機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)短貸長(zhǎng)投——來自中國上市公司的證據(jù)

胡學(xué)淑 聶宇文（首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院 北京 100070 北京化工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 北京 100029）

一、引言

公司投融資期限匹配理論認(rèn)為，資產(chǎn)與債務(wù)的期限應(yīng)當(dāng)互相匹配（Morris，1976）［1］，合理有效地安排投融資期限結(jié)構(gòu)關(guān)系到企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。然而，許多學(xué)者指出在我國實(shí)際觀察到的卻是大量以短期資金支持長(zhǎng)期投資的期限錯(cuò)配現(xiàn)象，造成短貸長(zhǎng)投現(xiàn)象，損害公司業(yè)績(jī)（鐘凱等，2016 ；馬紅等，2018）［2］［3］。以往研究認(rèn)為主要原因包括：（1）金融系統(tǒng)的滯后發(fā)展。具體表現(xiàn)為債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)及信用風(fēng)險(xiǎn)較高，銀行貸款期限短，長(zhǎng)期融資供應(yīng)規(guī)模小，且成本高（白云霞等，2016）［4］；（2）政府干預(yù)強(qiáng)烈。官員晉升與地方經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)導(dǎo)致企業(yè)短期貸款與非效率投資增加，加劇企業(yè)投融資期限錯(cuò)配（邱穆青和白云霞，2019）［5］；（3）法規(guī)政策外在刺激。固定資產(chǎn)加速折舊政策顯著增加企業(yè)投資活動(dòng)，加重企業(yè)短貸長(zhǎng)投現(xiàn)象（范文林和胡明生，2020）［6］。（4）董責(zé)險(xiǎn)等企業(yè)保險(xiǎn)為公司與管理者行為提供風(fēng)險(xiǎn)保障，誘發(fā)管理者道德風(fēng)險(xiǎn)與機(jī)會(huì)主義傾向，增加短貸長(zhǎng)投行為（賴?yán)璧龋?019）［7］。由此可見，企業(yè)短貸長(zhǎng)投現(xiàn)象往往是市場(chǎng)、政府和公司代理問題等多方因素相伴產(chǎn)生，而非利益與需求驅(qū)動(dòng)的主動(dòng)行為，且短貸長(zhǎng)投對(duì)中國的宏觀經(jīng)濟(jì)和微觀企業(yè)經(jīng)營(yíng)都會(huì)產(chǎn)生負(fù)面影響。因此，如何改善企業(yè)短貸長(zhǎng)投現(xiàn)象，如何從主觀層面破除客觀因素造成的企業(yè)短貸長(zhǎng)投，是非常重要的。本文將從機(jī)構(gòu)投資者持股層面研究對(duì)企業(yè)治理及其短貸長(zhǎng)投的影響。

機(jī)構(gòu)投資者是特殊的市場(chǎng)參與者。較普通投資者，具備一定的專業(yè)知識(shí)和操作管理能力，且具有信息整合優(yōu)勢(shì)和資金優(yōu)勢(shì)，更有效地履行股東監(jiān)管責(zé)任。調(diào)查顯示，我國股票市場(chǎng)中機(jī)構(gòu)投資者盈利情況普遍好于自然人投資者。較政府而言，機(jī)構(gòu)投資者是深入的市場(chǎng)參與者，更直接快速地發(fā)揮股東作用。但在中國這個(gè)新興市場(chǎng)，機(jī)構(gòu)投資者的作用發(fā)揮仍存在爭(zhēng)議。一方面，新興市場(chǎng)弱有效或半強(qiáng)式有效，受制于較低的信息透明度，機(jī)構(gòu)投資者往往會(huì)產(chǎn)生羊群行為，導(dǎo)致股票崩盤風(fēng)險(xiǎn)，市場(chǎng)對(duì)機(jī)構(gòu)投資者發(fā)揮的監(jiān)督作用存疑；另一方面，新興市場(chǎng)機(jī)構(gòu)投資者持股水平普遍較低，單個(gè)機(jī)構(gòu)投資者持股比例更低，不足以對(duì)抗大股東，證監(jiān)會(huì)是資本市場(chǎng)秩序維護(hù)的主要監(jiān)督者，強(qiáng)有力政府及強(qiáng)勢(shì)大股東下，機(jī)構(gòu)投資者是否具有監(jiān)督意愿及監(jiān)督效果也存疑，已有研究也表明機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)公司治理存在不確定性。如前所述，企業(yè)短貸長(zhǎng)投是一項(xiàng)風(fēng)險(xiǎn)很高的營(yíng)運(yùn)政策，在上市公司中普遍存在，會(huì)給公司帶來極大的不確定性，現(xiàn)有研究中有關(guān)機(jī)構(gòu)投資者如何影響企業(yè)投融資錯(cuò)配的研究相對(duì)較少且有關(guān)機(jī)構(gòu)投資者是否在公司治理中是一支積極的治理力量還存在一定的爭(zhēng)議。因此，考察機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司短貸長(zhǎng)投的影響具有一定的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。

