“國家隊”持股與公司違規

文 雯，喬 菲

1 北京外國語大學 國際商學院，北京 100089 2 東北財經大學 會計學院，遼寧 大連 116025

引言

機構投資者是資本市場中重要的投資主體，也是理性投資者的代表。機構投資者擁有較為先進的投資理念和長期的投資視野，具備較強的信息挖掘和分析能力，能夠有效降低市場波動性，促進證券交易的專業化和成熟化。中國資本市場成立以來，機構投資者的構成日趨多元化，合格境外機構投資者(QFII)和合格境內機構投資者(QDII)相繼準入。同時，監管部門積極提倡發揮保險、各類證券投資基金和資管產品等機構投資者的作用，引導更多增量中長期資金進入市場發揮價值投資功能。機構投資者是發達國家資本市場的投資主體，積極鼓勵各類機構投資者入市，有助于中國資本市場逐步與發達經濟體接軌。

“國家隊”是指具有政府背景的機構投資者，其在資本市場中日益扮演重要角色[1]。股市中的“國家隊”主要包含中國證券金融股份有限公司、中央匯金投資有限責任公司、中央匯金資產管理有限責任公司、中證金融資產管理計劃、5個救市基金和外管局旗下的投資平臺[2-4]。2015年至2016年中國A股市場發生了罕見的股災，波及范圍甚廣，嚴重打擊了投資者的信心。在此背景下，以中國證券金融股份有限公司和中央匯金投資有限責任公司為代表的“國家隊”直接進入二級市場救市，在穩定股價波動和降低系統性金融風險方面發揮了關鍵性作用[1-2]。中國證監會在2015年第21號公告中明確表示，以中國證券金融股份有限公司為代表的“國家隊”在今后若干年不會退出，且穩定市場的職能不會發生變化。目前，有關“國家隊”持股經濟后果的研究極為有限，除在市場劇烈波動時起到“穩定器”的作用之外，“國家隊”能否對微觀企業日常治理決策產生積極影響有待探究，本研究將基于公司違規的視角展開探討。

1 相關研究評述

1.1 公司違規的影響因素

公司違規現象頻發一直是資本市場的痼疾，不僅嚴重打擊投資者的信心，也在很大程度上損害資源配置效率，對資本市場的健康發展構成威脅[5]。已有研究針對影響公司違規的因素進行了大量深入的探究，本研究主要從公司治理視角進行分析。

首先，高管異質性及其薪酬契約機制影響公司違規的傾向和頻率。由于女性的謹慎性更高、風險容忍度更低，因此女性高管的比例越高時，公司發生違規操作的概率越低[6]。縱向兼任高管能夠發揮良好的監督效應，降低公司違規傾向[7]。CEO與其他高管的私人關系越好、對董事會的社會影響力越大時，公司發生違規行為的概率越大，且違規被稽查的時間更長、CEO被強制更換的可能性更低[8-9]。薪酬契約設置對高管舞弊傾向產生顯著影響，管理層持有的非限制性股票期權數量與公司違規概率顯著正相關[10-11]，而CFO的薪酬溢價增加其工作的勤勉努力程度，降低其通過激進的財務操作獲取晉升和未來薪酬的動機，進而降低公司違規行為[12]。

其次，以董事會為核心的公司內部治理機制影響公司違規行為。董事長的任期越短，其阻止舞弊行為的可能性越低，增加外部董事的比例能夠有效抑制違規行為[13]。忙碌型獨立董事維護聲譽的動機更加強烈，因此聘用忙碌型獨董的數量和比例越高，公司違規概率越低[14]。返聘獨立董事能夠積累更多的知識和經驗，更好地發揮監督和咨詢功能，有效抑制公司違規[15]。董事會會議次數越多并不意味著董事會更勤勉有效，反而預示著公司遇到更多的隱患，因此董事會會議頻率與公司違規概率顯著正相關[16]。此外，監事會規模和監事會會議頻率對公司被違規處罰的力度有影響[17]。

最后，在機構投資者對公司違規行為的影響方面，已有研究主要關注傳統的證券投資基金和保險資金等對公司違規行為的影響。總體而言，機構投資者持股比例降低了公司違規的可能性，與證券機構投資者相比，養老保險基金、社保基金和企業年金更關注長期投資回報，傾向于采用更保守和更穩健的投資策略，對公司違規的監督效應更顯著[18]。具體到保險資金持股方面，傳統型和分紅型保險資金的投資眼光更長遠，能更有效地減少公司違規行為[19]。共同基金持股提高了公司違規行為被發現的可能性，從而降低公司違規傾向，并且開放式基金的違規治理效果優于封閉式基金[20]。此外，機構投資者實地調研能有效降低信息不對稱，縮短違規行為被稽查的時間，從而抑制公司違規行為[21]。然而，目前尚無研究關注兼具投資者和監管者雙重身份的“國家隊”這一特殊類型的機構投資者對公司違規行為的影響。

