。

二、研究設計

(一)樣本選擇及數據來源

本文選取了2010-2016年滬深A股上市公司作為初選樣本，并按以下標準進行了篩選：(1)剔除財務數據缺失樣本；(2)對所有連續(xù)變量在上下1%水平進行Winsorise處理；(3)剔除ST公司；(4)剔除保險、銀行、證券等金融類行業(yè)樣本。樣本數據均來自CSMAR數據庫和WIND數據庫，最終得到7527組數據，利用STATA軟件和EXCEL軟件對數據進行統計分析。

(二)模型設定與變量定義

為檢驗假設1，我們參考了羅黨論等(2016)對企業(yè)風險的檢驗方法[21]，構建了模型(1)：

Risk=α0+α1Stable+α2Lev+α3Size+α4Roa+α5Tang+α6Growth+α7Age+α8Top1+α9Ocf+α10Tq+ΣYear+ΣInd+ε

(1)

模型(1)的因變量為企業(yè)風險(Risk)，反映上市公司的企業(yè)風險水平。依據不同的分類標準,企業(yè)風險的度量呈現多樣性,本文從市場風險和經營風險兩個方面度量企業(yè)風險水平。選取最近5年的股票收益波動率作為企業(yè)市場風險的替代變量。選取最近5年的資產收益率的波動率作為企業(yè)經營風險的替代變量。股票收益波動率來自WIND數據庫，數值越大，表明公司市場風險越大。資產收益率的波動率計算方法借鑒Boubakri et al.(2013)的研究方法[22]，首先計算出年度-行業(yè)調整后的平均資產收益率，再計算企業(yè)連續(xù)5年調整的資產收益率的標準差，從而得到資產收益率的波動率指標，該指標的數值越大，表明公司獲取利潤的穩(wěn)定性越差，公司的經營風險越大。自變量為機構投資者的穩(wěn)定性的虛擬變量。借鑒牛建波等(2013)的計算方法[13]，從時間和行業(yè)兩個維度來度量機構投資者的異質性。從時間維度對機構投資者異質性進行度量時采用該企業(yè)當年機構投資者持股比例除以該企業(yè)前5年機構投資者持股比例的標準差，在該企業(yè)當年機構投資者持股比例一定的情況下，若前5年機構投資者持股比例的標準差越小，則該企業(yè)的機構投資者持股比例變動越小，機構投資者投資意向傾向于穩(wěn)定而長期的持有該公司股票，更加關注企業(yè)長期價值；若前5年機構投資者持股比例的標準差越大，則該企業(yè)的機構投資者持股比例變動越大，機構投資者更傾向于頻繁交易該公司股票，機構投資者更加關注企業(yè)的短期盈利情況。因此，從時間維度看該企業(yè)當年機構投資者持股比例除以該企業(yè)前5年機構投資者持股比例的標準差所得值越大，越可能是穩(wěn)定型機構投資者，相反，則越可能是交易型機構投資者。從行業(yè)維度對機構投資者異質性進行度量，當該企業(yè)當年機構投資者持股比例除以該企業(yè)前5年機構投資者持股比例的標準差的值大于或等于該行業(yè)、年度中位數時，定義為穩(wěn)定型機構投資者，反之，則定義為交易型機構投資者。具體計算公式如下：

Sdit=

其中，Sdit為該企業(yè)前5年機構投資者持股比例的標準差，Invhit為該企業(yè)當年機構投資者的持股比例，Std(Invhit-5,Invhit-4,Invhit-3,Invhit-2,Invhit-1)為該企業(yè)前5年機構投資者持股比例的標準差，Sdit為從時間維度度量的機構投資者的穩(wěn)定性。Stableit為機構投資者異質性的虛擬變量，Medianij(Sdij)為該企業(yè)當年機構投資者持股比例除以該企業(yè)前5年機構投資者持股比例的標準差的行業(yè)、年度中位數。Stableit=1定義為穩(wěn)定型機構投資者，Stableit=0定義為交易型機構投資者。

為檢驗假設2a-2c，構建了如下模型：

Lev=α0+α1Stable+α2Size+α3Roa+α4Tang+α5Growth+α6Age+α7Indratio+α8Tq+α9Dual+α10Mh+ ΣYear+ΣInd+ε