本文的研究可能有以下兩個(gè)方面的貢獻(xiàn)：第一，豐富了我國制度背景下機(jī)構(gòu)投資者持股影響后果的研究。中國作為典型的新興市場(chǎng)，與歐美等發(fā)達(dá)國家的資本市場(chǎng)發(fā)展還存在著一定的差距，機(jī)構(gòu)投資者在資本市場(chǎng)中發(fā)揮的作用也被認(rèn)為存在差異。西方發(fā)達(dá)國家的研究普遍認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者具備更強(qiáng)的監(jiān)督意愿和更高的監(jiān)督能力，有助于公司治理水平的提高（An和Zhang，2011）［8］，但在我國制度背景下有關(guān)學(xué)者對(duì)機(jī)構(gòu)投資者所發(fā)揮作用的研究卻是觀點(diǎn)各異。本文選取短貸長(zhǎng)投展開研究，發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)持股總體上能夠緩解公司短貸長(zhǎng)投現(xiàn)象，這一定程度上支持了我國制度背景下機(jī)構(gòu)股東積極主義的趨勢(shì)，為當(dāng)前情境下鼓勵(lì)機(jī)構(gòu)投資者發(fā)展提供了一定的理論支持。第二，從股權(quán)結(jié)構(gòu)的視角拓展了短貸長(zhǎng)投現(xiàn)象的研究。以往研究從貨幣政策（鐘凱等，2016）［2］、產(chǎn)融結(jié)合（馬紅等，2018）［3］、官員訪問（邱穆青和白云霞，2019）［5］、審計(jì)師（羅宏等，2018）［9］、董責(zé)險(xiǎn)（賴?yán)璧龋?019）［7］、以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（沈紅波等，2019）［10］的角度對(duì)短貸長(zhǎng)投現(xiàn)象進(jìn)行分析，卻忽略了作為公司治理基礎(chǔ)性的力量——股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)于短貸長(zhǎng)投的影響。本文借助機(jī)構(gòu)持股的視角對(duì)此進(jìn)行了補(bǔ)充。

二、理論分析與研究假設(shè)

一般認(rèn)為，機(jī)構(gòu)投資者與個(gè)人投資者相比具有投資管理專業(yè)化、投資結(jié)構(gòu)組合化以及投資行為規(guī)范化這三個(gè)特點(diǎn)。2020年3月28日，中國證券投資者保護(hù)基金有限責(zé)任公司發(fā)布的《2019年度全國股票市場(chǎng)投資者狀況調(diào)查報(bào)告》也表明，在受調(diào)查者中，機(jī)構(gòu)投資者的盈利情況要顯著好于自然人投資者。機(jī)構(gòu)投資者的專業(yè)性也體現(xiàn)在公司治理中。從信息傳遞角度來說，由于機(jī)構(gòu)投資者持有多家股票，使得其在參與公司治理過程中融合各方治理信息，積累可供實(shí)踐的經(jīng)驗(yàn)（李維安和李濱，2008）［11］。從監(jiān)督角度來說，機(jī)構(gòu)投資者作為中小股東的代表，會(huì)設(shè)法通過信息整合和專業(yè)的行業(yè)判斷積極監(jiān)督公司股東大會(huì)、董事會(huì)和監(jiān)事會(huì)所做決定的合理性，積極阻止可能危害中小股東利益的提議（Pound，1988）［12］，積極履行“用手投票”的股東監(jiān)督義務(wù)。最后，機(jī)構(gòu)投資者自身能力相較于一般股東而言更為突出，原因在于機(jī)構(gòu)投資者往往擁有專業(yè)優(yōu)勢(shì)和信息整合能力，會(huì)對(duì)管理層人員產(chǎn)生極大的約束力，減少代理成本。在上述機(jī)制下，隨著機(jī)構(gòu)投資者持股比例的增加，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司治理的積極性和話語權(quán)也會(huì)變大，這將使得管理者的道德風(fēng)險(xiǎn)和機(jī)會(huì)主義行為得到有效約束，從而抑制公司短貸長(zhǎng)投現(xiàn)象。據(jù)此，提出本文第一個(gè)假設(shè)：