1.2 “國家隊”持股的經濟后果

關于“國家隊”持股的經濟后果的研究主要集中于穩定股價和防范金融風險等領域。在2015年至2016年A股股災期間，“國家隊”直接進入二級市場買賣股票，有效降低了股票價格的尾部系統風險，并通過改變危機時期的市場預期恢復了投資者的信心[1]。同時“國家隊”持股能夠有效改善公司的信息環境、降低噪聲交易、減少投資者異質性信念，進而發揮股價“穩定器”的作用[2]。王雄元等[4]認為“國家隊”持股降低了股價波動性，并且權威新聞媒體的報道能夠有效發揮信息傳播功能，促進“國家隊”發揮穩定股票市場的作用；潘婉彬等[22]并未發現“國家隊”具有明顯的政策信息優勢或利用信息優勢進行利益輸送，在部分持股公司出現“業績爆雷”時，“國家隊”并沒有出現明顯的減持現象，間接驗證了“國家隊”扮演了維護投資者信心的角色。除資本市場表現外，鮮有研究關注“國家隊”持股是否影響公司日常決策。于雪航等[3]的研究認為，“國家隊”持股降低了公司的融資約束，緩解了委托代理沖突，進而顯著提升企業創新投資水平。

綜上所述，已有關于“國家隊”持股的研究大多集中在維護股票價格穩定和降低資本市場風險方面，有關“國家隊”持股是否影響微觀企業經營和治理決策的研究尚處于起步階段，關于“國家隊”持股是否影響公司違規行為的研究尚處于缺位狀態。本研究從公司違規的視角探討“國家隊”持股的治理效應，彌補已有研究的不足，同時為監管部門客觀、系統地評價“國家隊”的持股效果提供經驗證據，為有效防范公司違法違規行為提供政策啟示。

2 理論分析和研究假設

“國家隊”是中國資本市場中一類特殊的機構投資者，兼具投資者和監管者的雙重身份[3]。本研究認為，作為具有豐富經驗的專業化機構投資者和具有權力的監管者，“國家隊”既有動力也有能力對公司違規行為施加影響，具體闡述如下。

首先，“國家隊”具有長期投資視野，不以獲取短期經濟利益為目標，更有動力幫助公司完善內部治理和內部控制制度，減少管理層機會主義行為。已有研究將機構投資者分為積極的機構投資者和消極的機構投資者兩類[23-24]，積極的機構投資者希望在不改變公司控制權的前提下，通過積極參與公司的運營管理改善公司治理，進而提高持股收益。而消極的機構投資者只追求短期收益，沒有動力改善公司的運營管理水平。CHEN et al.[25]認為，只有獨立持股比例較高且進行長期投資的機構投資者才有動力對公司實施監督，通過提高公司的經營管理水平獲得長期價值提升。具體到“國家隊”，中國證監會在2015年第21號公告中明確表示，“國家隊”在今后若干年不會退出資本市場，并將持續發揮維護中小投資者合法權益和促進股票市場長期穩定的職能，這表明“國家隊”作為長期穩定型的機構投資者關注公司的長遠價值。因此，與其他機構投資者和散戶投資者相比，“國家隊”更能堅持長期審慎的投資理念，不以短期利益最大化為目的[3]，敢于在價值投資的導向下參與公司治理實踐，利用自身的專業優勢協助公司建立完善的內部控制制度并監督其有效運行，約束管理者的短視行為，降低管理層操控業績的動機，進而抑制違規行為的發生。

其次，“國家隊”兼具投資者和監管者的雙重身份，有能力察覺管理層的違規行為并對其施加影響。“國家隊”不僅擁有人才、資源和信息優勢，而且具有豐富的專業知識和投資經驗，具備更強的信息解讀和公司價值評估能力。“國家隊”能夠根據公司公開披露以及通過實地調研、問詢函等形式獲取的信息進行研究和分析[21,26]，發現公司潛在的舞弊傾向并及時予以糾正。“國家隊”對公司決策施加影響的方式主要包括3種：①以股東身份利用持有的股份直接參與董事會和股東大會決策，通過股東提案的方式表達意見，即“用手投票”；②通過參與二級市場股票交易、影響股票價格的方式間接表達對所投資公司的意見，即“用腳投票”；③與管理層進行私下的溝通和交流，通過私下談判的方式表達觀點并減少分歧[27]。與其他機構投資者相比，“國家隊”兼具監管者職能，其意見和主張也更容易被管理層接受和采納。

