机构投资者持股比例

机构投资者持股比例（共8篇）

机构投资者持股比例 篇1

一、引言

机构投资者是资本市场中重要的投资主体。机构投资者的发展逐渐改变着资本市场的结构, 并对资本市场配置资源的功能产生了重要影响。我国机构投资者近年来迅猛发展, 主要以基金、券商、QFII、保险公司、社保基金、企业年金、信托公司、财务公司、银行等为主体, 这些机构投资者的蓬勃发展给中国的资本市场带来了生机与活力。根据上交所和深交所公布的统计数据, 截止2008年4月28日, 沪深两市总市值已达22.68万亿元, 其中流通市值为7.52万亿元。根据证监会公布的统计数据, 截止2008年3月, 证监会共批准设立58家基金管理公司, 353只基金总规模为3.23万亿元, 约占沪深两市流通总市值的43%;共批准53家QFII, 额度为101.95亿美元。截止2006年12月31日, 国内共有104家证券公司, 注册资本约1240亿元;保险资金直接入市规模在939亿元, 而社保基金的入市规模也已达到563亿元。深交所2007年10月份的最新数据显示, 我国机构投资者持有的流通市值已超过49%。于是提出这样一个问题:机构投资者的持股比例是否会影响到上市公司的绩效水平, 又或者是上市公司的绩效水平影响了机构投资者在上市公司持股比例, 本文旨在通过实证对这一问题给出初步解答。

二、文献综述

目前, 机构投资者持股比例与公司绩效的相关研究已取得了一定成果。Agrawal和Gershon (1990) 研究得出结论, 机构投资者与公司价值正相关。Mc Connell和Servaes (1990) 运用托宾Q值代表公司业绩, 实证研究发现托宾Q值与机构投资者的持股份额存在正相关关系。Chaganti, De Carolis和Deeds (1995) 研究发现机构投资者持股规模与公司的资产回报率呈显著的相关性。机构投资者持股规模增大, 开始参与公司治理和战略管理, 有利于公司绩效的提高。Leland和Pyle (1977) 、Grossman和Hart (1980) 、Kaplan和Stromberg (2001) 以及Gillian和Starks (2003) 对机构投资者在公司治理中的作用进行了深入研究后发现:机构投资者所持有的股份与公司经营业绩正相关;与个人相比, 机构投资者更有能力来获取监督的回报, 从而能够从事和提供监控公司的日常经营活动, 而这在分散持股的公司是很难实现的。这些研究成果都支持机构投资者的持股比例能够正向影响上市公司绩效观点。但也有相当一部分学者对此持有不同的观点。S.Wahal (1996) 在实证研究中发现, 养老基金积极参与公司治理的效果并不明显。M.Keyes (1997) 研究表明, 由于不同的所有者利益间存在着及其复杂的相互关系网, 加上信息评估方面的问题, 机构投资者对绩效的影响并不明显。不同的机构投资者有着不同的所有权结构以及与之相对应的目标和投资时间范围。Kevin Keasey和Short Helen (1997) 研究发现不同所有者之间的关系复杂, 信息评估困难, 机构投资者对公司绩效的影响不显著。Karpoff (1996) 在众多研究的基础上, 对有关机构投资者的作用进行了总结后指出, 根据大量的研究结果, 机构投资者对公司治理结构的改进有微弱影响, 但是对公司的价值和业绩没有任何影响。对比上述研究成果可以发现, 尽管国外现有的研究比较广泛, 但研究结果仍相互对立, 实证结果也支持各不相同的观点。中国的资本市场是一个新兴市场, 机构投资者与公司绩效是否存在某种关系, 本文试图通过实证分析机构投资者持股比例与上市公司绩效的相关性, 以初步说明机构投资者的发展对上市公司的影响。

三、研究设计

(一) 研究假设

在我国上市公司股权结构中, 非流通股股东占绝对控股地位, 而流通股股东占少数股权。由于控股股东的流动性很小, 因而流通股股东“搭便车”的问题非常突出。我国大部分上市公司的前身为国有企业, 这些上市公司在改制上市时, 普遍采取改组公司骨干部分为股份公司, 剥离公司非经营性资产, 由被剥离部分成立集团公司来控股股份公司。采用这种形式, 股份公司与集团公司之间存在着密切的利益关系。股份公司与集团公司在人事安排, 特别是高层领导有许多是重叠的。这又形成了所谓的“内部人控制”问题。内部人控制问题的出现, 使得国内的经理人市场和控制权市场难以有效形成, 而流通股股东又普遍在“搭便车”, 使得上市公司缺乏有效的监督, 上市公司的治理水平也就不能真正提高, 其绩效也就难以得到保证。机构投资者主要持有流通股, 但其与同样持有流通股的普通个人投资者不同的是, 会“用手投票”, 如通过行使投票权等一系列方式对公司活动进行监督, 改善上市公司的绩效。同时, 机构投资者拥有广泛的信息来源和各类专业人才, 在协助企业决策方面具有更大的优势, 对管理层的非理性行为有约束作用。机构投资者作为外部投资者可以促使上市公司改善公司治理水平, 并从上市公司绩效上体现出来, 机构的持股比例反映了机构对上市公司的影响力, 因此提出:

假设1:机构投资者在上市公司中的持股比例与上市公司绩效存在正相关关系

机构投资者拥有先进的分析技术和专门的研究人才, 并注重价值投资、对公司证券内在价值的严格分析和研究。因此, 机构投资者进行投资决策时, 也会考虑到上市公司的绩效水平, 会“用脚投票”。机构投资者持股与上市公司绩效之间的关系也有可能是内生的。因此提出:

假设2:机构投资者在上市公司中的持股比例受上市公司绩效影响并可能被其决定

(二) 样本选择与数据来源

沪深300指数兼有沪深两地的上市公司, 且样本公司都具有绩优的特点, 行业分布广泛, 市场化程度高, 公司信息披露的真实性有保障, 因而具有很强的代表性, 故本文以2007年10月23日最新调整过的沪深300指数的成份股为实证研究样本。应用单个年度的数据, 分析得出的结论不具有很强的说服力, 故本文以2004-2006年度为研究区间, 选取3个年度的面板数据 (Panel Data) 作为研究的数据源, 以在一定程度上减少由上市公司管理层对绩效衡量指标进行盈余管理而对研究分析结果的干扰。考虑到数据的完整性和可靠性, 剔除沪深300指数成份股中2003年12月31日后上市发行的41家上市公司, 剔除数据异常和标准差过大的15家上市公司。考虑到金融类上市公司的特殊性, 再剔除7家金融类上市公司, 共选取237家上市公司进行分析, 最后得到711家上市公司年度观测值。本文数据均来自于WIND中国金融数据库、CSMAR数据库 (高级学术版) , 以及上交所网站 (www.sse.com.cn) 和深交所网站 (www.szse.cn) 上公布的上市公司年报和中国证监会网站 (www.csrc.gov.cn) 。

(三) 变量选取

根据研究假设, 本文选取了如下变量: (1) 因变量:上市公司绩效指标的选取。我国资本市场尚未成熟, 存在投机行为, 股价不能反映所有公开的信息, 上市公司的市场价值难以准确评估。又由于我国公司债券市场很不发达, 公司债券的价值难以准确的估算。故不采用上市公司市场价值作为衡量上市公司绩效的衡量指标。而我国的证券监管部门和上市公司的管理层都十分关注净资产收益率 (ROE, Return On Equity) 指标, 如中国证监会规定只有近三年每年ROE不低于10%的公司才可以获准上市, 故本文采用净资产收益率 (ROE) 作为上市公司绩效的衡量指标。净资产收益率=净利润/净资产。 (2) 自变量:机构持股比例指标的选取。本文采用广义的机构投资者定义, 即机构投资者包括基金、券商、QFII、保险公司、社保基金、企业年金、信托公司、财务公司、银行等。尽管机构投资者主要持有的是流通股, 而在样本研究区间内, 上市公司股本结构中存在着流通股和非流通股之分, 但为了能全面体现机构持股比例对上市公司绩效的影响, 机构投资者持股比例 (PI) 定义为机构投资者所持股份与上市公司总股本量之比。机构投资者持股比例 (PI) =机构持股量/总股本量。为了统计方便, PI变量乘以100去掉百分号。 (3) 控制变量的选取。由于有其他可能对上市公司绩效产生影响的重要因素, 取前四大股东持股比例总和 (A4) 、资产负债率 (DA) 和公司规模 (SIZE) 作为控制变量。前四大股东持股比例总和 (A4) 采用各年度末上市公司前四大股东持股比例之和乘以100的数值来表示。由于机构投资者与其他股东对公司的影响是高度相关的, 这种相关性与各自所持股比例相对多少有关, 因此前四大股东持股比例越多, 机构投资者的影响力可能会有所下降。资产负债率 (DA) 即负债与总资产之比, 用各年度末上市公司负债额除以总资产的百分比来表示。资产负债率=负债/总资产, DA变量乘以100以去掉百分号。由于债务融资相对于权益融资具有税盾 (Tax Shield) 作用, 因而较高的资产负债率可能带来短期内的营运成本降低, 从而有利于上市公司绩效的提高。为了消除共线性影响, 公司规模 (SIZE) 用各年度末上市公司年报合并报表总资产的自然对数来表示。由于上市公司规模越大, 其存在委托代理问题越多, 因而预计上市公司规模与上市公司绩效负相关。

(四) 回归模型的设计和实证方法的选择根据上述假设和变量的定义与选取, 构造如下模型分别检验假设1和假设2:

其中, ROE表示i上市公司在j年度末的绩效, PIij表示机构投资者于在j年度末在i上市公司的持股比例, Aij表示i上市公司在j年度末前四大股东的持股比例, DAij表示i上市公司在j年度末的资产负债率, ln (SIZEij) 表示i上市公司在j年度末规模的对数, u1、u2为模型的扰动项。

四、实证结果分析

(一) 描述性统计分析

对237家样本公司的711个年度数据进行描述性统计分析后, 得到样本的描述性统计结果 (表1) 。结果显示, 上市公司绩效的衡量指标的ROE, 最低的为0.088%, 最高的达51.09%, 平均为12.11%, 表明我国上市公司的质量参差不齐。机构投资者在上市公司中的持股比例最小为0.005%, 接近于0, 最大达到47.96%, 平均只有9.96%, 还比较低, 与欧美国家机构投资者的持股比例相比, 相差较远。一方面这与我国上市公司的股权分为流通股和非流通股有关, 流通股比例较低, 而机构投资者又主要是持有上市公司的流通股;另一方面也表明机构投资者尚处在发展阶段, 仍然有很大的发展空间。前四大股东持股比例平均为59.23%, 最高达95.9%, 表明我国上市公司的持股集中度相当高, 又由于非流通股权所占比例较大, 以持有流通股为主的机构投资者在持股集中度过高的上市公司中对上市公司绩效的影响力有限。

Dependent Variable:ROE

(二) 假设1的检验

对方程 (1) 使用普通最小二乘法 (OLS, Ordinary Least Squares) 进行回归, 从 (表2) 的回归结果可以发现, 模型对上市公司绩效的解释程度为24.3%。模型的F值显示模型总体高度显著。机构投资者持股比例PI的系数符号为正, 且高度显著, 假设1得到支持, 表明机构持股比例与上市公司绩效具有显著的正相关关系, 说明机构持股可以从外部促使上市公司的绩效得到提高。前四大股东的持股比例显示出良好的控制作用。资产负债率DA系数符号为正, 在5%置信水平上显著, 表明负债的税盾作用, 可以在一定程度上对上市公司的绩效产生正向的影响。公司规模ln SIZE虽然与上市公司绩效呈负向关系, 但是没有通过显著性检验, 表明在决定上市公司绩效的因素中, 规模的作用不是很明显。

Dependent Variable:ROE

(三) 假设2的检验

对方程 (2) 进行OLS回归, 从 (表3) 的回归结果可以发现, 模型对机构投资者持股比例的解释程度为19.5%。模型的F值显示模型总体高度显著。上市公司绩效ROE的系数符号为正, 且高度显著, 表明上市公司业绩在与机构持股比例具有显著性的正相关关系, 说明机构在投资决策时, 很关注上市公司的绩效指标。前四大股东持股比例A符号为负, 且高度显著, 表明机构在进行投资决策时, 很关注上市公司的持股集中度。对于以持有流通股为主的机构投资者来说, 前四大股东的持股集中度越高, 机构对上市公司的影响就越小。资产负债率DA符号为负, 且在5%置信水平显著, 这可能是由于资产负债率会影响机构对上市公司的信心。机构投资者持股比例与公司规模为正相关关系, 但是没有通过显著性检验, 表明机构在进行投资决策时, 公司规模对其最终决策的影响不明显。

(四) 进一步解释

机构投资者一般通过“三会” (即股东大会、董事会和监事会) 、资本市场股价机制来影响公司绩效的。机构投资者一般会以“用手投票”方式, 如“直接参与”方式 (行使股东权力) 、“关系投资”方式 (机构投资者与上市公司管理层协同工作) 、“过程投资”方式 (考察公司的长期业绩及公司治理的过程") 以及其他方式 (施加非正式影响、发解释函、公开批评业绩差的公司) 来施加影响。同时机构投资者也在以“用脚投票”方式即选择投资绩效水平更高的公司。