(2)

Cfo=α0+α1Stable+α2Size+α3Roa+α4Tang+α5Growth+α6Age+α7Indratio+α8Tq+α9Dual+α10Mh+ΣYear+ΣInd+ε

(3)

Hhi=α0+α1Stable+α2Size+α3Roa+α4Lev+α5Growth+α6Age+α7Indratio+α8Tq+α9Dual+α10Mh+ΣYear+ΣInd+ε

(4)

模型中的具體變量定義如表1所示。

三、實證結果及分析

(一)描述性統計分析

表2為主要變量的描述性統計分析。可以看出Risk15的最小值為27.823，最大值為88.631，中位數為48.685，均值為50.232，標準差為11.780，表明上市公司最近5年的股票收益波動率變動幅度較大且極值差異大，部分股票收益波動率較大的上市公司抬高了整體企業(yè)間的股票收益波動率水平。Risk25的最小值為0.003，最大值為2.178，中位數為0.020，均值為0.038，標準差為0.104，與股票收益波動率變動類似，上市公司最近5年的資產收益率的波動率極值差異較大且企業(yè)間最近5年的資產收益率的波動率差異較大。總體看來，上市公司的企業(yè)風險有較大差異。

表1 變量定義表

表2 總樣本主要變量的描述性統計分析

表3為分樣本主要變量的分組檢驗結果。按照機構投資者的異質性將變量分為兩組，Stable=1為穩(wěn)定型機構投資者組，Stable=0為交易型機構投資者組。從表中可以看出，在穩(wěn)定型機構投資者組中企業(yè)風險的均值和中位數均分別小于交易型機構投資者組中企業(yè)風險的均值和中位數，且T值和Z值檢驗中均在1%的水平上顯著，說明穩(wěn)定型機構投資者組的企業(yè)風險小于交易型機構投資者組的企業(yè)風險，初步驗證了假設1。從表3也可以看出資產負債率、經營現金流與經營集中度的均值和中位數在不同類型的機構投資者樣本組之間也存在著顯著差異，表明機構投資者的異質性對企業(yè)風險性政策存在不同影響。

表3 分樣本主要變量分組檢驗

注：*、**、***分別表示顯著性水平 10%、5%、1%(下同)。

表4 主要變量相關系數檢驗

為了確保回歸結果的有效性，避免出現多重共線性問題，在進行回歸結果分析前，我們對主要變量進行了相關系數檢驗，結果如表4所示。限于篇幅，表中只列出部分變量的分析結果。由表4可知，表中所有變量兩兩之間相關系數均小于0.5，回歸估計不會存在嚴重的共線性問題。同時，機構投資者的異質性與企業(yè)風險的相關性較低，系數為負且顯著，表明機構投資者異質性與企業(yè)風險呈負向的線性關系。表中其他變量與企業(yè)風險之間也存在著較為密切的關系。

(二)機構投資者異質性與企業(yè)風險的檢驗

表5是模型(1)的回歸結果，檢驗機構投資者的異質性對企業(yè)風險的影響結果。可以看出，在第(1)列中，機構投資者異質性與企業(yè)風險的回歸系數為-2.020且在1%水平上顯著，在第(2)列中，機構投資者異質性與企業(yè)風險的回歸系數為-0.007，在5%水平上顯著。兩列均表明與交易型機構投資者相比，穩(wěn)定型機構投資者更能抑制企業(yè)風險，反映了不同類型的機構投資者對企業(yè)風險的影響不同，穩(wěn)定型機構投資者能夠通過改善內部治理，監(jiān)督管理層來抑制企業(yè)風險，證明了假設2。

(三)機構投資者的異質性與企業(yè)政策的檢驗結果

表6是模型(2)-模型(4)的回歸結果。第(1)列可以看出機構投資者的異質性與資產負債率的回歸系數在5%的水平上顯著負相關，表明越傾向于穩(wěn)定型的機構投資者越能夠降低企業(yè)資產負債率，穩(wěn)定型機構投資者改善企業(yè)的融資結構，從而降低企業(yè)風險。第(2)列可以看出機構投資者的異質性與企業(yè)每股營運現金凈流的回歸系數在1%的水平上顯著正相關，表明越傾向于穩(wěn)定型的機構投資者越能夠對企業(yè)現金流進行有效監(jiān)控，預防企業(yè)因現金流短缺導致的資金斷裂風險。第(3)列可以看出機構投資者的異質性與經營集中度的回歸系數在10%的水平上顯著負相關，表明越傾向于穩(wěn)定型的機構投資者越支持分散經營的企業(yè)戰(zhàn)略。表6的回歸結果證明了假設2a到假設2c。