最后，“國家隊”持股具有信號作用，有助于提升公司的社會關注度和信息透明度，增加高管做出違規行為的成本。“國家隊”具有較大的社會影響力，“國家隊”持股能夠吸引更多的證券分析師和投資者關注，降低外部投資者與公司之間的信息不對稱，減少管理層隱藏負面信息的行為，提高公司的信息透明度。同時，“國家隊”持股能夠向投資者傳遞積極信號，給予投資者信心，降低公司股票價格的波動性[4]。因此，“國家隊”更有能力約束管理層進行規范化經營，提高違規行為被發現的概率，進而對違規行為產生抑制作用。綜上所述，“國家隊”持股能發揮良好的治理功能，降低高管違規動機，因此，本研究提出假設。

H “國家隊”持股有助于抑制公司違規行為，即擁有“國家隊”持股的公司，違規傾向更低，違規次數更少，而且“國家隊”持股比例越高，其違規治理功能越強。

3 研究設計

3.1 樣本選取和數據來源

因為從2015年開始“國家隊”開始大量持有非金融類A股公司的股票，而2019年為本研究開始時所能獲取的最新數據年份，所以本研究選取2015年至2019年非金融類A股公司為初始樣本。剔除財務指標缺失的觀測值，最終得到14 425個公司-年度觀測值。為了排除異常值的影響，對所有連續變量進行1%和99%分位數的縮尾處理。“國家隊”持股數據來自Choice金融終端，其他數據均來自CSMAR數據庫。

3.2 變量定義

3.2.1 被解釋變量

本研究的被解釋變量為公司違規，分別從違規概率和違規頻率兩個方面考察。①公司是否違規，當公司發生違規行為時取值為1，否則取值為0；②公司違規頻率，即公司發生違規行為的次數。根據CSMAR數據庫的界定，公司違規行為包括虛構利潤、虛列資產、虛假記載(誤導性陳述)、推遲披露、重大遺漏、披露不實、欺詐上市、出資違規、擅自改變資金用途、占用公司資產、內幕交易、違規買賣股票、操控股價、違規擔保和一般會計處理不當等類型。

3.2.2 解釋變量

本研究的解釋變量為“國家隊”持股，采用兩種方式測量。①“國家隊”是否持股啞變量，當“國家隊”持有公司股票時取值為1，否則取值為0；②“國家隊”持股比例，即“國家隊”持股數量除以公司總股數。股市中的“國家隊”包含中國證券金融股份有限責任公司、中央匯金投資有限責任公司、中央匯金資產管理有限責任公司、中證金融資產管理計劃、5個救市基金和外管局旗下的投資平臺[2-4]。

3.2.3 控制變量

參考已有研究[28-30]，本研究控制一系列可能影響公司違規行為的變量。①公司財務特征變量，包括公司規模、資產負債率、上市年限、營業收入增長率、股票年收益率、股票年換手率、股票年波動率、股價同步性；②公司治理特征變量，包括產權性質、董事會規模、獨立董事比例、董事會會議次數、股權集中度、高管持股比例、兩職合一、機構投資者持股比例、“四大”審計、分析師跟蹤人數；③行業信心；④行業和年份啞變量，分別控制行業固定效應和年份固定效應。各變量的定義見表1。

表1 變量定義

3.3 模型設定

為檢驗“國家隊”持股對公司違規行為的影響，構建模型為

Frai,t+1=β0+β1Nati,t/Napi,t+βjConi,t+∑Ind+

(1)

Feqi,t+1=δ0+δ1Nati,t/Napi,t+δjConi,t+∑Ind+

(2)

其中，i為公司，t為年份，j為控制變量序號，Con為控制變量，β0和δ0為截距項，β1和δ1為“國家隊”持股變量的回歸系數，βj和δj為各控制變量對應的回歸系數，ε1和ε2為隨機擾動項。為緩解回歸結果受到互為因果問題的影響，本研究考察未來一期的違規概率和違規頻率。(1)式的被解釋變量為啞變量，采用Probit模型回歸，檢驗“國家隊”持股對公司違規概率的影響；(2)式的被解釋變量為計數變量，采用Poisson泊松模型回歸，檢驗“國家隊”持股對公司違規頻率的影響。為了降低混合截面數據可能產生的聚類問題，回歸系數的標準誤均在公司層面上進行Cluster處理。如果假設成立，則預期β1和δ1均顯著為負。