五、结论

通过上述实证研究发现, 机构投资者对于提高上市公司绩效起到了一定的积极作用, 表现为机构投资者持股比例与上市公司绩效之间呈现出一定的正相关性。机构投资者作为外部人, 其在上市公司中持股比例的提高, 必然会对解决我国上市公司“内部人控制”问题起到积极作用。对于上市公司来讲, 机构投资者的存在是很有效率的。机构投资者在进行投资决策时也很大程度上考虑到了上市公司绩效的影响。但机构投资者主要持有流通股, 其持股量相对于总股本来讲, 依然比例很低, 其影响力依然有限。因此, 机构投资者使用较多的仍然是“用脚投票”策略。只有机构投资者持股达到一定规模后, 退出成本超过参与治理成本, 才会积极地介入上市公司治理, 参与公司经营管理, 提高公司绩效水平。

参考文献

[1]斯蒂芬罗斯等:《公司理财》, 机械工业出版社2003年版。

[2]刘娥平:《现代企业财务管理》, 中山大学出版社2004年版。

[3]常建:《我国上市公司业绩决定机制实证分析》, 《管理世界》2003年第5期。

[4]陈小悦、徐晓东:《股权结构、企业绩效与投资者利益保护》, 《经济研究》2001年第11期。

[5]张红军:《中国上市公司股权结构与公司绩效的理论及实证分析》, 《经济科学》2000年第4期。

机构投资者持股比例 篇2

摘要： 自2006年上市公司实施股权分置改革以来，机构投资者所持A股市值日益增加，机构投资者对上市公司的经营和治理也发挥着日益重要的作用。以农业上市公司为例，以机构投资者参与公司治理对企业绩效的影响为研究主题，选取2007～2011年沪、深两市农业上市公司数据，运用多元回归方法实证分析机构投资者持股对农业上市公司绩效的影响。实证结果表明，机构投资者持股对农业上市公司绩效有显著促进作用，并存在内生性问题；机构投资者对公司影响力的大小受第一大股东制约，减持第一大股东持股，加强股权制约有利于提高农业上市公司绩效。

关键词：机构投资者； 农业上市公司； 公司绩效

中图分类号：F271.5文献标识码：A 文章编号：1009-9107（2014）05-0145-05

一、研究意义

机构投资者通常可以通过其对于长期投资和价值投资的偏好，形成一种重要的公司外部治理机制，从而对上市公司的治理发挥积极作用，进而改善公司绩效。2007年底我国股权分置改革基本完成，机构投资者参与公司治理的能力进一步得到增强，从而对公司业绩的影响也日益重要。农业上市公司是我国证券市场一个重要和特殊的板块，是促进第一产业发展，提高农业生产和技术，带动农民增收、农业增效的先驱和桥梁，其发展状况是我国上市公司和整个国民经济的重中之重。从沪深证券市场数据来看，到2012年底，我国上市公司有2 487家，农业类公司有46家，仅占不到2%，这与我国农业的基础地位极不相称，而且上市公司的绩效也不理想。因此农业上市公司健康发展和绩效提高就成为学界研究的主题。

林乐芬[1]以农业上市公司为例研究了股权集中度对公司业绩的影响，得出减持第一大股东持股比例尤其是减持国有第一大股东持股比例，建立适当的股权制衡机制，有利于公司绩效的提高和公司治理机制的完善的结论。穆林娟、张红[2]以2001～2005年深沪两市前十大股东中有机构投资者持股和没有机构投资者持股的上市公司为研究样本，分析得出机构投资者投资后的公司业绩显著地高于投资前的公司业绩，机构投资者不仅是“价值发现者”也是“价值创造者”。当企业业绩较差时，机构投资者可以通过私下协议的方式直接要求企业修改管理层薪酬计划，然而，一旦缺乏有效的激励或监督方面的内在制度安排，管理层就很可能出于自身私利而凌驾于内部控制之上，轻易地实现建立“经理帝国”的愿望，导致投资过度或不足，进而降低企业的经营业绩[3]。

我国国内关于这方面的研究由于本身制度和实际操作的原因起步较晚，在研究农业上市公司绩效的文章中缺少对机构投资者的深入研究，对于两者关系的研究更是少之又少，综上，研究我国农业上市公司的机构投资者持股对公司绩效的影响就显得十分必要和重要。

二、研究设计

（一）数据来源

为避免股权分置改革和新会计准则实施所造成的财务数据计算不一致对样本所带来的影响，本文选取2007年至2011年5年沪深两市46家农业类上市公司为研究对象，农业上市公司是指中国证监会根据《上市公司行业分类指引》中界定的农、林、牧、副、渔的A股上市公司。机构投资者的定义中涵盖了证券投资基金、社保基金、保险公司、信托投资公司、财务公司、合格境外机构投资者（QFII）和银行基金等在内的广泛投资者。在样本筛选中，剔除了以下不合格样本：（1）前十大股东中5年都没有机构投资者持股的公司；（2）变量缺失或信息披露不完整的公司；（3）业绩不稳定的ST类公司。本文保留了2007年之后上市的样本公司，最后得到32家农业上市公司的160个观测值。本文数据来自锐思数据库及上市公司披露的年度财务报告。

（二）提出假设

农业上市公司是我国证券市场和政策关注的焦点，尽管有外部的政策倾斜，但是内部经营管理和治理确实关键，股权结构决定着公司的所有权和控制权的分配，对经营绩效有着重要的影响。机构投资者在上市公司中持股，必然影响企业的经营业绩。机构投资者的加入也必然会影响农业上市公司的经营效果，根据这一理论，本文提出：

假设1：机构投资者持股比例的提高会带来农业上市公司绩效的提高，并通过绩效指标反映出来。

当然，机构投资者相对个人投资者，具有更专业的分析和技术能力，并以提高自身利益为出发点，在这一前提下，他们会选择更有发展实力和潜力的公司来实现其投资目的，因此，在公司选择上，业绩好的就会成为首选，因此，本文提出：

假设2：机构投资者持股受农业上市公司绩效的影响，即两者存在内生性。

尽管目前我国机构投资者有了一定的发展和实力，越来越多的参与到公司治理当中，但是由于农业在我国的特殊性和政策环境限制，农业上市公司的治理结构和股权结构在其影响下“一股独大”的特征非常明显，从而制约了公司的发展[4]，因此减少第一大股东的控制，提高机构投资者对大股东的制约成为我们研究的内容，因此，本文提出：

假设3：机构投资者的相对持股比例即对大股东的股权制衡度会影响农业上市公司的绩效。

在指标选取上，公司绩效采用净资产收益率（ROE），该指标用以反映股东权益的收益水平，指标值越高，说明投资带来的收益越高[5]。机构投资者持股比例（ISR）采用农业上市公司前十大股东中机构投资者持股比例之和。机构投资者持股相对比例即股权制衡度（INZ）采用机构投资者与第一大股东持股比例之比来计算获得。控制变量上，本文采用了公司规模（LNA）、资产负债率（LEV）和主营业务收入增长率（MBIIR）来减少外在因素对研究结果的影响。

（三）模型设立

根据假设，设立研究模型：

其中，a0， b0， s0为常数项，ai，bi，si分别为变量的回归系数，c为随机误差项。ROE为净资产收益率，ISR为机构投资者持股比例，LNA为公司规模，LEV为资产负债率，MBIIR为主营业务收入增长率。

三、实证分析

（一）农业上市公司财务指标的描述性分析

表1为农业上市公司财务指标描述性统计结果，从中可以看出，在农业上市公司中机构投资者持股比例最大值为32.69%，最低值为0，持股比例的跨度较大，平均值只有6.46%左右，机构投资者大部分的持股比例都非常低，处在平均水平之下，而均值位于中位数的左偏位置，在股权结构中力量非常薄弱。机构持股与第一大股东持股比例之比计算出的股权制衡度最大值只有1.4%，可以看出机构投资者的持股比例与最大股东间的差距也非常大，第一大股东在公诉股权结构中占据了绝对优势，拥有绝对的话语权。

（二）回归分析

根据假设，运用Eviews软件对模型（1）和模型（2）中机构持股比例与公司绩效进行回归分析，从回归结果（见表2）可以看出：机构投资者持股比例与农业上市公司绩效之间的回归系数为正，并通过T检验，说明机构投资者持股对绩效有正向影响。调整后R2为0.31，具有较高的拟合程度，模型的解释能力比较好，F值为3.5（P=0），线性关系不显著。D-W检验结果也在合理范围内。上述结果表明在控制了对农业上市公司有较大影响的公司规模、资产负债率和营业收入增长率之后，机构投资者与公司绩效仍然相关，但影响不大，说明机构投资者在前十大股东中的持股比例还没有达到影响公司绩效的程度。

（三）稳健性检验

为验证结果的可信性，本文也检验了以托宾Q值作为自变量描述经营绩效的模型，结论发现模型调整后R2为0.269，拟合程度还算可以，因变量与自变量总体线性关系较为显著。假设1仍成立。

四、结语

本文以32家A股农业上市公司2007～2011年的数据为例，研究了机构投资者参与股权结构对公司绩效的影响，通过分析得出农业上市公司存在较严重的“一股独大”的现象，机构投资者参与持股之后，公司绩效指标受到影响并显示正向作用，机构投资者对上市公司的参与也受到公司绩效的影响，存在内生性现象，但是由于机构投资者持股比例很低，与公司绩效的关系并不显著，对股权的参与和制衡也没有产生太大作用，说明农业上市公司与其他行业不同，由于传统机制和政策影响，机构投资者参与公司治理程度不高，产生的作用还比较小。因此，要提高农业上市公司绩效必须目前改变“一股独大”的现状，在公司经营治理中纳入机构投资者，并通过提高企业活力吸引机构投资者的持股比例，促进双方共赢。

参考文献：

[1]林乐芬.农业上市公司股权集中度与公司绩效的实证分析[J].南京农业大学学报：社会科学版，2005（9）：16.

[2]穆林娟，张红.机构投资者持股与上市公司业绩相关性研究[J].北京工商大学学报：社会科学版，2008（7）：7682.

[3]李光宇.我国上市公司内部控制问题分析[J].湖南社会科学，2013（1）：192196.

[4]邵颖红.股权制衡与公司治理研究[J].同济大学学报，2003（9）：1 1021 105.

[5]郭明旺，朱思扬.创业板机构投资者投资行为与绩效实证研究[J].微计算机信息，2010（12）：6163.

三、实证分析

（一）农业上市公司财务指标的描述性分析

表1为农业上市公司财务指标描述性统计结果，从中可以看出，在农业上市公司中机构投资者持股比例最大值为32.69%，最低值为0，持股比例的跨度较大，平均值只有6.46%左右，机构投资者大部分的持股比例都非常低，处在平均水平之下，而均值位于中位数的左偏位置，在股权结构中力量非常薄弱。机构持股与第一大股东持股比例之比计算出的股权制衡度最大值只有1.4%，可以看出机构投资者的持股比例与最大股东间的差距也非常大，第一大股东在公诉股权结构中占据了绝对优势，拥有绝对的话语权。

（二）回归分析

根据假设，运用Eviews软件对模型（1）和模型（2）中机构持股比例与公司绩效进行回归分析，从回归结果（见表2）可以看出：机构投资者持股比例与农业上市公司绩效之间的回归系数为正，并通过T检验，说明机构投资者持股对绩效有正向影响。调整后R2为0.31，具有较高的拟合程度，模型的解释能力比较好，F值为3.5（P=0），线性关系不显著。D-W检验结果也在合理范围内。上述结果表明在控制了对农业上市公司有较大影响的公司规模、资产负债率和营业收入增长率之后，机构投资者与公司绩效仍然相关，但影响不大，说明机构投资者在前十大股东中的持股比例还没有达到影响公司绩效的程度。

（三）稳健性检验

为验证结果的可信性，本文也检验了以托宾Q值作为自变量描述经营绩效的模型，结论发现模型调整后R2为0.269，拟合程度还算可以，因变量与自变量总体线性关系较为显著。假设1仍成立。

四、结语

本文以32家A股农业上市公司2007～2011年的数据为例，研究了机构投资者参与股权结构对公司绩效的影响，通过分析得出农业上市公司存在较严重的“一股独大”的现象，机构投资者参与持股之后，公司绩效指标受到影响并显示正向作用，机构投资者对上市公司的参与也受到公司绩效的影响，存在内生性现象，但是由于机构投资者持股比例很低，与公司绩效的关系并不显著，对股权的参与和制衡也没有产生太大作用，说明农业上市公司与其他行业不同，由于传统机制和政策影响，机构投资者参与公司治理程度不高，产生的作用还比较小。因此，要提高农业上市公司绩效必须目前改变“一股独大”的现状，在公司经营治理中纳入机构投资者，并通过提高企业活力吸引机构投资者的持股比例，促进双方共赢。

参考文献：

[1]林乐芬.农业上市公司股权集中度与公司绩效的实证分析[J].南京农业大学学报：社会科学版，2005（9）：16.