表5 機構投資者異質性與企業(yè)風險的檢驗結果

注：括號中的數字為t檢驗值(下同)。

表6 機構投資者的異質性與企業(yè)政策的檢驗結果

表7 產權性質、機構投資者的異質性與企業(yè)風險的檢驗結果

(四)產權性質、機構投資者異質性與企業(yè)風險的檢驗結果

表7是產權性質、機構投資者的異質性與企業(yè)風險的回歸結果。第(1)列和第(2)列分別在非國有企業(yè)和國有企業(yè)中機構投資者異質性與企業(yè)市場風險的檢驗結果。可以看出，無論是在非國有企業(yè)樣本組中還是國有企業(yè)樣本組中，機構投資者的異質性與企業(yè)市場風險的回歸系數均為負且在1%的水平上顯著，表明穩(wěn)定型機構投資者對企業(yè)市場風險的管控對任何產權性質的企業(yè)均具有顯著效果。在國有企業(yè)樣本組中的回歸系數為-2.901，在非國有企業(yè)樣本組中的回歸系數為-1.511，為了驗證在國有產權性質的企業(yè)穩(wěn)定型機構投資者對企業(yè)風險的管控效果比非國有產權性質的企業(yè)穩(wěn)定型機構投資者對企業(yè)風險的管控效果更好，本研究繼續(xù)對兩個樣本組進行組間差異檢驗，采用基于似無相關模型的檢驗方法 (suest)，結果顯示機構投資者異質性與企業(yè)風險的回歸系數在兩組之間確實存在顯著差異，對應的p值為 0.005。從第(3)列和第(4)列可以看出，在非國有企業(yè)樣本組中，機構投資者的異質性與企業(yè)經營風險的回歸系數為負但不具備顯著關系，表示在非國有企業(yè)中穩(wěn)定型機構投資者對企業(yè)經營風險的管控能力不明顯；而在國有企業(yè)的樣本組中，機構投資者的異質性與企業(yè)經營風險的回歸系數為負且在1%的水平上顯著，表明在國有企業(yè)中穩(wěn)定型機構投資者能夠顯著降低企業(yè)經營風險。由此可以證明在國有企業(yè)中穩(wěn)定型機構投資者對企業(yè)風險的管控能力更強。表7的回歸結果證明了假設3。

(五)內部控制、機構投資者異質性與企業(yè)風險的檢驗結果

表8是內部控制、機構投資者的異質性與企業(yè)風險的回歸結果。Icqmedian為企業(yè)內部控制年度-行業(yè)中位數，當企業(yè)內部控制(Icq)小于等于內部控制的年度-行業(yè)中位數時，認為該企業(yè)為內部控制質量低的企業(yè)，反之為內部控制質量高的企業(yè)。第(1)列和第(2)列分別是在內部控制質量高和內部控制質量低的企業(yè)中機構投資者異質性與企業(yè)市場風險的檢驗結果。可以看出，無論是在內部控制質量低的企業(yè)樣本組中還是在內部控制質量高的企業(yè)樣本組中，機構投資者的異質性與企業(yè)經營風險的回歸系數均為負且在1%的水平上顯著，表明穩(wěn)定型機構投資者對企業(yè)市場風險的管控無論在哪一組中均具有顯著效果。其中，在內部控制質量低的企業(yè)樣本組中的回歸系數為-2.469，在內部控制質量高的企業(yè)樣本組中的回歸系數為-2.002，為了驗證在內部控制質量低的企業(yè)穩(wěn)定型機構投資者對企業(yè)市場風險的管控效果比內部控制質量高的企業(yè)穩(wěn)定型機構投資者對企業(yè)市場風險的管控效果更好，本研究繼續(xù)對兩個樣本組進行組間系數差異檢驗，采用基于似無相關模型的檢驗方法 (suest)，結果顯示機構投資者異質性與企業(yè)市場風險的回歸系數在兩組之間確實存在顯著差異，對應的p值為 0.031。從第(3)列和第(4)列可以看出，在內部控制質量低的企業(yè)樣本組中，機構投資者的異質性與企業(yè)經營風險的回歸系數為負且在5%的水平上顯著，表示在內部控制質量低的企業(yè)中穩(wěn)定型機構投資者能夠降低企業(yè)經營風險。而在內部控制質量高的企業(yè)樣本組中，機構投資者的異質性與企業(yè)經營風險的回歸系數為負但不顯著，表明在內部控制質量高的企業(yè)中穩(wěn)定型機構投資者降低企業(yè)經營風險的效果不大。由此可以證明在內部控制質量低的企業(yè)中穩(wěn)定型機構投資者對企業(yè)風險的管控能力更強。表8的回歸結果證明了假設4。