4 實證結果分析

4.1 描述性統計

表2給出變量的描述性統計結果。其中，Nat的均值為0.394，表明樣本中約有39.400%的公司有“國家隊”持股；Nap平均為0.010，表明樣本中“國家隊”持股比例平均為1%。Fra的均值為0.202，表明樣本中有約20.200%的公司發生違規；Feq的均值為0.370，表明公司平均每年發生0.370次違規行為。其他控制變量的描述性統計與已有研究較為吻合，在此不再贅述。

表2 描述性統計結果

4.2 單變量檢驗

表3給出單變量檢驗結果。對于公司是否違規，沒有“國家隊”持股的公司平均違規概率為22.300%，有“國家隊”持股的公司平均違規概率為16.900%，均值差異在1%水平上顯著，表明當“國家隊”持有公司股票時，公司的違規傾向更低。對于公司違規頻率，沒有“國家隊”持股的公司平均違規次數為0.429，有“國家隊”持股的公司平均違規次數為0.279，均值差異在1%水平上顯著，表明當“國家隊”作為公司股東時，公司違規次數更少。單變量檢驗結果在一定程度上支持本研究假設。

表3 單變量檢驗結果

4.3 基準回歸結果

表4給出“國家隊”持股對公司違規概率和違規頻率的回歸結果。表4的第2列和第3列為使用Probit模型對公司是否違規進行回歸的結果，第4和第5列為使用Poisson模型對公司違規頻率進行回歸的結果。由第2列和第3列可知，Nat和Nap的回歸系數均在1%水平上顯著為負，表明當公司有“國家隊”持股時，違規行為發生的概率更低，且“國家隊”持股比例越高，違規行為發生的概率越低。由第4列和第5列可知，Nat和Nap的回歸系數均在1%水平上顯著為負，表明當公司有“國家隊”持股且持股比例越高時，違規行為發生的次數越少。上述結果支持本研究假設，即“國家隊”持股降低公司的違規傾向和違規次數，起到良好的違規治理作用。

表4 “國家隊”持股與公司違規

4.4 穩健性檢驗

4.4.1 改變模型的估計方法

為了增強研究結果的可靠性，本研究改變模型的估計方法進行穩健性檢驗。

(1)借鑒KHANNA et al.[8]和陸瑤等[9]的研究，當被解釋變量為公司是否違規時，采用有條件Logit模型進行回歸，從而實現控制公司固定效應的目的。回歸結果見表5的第2列和第3列，“國家隊”是否持股和“國家隊”持股比例的回歸系數均在5%水平上顯著，與主結果高度相似，表明本研究的回歸結果穩健。

(2)由于公司違規頻率為非負整數，采用負二項回歸進行穩健性檢驗，回歸結果見表5的第4列和第5列，“國家隊”是否持股和“國家隊”持股比例的回歸系數均在1%水平上顯著，表明本研究結果不受模型估計方法的影響。

表5 穩健性檢驗結果：采用條件Logit回歸和負二項回歸

(3)考慮到公司違規行為具有部分可觀測性，本研究只能觀測到被稽查發現的違規行為，部分已經發生的違規行為無法被監管部門稽查出來。因此，本研究參考已有研究[8,13,28]，采用Bivariate Probit模型進行穩健性檢驗，該模型將公司是否違規變量分解為違規傾向(Inc)和違規被稽查的概率(Det)，兩者的聯合概率分布共同決定公司違規行為是否發生。Bivariate Probit模型的估計結果見表6，控制變量的選取參考孟慶斌等[28]的研究。由違規傾向的回歸結果可知，“國家隊”是否持股的回歸系數為-0.239，“國家隊”持股比例的回歸系數為-4.239，均在1%水平上顯著，即“國家隊”持股顯著降低了公司違規的可能性；由違規被稽查的概率的回歸結果可知，Nat和Nap的回歸系數均顯著為正，即“國家隊”持股提高了違規被稽查的可能性。

表6 穩健性檢驗結果：采用Bivariate Probit模型

4.4.2 內生性控制

(1)傾向得分匹配法。考慮到有“國家隊”持股的公司觀測值僅占總樣本的40%，本研究采用傾向得分匹配法修正樣本選擇性偏差。具體而言，采用1∶1配對的方法，為有“國家隊”持股的公司匹配一組在公司特征上最為接近的沒有“國家隊”持股的公司，最終得到4 195個測試組樣本和4 195個控制組樣本，即PSM配對樣本總數為8 390。采用(1)式和(2)式進行回歸，結果見表7，Nat和Nap的回歸系數均顯著為負，表明控制樣本選擇性偏差后，“國家隊”持股對公司違規的抑制作用依然顯著。