[2]穆林娟，张红.机构投资者持股与上市公司业绩相关性研究[J].北京工商大学学报：社会科学版，2008（7）：7682.

[3]李光宇.我国上市公司内部控制问题分析[J].湖南社会科学，2013（1）：192196.

[4]邵颖红.股权制衡与公司治理研究[J].同济大学学报，2003（9）：1 1021 105.

[5]郭明旺，朱思扬.创业板机构投资者投资行为与绩效实证研究[J].微计算机信息，2010（12）：6163.

三、实证分析

（一）农业上市公司财务指标的描述性分析

表1为农业上市公司财务指标描述性统计结果，从中可以看出，在农业上市公司中机构投资者持股比例最大值为32.69%，最低值为0，持股比例的跨度较大，平均值只有6.46%左右，机构投资者大部分的持股比例都非常低，处在平均水平之下，而均值位于中位数的左偏位置，在股权结构中力量非常薄弱。机构持股与第一大股东持股比例之比计算出的股权制衡度最大值只有1.4%，可以看出机构投资者的持股比例与最大股东间的差距也非常大，第一大股东在公诉股权结构中占据了绝对优势，拥有绝对的话语权。

（二）回归分析

根据假设，运用Eviews软件对模型（1）和模型（2）中机构持股比例与公司绩效进行回归分析，从回归结果（见表2）可以看出：机构投资者持股比例与农业上市公司绩效之间的回归系数为正，并通过T检验，说明机构投资者持股对绩效有正向影响。调整后R2为0.31，具有较高的拟合程度，模型的解释能力比较好，F值为3.5（P=0），线性关系不显著。D-W检验结果也在合理范围内。上述结果表明在控制了对农业上市公司有较大影响的公司规模、资产负债率和营业收入增长率之后，机构投资者与公司绩效仍然相关，但影响不大，说明机构投资者在前十大股东中的持股比例还没有达到影响公司绩效的程度。

（三）稳健性检验

为验证结果的可信性，本文也检验了以托宾Q值作为自变量描述经营绩效的模型，结论发现模型调整后R2为0.269，拟合程度还算可以，因变量与自变量总体线性关系较为显著。假设1仍成立。

四、结语

本文以32家A股农业上市公司2007～2011年的数据为例，研究了机构投资者参与股权结构对公司绩效的影响，通过分析得出农业上市公司存在较严重的“一股独大”的现象，机构投资者参与持股之后，公司绩效指标受到影响并显示正向作用，机构投资者对上市公司的参与也受到公司绩效的影响，存在内生性现象，但是由于机构投资者持股比例很低，与公司绩效的关系并不显著，对股权的参与和制衡也没有产生太大作用，说明农业上市公司与其他行业不同，由于传统机制和政策影响，机构投资者参与公司治理程度不高，产生的作用还比较小。因此，要提高农业上市公司绩效必须目前改变“一股独大”的现状，在公司经营治理中纳入机构投资者，并通过提高企业活力吸引机构投资者的持股比例，促进双方共赢。

参考文献：

[1]林乐芬.农业上市公司股权集中度与公司绩效的实证分析[J].南京农业大学学报：社会科学版，2005（9）：16.

[2]穆林娟，张红.机构投资者持股与上市公司业绩相关性研究[J].北京工商大学学报：社会科学版，2008（7）：7682.

[3]李光宇.我国上市公司内部控制问题分析[J].湖南社会科学，2013（1）：192196.

[4]邵颖红.股权制衡与公司治理研究[J].同济大学学报，2003（9）：1 1021 105.

机构投资者持股比例 篇3

近年来,在政府与市场的双重推动下,企业并购在我国经济生活中日益普遍,据统计,截止到2015年初,中央直辖国企已由原来的200家减少到112家,在国企并购不断升温的同时,其他股权性质的企业纷纷选择通过并购实现资源优化配置与战略转型。但是,从国内外并购企业的发展状况看,企业并购失败的案例屡见不鲜。以并购绩效作为标准,评价企业并购成败具有一定的研究意义。企业并购是否成功受到多方面因素的影响,本文从我国企业实际出发,选取两个方面的因素进行分析,即机构投资者和股权性质。机构投资者随着我国资本市场的发展和完善不断发展壮大,在资本市场上发挥着越来越重要的作用,且开始在企业战略决策并购重组中发挥作用,因此,有必要分析机构投资者是否能够支持“好”的并购决策或者反对“差”的并购决策,进而影响企业的并购绩效。同时,我国上市公司中国有控股公司所占比例很高,而国有控股公司与非国有控股公司在公司治理结构方面存在显著差异,并购决策的动机、机制也有着显著不同。因此,有必要研究股权性质对企业并购绩效的影响。

二、文献综述

(一)国外文献

在股权性质与并购绩效的研究方面,Zhou(2009)研究发现在短期绩效方面,两类公司不存在显著差异,但在长期绩效方面,国有企业要明显优于非国有企业。Agyenim(2015)研究表明,国有公司拥有政府的政策支持以及便利的沟通资源,从而使得其并购绩效优于非国有公司。在机构投资者与并购绩效研究方面,Stuart等(2000)认为,机构投资者在资本市场上的大宗交易推动了公司并购活动,并且利用信息优势和资源优势可以形成对其持股公司的有效监督。Minus(2005)发现,机构投资者长期持有公司股票的能够对公司治理产生积极影响,而以短期持有获利为目的持有公司股票的,对被持股公司的公司治理没有显著的提升效应。Chen(2008)进一步的研究表明,机构投资者不仅要长期持有公司股票,还要独立的参与公司治理才能够显著的影响公司的并购绩效。Liuly(2009)研究发现,公众养老基金持股的公司长期并购绩效普遍较好,表明该类型机构投资者对公司发挥了积极有效的监督效应,而其他类型的机构投资者的作用并不明显。Dimitris(2014)发现,机构投资者是公司并购的推动力量,且在持股比例较高的条件下,能够在并购过程中保护股东利益。

(二)国内文献

在股权性质与并购绩效的研究方面,唐冉(2008)发现,股权性质影响着并购绩效,国有控股公司并购后的绩效提升程度要显著高于非国有控股公司。刘子璇(2010)研究表明,国有控股的并购绩效低于非国有控股公司。许雯雯(2013)在这一研究的基础上进一步分析了导致国有控股公司并购绩效偏低的因素,其中,政治关联是影响国有控股公司并购绩效的重要因素,政治关联与企业并购绩效负相关。认为公司并购并不一定以股东利益为原则,可能出现“利益转移”造成股东权益受到侵占,机构投资者参与公司治理能够对并购决策实施影响,避免损害股东权益的并购活动发生。

三、理论分析与研究假设

Pearce(1996)发现在新兴市场经济体中,由于法律机制不健全,导致常规机制外的各种“关系”成为制度缺陷的替代者,从而具有很强的价值,这种价值体现在影响资源配置的流动方向上。在我国,政府掌握着战略性资源的分配,而国有控股公司与政府的关系优势使其更易获得特殊资源。在政府主导下进行的企业并购活动不仅并购价格较低,并购过程更简洁,还有可能获得更多的优惠政策,从而大大降低了公司的并购成本,有利于公司并购绩效的提升。而非国有控股公司在内外部资源上都无优势可言,依靠市场手段来获取资源,而市场的资源配备功能并不完善,其并购相对于国有控股公司缺少诸多有利条件。据此提出本文的假设1:

假设1:国有控股公司的并购绩效显著好于非国有控股公司的并购绩效

机构投资者资金实力雄厚,持股比例相对较高,获取信息的途径广,信息搜集与分析能力强,机构投资者持有公司股份并不能像散户那样通过抛售获利,因为大规模的抛售会导致股票价格大跌,损害机构投资者的利益。如果机构投资者持股比例较高,就可以在董事会决策中发挥作用,因此,机构投资者有足够的动力,也有较强的能力发挥监督作用,更早的发现并制止大股东、管理层的机会主义行为,有利于公司治理水平的提升。并购事项是关系到企业发展的战略事件,机构投资者作为股东为维护自身利益会积极分析并购方案的合理性。因此,提出本文的假设2:

假设2:机构投资者持股比例与企业并购绩效正相关

然而,国有控股企业与非国有控股企业在股权结构、治理机制等方面的不同使得机构投资者对两类企业并购的影响有明显不同。国有控股企业中,国家作为公司第一大股东对企业的监督和控制具有很强的行政色彩,行政干预并购决策可能会带有国家宏观调控的目的,同时,机构投资者的持股比例相对于国有控股的比例较低,相对于非国有控股企业,机构投资者在并购过程中的内部治理效应和外部监督效应被削弱了。因此,提出研究假设3:

假设3:机构投资者持股比例能显著提升非国有控股公司的并购绩效,但对国有控股公司并购绩效提升效果不显著

四、研究设计

(一)样本选择及数据来源

本文选取上市公司的并购事件为研究对象,并购绩效数据窗口期选取并购事件前后各两年。因为需要获取并购发生后2年的数据,因此,本文选取并购事件的时间段确定为2010-2013年。对上市时间区间内的样本进行如下筛选:(1)剔除同时在B股或者H股上市的样本公司;(2)剔除金融保险类上市公司;(3)提出被特殊处理的样本公司;(4)剔除并购相对交易规模小于1%的样本公司;(5)剔除财务数据不连续、不完整的样本。按照上述原则经过手工筛选后共获得322家上市公司的368件并购事件。文中所用数据来在CSMAR的国泰安数据库。

(二)变量定义

(1)被解释变量——并购绩效。资产报酬率是一个综合性很强的财务绩效指标,综合的反映了企业的经营运行状况,尤其是很好的反映了企业利用资产实现价值增值的效果。企业并购完成之后,企业规模迅速扩大,以资产报酬率来衡量并购绩效能够很好的衡量并购是否实现了规模经济,或者出现了规模不经济的问题,因此,本文选择资产报酬率作为企业并购绩效(ROA)的衡量变量。为反映并购前后的绩效变化,本文选取三个差值作为具体的反映并购绩效的变量:

并购后第二年与并购前一年的绩效差值△ROA1=ROAt+2-ROAt-1

并购后第二年与并购前两年平均的绩效差值△ROA2=ROAt+2-(ROAt-1+ROAt-2)/2

并购后两年与并购前两年平均的绩效差值△ROA3=(ROAt+1+ROAt+2)/2-(ROAt-1ROAt-2)/2

(2)解释变量。第一,控股股权性质。按照上市公司控股股东的股权性质可以分为国有控股和非国有控股上市公司。如果并购发起方为国有控股公司,则CONT取值0,若为非国有控股公司,CONT取值1。第二,机构投资者持股比例(INS)指公司各种类型的机构投资者持股比例之和。第一,公司规模(SIZE)。第二,关联并购(RMA)。关联并购是指上市公司与其母公司或母公司下属子公司发生的以资产股权置换、收购、转让等方式完成的并购,在我国非常普遍,主要通过剥离不良资产、注入优质资产来完成,因此,这类并购能够显著的提升公司绩效。第三,并购规模(RVS)。并购规模越大,并购完成后需要整合的难度越大,从而与并购绩效负相关。此外,控制变量还包括管理层持股(MAO)、并购对价支付方式(PT)。本文研究变量如表1所示。

(三)模型构建

根据本文的研究假设,同时参考前人的研究成果,分别构建如下回归统计模型。

为检验控股股权性质与并购绩效的关系,构建模型:

在模型(1)的基础上加入机构投资者持股比例变量,构建模型(2)检验机构投资者持股比例与公司并购绩效的关系。

在模型(2)中加入机构投资者持股比例与股权性质的交乘项,构建模型(3)研究机构投资者对控股股权性质与并购绩效的影响。

根据假设2和假设3,预计INS在模型(2)、(3)中的系数为正但不显著,模型(3)中(β2+β3)系数显著为正。

五、实证分析

(一)描述性统计

(1)自变量的描述性统计。计算全样本并购前后两年及当年的总资产报酬率均值,结果见表2。资产报酬率在并购前后发生波动,在并购当年出现显著下降,并购后第一年资产报酬率快速提高,但并购后第二年又出现下降,总体看,资产报酬率低于并购前的水平。国有控股公司总资产报酬率在并购当年出现下降,从并购后第一年起,并购绩效逐步上升。非国有控股公司的变化趋势与总样本基本一致,呈现先下降再上升,然后又下降的趋势,但相对于并购前有所下降。进一步采用秩和检验法检验国有控股公司与非国有控股公司并购前后资产报酬率差值,结果表明国有控股公司并购绩效要显著优于非国有控股公司。表3的统计结果表明国有控股公司的并购绩效与非国有控股公司的并购绩效存在显著差异,国有控股公司的并购绩效要优于非国有控股公司的并购绩效。表4是△ROA1、△ROA2和△ROA3的描述性统计结果。分类描述性统计的结果表2、表3的统计结果所反映的现象基本一致。即并购完成后,国有控股上市公司的并购绩效有所提升,而非国有控股公司的并购绩效则出现下降。(2)自变量的描述性统计。对本文自变量进行描述性统计,结果见表5。股权性质均值为0.6241,表明样本中有62.41%的并购是由国有控股公司发起的,国有企业仍然是我国并购市场上的主要力量。机构投资者持股比例均值为5.1364%,中位数3.3333%,最大值27.3625%,标准差为5.2413表明我国机构持股比例普遍较低,且不同企业的机构持股比例差异极大。关联并购均值为0.5315,关联并购在我国并购事件中所占的比重很高。并购相对交易规模均值较小,但标准差较大,说明并购交易规模较小,但不同并购事件的交易规模仍差距明显。高管持股最小值为0,中位数为0,均值2.4136,表明高管持股的并购案例较少。并购支付方式的均值为0.7056,表明我国企业并购支付的主要方式为现金支付。