假設(shè)1：機(jī)構(gòu)投資者持股會(huì)緩解公司短貸長(zhǎng)投現(xiàn)象。

由于存在信息不對(duì)稱和代理問題，公司投資決策通常會(huì)偏離最優(yōu)投資決策進(jìn)而影響到公司的投資效率（Jensen，1986）［13］。投資不足或過度投資都屬于非效率投資，導(dǎo)致資源的未有效利用，進(jìn)而未能實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值最大化。研究發(fā)現(xiàn)，非效率投資越多的公司可能存在更多的公司治理問題，且內(nèi)部監(jiān)管較弱。一方面，企業(yè)所有權(quán)和經(jīng)營(yíng)權(quán)的分離為管理層進(jìn)行個(gè)人機(jī)會(huì)主義行為提供了可能（Jensen，1986）［13］，管理層出于個(gè)人私利投資自利性項(xiàng)目，從而產(chǎn)生過度投資。另一方面，管理層也可能為了避免承擔(dān)投資失敗風(fēng)險(xiǎn)，影響個(gè)人聲譽(yù)和績(jī)效，或者可能由于太過保守而未能發(fā)現(xiàn)良好的投資機(jī)會(huì)，使得企業(yè)投資不足（辛清泉等，2007）［14］。俞紅海（2010）［15］以及張會(huì)麗和陸正飛（2012）［16］研究認(rèn)為高質(zhì)量公司治理能夠抑制非效率投資。Billett等（2011）［17］、Giroud 和 Mueller（2010）［18］發(fā)現(xiàn)公司治理差的公司更可能發(fā)生非效率投資。因此，在非效率投資越多的企業(yè)中，代理問題可能會(huì)更突出，公司治理也越差，機(jī)構(gòu)投資者外部監(jiān)管的作用發(fā)揮更大?；诖?，本文認(rèn)為在非效率投資越多的公司中，機(jī)構(gòu)投資者越能夠通過有效約束管理層個(gè)人機(jī)會(huì)主義行為，提高公司治理水平，進(jìn)而減少公司短貸長(zhǎng)投現(xiàn)象。據(jù)此，提出本文第二個(gè)假設(shè)：

假設(shè)2：在非效率投資越多的公司中，機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)公司短貸長(zhǎng)投的抑制作用越大。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)與變量定義

本文選取2008—2018年A股上市公司作為初始樣本，實(shí)證研究了機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)短貸長(zhǎng)投的影響。文中使用的數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫、RESSET數(shù)據(jù)庫以及CCER數(shù)據(jù)庫，并進(jìn)行如下篩選：（1）剔除金融、房地產(chǎn)業(yè)公司；（2）剔除研究期間內(nèi)數(shù)據(jù)缺失的公司；（3）剔除ST、PT類公司；（4）為消除異常值的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的Winsorize處理。最終共獲得22 195個(gè)公司-年度觀測(cè)值。