表7 穩健性檢驗結果：采用傾向得分匹配法

(2)Heckman兩階段回歸。“國家隊”選擇某家公司進行投資的決策可能不是隨機的，違規傾向更低、違規行為更少的公司更可能成為“國家隊”選中的對象，因此本研究采用Heckman兩階段方法控制潛在的自選擇問題。借鑒于雪航等[3]的研究，第一階段選擇的工具變量為同行業、同年份“國家隊”持股的均值(Ina)，用該工具變量對“國家隊”是否持股進行回歸，結果見表8的(1)列，Ina的回歸系數顯著為正，符合預期。通過第一階段的回歸計算得到逆米爾斯比率(Imr)，將該變量分別代入(1)式和(2)式進行第二階段的回歸，結果見表8的(2)列～(5)列，“國家隊”是否持股和“國家隊”持股比例的回歸系數依然顯著為負，表明本研究結果不受樣本自選擇問題的影響。

表8 穩健性檢驗結果：采用Heckman兩階段模型

(3)公司固定效應模型。本研究的回歸模型中可能遺漏了不隨時間改變的公司層面的影響因素，而這些因素同時影響“國家隊”持股和公司違規行為。為了控制潛在的遺漏變量偏誤，本研究采用公司固定效應模型進行檢驗，回歸結果見表9，Nat和Nap的回歸系數均顯著為負，說明在控制潛在的遺漏變量偏誤之后，本研究結果依然成立。

表9 穩健性檢驗結果：采用公司固定效應模型

4.4.3 其他穩健性檢驗

考慮到2015年至2016年期間中國股市發生劇烈波動，“國家隊”直接進入二級資本市場參與“救市”，起到穩定資本市場的作用；而在2017年至2019年期間，“國家隊”穩定資本市場的動機可能發生變化。為探究不同樣本年份“國家隊”持股對公司違規的影響是否具有差異性，本研究將樣本期間分組，用(1)式和(2)式重新進行回歸，結果表明，在2015年至2016年股災期間和2017年至2019年股災之后，“國家隊”持股變量均顯著為負，說明“國家隊”在不同的樣本期間內均發揮了良好的違規治理作用。因此，本研究結果不受樣本期間的影響。

5 作用機制檢驗

5.1 健全內部控制制度

上述分析表明，“國家隊”持股將抑制公司違規行為。本研究采用溫忠麟等[32]的中介效應檢驗程序分析其中的作用機制和傳導路徑。

JENSEN[33]的研究表明，在外部治理機制尚不完善的情況下，公司治理很大程度上依賴于內部控制制度。高質量內部控制制度能夠約束高管濫用權力，降低高管的機會主義動機和大股東掏空行為[34]，增強會計信息穩健性，有效減少公司虛增利潤、披露虛假信息和資金占用等違規行為[35]。本研究認為，“國家隊”作為專業化的機構投資者和具有權力的監管者，能夠利用專業的知識和風險管理經驗積極參與公司治理，幫助公司建立健全內部控制制度并提高其有效性。完善的內部控制制度能夠有效規范高管的經營管理行為，幫助公司防范和化解風險。基于上述分析，健全內部控制制度、提高內部控制質量可能成為“國家隊”持股違規治理效應的傳導路徑。

為檢驗上述影響機制，本研究借鑒溫忠麟等[32]的中介效應檢驗程序，分3步檢驗中介效應是否成立，檢驗解釋變量對被解釋變量的影響、解釋變量對中介變量的影響、解釋變量和中介變量對被解釋變量的聯合影響。構建模型為

Frai,t+1/Feqi,t+1=c0+c1Nati,t/Napi,t+cjConi,t+

(3)

Idxi,t+1=α0+α1Nati,t/Napi,t+αjConi,t+∑Ind+

(4)

(5)

表10給出內部控制指數中介效應的檢驗結果。①表4中Nat和Nap的系數顯著為負，表明“國家隊”持股降低了違規傾向和違規概率。②表10的(1)列和(2)列給出(4)式的回歸結果，Nat和Nap的回歸系數均顯著為正，表明“國家隊”持股提升了公司內部控制質量。③表10的(3)列～(6)列給出(5)式的回歸結果。首先，Idx的回歸系數均顯著為負，表明高質量的內部控制制度有效抑制了公司違規行為。其次，對于“國家隊”持股變量Nat和Nap，當被解釋變量為Fra時，Nat的回歸系數在1%水平上顯著為負，Sobelz值為-3.353，在1%水平上顯著；Nap的回歸系數在10%水平上顯著為負，Sobelz值為-2.009，在5%水平上顯著。對公司違規頻率的回歸結果與公司是否違規一致。檢驗結果驗證了內部控制是“國家隊”持股的違規治理效應的部分中介因子，“國家隊”通過促進公司完善內部治理和壓縮違規空間抑制違規行為。