(二)相关性分析

自变量之间的相关性系数,结果如表6所示。表中显示的相关系数表明,各自变量之间的相关系数均小于0.5,表明变量之间不存在多重共线问题,可以采用多元回归进行分析。

(三)回归分析

(1)控股股权性质与企业并购绩效。利用模型(1)对样本数据进行回归统计,统计结果见表7。表7的回归统计结果表明股权性质CONT与△ROA1在10%水平上显著负相关,即非国有控股公司的并购绩效低于国有控股公司,但CONT与△ROA2、△ROA3负相关并未通过检验,假设1基本得到支持。(2)机构投资者比例与并购绩效。利用模型(2)对样本数据进行回归统计,统计结果如表8所示。回归统计结果表明,机构投资者持股比例INS与△ROA1不显著相关,但与△ROA2、△ROA3在10%水平上显著相关,从而支持本文研究假设2:机构投资者持股比例与并购绩效正相关。同时,加入机构投资者持股比例变量后,整个回归方程的解释能力有了小幅提高,这表明从整个样本来看,机构投资者持股比例的增加提高了并购绩效。(3)股权性质、机构投资者持股比例与并购绩效。利用模型(3)对样本数据进行回归统计,统计结果如表9所示。在模型(3)中加入了CONT*INS这一交叉项,在这里需要考擦INS与CONT*INS的系数和,即(β2+β3)。在Stata10.0中运行指令:test_b[INS]+_b[CONT*INS]=0检验(β2+β3)的F值及其显著性,结果如表10所示。表9、表10回归方程的解释效应R2比表8有了显著提升,表明对股权性质进行分类之后来分析投资者持股比例与股权性质的交互作用是有意义的。CONT与并购绩效显著负相关,即国有企业并购绩效优于非国有控股企业,这与前面的研究结论一致。机构投资者持股比例与并购绩效负相关,但不显著,机构投资者在国有控股公司并购绩效提升方面未能发挥充分的作用,导致样本总体不显著。CONT*INS系数显著为正,表明随着机构投资者持股比例的增加,其对非国有控股公司并购绩效的提升要强于国有控股公司,INS与CONT*INS的系数和的线性约束检验在1%、5%水平上显著同样支持这一结论,即假设3通过检验。

六、结论

(1)公司并购完成后出现业绩下降的情况在我国上市公司比较普遍。从本文描述性统计的结果以及实证检验的结果看,上市公司并购完成前后公司业绩呈现M型趋势,在公司并购当年公司业绩低于并购前,并购完成后第一年公司业绩迅速提升,但到第二年又出现较大幅度的下滑,致使经营业绩总体上低于并购前的水平。导致这一现象的可能原因是在股权高度集中的股权结构下,大股东缺少足够的制衡,导致大股东可以利用并购实现利益转移,从而侵害中小股东权益并导致公司业绩下滑。(2)国有控股公司的并购绩效要好于非国有控股公司。国有控股公司的并购是在行政与市场双重因素的推动下进行的,这为公司并购过程、并购后的整合提供了多方面的资源,在并购过程中注入更多优质资源,降低并购过程的交易成本,并购完成后能够利用其丰富的资源在要素市场上获得优势,从而使得其并购后业绩有大幅度的提升。而非国有控股公司相比于国有控股公司在资源、要素方面都处于劣势,而且,非国有控股公司的大股东往往就是公司高管或者与高管有着密切联系,更有可能发生合谋,导致公司并购完成后企业价值实质性下降。(3)机构投资者在我国上市公司并购绩效提升方面发挥着重要作用。机构投资者对我国上市公司提高公司治理水平具有积极效果,尤其是在非国有控股公司更为突出,也将促进国有公司治理水平的提升。

摘要：本文以2010-2013年我国A股上市公司发生的并购事件为研究对象,研究股权性质、机构投资者持股比例对公司并购绩效的影响。研究表明:国有控股公司并购绩效要优于非国有控股公司,而机构投资者持股也有利于公司并购绩效的提升,而且这种提升效果在非国有控股公司更显著,国有控股公司高度集中的股权结构与明显的政府干预阻碍了其作用的发挥。

机构投资者持股特征研究述评 篇4

一、信息与投资者的持股决策

信息是不确定性的减少或消除(王雨田,1988),是可能影响使用者决策的证据(Scott,1997)(转引自杜兴强,2002,p1[1])。因此,在任何一项经济决策和每一次经济交易中信息都是不可或缺的,充分而准确的信息对任何资源的配置都起着重要,甚至是决定性的作用。然而在现实生活中,信息的不对称性和不完美性普遍存在,这就要求信息使用者具有很强的信息获取和甄别能力。如何最有效地利用散布于整个社会的经济信息成为投资者最为关注的问题。因为依据杂乱无章和不可靠的信息所采取的投资决策行为无法起到优化资源配置的功效,从而也就无助于投资者的投资决策,有时还会适得其反。面对这种情况,投资者强烈呼吁一种有效的制度作为保证。该种制度应该是一种具有信息功能的制度,它能够保证信息及时、有效、高质量地被提供、传递和运用,使实现投资者决策目标所需要的信息量减少到最小,并使信息成本降至最低,收益达到最优。而各国(地区)证券市场制定的公众公司信息披露制度就满足该项要求。根据美国财务会计准则委员会(FASB)发布的财务会计概念公告第一号(SFAC NO.1)《企业财务报告的目标》的规定,财务报告的首要目标为“决策有用观”,即“为现有和可能的投资者、债权人以及其他使用者提供其做出合理的投资、信贷和类似决策所需的有用信息”。所谓有用信息就是指与特定投资者的特定决策相关。这一信息披露制度使得作为公众公司的上市公司有向社会公众提供财务报告的法定义务,提供一个公司财务状况、经营成果、现金流量等多方面的综合信息,从而服务于投资者的决策所需。

然而,制度的不完备性往往使得投资者无法轻易或难以获取与投资决策相关的所有信息,而且由于立场、决策目的与知识架构等因素的差异,信息使用者对信息(即使是相同的信息)的反应是不一样的。以机构投资者和个人投资者为例,部分学者的研究发现,机构投资者在信息的收集与处理方面存在更多的规模效应(Wilson,1975)[2],特别是公司管理当局往往会基于信息成本和收益的考虑,主动与机构投资者建立良好密切的联系,使机构投资者拥有更多与企业管理当局进行有效信息交流和沟通的途径,导致机构投资者拥有了公众投资者不具备的信息,从而使之较个人投资者具有较大的信息优势(Hand,1990;Kim,Krinsky,Lee,1997;Bartov,Radhakrishnan,Krinsky,2000)[3,4,5]。同时,根据心理物理学的费希纳定律,机构投资者在专业知识和实践经验等方面的优势使得其感觉体验更为丰富和准确,认知偏误相对较少,投资决策的准确性和效率更高。由此,我们可以发现,虽然信息在投资者的决策过程中起着绝对重要的作用,但是投资者类型的差异会影响到信息的获取与使用,因此有必要探讨不同类型的投资者与信息利用之间的关系。鉴于机构投资者在证券市场上的影响力与其行为的可考察和计量性,机构投资者的持股行为成为学术界研究的重点。

二、国外机构投资者持股特征的经验证据

由于西方发达资本市场上机构投资者的发展时间较长,机构投资者的行为相对较为成熟,有关机构投资者行为特征的实证研究大量存在,其中主要包括机构投资者持股比例(包括持股比例变化)与其持股公司特征和公司治理状况两方面的研究。

(一)机构投资者持股与公司特征的实证研究

1. 机构投资者持股比例与公司各方面特征的综合研究

Badrinath et al.(1989)[6]较早地从机构投资者具有稳健投资动机的假设出发,通过理论分析阐述了在“稳健人”(Prudent Man)法律环境下,机构投资者对多样化和稳健性股票投资的倾向,并通过实证分析证实机构投资者倾向于持有规模大、上市时间长、在S&P中的排名高、流动性强、收益大而波动性小,以及盈利能力强的公司。Eakins et al.(1998)[7]同样研究发现机构投资者一般倾向持有流动比率高、规模大、流动性强、支付股利、排名较高的公司,而且避免持有极端值特征的公司,支持了机构投资者的稳健投资假说。Cready(1994)[8]根据投资者交易规模的差异,将投资者分为机构投资者、财富较多的个人投资者、财富较少的个人投资者三类,分别考察公司信息环境(例如公司规模、是否属于S&P500的公司)、风险大小、回报支付方式(是发放股利还是资本利得)以及股价等公司特质信息对投资者持股的影响。结果发现,随着投资者财富的增加,投资者更倾向于持有大规模、高风险、低股利的公司股票,而且该种持股倾向在三类投资者中存在系统性差异。Del Guercio(1996)[9]从股票质量高低(主要以是否属于S&P500指数,以及在S&P中的排名为依据)的角度论述了银行和共同基金持股公司的特征,研究发现这两种不同类型的机构投资者在投资谨慎度方面存在差异。其中,银行更多地体现出谨慎投资的理念,他们更多持有属于S&P500指数,在S&P中排名较高、上市年限较长、市场资本化程度较高、盈利状况好、流动性强、风险小的股票;而共同基金并未表现出明显的谨慎投资趋势,他们仅在高市场资本化程度、强流动性和低风险方面表现出统计显著性。Falkenstein(1996)[10]以1991年和1992年美国两千多家基金持有的股票为样本进行横截面研究,结果发现:基金选股时对多种股票特征表现出明显的偏好,例如较大的企业规模、较长的上市时间、较大的流动性、较高的股价,以及较多的信息获取量等,而对公司的风险没有特别的偏好。

2. 某个因素对机构投资者持股比例影响的专项研究

除了综合研究机构投资者持股比例与公司各方面特征的研究外,国外部分学者还将研究视角更多地转向关注某个因素对机构投资者持股比例的影响,而将其他一些与机构投资者持股比例有关的因素作为控制变量。例如,O’Brien和Bhushan(1990)[11]从分析师跟随数量的多少研究机构投资者持股公司的特征,结果发现机构投资者的持股比例与分析师的跟随数量成正比关系。除了分析师的跟随数量以外,机构投资者所持公司的规模大小、股票的市场回报率、市场风险与其持股比例显著正相关。Bushee和Noe(2000)[12]从公司信息披露水平的高低研究机构投资者持股公司的特征,结果表明公司披露水平排名越高,机构投资者持股比例越高。而作为控制变量的公司市场回报、交易量大小、系统与非系统风险、股利支付状况、销售的增长等指标则在不同类型的机构投资者中表现有所差异。短期投资型的机构投资者表现出对高风险高收益的偏好,例如对高系统风险的偏好;长期投资型的机构投资者表现出谨慎投资的偏好,例如他们偏好在S&P中的排名较高的股票;而准指数型的机构投资者的表现基本处于中间状况,他们既不是高风险的偏好者,也不是稳健投资的代表。Bushee(2001)[13]则考察了机构投资者的短视/长期投资视角,其间分别检验了不同类型机构投资者持股公司的特征,综合来看包括公司的规模、上市年限、每股账面价值、是否属于S&P500的公司、股票的市场回报率、市场风险与非系统风险、债务水平、盈余的变化等变量。Gompers和Metrick(2001)[14]分析了机构投资者持股特征以及对股价和股票回报的影响。研究发现,机构投资者更乐于持有公司规模大、上市年限长、现金股利和股价高、收益高但波动小的股票,而且大公司股票的股价呈上升趋势,而小公司股票溢价却呈下降趋势。Grinstein和Michaely(2005)[15]研究了1980-1996年美国机构投资者持股与股利支付的关系,他们发现机构投资者虽然喜好发放股利的公司,但是并非股利发送数量越多越好。而且在20世纪80年代初期机构投资者持股与股利支付成正比,但从1987年开始呈现负向关系。为了对上述研究结果有更为清晰的了解,笔者通过表1进行了总结。

(二)机构投资者持股与公司治理信息的实证研究

除了出色的财务业绩和市场表现以外(如笔者上面所提到的因素),机构投资者往往还比较关注持股公司的公司治理状况。因为在机构投资者看来,高质量的公司治理能够降低公司的运作风险,提高公司应对危机的能力,保证公司在较长时间内的良好运作,并最终为他们带来高额的回报。因此,公司治理状况的好坏也成为机构投资者进行决策的重要影响因素之一。Giannetti和Simonov(2006)[16]的研究就证实公司治理状况的好坏在投资者选股决策中占据比较重要的地位。特别是相对于个人投资者而言,机构投资者更关注公司治理的好坏,他们倾向于投资公司治理机制完备的公司,避免投资于公司治理环境较差的公司。根据笔者所掌握的资料,公司治理外在环境和董事会质量两个方面是机构投资者更为关注的。