（二）模型設(shè)定

1.機(jī)構(gòu)投資者持股比例與短貸長(zhǎng)投。為實(shí)證檢驗(yàn)提出的研究假設(shè)1，本文構(gòu)建了回歸模型1：

本文借鑒鐘凱等（2016）［2］的研究計(jì)算“短貸長(zhǎng)投”的代理變量SFLIi，t，即購建固定資產(chǎn)等投資活動(dòng)現(xiàn)金支出-（長(zhǎng)期借款本期增加額+本期權(quán)益增加額+經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金凈流量+出售固定資產(chǎn)現(xiàn)金流入），再利用年初的總資產(chǎn)剔除規(guī)模效應(yīng)。短貸長(zhǎng)投（SFLIi，t）的值越大，說明公司短貸長(zhǎng)投現(xiàn)象越嚴(yán)重，SFLIi，t+1表示下一期該公司的短貸長(zhǎng)投情況。

本文分別用 Insshri，t和虛擬變量 _Insshri，t衡量機(jī)構(gòu)投資者持股。Insshri，t為上市公司年報(bào)中披露的機(jī)構(gòu)投資者持股比例；_Insshri，t計(jì)算方式如下：取樣本公司按年度和行業(yè)分類排序的機(jī)構(gòu)投資者持股比例的中位數(shù)，若公司當(dāng)年機(jī)構(gòu)投資者持股比例大于該中位數(shù)則取值為1，否則取值為0。

參照以往有關(guān)文獻(xiàn)，在進(jìn)行回歸時(shí)，本文還加入了以下控制變量 ：（1）公司規(guī)模（Sizei，t），用期末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)來表示 ；（2）盈利能力（ROAi，t），用本年凈利潤(rùn)與期末總資產(chǎn)的比值來表示 ；（3）財(cái)務(wù)杠桿（Levi，t），即期末總負(fù)債與期末總資產(chǎn)的比值 ；（4）現(xiàn)金流（CFOi，t），等于本年經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金凈流量與期末總資產(chǎn)的比值；（5）總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Turnoveri，t），等于營(yíng)業(yè)收入與期末資產(chǎn)總額的比值；（6）審計(jì)意見類型（MAOi，t），如果本年的審計(jì)意見為“標(biāo)準(zhǔn)無保留意見”，則取值為1，否則為0；（7）營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（Growthi，t），等于營(yíng)業(yè)收入本年本期金額與營(yíng)業(yè)收入上年同期金額的差值與營(yíng)業(yè)收入上年同期金額的比值；（8）董事會(huì)規(guī)模（Boardi，t），等于董事會(huì)人數(shù)取自然對(duì)數(shù) ；（9）股權(quán)集中度（Firsti，t），用第一大股東持股比例表示 ；（10）董事會(huì)結(jié)構(gòu)（INDDRi，t），等于董事會(huì)中獨(dú)立董事占比 ；（11）股權(quán)性質(zhì)（SOEi，t），如果實(shí)際控制人是中央企業(yè)或地方國有企業(yè)，取值為 1，否則為 0 ；（12）兩職合一（Duali，t），若董事長(zhǎng)與總經(jīng)理由同一人擔(dān)任，取值為1，否則為0；（13）行業(yè)（Industry）與年份（Year）。

2.非效率投資、機(jī)構(gòu)投資者持股與短貸長(zhǎng)投。為實(shí)證檢驗(yàn)提出的研究假設(shè)2，本文構(gòu)建了回歸模型2：

本文借鑒 Richardson（2006）［19］與劉慧龍等（2014）［20］的模型來估計(jì)投資效率，使用的模型如下所示：

Investt=δ0+δ1Growtht-1+δ2Levt-1+δ3Casht-1+δ4Aget-1+δ5Sizet-1+δ6Returnst-1+δ7Investt-1+ε