表10 機制檢驗結果：健全內部控制制度

5.2 約束管理層機會主義行為

“國家隊”作為成熟的機構投資者，不以追求短期業績提升為目的，也不因為短期業績波動決定管理層的薪酬和任免決策[3]。因此，“國家隊”持股能夠緩解股東與管理層之間的代理問題，改變管理層的短期機會主義傾向，進而降低公司的違規概率。基于上述分析，約束管理層機會主義行為可能成為“國家隊”持股發揮違規治理效應的作用機制之一。

由于管理層機會主義行為難以直接測量，本研究采用兩種方式間接測量。①應計盈余管理水平。已有研究表明，出于薪酬福利最大化和職業穩定性等動機，管理者通過應計盈余管理等手段隱藏公司的真實業績表現[36]。盈余管理程度越高的公司，高管存在機會主義動機的可能性越大。本研究借鑒DECHOW et al.[37]的研究，采用修正瓊斯模型計算的可操控性應計利潤的絕對值測量應計盈余管理水平(Ada)。②股價崩盤風險。股價崩盤風險是指個股特有收益出現極端負值的概率，代理問題導致的管理層機會主義是引發股價崩盤風險的重要原因[38]。管理層出于維護薪酬、職業晉升、提高期權價值和構建管理層帝國等考慮，往往暫時隱藏負面信息，而當負面信息積攢到一定程度無法繼續隱藏時，壞消息的集中釋放導致股價暴跌。本研究借鑒已有研究[39]，采用收益上下波動的比率(Duv)和負收益偏態系數(Ncs)測量股價崩盤風險。

對約束管理層機會主義行為的作用機制檢驗結果表明，Nat對Ada和Duv的回歸系數、Nap對Ada和Ncs的回歸系數均顯著為負，表明“國家隊”持股顯著降低了應計盈余管理水平和股價崩盤風險；分別將Ada和Duv、Ada和Ncs代入(5)式，Nat和Nap的回歸系數仍顯著為負，Ada的系數顯著為正，Duv和Ncs的回歸系數顯著為正，且Sobelz值均在1%水平上統計顯著。綜上所述，“國家隊”兼具投資者和監管者的雙重身份，對管理層的機會主義行為進行有效約束，降低了公司的委托代理成本，從而抑制了公司違規行為。

5.3 提高信息透明度

“國家隊”的投資體量較大，其投資行為具有較強的信號作用[3]，因此，預期“國家隊”持股能吸引更多的證券分析師跟蹤。證券分析師在公司外部治理中扮演重要角色[40]，分析師不僅通過電話會議和實地調研等方式與管理者進行互動和交流[41]，還通過發布研究報告等形式向普通投資者提供信息。因此，分析師跟蹤有助于優化外部信息環境，提高信息透明度，實現對管理層的間接監督。本研究采用分析師跟蹤人數加1取自然對數測量外部治理環境，預期“國家隊”持股能通過增加分析師跟蹤人數，降低公司內外部信息不對稱程度，進而抑制公司違規行為。

對分析師跟蹤的中介效應檢驗結果表明，Nat和Nap的回歸系數均顯著為正，表明擁有“國家隊”持股的公司吸引了更多的分析師跟蹤；聯合影響檢驗中，分析師跟蹤的回歸系數均顯著為負，表明分析師跟蹤人數的增加有效抑制了公司的違規行為，Nat的回歸系數在1%水平上顯著為負，Nap的回歸系數在5%水平上顯著為負，且Sobelz值在5%水平上顯著為負，表明增加分析師跟蹤人數和優化外部治理環境是“國家隊”持股發揮違規治理效應的部分中介變量。