注:(1)表中列示结果是针对银行这类投资者而言的;(2)作者在文中还进行了四分位排序分析,回归结果发现机构投资者持股与公司的风险、股票的流动性等变量的关系并非是完全线性的。机构投资者总体上避免持有财务特征呈现极值的公司;(3)由于作者对机构投资者的类型进行了划分,因此表中仅列示影响机构投资者持股的变量(用“√”表示),但是具体的影响方向表中不予标出,下同;(4)研究者一般用股票市值或资产的自然对数来衡量。Falkenstein(1996)还用了规模的平方项([ln(size)]2)作为解释变量,结果显示该变量的系数显著为负,即机构投资者持股比例与公司规模之间呈现凹型关系;(5)具体的衡量变量包括销售额的增长、盈余的正负、EPS的变化、销售收入与资产的比率、市场回报率等。(6)研究者一般采用交易量或换手率指标来衡量股票的流动性;(7)Del Guercio(1996)、Gompers and Metrick(2001)用的是BP指标,检验结果发现该指标与机构投资者的持股比例正相关。而笔者在这里用的PB指标,所以表中用“-”表示。(8)O’Brien和Bhushan(1990)用分析师跟随数量来衡量;Falken-stein(1996)用报纸上的报道文章和上市后的月份数来衡量;Bushee和Noe(2000)用美国投资与管理研究协会(AIMR)公布的公司披露实务的排序来衡量。(9)表中的“+”和“-”分别表示该自变量与因变量存在显著的正向和负相关系,“×”表示该自变量对因变量的影响不显著,“√”表示自变量与因变量存在显著线性关系,但是该种关系因投资者类型的不同而有所差异。

1. 公司治理外在环境的影响

根据夏立军和方轶强(2005)[17]的看法,公司治理环境一般包括产权保护、政府治理、法治水平、市场竞争、信用体系、契约文化等方面,是相对独立董事制度、信息披露制度、独立审计制度、经理人员市场、接管和购并市场机制等等公司治理机制更为基础性的层面,它会影响到契约的顺利签订和履行,进而影响到公司治理的效率,并最终会对投资者的投资行为产生影响。尤其是不同的法律环境对投资者保护的程度各不相同(La Porta等,1998)[18],好的投资者法律保护环境将会降低投资者对资本回报的要求,而差的投资者保护环境则会引起投资者对投资金额的缩减或以高回报的要求减少自身可能的损失(Pistor等,2000)[19]。Aggarwal,Klapper,and Wysocki(2005)[20]就从国家层面和公司层面实证分析了美国共同基金的投资偏好。从国家层面来看,会计准则质量高、股东权利保护好、立法体系完善的新兴市场是美国共同基金倾向投资的;而从公司层面来看,会计透明度高与发行美国存托证券(American Depositary Receipts,ADR)的外国公司更容易被美国共同基金持有。Gelos和Shang(2005)[21]则考察了在新兴市场上国家透明度(包括政府透明度和公司透明度)与国际投资者的投资取向之间的关系。他们发现,国家透明度高的公司易被跨国投资者所持有,特别是在经济危机时期,跨国投资者往往会从透明度差的国家中退出投资。

有时即使是在具体的公司治理机制相同或相似的情况下,大的投资环境仍将会使得投资者有不同的行为表现。Coombes和Watson(2000)[22]等学者的研究给出了相应的证实,即在不同的国家或地区,相同或类似的公司治理举措受到投资者认同的程度也会存在差异。Coombes和Watson的研究对Mckinsey有关机构投资者在不同国家或地区为具有良好公司治理的上市公司愿意支付股票溢价情况的报告进行了详细描述——投资于英美上市公司的机构投资者,他们愿意支付的溢价平均为18%,而投资于意大利、委内瑞拉或印尼的机构投资者,他们愿意支付的溢价平均分别为22%和27%。因为在机构投资者看来,亚洲和拉丁美洲地区上市公司的财务报告质量较差,良好的公司治理举措能够作为一种补充机制,更好地保护股东的权利,支付高额的溢价能够确保收益的实现,是值得的;而在财务报告质量较高的英美发达市场上,良好的公司治理举措所起的作用和所带来的额外收益并不是很大,因此,他们愿意支付的溢价偏低。

2. 董事会质量的影响

除了法律保护以外,健全的公司内部治理机制同样会起到保护投资者的作用。而且在那些投资者法律保护较弱的国家,公司层面的内部治理作用更加凸显(Klapper和Love,2004)[23]。因为在投资者法律保护环境较为脆弱的情况下,投资者更多地期望内部治理机制发挥作用。国内外的一些研究表明公司董事会的治理状况是影响机构投资者持股偏好的重要因素。因为董事会常常被赋予企业的最高决策经营权和大部分的控制权,是公司治理中最高的内部监督者。例如,Russell Reynolds Associates(1998)[24]对美国机构投资者关注的公司治理问题进行的调查发现,董事会质量较高的公司比较受机构投资者的青睐,主要包括以下特征:(1)有充足的信息对董事会进行评估,包括董事个人的基本信息;(2)具有外部董事且董事具备战略思维能力的;(3)CEO和董事长分离的;(4)CEO的薪酬不受限制,或采用高管持股和股票激励方式的;(5)受到外部权威且独立组织高度评价的。Coombes和Watson(2000)[22]写道,Mckinsey1999-2000年度对在亚洲、欧美和拉丁美洲地区投资的200多家机构投资者进行了广泛调查,四分之三的机构投资者认为公司董事会质量的高低同公司业绩的好坏一样影响其投资决策,而且在拉丁美洲投资的大多数机构投资者还认为公司董事会质量的影响大于公司业绩好坏的影响。而这些重要的公司治理特征主要包括:董事会中包括大多数的外部董事且他们与公司不存在管理上的关系、存在评价董事作为的正式机制、董事持有重大股权,且其报酬大部分以股票或股票期权形式支付。Chiu和Monin(2003)[25]同样也认为,董事会中独立董事的比例、CEO的职责和新董事的选择是新西兰基金经理关注的重点。Nielsen(2006)[26]从研究私募基金的视角出发,发现机构投资者喜好无控股股东、CEO为外部人、外部董事居多,且信息披露充分的公司,达到风险偏低而收益颇丰的目的。

三、我国机构投资者持股特征的研究现状

20世纪90年代以来,我国机构投资者伴随着证券市场的发展同样取得了较大的进步,尤其是从21世纪初开始,我国机构投资者的类型不断丰富,规模不断扩大,规范性也日益提高。总体看来,国内关于机构投资者持股特征的实证研究还相对较为缺乏,但是呈现不断上升的趋势,而且研究方法和内容更为丰富。主要成果包括:

(一)从横截面研究到时间序列研究

汪光成(2001)[27]和杨德群等(2004)[28]从横截面分析了我国证券投资基金的持股特征,研究发现,基金的持股比重与股票的每股收益、标准差、股票价格、规模、换手率和上市年龄等特征变量具有显著的相关性。宋玉、李卓(2006)[29]从横向的信息类别和纵向的时间序列综合考察了2001-2004年间我国A股市场上机构投资者(主要指证券投资基金)持股比例与其所持有公司的会计信息、市场表现信息、公司治理信息,以及公司综合信息的相关性进行了实证研究。研究发现:上市公司分类信息和综合信息与机构投资者持股比例的相关性均呈现出逐年递增的趋势。

(二)从单变量的分组检验到多元线性回归分析

万俊毅(2004)[30]从大盘的不同走势(2000年初至2001年4月30日的牛市和2001年5月1日至2003年4月30日的熊市)对机构投资者持股变量与公司特征指标的关系进行了单变量回归,结果发现:不论是在牛市,还是在熊市,机构投资者都比较偏爱具有投资价值、盈利能力强和规模大的股票。但是在牛市机构投资者所持股票的换手率较低,意即其持股期限较长;而在熊市中股票的换手率未对机构投资者的持股比例产生显著的影响。程书强(2006)[31]则首先以公司盈余及股价间的反回归方式计算出盈余信息的及时性,再与机构投资者持股比例进行线性回归,结果证明盈余信息越及时,机构投资者持股比例越高,从而表明公司信息披露质量对机构投资者持股决策的影响。

(三)从公司特征信息研究到公司治理信息研究

肖星、王琨(2005)[32]对我国证券市场上2000-2003年证券投资基金持有和未持有的公司财务指标状况和董事会结构状况进行了分组检验,发现基金持有的公司在总资产收益率(ROA)、主营业务总资产收益率(CROA)、财务杠杆、流动比率、主营业务利润率和费用率上均优于其他公司,这表明证券投资基金更倾向于选择财务状况好、财务风险小、盈利能力强的公司进行投资;而在董事会结构方面发现,除了董事长与总经理是否两职合一在基金持有公司和其他公司中不存在显著差异之外,基金持有公司在董事会成员专业水平、外部董事比例以及董事会成员教育水平等方面均呈现出显著更优的水平。宋玉、李卓(2006)[29]的研究发现:我国上市公司会计信息和市场表现信息与机构投资者持股比例的相关性较强;公司治理信息(主要从股权结构来度量)与机构投资者持股比例的相关性较弱;公司综合信息与机构投资者持股比例的相关性最强。高雷等(2006)[33]从公司内外部治理信息角度,以我国上市公司1998-2003年的经验数据为样本,实证发现在控制了会计指标与股票特征指标的情况下,会计信息披露质量(以审计意见和审计师质量来衡量)与投资者保护程度(以大股东对上市公司的资金占用、是否发行H股来衡量)等公司治理机制对我国基金管理人持股偏好具有显著的影响,而董事会的独立性(以独立董事的比例来衡量)变量的影响却不显著。同时,基金偏好投资法治水平高与政府干预程度低的地区的公司。吴晓辉、姜彦福(2006)[34]研究了机构投资者影响下的独立董事治理效率变化问题,发现引入机构投资者后,独立董事治理效率发生显著提升,证实了机构投资者在促进独立董事制度建设上的积极作用。

四、研究结论与启示

通过上述国内外研究文献的回顾与对比,笔者认为,国内现有的关于机构投资者持股行为特征的研究在不断地拓展与深化,例如从早期的横截面研究拓展到时间序列研究,从公司特征信息研究拓展到公司治理信息研究,从单变量的分组检验发展到多元线性回归分析,研究结论的可靠性和适用性不断增加。但是从总体上而言,还存在很多改进的空间。笔者认为,在未来关于机构投资者持股行为特征以及相关领域的研究中需要从上述研究吸取经验,格外注意以下问题:

(一)机构投资者运行环境对其投资决策行为特征存在相当的影响

环境是制度赖以生存的土壤,不同的环境存在不同的制度,有时相同的制度也会具有不同的表现形态。机构投资者的发展同样离不开环境的影响,因此要正确认识机构投资者的行为特征及其影响,同样必须对机构投资者运行的环境有比较深入的了解,决不能将他国的研究结论直接运用到我国的证券市场。比如,根据国外的研究结论一致认为上市公司的年限越长,机构投资者持股的可能性越大,因为上市年限长的公司其信息数量和质量相对较高,而这一结论在我国基本不成立。根据国内的现有研究,发现上市公司的年限越短,机构投资者持股的可能性越大,这与我国特殊的证券市场环境相关联。因为,在我国由于受新股配售政策的影响,以及监管力度的不断加强,机构投资者会认为近些年上市的公司运作更加规范,质量更好,因此更乐于持有上市年限相对较短的公司(汪光成,2001[27];宋玉、李卓,2006[29])。由此说明了机构投资者运行环境的外在影响,而这种环境可能存在于不同的国家,或是同一国家的不同地区。我国是一个处于转型经济且幅员广阔的国家,证券市场的巨大变革(例如股权分置改革的特殊历史背景)与各个地区在地理环境、文化、经济发展路径上的差异都很可能会对机构投资者的行为产生影响。

(二)细化机构投资者类型对于形成准确的研究结论相当重要与必要

一般而言,机构投资者拥有资金集中、风险分散、投资专业的外在特征,同时还具备双重委托代理关系的实质,以及维护股东权益的内在优势。但是,机构投资者并非完全相同的,他们在具体运作规则中还存在差异,这种差异将影响到他们各自的投资行为。因此,我们有必要对机构投资者的类型有充分的认识,并在研究中切实考虑其影响。根据上面关于机构投资者持股特征的研究文献,机构投资者按照信托责任的高低(如Del Guercio,1996[9];Bushee,2001[13])、投资期限的长短(如Bushee和Noe,2000[12])与财富的多少(如Cready,1994[8])等方式进行分类考察时,研究结论并非完全相同,而是或多或少地存在一些差异,从而体现了把握机构投资者发展阶段的早晚、投资期限的长短、受托责任的大小、风险承担方式与市场监管差异等对于深入地了解机构投资者行为研究的重要性和必要性。