其中，新增投資Invest=（資本支出+并購支出-出售長(zhǎng)期資產(chǎn)收入-折舊）/總資產(chǎn)；Growtht-1為滯后一期的年?duì)I業(yè)收入增長(zhǎng)率；Levt-1為滯后一期的資產(chǎn)負(fù)債率；Casht-1等于現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物除以總資產(chǎn)；Aget-1為滯后一期的公司上市年限，具體計(jì)算為滯后一期的公司上市年限加1取對(duì)數(shù)；Sizet-1為滯后一期的公司規(guī)模，等于滯后一期的總資產(chǎn)取對(duì)數(shù)；Returnst-1采用考慮現(xiàn)金紅利再投資的年個(gè)股回報(bào)率；Investt-1為滯后一期的新增投資；此外，該模型還控制了行業(yè)和年度效應(yīng)。對(duì)該模型所估計(jì)出來的殘差取絕對(duì)值，即可以得到公司投資效率代理變量ABSINVi，t，ABSINVi，t取值越大，說明該公司存在的非效率投資越多，投資效率越低。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

從表1主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)可以發(fā)現(xiàn)，短貸長(zhǎng)投的代理變量（SFLIi，t）的平均值為 -0.08，這與鐘凱等（2016）［2］的數(shù)據(jù)描述一致。機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Insshri，t）平均值為0.28，與第一大股東持股比例的平均值（0.35）已經(jīng)較為接近，表明對(duì)于大多數(shù)公司來說，機(jī)構(gòu)投資者已經(jīng)成為其重要的持股主體，因此，其對(duì)公司治理的影響不容忽視。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）回歸分析

1.機(jī)構(gòu)投資者持股與短貸長(zhǎng)投。表2是本文研究假設(shè)1的回歸結(jié)果，在模型進(jìn)行回歸時(shí)，本文控制了行業(yè)效應(yīng)和年度效應(yīng)。如表2第（1）列所示，在控制了相關(guān)控制變量之后，機(jī)構(gòu)投資者持股（Insshri，t）與短貸長(zhǎng)投代理變量（SFLIi，t）在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，由此表明，隨著機(jī)構(gòu)投資者持股比例的增加，公司短貸長(zhǎng)投現(xiàn)象會(huì)有所緩解。進(jìn)一步采用其他指標(biāo)進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，將機(jī)構(gòu)持股（Insshri，t）改用機(jī)構(gòu)持股虛擬變量（_Insshri，t）表示，發(fā)現(xiàn)結(jié)果未改變，第（3）列和第（4）列采用下一期短貸長(zhǎng)投代理變量（SFLIi，t+1）作為因變量，分別對(duì)機(jī)構(gòu)持股（Insshri，t）和機(jī)構(gòu)持股虛擬變量（_Insshri，t）進(jìn)行回歸，結(jié)果仍未改變。因此，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

表2 機(jī)構(gòu)投資者持股與短貸長(zhǎng)投回歸結(jié)果

2.非效率投資、機(jī)構(gòu)投資者持股與短貸長(zhǎng)投。表3是本文研究假設(shè)2的回歸結(jié)果，可以看到，非效率投資（ABSINVi，t）與機(jī)構(gòu)投資者持股（Insshri，t與 _Insshri，t）的交乘項(xiàng)（ABSINV_Insi，t與 _ABSINV_Insi，t）均顯著為負(fù)，說明在非效率投資較多的公司中，機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)公司短貸長(zhǎng)投的抑制作用更強(qiáng)，進(jìn)一步說明了機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)公司的治理效應(yīng)，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表3 非效率投資、機(jī)構(gòu)投資者持股與短貸長(zhǎng)投回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）工具變量回歸

以上結(jié)果發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高時(shí)，公司的短貸長(zhǎng)投現(xiàn)象會(huì)減弱。但由此推斷機(jī)構(gòu)投資者持股比例是短貸長(zhǎng)投減弱的原因，可能并不足夠。因此借鑒梁上坤（2018）［21］的研究，本文選取公司是否屬于滬深300指數(shù)（Indexi，t）以及每年行業(yè)機(jī)構(gòu)投資者持股比例均值（Ins_meani，t）作為工具變量，運(yùn)用兩階段方法對(duì)模型1重新擬合。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在第一階段中，弱工具變量檢驗(yàn)F統(tǒng)計(jì)量為503.18，說明不存在弱工具變量問題。在第二階段中，在控制了內(nèi)生性之后，機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Insshri，t）與短貸長(zhǎng)投代理變量（SFLIi，t）的估計(jì)系數(shù)仍然在1%水平上顯著為負(fù)，表明機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)公司短貸長(zhǎng)投確實(shí)有治理作用，假設(shè)1再次得到證明。同時(shí)，兩者的交乘項(xiàng)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明在控制了內(nèi)生性后，機(jī)構(gòu)持股對(duì)短貸長(zhǎng)投的抑制作用在非效率投資越多的上市公司中更明顯，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