表8 內部控制、機構投資者的異質性與企業(yè)風險的

(六)基于企業(yè)政策的進一步討論

1.產權性質、機構投資者的異質性與企業(yè)政策的檢驗

前文證實穩(wěn)定型機構投資者可以通過參與公司治理降低企業(yè)風險，主要路徑是通過影響高管對風險性企業(yè)政策的選擇；而與在非國有企業(yè)相比在國有企業(yè)的穩(wěn)定型機構投資者降低企業(yè)風險的效果更加顯著。因此，我們預計在產權性質不同的企業(yè)中，穩(wěn)定型機構投資者對企業(yè)風險性政策選擇的影響不同，主要表現在：(1)國有產權性質會增強穩(wěn)定型機構投資者與企業(yè)資產負債率的負相關關系；(2)國有產權性質會增強穩(wěn)定型機構投資者與企業(yè)每股營運現金凈流的正相關關系;(3)國有產權性質會增強穩(wěn)定型機構投資者與企業(yè)經營集中度的負相關關系。

基于此，本研究分別對在不同產權性質中的穩(wěn)定型機構投資者與企業(yè)資產負債率(Lev)、每股營運現金凈流(Cfo)以及經營集中度(Hhi)的關系做了回歸檢驗，檢驗結果如表9所示。

表9是產權性質、機構投資者的異質性與企業(yè)政策的回歸結果。由第(1)列和第(2)列可以看出，在非國有企業(yè)樣本組中，機構投資者的異質性與企業(yè)資產負債率的回歸系數為負但不顯著；而在國有企業(yè)樣本組中，機構投資者的異質性與企業(yè)資產負債率的回歸系數為負且在1%的水平上顯著。以上兩組數據表明穩(wěn)定型機構投資者對負債的監(jiān)管效力與企業(yè)產權性質密切相關，只有在國有企業(yè)中，穩(wěn)定型機構投資才能更好地發(fā)揮其治理效應，降低企業(yè)負債水平。由第(3)列和第(4)列可以看出，在非國有企業(yè)樣本組中，機構投資者的異質性與企業(yè)每股營運現金凈流的回歸系數為0.001且在1%的水平上顯著；而在國有企業(yè)樣本組中，機構投資者的異質性與企業(yè)每股營運現金凈流的回歸系數為0.003且在1%的水平上顯著。以上兩組數據表明穩(wěn)定型機構投資者在任何產權性質的企業(yè)均能促使其提高企業(yè)現金流，為了驗證穩(wěn)定型機構投資者對增加企業(yè)現金流在國有企業(yè)中更加強勢，同樣采用suest檢驗兩組的回歸系數是否有顯著差異，結果顯示機構投資者異質性與企業(yè)風險的回歸系數在兩組之間確實存在顯著差異，對應的p值為 0.042。研究證明與非國有企業(yè)相比，在國有企業(yè)中穩(wěn)定型機構投資者對現金流的增加作用更強。由第(5)列和第(6)列可以看出,在非國有企業(yè)樣本組中，機構投資者的異質性與企業(yè)經營集中度的回歸系數為正且不具備顯著關系；而在國有企業(yè)樣本組中，機構投資者的異質性與企業(yè)經營集中度的回歸系數為負且在10%的水平上顯著。以上兩組數據表明只有在國有企業(yè)中，穩(wěn)定型機構投資才能影響企業(yè)選擇分散經營的企業(yè)戰(zhàn)略，降低企業(yè)風險。表9說明了穩(wěn)定型機構投資者在國有企業(yè)中更能發(fā)揮其治理作用，促使企業(yè)在對風險性政策做出決策時采取更加謹慎的態(tài)度，從而降低企業(yè)風險。