6 拓展性分析

6.1 基于違規處罰程度的分析

前文研究了“國家隊”持股對公司整體違規行為的影響，下面進一步探究“國家隊”持股對不同嚴重程度的違規行為的治理作用是否具有差異性。①將違規處罰金額(Lpy)作為被解釋變量，采用第(t+1)年被違規處罰的金額加1取自然對數進行測量。②借鑒梁上坤等[42]的研究，將違規樣本分為嚴重違規和一般違規兩種類型。具體而言，如果公司被處以罰款、沒收非法所得、取消營業許可、市場禁入及其他處罰方式，界定為嚴重違規。采用Hig測量公司嚴重違規，如果公司當年發生嚴重違規行為取值為1，否則取值為0；采用Low測量公司一般違規，如果公司當年發生一般違規行為取值為1，否則取值為0。在實證檢驗中，將(1)式中的被解釋變量替換為Lpy、Hig和Low，并分別進行回歸，結果見表11。由表11的(1)列和(2)列可知，Nat和Nap對違規處罰金額的回歸系數顯著為負；由(3)列～(6)列可知，“國家隊”持股的估計系數在嚴重違規時顯著為負，在一般違規時為負但不顯著。該結果表明，“國家隊”持股能夠降低違規處罰金額，且主要降低嚴重違規行為發生的可能性，但未對一般違規行為產生影響。

表11 拓展性研究結果：基于公司違規嚴重程度的分析

6.2 基于違規機會的分析

根據舞弊三角理論，公司違規行為發生的原因包括壓力、機會和自我合理化三大要素，內外部治理環境是否給予公司足夠的舞弊機會是決定違規行為發生的重要因素。已有研究表明，“四大”提供了比一般會計師事務所更高質量的審計服務[43]。“四大”擁有更加成熟和完善的審計程序，能夠有效降低審計失敗的概率，并對管理層的違規行為予以震懾，降低違規操控的空間和機會。因此，預期“國家隊”持股對公司違規的抑制作用在非“四大”會計師事務所審計的公司中更為突出。

本研究借鑒卜君等[21]的研究，將樣本根據是否由“四大”會計師事務所審計進行分組，并用(1)式和(2)式進行回歸，結果表明，Nat和Nap對Fra的回歸系數在非“四大”審計的樣本中顯著為負，而在“四大”審計的樣本中不顯著，并且組間系數差異顯著。上述結果表明，公司面臨的監督機制較弱、違規機會較大時，“國家隊”持股對公司違規行為的抑制作用更強。

6.3 基于“國家隊”持股時間的分析

由于“國家隊”發揮違規治理功能需要一定的時間，本研究深入考察“國家隊”持股時間長短對公司違規行為的影響。預期“國家隊”持股時間越長，對違規傾向和違規次數的抑制作用越強，越能發揮違規治理效應。本研究設定“國家隊”持股時間變量Dur為截止到當年末“國家隊”已經持有公司股票的年數。以Dur替換(1)式和(2)式中的解釋變量進行回歸，結果表明，Dur對Fra和Feq的回歸系數均在1%水平上顯著為負，即“國家隊”持股時間越長，對公司違規行為的抑制作用越強，支持本研究的預期。

6.4 基于“國家隊”持股類型的分析

考慮到不同類型的“國家隊”對公司違規行為的治理效應可能存在差異，因此本研究區分“國家隊”持股的類型進行檢驗。具體而言，將“國家隊”分為4種類型，分別為：①中國證券金融股份有限公司，②中央匯金投資有限責任公司和中央匯金資產管理有限責任公司，③中證金融資產管理計劃，④5個救市證券投資基金和外管局投資平臺。分別設置4個虛擬變量和4個持股比例的連續變量進行識別。回歸結果表明，第1類～第3類“國家隊”持股對公司是否違規和違規頻率均具有顯著的抑制作用，而第4類“國家隊”持股的違規治理作用并不顯著。其原因可能在于，救市證券投資基金和外管局投資平臺的主要持股目的是維護股價穩定和降低市場波動性，并未發揮治理功能，因此，對公司違規行為未產生顯著影響。

6.5 基于地區市場化進程的分析

本研究主檢驗結果表明，與沒有“國家隊”持股的公司相比，有“國家隊”持股的公司違規概率更低、違規次數更少。進一步地，“國家隊”能否積極參與公司治理和發揮良好的監督作用，除了取決于自身意愿和能力之外，還可能受到內外部治理環境的影響。

已有研究表明，機構投資者的積極治理效應受到市場化進程因素的影響[44]，良好的市場制度環境能為機構投資者發揮治理作用提供沃土。具體而言，市場化進程較快的地區經濟發展水平通常較高，法制化水平和要素市場發育水平較快，政府的干預程度較低，對投資者保護力度更強，更能約束管理者對外部股東的侵占。因此，良好的市場化環境能為發揮“國家隊”持股違規治理效應提供有利支撐，預期市場化程度越高的地區，“國家隊”持股對公司違規的抑制作用越強。