(三)我国关于机构投资者持股行为特征的研究有待进一步深化与拓展

通过国外相关研究的回顾与分析,可以发现,国外关于机构投资者持股与公司特征的研究经历了不断丰富和不断细化的阶段。研究者从单纯的财务指标研究扩展到以某一个角度为重点,同时控制重要影响变量的多角度研究;对于机构投资者的类别划分也更为详细,开辟了分类对比研究的新方法。而在机构投资者持股与公司治理信息的研究方面,西方的研究根据机构投资者的成熟程度不仅考察机构投资者对公司治理信息的被动关注,而且将研究视角更多地放到机构投资者对公司治理信息的积极影响方面。而在我国,机构投资者与公司治理信息的研究还不多见,而且在研究内容上还不够广泛,对于具体的公司治理机制对机构投资者持股决策的影响还不够系统与深入,而且在机构投资者持股与公司治理信息二者的关系上还存在梳理不清晰,甚至是错误的现象。因此,笔者认为要对我国机构投资者的持股决策行为有深入正确的理解,必须清楚地认识我国机构投资者的发展阶段,充分地做好理论分析,为相应的实证研究提供扎实的理论基础,最终服务于我国发展机构投资者和完善证券市场的现实目的。

摘要：国外关于机构投资者持股与公司特征的研究经历了不断丰富和不断细化的阶段。研究者从单纯的财务指标研究扩展到以某一个角度为重点,同时控制重要影响变量的多角度研究;对于机构投资者的类别划分也更为详细,开辟了分类对比研究的新方法。在机构投资者持股与公司治理信息的研究方面,西方的研究根据机构投资者的成熟程度不仅考察机构投资者对公司治理信息的被动关注,而且将研究视角更多地放到机构投资者对公司治理信息的积极影响方面。在我国,机构投资者与公司治理信息的研究还不多见,而且在研究内容上还不够广泛与深入,在机构投资者持股与公司治理信息二者的关系上还存在梳理不清晰,甚至是错误的现象。

机构投资者持股比例 篇5

一、文献回顾、理论分析与研究假说

(一) 机构持股与投资者保护的文献回顾

大部分学者认为机构持股对中小投资者的保护起到促进作用。Bushee (1998) 认为机构投资者对企业的费用支出起到监督作用, 对企业的不良行为进行监督。宋洋、杨向荣和王曙光 (2013) 认为机构投资者通过优化公司治理结构、参与公司治理, 可以使中小投资者的利益得到保护。赵欣、李昌振 (2014) 研究表明机构投资者的持股比例与中小投资者的利益保护正相关。

(二) 中小投资者保护水平的指标和评价方法

关于投资者保护水平的指标选用主要有两种方式, 一种是选择单一指标作为替代, 另一种是设计一个综合衡量指标;关于投资者保护水平的量化方法, 已经有学者对此做过汇总, 目前量化方法主要包括德尔菲法、专家调查打分法、赋值法、层次分析法、变异系数法、以及设定基础再加减分等方法。

(三) 研究假设的提出

如果前十大股东中存在更多的外在机构投资者, 他们之间可以联合起来, 监督公司治理, 对公司价值的增加能起到较大帮助作用, 从而使得中小投资者间接获益。提出假设1:前十大股东中机构投资者的数目与中小投资者保护程度呈正相关。

机构投资者持股比例增加, 会增强其参与公司治理的主动性, 监督公司的管理层有没有不良行为以及能否准确地披露会计信息等, 使得中小股东获得更多有用的信息, 便于决策。提出假设2:前十大股东中机构投资者持股比例合计与中小投资者保护程度呈正相关。

在公司治理中, 权利的制衡相当重要, 机构投资者相对于个人投资者有较雄厚的资金实力, 信息获取、解读能力较强, 股权相对集中, 从而能产生与大股东抗衡的力量, 减少大股东对中小投资者利益的侵害。提出假设3:前十大股东中机构投资者相对持股比例与中小投资者保护程度呈正相关。

二、中小投资者保护指数的构建

(一) 样本选择与数据来源

本文选取2013年深交所主板上市公司A股共469个样本。为保证数据的准确与可靠性, 剔除*ST以及ST类公司、金融类公司、数据缺失的公司, 最后得到361个样本。数据来源于国泰安CSMAR数据库和Wind数据库, 采用Excel2013与SPSS21进行数据处理及分析。

(二) 中小投资者保护指数指标选取

本文从投资者知情权、投资回报、公司治理结构、股东对公司利益的平等享有权、公司价值、企业诚信六个方面构建中小投资者保护指数, 具体指标选取如表1所示。

(三) 中小投资者保护指数的计算

本文计算中小投资者保护指数采用变异系数法, 限于篇幅, 省略计算过程, 结果如表2所示。

表2显示, 公司价值、股东对公司利益的平等享有权以及投资回报对中小投资者保护指数的影响是主要的, 另外, 在公司治理结构方面股权制衡比对中小投资者保护的影响也比较明显。审计意见、董事会会议次数、监事会规模、公司诚信的权重较小, 对中小投资者利益的直接影响较小, 主要是间接的影响。独立董事比例权重仅为0.57%, 重要性最小。对于独立董事的人数是有明确规定的, 因此, 不同公司之间不会存在较大差异, 其对中小投资者保护的影响不显著也是合理的。中小投资者保护指数介于0.1437和0.8289之间, 说明在不同公司之间中小投资者保护状况存在一定差异。本文计算的各指标权重具有一定的合理性。

(四) 中小投资者保护指数的有效性检验

通过对样本从小到大排序, 选择前、后50家上司公司的投资者保护指数进行独立样本T检验, 如表3所示, 保护指数的Sig值在0.01置信水平下差异显著, 保护指数之间具有一定的差异, 说明构建的投资者保护指数有效。

三、研究设计

(一) 变量定义

1、被解释变量。

由于本文研究中小投资者保护的时候, 采用变异系数方法, 计算出综合的衡量指数, 因此本文的被解释变量就是中小投资者保护指数。

2、解释变量。

如果机构投资者较多, 他们之间可以联合起来, 对公司内部人形成制约。本文选取前十大股东中机构投资者数目作为第一个解释变量, 用NUM表示。机构投资者数目较多但持股比例很少时也没有足够的能力对上市公司进行监督, 如果机构投资者持股比例较高, 可以增强其参与公司治理的积极性, 中小股东便可以间接获得利益。本文选取前十大股东中机构投资者的持股比例合计作为第二个解释变量, 用IIP表示。如果机构投资者的相对持股比例提高会增强话语权, 影响公司治理, 间接保护中小股东的利益。本文选取前十大股东中机构投资者持股总和占最大股东的持股比例作为第三个解释变量, 用TRP表示。

3、控制变量。

为加强模型整体解释能力, 本文选择公司规模、财务风险、账面市值比作为控制变量, 分别采用公司总资产的自然对数、资产负债率、公司的账面价值与市场价值的比率来衡量。 (表4)

(二) 模型构建

结合前文提出的三个假设, 本文将拟构建一个模型组合, 用以检验不同的假设。

四、实证结果与分析

(一) 变量的描述统计

表5显示, INEV的均值为0.65, 说明中小投资者的保护处于比较好的状态。NUM的均值为4.14, 标准差较大, 说明上市公司机构投资者的数目差异还是较大的。IIP的最大值能达到45.33%, 但是平均值却只有7.57%, 说明有些上市公司前十大股东中机构投资者的数目虽然不少, 但是单个机构持股比例很小, 因此持股比例总和还不是很高。TRP最大能达到1.90, 只是极少数的上市公司存在这种情况, 但也在一定程度上说明一些上市公司中的股权是比较分散的。SIZE、LEV和MB的最小值、最大值和标准差都在合理范围内。

(二) 回归结果与分析

针对假设1的模型回归分析。

表6显示, D-W检验值为2.084, 在2附近, 数据不存在显著的序列自相关性, 回归方程总体是合理的。NUM对应的Sig值为0.043, 小于0.05, 表示前十大股东中机构投资者数目对中小投资者保护有显著正向作用, 说明在不考虑其他因素的情况下, 机构投资者数目越多, 中小投资者保护越好, 初步证明了研究假设1。

针对假设2的模型回归分析。

表7显示, D-W检验值为2.082, 在2附近, 数据不存在显著的序列自相关性, 回归方程总体是合理的。IIP对应的Sig值为0.008, 小于0.01, 表示前十大股东中机构投资者持股比例合计对中小投资者保护有显著的正向作用, 说明在不考虑其他因素的情况下, 机构投资者持股比例越高, 中小投资者保护越好, 初步证明了研究假设2。

针对假设3的模型回归分析。

表8显示, D-W的值为2.048, 接近2, 数据不存在显著的序列自相关性, 回归方程总体是合理的。TRP对应的Sig值为0.013, 小于0.05, 说明了机构投资者相对持股比例对中小投资者保护有显著的正向作用, 初步证明了研究假设3。

五、结论

机构投资者的存在, 在一定程度上影响着中小投资者的保护, 研究发现前十大股东中机构投资者的数目、机构投资者的持股比例合计、机构投资者的相对持股比例均与中小投资者保护呈显著正向关系。其中, 前十大股东中机构投资者的数目对中小投资者保护的正向作用最弱, 出现这种现象的原因在于, 一方面机构投资者的数目虽然较多, 但持股合计却不高, 因此, 对于公司的治理没有更多的话语权;另一方面当外部的机构投资者要联合其他机构投资者参与公司治理的成本效益较高时, 机构投资者不会选择与其他机构投资者联合, 而是更倾向于与公司内部人合谋, 侵害中小股东的利益。机构投资者持股比例合计、相对持股比例越高, 对大股东的制衡相对越强, 对于控股股东的控股权越能起到分散作用, 就会减少大股东侵占中小投资者的利益, 对中小投资者起到一定的保护作用。

参考文献

[2]宋洋, 杨向荣, 王曙光.机构投资者影响下中小股东权益保护问题研究[J].商业会计, 2013, (8) :110-111.

机构投资者持股比例 篇6

自从中国证券市场在20世纪90年代初期成立以来, 在过去的20余年中, 中国证券市场取得迅速发展。但是作为新兴市场的重要一员, 我国证券市场的资源配置效率与西方发达国家还有很大差距, 股票价格中往往包含很多噪音, 不能很好地反映公司基本面的信息, 因此股价更多的是受市场和行业层面信息的驱动, 表现出“同涨同跌”现象。在我国证券市场成立初期, 机构投资者还处于萌芽阶段, 市场上主要是一些规模较小、投资比较保守的证券公司。直到1998年3月23日, 我国开始正式启动第一批证券投资基金, 紧接着基金金泰和基金开元于同年4月7日分别在上交所和深交所上市。相关主管部门持续出台了一系列的政策措施鼓励机构投资者发展, 2002年12月, 合格的境外投资者 (简称QFII) 被引入中国市场;2004年10月, 中国保险监督管理委员会、中国证券监督管理委员会联合发布了《保险机构投资者股票投资管理暂行办法》, 标志着我国保险资金首次获得股票市场准入资格。但是, 我国股市暴涨暴跌、股价波动的同步性现象依然十分突出。

二、文献综述

学术界早期对“股价同步性”的研究可以追溯到资本资产定价模型 (CAPM) 对个股解释力下降的分析。通过个股收益与市场收益和行业收益回归得到的R2越高, 表明市场系统性风险对个股收益的解释力越强, 股价的“同涨同跌”现象越严重。Roll (1988) 认为是股价中包含的公司层面的私有信息或者是与公司基本面无关的投资者的恐慌、狂热等非理性因素导致了个股独立于市场和行业的价格波动。MYY (2000) 根据Roll的研究成果, 首次把股价“同涨同跌”现象定义为股价同步性, 并认为“股价同步性”主要反映了股票价格中公司层面的特质信息的含量, 股价中包含的公司特质信息越多, 股价同步性越低。由此开创了解释股价同步性的两种主流理论之一———信息效率观。寇宁 (2008) 通过对我国机构投资者现状的研究, 分析了我国机构投资者对市场稳定的影响及造成市场波动的原因。其在文中提出, 市场对开放式基金管理人的评价着重, 例如Zhou (2007) 通过美国股市数据研究得出, 股价波动同步性越低, 公司的盈余质量越高, 并且机构投资者的增加会加强这种联系。但是也有相关研究指出机构投资者持股可以起到稳定市场的作用, 有利于缓解股价同涨同跌的现象。王咏梅和王亚平 (2011) 研究发现, 机构投资者经常采用的基于程序的自动交易策略和大量交易会导致市场波动性上升。