表9 產權性質、機構投資者的異質性與企業(yè)政策的檢驗結果

2.內部控制、機構投資者的異質性與企業(yè)政策的檢驗

本研究通過分析在不同內部控制質量的企業(yè)中穩(wěn)定型機構投資者如何影響企業(yè)風險，進一步證明了企業(yè)內部治理水平會影響穩(wěn)定型機構投資者參與公司治理的實際效果。相比于在內部控制質量高的企業(yè)，在內部控制質量低的企業(yè)中穩(wěn)定型機構投資者管控風險的作用更大，參與公司治理的效果更加顯著。為了再次驗證穩(wěn)定型機構投資者參與公司治理的作用路徑，將企業(yè)按照內部控制質量高低分為兩組，檢驗在不同樣本組中穩(wěn)定型機構投資者對企業(yè)風險性政策的影響是否具有顯著差異。研究預計：(1)內部控制質量低的企業(yè)會增強穩(wěn)定型機構投資者與企業(yè)資產負債率的負相關關系；(2)內部控制質量低的企業(yè)會增強穩(wěn)定型機構投資者與企業(yè)每股營運現金凈流的正相關關系;(3)內部控制質量低的企業(yè)會增強穩(wěn)定型機構投資者與企業(yè)經營集中度的負相關關系。

基于此，本研究分別對不同內部控制質量的企業(yè)穩(wěn)定型機構投資者與企業(yè)資產負債率(Lev)、每股營運現金凈流(Cfo)以及經營集中度(Hhi)的關系做了回歸檢驗，檢驗結果如表10所示。

表10 內部控制、機構投資者的異質性與企業(yè)政策的檢驗結果

表10是內部控制、機構投資者的異質性與企業(yè)政策的回歸結果。由第(1)列和第(2)列可以看出，在內部控制質量較低的企業(yè)樣本組中，機構投資者的異質性與企業(yè)資產負債率的回歸系數為負且在10%的水平上顯著；而在內部控制質量較高的企業(yè)樣本組中，機構投資者的異質性與企業(yè)資產負債率的回歸系數為負但不顯著。以上兩組數據表明只有在內部控制質量較低的企業(yè)中，穩(wěn)定型機構投資才能對企業(yè)資產負債率造成顯著影響。由第(3)列和第(4)列可以看出，在內部控制質量較低的企業(yè)樣本組中，機構投資者的異質性與企業(yè)每股營運現金凈流的回歸系數為0.134且在5%的水平上顯著；而在內部控制質量較高的企業(yè)樣本組中，機構投資者的異質性與企業(yè)每股營運現金凈流的回歸系數為0.058且在10%的水平上顯著。為了驗證穩(wěn)定型機構投資者對增加企業(yè)現金流在內部控制質量較低的企業(yè)中更加明顯，同樣采用suest檢驗兩組的回歸系數是否有顯著差異，結果顯示機構投資者異質性與企業(yè)風險的回歸系數在兩組之間確實存在顯著差異，對應的p值為 0.022。證明與內部控制質量較低的企業(yè)相比，在內部控制質量較低的企業(yè)中穩(wěn)定型機構投資者對現金流的增加作用更強。由第(5)列和第(6)列可以看出,在內部控制質量較低的企業(yè)樣本組中，機構投資者的異質性與企業(yè)經營集中度的回歸系數為負且在5%的水平上顯著；而在內部控制質量較高的企業(yè)樣本組中，機構投資者的異質性與企業(yè)經營集中度的回歸系數為正且不顯著。以上兩組數據表明只有在內部控制質量較低的企業(yè)中，穩(wěn)定型機構投資才能影響企業(yè)選擇分散經營的企業(yè)戰(zhàn)略，降低企業(yè)風險。表10說明了穩(wěn)定型機構投資者在內部控制質量較低的企業(yè)中更能對企業(yè)風險性政策施加影響從而降低企業(yè)風險，進一步證明了穩(wěn)定型機構投資者的治理效應對企業(yè)內部治理機制的替代作用。