為驗證上述推論，借鑒王小魯等[45]的研究，本研究用區域市場化指數測量市場環境，市場化指數越高，表明該地區市場化進程越快。回歸結果表明，Nat和Nap對Fra的回歸系數在市場化指數較低組不顯著，而在市場化指數較高組中顯著為負，且組間系數差異顯著，表明在市場化程度更高的地區，“國家隊”持股對公司違規的抑制作用更強。

7 結論

公司違規行為削弱了投資者的信任度，降低資源配置效率，危及資本市場的健康發展。本研究選取2015年至2019年非金融類A股公司為樣本，探究“國家隊”持股對公司違規行為的影響和作用機理。研究結果表明，與沒有“國家隊”持股的公司相比，有“國家隊”持股的公司違規概率更低、違規次數更少。中介效應檢驗結果表明，“國家隊”持股提升了公司內部控制質量，降低了應計盈余管理水平和股價崩盤風險，增加了證券分析師跟蹤人數，表明“國家隊”持股通過完善公司治理機制、降低管理層機會主義行為和優化公司外部信息環境發揮違規治理功能。基于違規處罰程度的分析表明，“國家隊”持股對嚴重違規的抑制作用更強，對一般違規行為未表現出顯著的影響。基于“國家隊”持股時間的分析表明，“國家隊”持股時間越長，對公司違規的抑制作用越顯著。基于“國家隊”類型的細分檢驗表明，中國證券金融股份有限公司、中央匯金投資有限責任公司、中央匯金資產管理有限責任公司和中證金融資產管理計劃持股對公司違規傾向和違規次數均具有顯著的抑制作用，而5個救市證券投資基金和外管局投資平臺持股的違規治理作用并不顯著。異質性分析結果表明，“國家隊”持股對公司違規的抑制作用在市場化程度較高的地區和非國際“四大”會計師事務所審計的公司中更強，表明外部市場化環境和內部違規可治理空間對“國家隊”持股的違規治理效應產生影響。

本研究的理論意義主要體現在兩個方面：①本研究從公司違規的獨特視角拓展了“國家隊”持股的經濟后果研究。已有研究主要關注“國家隊”持股對于公司股價波動和資本市場穩定的影響[1-2,4]，少數研究關注“國家隊”持股對公司創新投資水平的影響[3]。本研究從公司違規行為的維度探究“國家隊”持股的經濟后果及其作用機理，拓展了“國家隊”持股經濟后果領域的研究。②本研究從兼具政府監管背景的機構投資者持股視角補充了公司違規行為影響因素的研究。已有研究僅考察證券投資基金和保險資金等傳統機構投資者對公司違規的影響[9,19]，尚未探究“國家隊”這一具有政府背景的機構投資者對公司違規行為的影響，本研究為公司違規影響因素的研究提供了新視角。同時，本研究認為，“國家隊”持股不僅能夠降低公司違規傾向和違規次數，而且對于嚴重違規的治理效應更加顯著，有助于更全面地認識“國家隊”持股的微觀市場效應。在實踐層面上，本研究揭示了“國家隊”持股對公司違規行為的治理效應，有助于監管機構從實踐層面系統評價和審視“國家隊”的持股效果，為證券監管部門提升治理效能提供經驗證據，為防范和約束公司違規行為提供政策啟示。

本研究具有很強的現實意義，體現在以下3個方面：①相對于事后的處罰措施，“國家隊”通過持股方式參與市場交易，實現對公司的日常監督和管理，這種偏市場化的手段更有助于提升公司治理水平，降低公司的違規傾向。②監管部門應積極鼓勵以“國家隊”為代表的長期型機構投資者參與公司治理。與追求短期收益的散戶投資者和普通機構投資者相比，“國家隊”兼具投資者和監管者職能，其投資視野更寬，能夠有效降低公司的違規傾向，縮短違規稽查時間。監管部門應鼓勵以價值投資為導向的機構投資者積極參與公司治理，有助于約束管理層的機會主義行為，提升內部控制質量，降低公司違規動機。③發揮“國家隊”持股的違規治理效應須依賴良好的市場環境，在市場化進程較快的地區，“國家隊”持股更能發揮有效作用。因此，應加快市場化進程，促進資本市場健康有序發展。

本研究仍存在不足之處。“國家隊”持股集中度、實地訪查次數或董事會席位等因素均可能影響公司違規行為，但由于數據的局限性，本研究并未對此展開探討。同時，由于公司僅在年報、半年報和季報中披露機構持股情況，因此無法獲知“國家隊”的準確持股時間長短。未來研究可以進一步探索“國家隊”持股對公司違規的其他可能作用路徑，為進一步探究“國家隊”持股的治理功能、制定有針對性的公司違規防范措施提供更多參考。