Wermers (1999) 将羊群行为作为研究的出发点, 最终得出证券投资基金有利于股票市场长期稳定的结论。Wdwards、Xin Zhang (1998) 利用信息优势进行研究, 从而发现证券投资基金有利于股市的稳定。Cohen et al. (2002) 通过考察1983~1998年共计16年的年度数据, 实证研究发现美国的机构投资者通常会卖出没有信息但其价格仍然上涨的股票, 并买入具有正现金流信息的股票, 从而使股票价格向其价值回归, 进而产生稳定股市的作用。Bohl和Brzeszczynsku (2004) 通过研究新兴市场国家——波兰1994年11月到2003年12月30日的日交易数据的数据表明, 伴随其养老金制度的改革, 机构投资者持股比例的增加减少股票指数收益的自相关性和收益波动, 从而起到了稳定股市的作用。何基报和王霞 (2005) 以2003~2005年共计12个季度证券投资基金的数据作为样本, 实证研究认为机构投资者与稳定市场之间没有必然的联系, 并在2007年又对2003~2007年的日交易数据进行研究, 结果表明机构投资者对整个股市价格波动的影响力有限, 因此不能得出“机构投资者一定能够稳定股市”的结论。由此可见, 机构投资者的交易行为可能提高股价信息含量、增加市场效率, 也可能破坏市场稳定并降低股价的信息含量。

三、理论分析与研究假设

机构投资者作为专业性的投资者, 比个人投资者在资金、专业知识、投资经验、信息资料和分析手段等方面都具有相当大的优势。并且机构投资者还具有专业的研究人员与基金经理人。这些优势使得机构投资者能够准确的评估股票的基础价值。又因持有大额股份而具有较强的动机搜集上市公司的经营管理信息甚至参与到公司治理中, 因而更能基于公司的基本面信息做出理性的投资决策, 从而提高公司股价的特质信息含量。尽管如此, 中国的机构投资者在改善资本市场效率方面仍起到了非常重要的作用。

基于中国资本市场数据的相关研究发现, 机构投资者持股比例越高, 公司的应计盈余管理活动越少, 盈余信息真实性越强, 股票市场的定价效率和稳定性则越好, 而机构投资者的交易则显著增加了公司股价中的特质信息含量 (程书强, 2006;侯宇、叶冬艳, 2008;王亚平等, 2009;王永梅、王亚平, 2011) 。可见, 在中国的资本市场上, 机构投资者能够促进资本市场效率的提升。机构投资者持股比例越高的股票, 其股价受噪音的影响程度越低, 董秘与股价同步性之间的正相关关系也会相应降低。机构投资者持有上市公司相当比例的股份, 这使得机构投资者可能成为上市公司的内部人或者准内部人, 在一定程度上机构投资决策是受到其私有信息影响的, 机构持股的变化将传递信息。机构持股份额和交易规模的变化传递着它们拥有的信息, 例如机构持股水平变化应该是与监督、获取企业异质性信息渠道相关的, 机构投资组合传递着公司的相关信息, 所以机构持股能够增加股价的异质性信息含量, 降低股价的同步性。所以, 提出本文假设:在其他条件一定的情况下, 机构投资者持股比例与股价同步性负相关。

四、实证结果与分析

(一) 样本的筛选和数据的来源。

本文选取了2011~2012年沪深两市A股上市公司来作为我们的样本来源, 所使用的数据包括机构投者持股比例、股票收益率的数据、公司财务特征数据。数据主要来自WIND数据库、国泰安数据库CSMAR和CCER数据库。剔除金融行业样本;剔除年度内周收益率的数据少于30个观测值的公司;从原始数据中剔除ST、*ST以及PT的公司;剔除当年IPO的公司;剔除存在数据缺失的样本公司。

(二) 模型设定。

在前人研究的文献中, 学者们采用了资本资产定价模型得到股价同步性指标。本文借鉴Roll (1988) 、Duenev et al. (2003) 、Hutton et al. (2009) 等的方法对股价同步性进行估计, 运用模型 (1) 来估计个股的R2。

以往研究使用的公式 (2) 进行对数转换得到本文所使用的股价同步性指标, 作为股价同步性的替代变量。越小, 则说明股价同步性越低;越大, 说明股价同步性越高。

为了检验假设, 我们将待检验假设的回归方程定为:

(三) 机构投资者持股与股价同步性回归分析。

表1为模型的回归结果, 通过结果可以看出, 机构投资者持股比例的系数为-0.164, 而且在1%水平上显著为负, 说明随着机构投资者持股比例的增加, 可以增加公司的特质信息, 增加股价的信息含量, 从而减缓了股价同步性。其他相关的控制变量基本上是显著的, roe、lev、turnover均是在1%水平上显著负相关的, size是在1%水平上显著正相关的, 只有mb和central不显著, 整体上是符合预期的, 模型效果也比较好, 比较有说服力, 有力验证了我们的假设。表1中, t statistics in parentheses*p<0.05, **p<0.01, ***p<0.001 syn是股价同步性的衡量指标;inst, 机构投资者持股数量与流通股数量之比;roe, 等于净利润除以净资产, 是反映企业盈利状况的重要指标;mb, 市场账面比, 市场价值比账面价值;lev, 总负债与总资产的比值;central, 第一大股东的持股数量与总股数的比;size, 期末总资产的自然对数;turnover, 日平均换手率;Year和Ind是虚拟变量, 控制年和行业的影响。 (表1)

(四) 稳健性检验。

为了进一步检验机构投资者持股与股价同步性之间的经验关系, 本文从两方面进行稳健性分析。由于篇幅限制, 本文并没有将回归结果列出, 只进行如下相关分析, 验证了本文的结论。

1、用机构投资者持股变化和持股机构投资者数量来代替机构投资者持股比例来衡量机构投资者持股, 通过回归, 机构投资者持股与股价同步性仍然显著正相关, 与表1的表述一致, 说明我们的结论比较可靠。

2、对于股价同步性的计算方法, 因为在本文的样本中制造业占绝大多数, 其他行业占比较少, 为了排除行业因素对股价同步性的影响, 我们选择将模型 (1) 中去掉行业周收益率, 重新回归求R2, 重新根据公式 (2) 计算出SYN进行回归, 得出与之前相同的结论。

五、结论及相关政策建议

机构力量在我国资本市场上迅速发展成长。机构投资者作为专业投资者日益成熟, 机构投资者参与公司治理的作用也不断增强。本文的分析初步表明机构投资者能够作为资本市场的主体力量, 机构投资者在维持市场稳定、促进资本市场效率的作用在成熟的经济体中日益明显。如果机构投资者作为专业投资者进行的交易是基于公司特质信息进行的, 那么其投资行为将导致更多的公司特质信息被包含在公司股价中, 降低所投资股票的股价同步性。

监管当局应当加强对机构投资的监管, 通过立法、改进公司治理等措施规范机构投资者的行为, 增强市场的公平性和合理性, 引导价值投资理念;监管当局应加强各地区制度环境的建设, 加快市场化进程, 减少政府干预, 完善法律法规体系并强化投资者保护, 通过营造良好的制度环境, 改善市场信息环境, 提高市场效率。

摘要：本文选取20112012年沪深两市A股上市公司数据, 研究机构投资者对资本市场股价同涨同跌现象的影响。通过研究得出:机构投资者能够有效提高股价的信息含量, 使公司的股价能够包含更多公司的特质信息, 缓解目前的股价同步性比较高的现象。

关键词：机构投资者,股价同步性,股价信息含量

参考文献

[1]王亚平, 刘慧龙, 吴联生.信息透明度、机构投资者与股价同步性[J].金融研究, 2009.12.

[2]游家兴, 汪立琴.机构投资者、公司特质信息与股价波动同步性——基于R2的研究视角[J].南方经济, 2012.11.

机构投资者持股比例 篇7

2014年5月以后,我国A股市场迎来了牛市,股票价格一路飙涨,全民炒股热情高涨。在股票价格疯涨的同时也出现了一些问题,即股票价格的升高是否存在泡沫?当泡沫破裂时是否会发生股价崩盘?然而就在2015 年5 月28 日,我国沪市指数暴跌至321.45点,跌幅达6.5%,沪深两市超过500只个股跌停。股价崩盘会损害投资者的利益,引发股市剧烈震动,严重时甚至会引发金融危机,因此股价崩盘越来越受到社会各界的关注。股价崩盘包含两种情形:1当市场或者个股存在泡沫时,股价泡沫突然破裂;2当市场或者个股不存在泡沫时,股票价格巨幅下降(Brunnermeier,2001)。根据代理理论,企业管理者的投机行为、对职业的追求等会使一个公司较长时间保留和累积负面消息,投资者却因为无法得到这些坏消息而高估公司股价,致使公司股票价格产生泡沫。当累积的坏信息达到一个临界点被释放到股市时,公司股票价格泡沫会瞬间破裂,从而引发股价崩盘(Hutton、Marcus和Tehranian,2009;Jin和Myers,2006)。

投资者作为上市公司的股东,其投资行为会对上市公司的股价变动产生重要的影响。机构投资者作为金融市场上专门从事证券投资的法人机构,相比于个人投资者的分散投资,机构投资者投资更集中、决策更理性、投资额度也更大。近年来,我国证券市场监管当局为机构投资者的健康发展提供了大量的政策支持。2004 ~ 2013年A股机构投资者数量如表1所示,2013年除了基金和证券公司数量比2012年有所下降,其他类型机构投资者数量都呈上升趋势,说明在这十年期间机构投资者数量逐年增加,规模不断扩大。

对于机构投资者的作用,一种观点认为,机构投资者拥有专业分析能力和信息收集优势,对公司治理起到监督作用,有利于维护市场稳定(Maug,1998;Kahn和Winton,1998);另一种观点则认为,机构投资者的短期获利行为不但没起到维护市场稳定的作用,反而加剧了股市的波动,导致股票价格发生剧烈变动(Yan和Zhang,2009;许年行等,2013)。我国机构投资者主要包括基金、券商、保险公司、社保基金、合格境外机构投资者(Qualified Foreign Institutional Investor,简称“QFII”)、财务公司等,不同类型机构投资者的投资行为差异较大,对证券市场和上市公司的影响也不尽相同。

本文选取2009~2013年我国A股上市公司相关数据作为研究样本,实证研究机构投资者持股比例与股价崩盘的关系以及机构投资者的类型不同是否对股价崩盘产生不同影响。本文通过研究发现:①我国机构投资者持股比例越高,上市公司越有可能发生股价崩盘;②不同类型机构投资者对股价崩盘产生的影响不同:基金、保险公司、社保基金及QFII持股与股价崩盘风险之间显著正相关,其中基金持股与股价崩盘之间相关系数最大,保险公司和社保基金持股系数次之,QFII持股系数最小;而券商的持股比例与股价崩盘风险之间存在负相关关系但并不显著。

本文从机构投资者角度出发,研究其持股比例对股价崩盘的影响,并且对机构投资者进行细化研究,分析了不同类型机构投资者持股对股价崩盘的不同影响,进一步扩大了对股价崩盘影响因素的研究范围,为研究机构投资者的投资行为对股市的稳定作用及公司治理作用提供了参考。

二、理论分析与研究假设

1.股价崩盘影响因素。

现有文献已从多个方面对股价崩盘影响因素进行了研究。

在信息透明度方面:Jin和Myer(2006)认为,公司的信息透明度越低,其管理者隐藏负面信息的可能性越大,当累积的负面信息达到一定程度后,企业管理者会一次性地将所有被隐藏的负面信息报告给公众,导致投资者大量卖出公司股票,进而引发股价崩盘。Hutton等(2009)研究发现,当公司的财务报告信息透明度较低时,外界通过企业获得的异质信息就会较少,导致公司股价同步性程度提高,股票暴跌风险也随之增大。王亚平、刘慧龙、吴联生(2009)研究发现,我国上市公司股价同步性越高,公司公布的信息透明度就越低。施先旺、胡沁、徐芳婷(2014)的研究也表明,管理层隐瞒的公司负面信息越多,会计信息质量越差,公司信息透明度就会越低,公司未来股价崩盘的风险就越大。

在高管代理方面:Kim等(2011b)研究了CEO与CFO的股权激励对股价崩盘风险的影响后发现,高管在制定公司发展策略时会倾向于有利于实现自身股权价值最大化的行为,而这些行为大多为短期行为(如隐匿公司不利消息),只求现时利益却不顾及公司长期发展,最终导致企业发生股价崩盘。李小荣、刘行(2012)研究发现,在我国,女性CEO可以有效降低股价崩盘风险,起到稳定资本市场的作用。杨超、徐芳婷、胡沁(2014)研究发现,管理层实际盈余管理程度越高,公司越有可能发生股价崩盘。

在公司避税方面:Kim等(2011a)通过对美国公司1995 ~2008年大样本数据的研究,证明了公司避税会加剧公司股价崩盘的发生。公司避税为管理抽租和负面消息囤积提供了工具、掩饰和理由,促使这些投机行为经常发生,当长期积累、隐藏的负面消息跨越临界点,全部被泄露出来时,公司股票价格就会暴跌。此外,研究还表明,当公司有强有力的外部监督机制时,如高比例的机构投资者持股、高水平的分析师跟踪和来自资本市场较大的收购威胁等,公司避税活动对股价崩盘的影响程度会减弱。江轩宇(2013)研究发现,管理层避税手段越复杂、避税行为越激进,公司股价未来发生崩盘的可能性就越大。