（二）替換自變量

參考梁上坤（2018）［21］的做法，本文使用變動(dòng)的機(jī)構(gòu)投資者持股比例替代機(jī)構(gòu)投資者總的持股比例檢驗(yàn)假設(shè)1與假設(shè)2。具體做法為：將當(dāng)年的機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Insshri，t）分解為上一年的機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Laginsi，t）和當(dāng)年變動(dòng)的機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Inschi，t），重新進(jìn)行回歸。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，變動(dòng)的機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Inschi，t）系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，再次驗(yàn)證假設(shè)1；變動(dòng)的機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Inschi，t）與非效率投資（ABSINVi，t）的交乘項(xiàng)（ABSINV_Inschi，t）也在1%的水平上顯著為負(fù)，假設(shè)2再次得到驗(yàn)證。

（三）固定效應(yīng)模型

本文采用公司固定效應(yīng)模型重新進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果顯示，機(jī)構(gòu)投資者持股（Insshri，t和 _Insshri，t）與公司短貸長(zhǎng)投（SFLIi，t和 SFLIi，t+1）均顯著負(fù)相關(guān)。機(jī)構(gòu)持股與非效率投資的交乘項(xiàng)（ABSINV_Insi，t和 _ABSINV_Insi，t）均在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)。這些結(jié)果與之前的發(fā)現(xiàn)一致。限于篇幅有限，以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果未予列示。

六、進(jìn)一步檢驗(yàn)

（一）機(jī)構(gòu)投資者類型與短貸長(zhǎng)投

以往文獻(xiàn)指出不同類型的機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司監(jiān)督和治理存在差異，認(rèn)為穩(wěn)定型機(jī)構(gòu)投資者以獲得公司長(zhǎng)期利益為目標(biāo)，能起到有效監(jiān)督作用；然而交易型機(jī)構(gòu)投資者著眼于短期內(nèi)股價(jià)波動(dòng)帶來的收益，是上市公司的無效監(jiān)督者（夏寧和楊碩，2018）［22］。因此，本文借鑒夏寧和楊碩（2018）［22］的研究，構(gòu)造變量機(jī)構(gòu)投資者類型（Invwi，t），將機(jī)構(gòu)投資者劃分為穩(wěn)定型和交易型的機(jī)構(gòu)投資者，劃分方法如下：

其中Insshrit表示公司i在t年的機(jī)構(gòu)投資者持股比例，STD（Insshrit-3，Insshrit-2，Insshrit-1）表示公司 i前三年的機(jī)構(gòu)投資者持股比例標(biāo)準(zhǔn)差；MEDIANtj（SDtj）表示t年的行業(yè) j的中位數(shù)，當(dāng) SDit≥ MEDIANtj（SDtj）時(shí)，Invwit取值為1，表示公司i在t年的機(jī)構(gòu)投資者為穩(wěn)定型機(jī)構(gòu)投資者；否則取值為0，表示公司i在t年的機(jī)構(gòu)投資者為交易型機(jī)構(gòu)投資者。按以下模型對(duì)此進(jìn)行回歸，其他變量構(gòu)造如前所述。

在進(jìn)行回歸時(shí)采用公司固定效應(yīng)模型。下頁表4是該部分的回歸結(jié)果。在第（1）列中，機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Insshri，t）與機(jī)構(gòu)投資者類型（Invwi，t）的交乘項(xiàng)（Invw_Insi，t）在10%的水平上顯著為負(fù)，表明穩(wěn)定性的機(jī)構(gòu)投資者更加注重公司治理水平，進(jìn)一步檢驗(yàn)不同類型機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司短貸長(zhǎng)投的治理效果，第（2）列的結(jié)果與此基本一致。