(七)穩(wěn)健性檢驗

為確保本文模型估計結果的有效性，本文還做了如下檢驗：

1.為保證機構投資者與企業(yè)風險兩者關系的可靠性，重新改變了機構投資者平均持股期限和企業(yè)風險指標的衡量期限，用最近3年機構投資者平均持股比例變量替代最近5年機構投資者平均持股比例，用最近3年的企業(yè)市場風險變量和最近3年的企業(yè)經營風險變量分別替代最近5年的企業(yè)市場風險和最近5年的企業(yè)經營風險。我們對上述模型進行重新檢驗，檢驗結果均沒有發(fā)生實質性的變化，假設再次得到驗證。

2.為了保證穩(wěn)定型機構投資者在不同產權性質(不同內部控制質量)的企業(yè)對風險的管控有顯著差異，本研究采用以下兩種方法進行補充檢驗：(1)引入產權性質(內部控制質量)與機構投資者的異質性的交互項放入所在模型，并對其進行了鄒檢驗；(2)對原有模型中產權性質(內部控制質量)不同但機構投資者的異質性與企業(yè)風險(企業(yè)政策)的回歸系數均顯著的兩組數據再次進行費舍爾組合檢驗(Fisher’s Permutation test)，設定抽樣次數為1500次。兩種方法的檢驗結果沒有發(fā)生實質性的變化。

3.為了緩解因反向因果關系帶來的內生性問題，即越傾向于穩(wěn)定型的機構投資者越容易選擇風險較低的企業(yè)進行投資，本研究采用2sls方法處理內生性問題。借鑒溫軍和馮根福(2012)的方法[23]，以企業(yè)所在行業(yè)的機構最近5年的平均持股水平測算出的機構投資者異質性作為該機構投資者異質性的工具變量，未顯示表的結果表明，在控制了模型的內生性后，檢驗結果沒有發(fā)生實質性的變化。

四、結論與啟示

為了厘清機構投資者對公司治理的影響效果，本文從企業(yè)風險管理的角度探究了異質性機構投資者與企業(yè)風險的關系。同時，探究異質性機構投資者影響企業(yè)風險的路徑，并進一步分析在產權性質不同和內部控制質量不同的企業(yè)，異質性機構投資者如何影響企業(yè)風險。研究結果表明：穩(wěn)定型機構投資者能夠降低企業(yè)風險；穩(wěn)定型機構投資者降低企業(yè)風險的路徑是通過更加謹慎地對風險性政策做出選擇；在國有企業(yè)和內部控制質量低的企業(yè)中，穩(wěn)定型機構投資者降低企業(yè)風險的作用更強。

根據以上結論，得出如下幾點啟示：首先，機構投資者的異質性是其發(fā)揮治理效應的重要因素，穩(wěn)定型機構投資者是企業(yè)外部治理機制的重要參與者，對企業(yè)管理層發(fā)揮著積極的監(jiān)督作用，有助于企業(yè)提高治理水平，降低企業(yè)風險。因此，企業(yè)在完善治理結構時應該充分重視穩(wěn)定型機構投資者的作用。其次，產權性質和內部控制質量是影響穩(wěn)定型機構投資者治理效應發(fā)揮作用的重要因素，穩(wěn)定型機構投資者的治理效應能夠替代企業(yè)內部治理機制發(fā)揮其監(jiān)督、管理的職能。當企業(yè)內部治理機制效果較低時，穩(wěn)定型機構投資者作為外部治理機制的重要參與者能夠起到補充修正的作用；而當企業(yè)的內部治理機制比較完善時，穩(wěn)定型機構投資者的治理效用降低。最后，企業(yè)風險性政策選擇是企業(yè)風險外在表現形式，也直接影響著企業(yè)風險程度，企業(yè)試圖降低風險應當更加關注風險性政策的選擇，做出更加謹慎的決策。