表4 機(jī)構(gòu)投資者類型與短貸長(zhǎng)投

（二）中介機(jī)制檢驗(yàn)

前已述及，機(jī)構(gòu)投資者能夠有效約束管理者的道德風(fēng)險(xiǎn)和機(jī)會(huì)主義行為，減少企業(yè)短貸長(zhǎng)投行為。因此本文認(rèn)為委托-代理問題是機(jī)構(gòu)持股對(duì)短貸長(zhǎng)投抑制結(jié)果的一個(gè)潛在途徑。參考戴亦一等（2016）［23］的做法，本文采用下一期的經(jīng)營(yíng)費(fèi)用率（AGENCYi，t+1）衡量公司的委托代理成本。具體計(jì)算為管理費(fèi)用與銷售費(fèi)用之和與營(yíng)業(yè)收入的比值，經(jīng)營(yíng)費(fèi)用率越高，股東與管理層之間的代理成本越高。將中介機(jī)制檢驗(yàn)分為以下三部分：

由于模型（1）的回歸已于之前列示，因此表5僅展示模型（2）和（3）的回歸結(jié)果。由模型（2）的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)持股（Insshri，t）與經(jīng)營(yíng)費(fèi)用率（AGENCYi，t+1）顯著負(fù)相關(guān)，說明機(jī)構(gòu)持股能夠顯著降低公司經(jīng)營(yíng)費(fèi)用，有效監(jiān)督管理層的自利行為，減少部分股東與管理層之間的代理問題。最后在模型（3）中，當(dāng)經(jīng)營(yíng)費(fèi)用率（AGENCYi，t+1）加入到模型（1）中，機(jī)構(gòu)投資者持股（Insshri，t）的系數(shù)在 5%的水平上顯著為負(fù)，而經(jīng)營(yíng)費(fèi)用率（AGENCYi，t+1）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，且機(jī)構(gòu)持股的系數(shù)由-0.019變?yōu)?0.020，說明代理問題在機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)短貸長(zhǎng)投的影響中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。

表5 中介機(jī)制檢驗(yàn)

七、研究結(jié)論與啟示

本文以2008—2018年我國A股上市公司為研究樣本，對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股與公司短貸長(zhǎng)投的關(guān)系問題展開研究。研究發(fā)現(xiàn)：第一，機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)公司短貸長(zhǎng)投現(xiàn)象存在顯著的抑制作用；第二，機(jī)構(gòu)持股對(duì)短貸長(zhǎng)投的治理效用在非效率投資越多的公司中更突出；進(jìn)一步的研究顯示：穩(wěn)定型機(jī)構(gòu)投資者的積極股東主義更顯著，也更符合經(jīng)濟(jì)未來的發(fā)展。交易型機(jī)構(gòu)投資者則更多扮演投機(jī)者角色，在公司治理中發(fā)揮的作用較小。機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明機(jī)構(gòu)投資者通過減少股東-管理層代理成本抑制短貸長(zhǎng)投現(xiàn)象，說明機(jī)構(gòu)投資者能夠有效發(fā)揮監(jiān)督管理層的作用。

本文研究符合我國當(dāng)前的現(xiàn)實(shí)情況，基于短貸長(zhǎng)投的角度分析了機(jī)構(gòu)投資者的治理作用。本文的研究結(jié)論表明，機(jī)構(gòu)投資者能有效發(fā)揮公司治理作用，從而改善公司治理環(huán)境，支持了我國制度背景下機(jī)構(gòu)投資者“積極股東主義”的趨勢(shì)。該研究從股權(quán)結(jié)構(gòu)的視角研究了短貸長(zhǎng)投現(xiàn)象，肯定了我國制度背景下機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司治理的積極作用。根據(jù)本文結(jié)論，第一，對(duì)于上市公司來說，企業(yè)應(yīng)當(dāng)有意識(shí)地優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)，發(fā)揮獨(dú)立機(jī)構(gòu)投資者等的治理效率，提高公司治理水平；第二，對(duì)于國家來說，需要加大對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的扶持力度，讓機(jī)構(gòu)投資者能有效參與企業(yè)的監(jiān)管與治理。