在分析师分析和审计师审计方面:Schutte和Unlu(2009)的研究表明,分析师跟进有利于降低股票价格的噪声。许年行等(2012)研究发现,分析师乐观偏差越大,公司股价未来崩盘的风险越高。江轩宇、伊志宏(2013)从公司聘请的审计师的行业水平角度研究发现,公司聘请的会计师事务所行业水平越高,其发生股价崩盘的可能性越小。

2.机构投资者对股价崩盘的影响。

机构投资者作为外部监督机构能否履行监督职责,以促进管理层对公司信息及时、充分披露,提高公司透明度是其降低股价暴跌风险的关键。Lakonishok等(1992)认为,机构投资者对股价的影响是不确定的,一方面机构投资者存在“羊群效应”,会使股票价格不稳定,而另一方面机构投资者比个人投资者更理性,对稳定股票价格具有一定作用。

Gaspar和Massa(2007)研究发现,机构投资者能获得较多当地企业的有效信息,对公司监督更有效。Koh(2003)认为机构投资者作为上市公司的股东,能够对上市公司起到监督作用,他们通过与上市公司的管理者建立密切联系而有机会获取更多的高质量信息,从而提高上市公司信息透明度,进而有利于降低股票价格波动性。祁斌等(2006)研究发现,对于股价波动性相对较小的股票,其股权结构中机构投资者持股比例较高,说明机构投资者对于降低股价波动性发挥了重要的作用。陈凌蔚(2013)研究发现,机构投资者持股比例越高,股价暴跌风险与经营现金流信息含量的负相关关系越强。崔婧、周晓惠(2013)以我国A股上市公司2007 ~ 2011年数据为样本研究发现,机构投资者持股比例与会计稳健性正相关。而王冲、谢雅璐(2013)利用2001 ~ 2009年我国A股上市公司数据实证研究表明,会计稳健性的提高有助于降低股价暴跌风险,机构投资者对降低股价崩盘风险有一定的作用。

从代理理论来看,机构投资者作为企业的股东,无法掌握管理层所有的行动信息。管理层为了实现自身利益最大化而隐匿公司坏信息、操纵公司利润时,会产生代理成本,损害投资者的利益。特别是当公司隐藏的坏消息被释放出来时,公司股票价格会发生剧烈波动,引发股价崩盘。机构投资者作为上市公司股东,为了维护自身利益,有动力参与上市公司的公司治理,提高上市公司的信息披露透明度,从而降低公司代理成本和股价崩盘风险。相对于个人投资者来说,机构投资者在进行投资时分析更深入,投资额度更大,在收集和分析信息方面具有较大的优势。当企业管理层向外部公布信息时,机构投资者对这些信息的解读能力较强,且他们还可以向公众传递这些解读信息,进而对公司信息披露的监管起到重要作用。由此可见,机构投资者为了防止自己的权益受到侵害,有动力去参与公司治理,并且他们的专业化优势使自身有相应的能力去监督上市公司,提高公司信息透明度,降低代理成本,从而降低公司股价崩盘的可能性。

Bushee和Noe(2000)检验了信息披露、机构投资者和股价波动性之间的关系。研究表明,信息披露较好的公司未来的股价波动性较小,但是当改进信息披露质量、公司股价较稳定时会吸引实施短期投资行为的机构投资者,实施短期投资行为的机构投资者的增加又会加大公司股价的波动性。许年行、江轩宇等(2012)研究分析师乐观偏差与股价崩盘之间的关系发现,分析师乐观偏差会加剧上市公司未来股价崩盘的风险,而在机构投资者持股比例较高、数量较多的情况下,两者之间的正相关关系显著增强。刑治斌、仲伟周(2014)以2005 ~ 2011年A股上市公司数据为样本,利用非线性联立方程组模型对机构投资者、分析师跟进进行了实证分析,发现机构投资者持股小于特定比例时,股价波动会随着机构投资者持股比例的增加而增大;当机构投资者持股大于特定比例时,股价波动会随着机构投资者持股比例的增大而减小。许年行(2013)研究机构投资者的“羊群行为”与股价崩盘风险之间的关系后发现,机构投资者的“羊群行为”与公司未来股价崩盘风险正相关,并且QFII的存在并没有减弱他们之间的正相关关系。

上述文献证明了机构投资者会增大股市波动,加剧股价崩盘。我国机构投资者的持股比例受到法律限制,单个机构投资者持股比例更小,机构投资者持股更分散,不利于发挥其对上市公司的监管作用。当公司表现不良、业绩不佳或监督成本过高时,机构投资者可能不会参与公司治理,而是直接抛售股票,引起股价波动。另外,我国资本市场发展历程较短,针对机构投资者的监督制度不完善,不同的机构投资者之间存在合谋、坐庄等行为,通过操纵股票价格来获利,引起股市波动,进而容易引发股价崩盘。鉴于我国机构投资者发展尚不成熟,其对公司治理总体表现较消极,更多的是扮演“交易者”的角色,本文提出第一个假设:

H1:机构投资者持股比例越高,公司股价崩盘的可能性越大。

3.不同类型机构投资者与股价崩盘。

在我国,机构投资者因种类不同,其持股情况相差较大。表2列示了不同类型机构投资者持股数情况,从表中可以看出,机构投资者持股家数呈上升趋势,说明机构投资者投资的范围在逐渐扩大;另外,基金持股家数最多,券商、保险公司、社保基金、QFII持股家数较多,企业年金、信托公司、财务公司持股家数较少。由于企业年金、信托公司和财务公司持股家数较少,对公司股票价格影响较小,本文将不对它们进行研究。

基金是机构投资者的主要组成部分,基金的行为表现会对机构投资者整体的表现产生重要影响。而基金多为短期投资者,其短期投资行为很容易引发资本市场的股价波动,进而引发股价崩盘。券商投资品种流动性不足,且其多与企业有合作关系,多数券商仅担当中介商的角色,可见券商持股对公司股价崩盘的影响是不确定的。保险公司和社保基金则为稳健型投资者,偏向于风险低的投资,而且多进行长期投资,更注重对上市公司进行监管,提高了上市公司信息透明度,所以,保险公司与社保基金持股有利于降低公司股价崩盘的风险。QFII倾向于价值投资,多投资于绩优蓝筹股,比较关注上市公司的长期发展,因此,QFII持股有利于降低股价崩盘风险。综上,本文提出以下假设:

H2:不同类型机构投资者对股价崩盘影响不同。

H2.1:基金持股比例越大,股价崩盘风险越大;

H2.2:券商持股比例与股价崩盘风险关系不确定;

H2.3:保险公司、社保基金和QFII持股比例越大,股价崩盘风险越小。

三、研究设计

(一)样本选取

本文从企业微观层面研究机构投资者持股对股价崩盘的影响,文中机构投资者持股比例数据、股价崩盘相关计算数据及其他变量数据来自锐思和Wind数据库。由于金融行业的特殊性,本文以2009 ~ 2013年我国A股非金融类上市公司为研究样本,共选取了13236个上市公司样本数据。在初始样本基础上,首先剔除存在严重财务危机的公司样本数据,即剔除资产负债率大于1的数据;然后,为避免机构投资者持股比例过小而对公司股价基本不产生影响,本文剔除了机构投资者持股比例小于1%的数据;最后,为保证所选样本公司具有较活跃市场交易,剔除了一年内交易周数小于30周的数据。本文最终得到7750个上市公司样本数据。

(二)变量定义和度量

1.股价崩盘风险。

本为借鉴Hutton等(2009)和Kim等(2011)的相关研究,用以下方法度量上市公司股价崩盘风险,具体计算如下:

第一步,将市场情况和行业因素加入回归方程,用股票i每年的周收益数据进行回归,得到股票i在第t周的特有收益。

其中:Ri,t为股票i第t周考虑现金红利再投资的收益率;Rm,t为A股所有股票在第t周经流通市值加权的平均收益率;εi,t为残差。

股票i在第t周的公司特有收益为:

第二步,基于Wi,t构造负收益偏态系数变量,用NCSKEW表示。

其中:n为每年股票i的交易周数。NCSKEW数值越大,表示偏态系数负的程度越严重,股价崩盘风险越大。

2.机构投资者持股比例。

本文的解释变量共有六个,机构投资者(Inst)持有A股比例用来研究机构投资者整体持股与公司股价崩盘的关系。证券投资基金(Fund)、券商(Sec)、保险公司(Insurance)、合格境外投资者(QFII)及社保基金(Social Security)持有A股比例作为其他五个解释变量。

3.控制变量。

本文选取公司规模(Size)、资产负债率(Leverage)、净资产收益率(ROE)、市盈率(PE)和换手率(Turnover)作为控制变量。

本文中各变量定义与计算如表3所示:

(三)模型建立

本文为检验H1,建立模型如下:

本文为检验H2,建立模型如下:

其中:Crash表示股价崩盘风险变量,即NCSKEW;Differ Inst表示基金、券商、保险公司、QFII、社保基金等不同类型机构投资者持股比例。

四、实证分析

(一)描述性统计

从表4 中可以看到,NCSKEW极大值、极小值分别为1.0057、-1.8011,而均值为-0.3346,说明总体上我国上市公司股价崩盘的可能性较小。我国机构投资者的持股比例平均达到19.13%,最高持股比例达94.56%,说明在我国相关政策的鼓励下,机构投资者发展环境良好,发展速度较快。对上市公司的持股占较大比例的是基金,平均持股比例达到5.48%,甚至超过了其他类型机构投资者平均数总和,说明基金在机构投资者中的地位非常重要。从券商、保险公司、QFII及社保基金持股比例可以看出,我国机构投资者种类在不断增多,逐步实现了多元化发展,不同机构投资者发展水平不同。

(二)相关性分析

变量的相关性分析(分析表略)表明,机构投资者持股(Inst)与股价崩盘风险之间的正相关系数为0.046 且在1%的水平上显著。在不同类型机构投资者中,除了券商持股与股价崩盘之间的相关系数为-0.019且在10%的水平上显著,其他类型机构投资者持股与股价崩盘之间的相关系数均为正数,且显著性水平都为1%。基金投资者(Fund)持股与股价崩盘风险之间的相关系数最大,约为整体机构投资者持股的三倍。保险公司(Insurance)持股、社保基金(Social Security)持股与股价崩盘之间的相关系数相差较小,但都大于整体机构投资者持股。QFII持股与股价崩盘风险之间的相关系数也为正数,但比整体机构投资者持股小。控制变量中除了市盈率与股价崩盘风险之间的相关关系不显著,其他变量与股价崩盘之间的相关关系都较显著,其中换手率(Turnover)最显著。

(三)回归分析

1.机构投资者持股与股价崩盘风险回归分析。

表5列示的是采用回归方法分析机构投资者持股与股价崩盘之间关系的结果。

注:***、**分别表示在1%、5%的水平上显著。下同。

由表5可知,机构投资者持股比例与股价崩盘在1%的水平上显著正相关,说明机构投资者持股比例的增加会使公司股价崩盘的风险增大,与H1一致;公司规模和股价崩盘风险也显著正相关,说明公司规模越大,股价崩盘风险越大。这可能是因为规模越大的公司,其业务和组织结构越复杂,管理层更容易隐藏公司坏消息,导致公司透明度降低,股价崩盘风险增大。资产负债率与公司股价崩盘的风险在1%或5%的水平上显著负相关,说明负债比例越大的企业股价崩盘风险越小。这可能是因为当公司债务较多时,债权人会加大对公司的监管,还会附加一些借款条约约束管理层行为,有利于降低企业经营的代理成本,从而降低股价崩盘风险。净资产收益率与股价崩盘风险在1%的水平上显著正相关,说明企业的净资产收益率越高,企业越有可能发生股价崩盘。因为净资产收益率较高的企业,管理层进行盈余管理的可能性较大,当企业管理层的不正当手段和隐匿的坏消息被曝光时,企业股票价格就会受到严重影响进而引发股价崩盘。市盈率与股价崩盘没有显著关系。但换手率与股价崩盘在5%的水平上显著负相关,说明换手率越高,公司股价崩盘风险越小,因为换手率较高的公司,通常市场消息流通性较好、交易比较活跃,其发生股价崩盘的可能性就较小。

2.不同类型机构投资者持股与股价崩盘风险回归分析。

表6 列示了不同类型机构投资者对股价崩盘风险的回归分析结果,表明不同类型机构投资者持股与股价崩盘风险关系的差异很大。

从表6可以看出,除了券商持股,其他类型机构投资者持股比例与股价崩盘风险之间均显著正相关。基金与股价崩盘风险相关系数为0.130,比机构投资者总体持股比例回归系数0.037大,且显著性水平为1%,验证了H2.1。基金投资者作为机构投资者的代表性组成部分,当其持股比例增加时,基金的短期投资行为会加大股市的波动,提高股价崩盘的可能性。券商持股与股价崩盘风险负相关但不显著,这可能是因为券商为了维护自己的利益及长期合作关系,对公司管理层起到一定的监督作用,但由于持股比例较小,所以监督作用的效果不明显。保险公司持股比例、社保基金持股比例及QFII持股比例与股价崩盘风险之间均显著正相关,与H2.3及H2.4不一致,说明这三类机构投资者并没有起到稳定股价的作用,反而会加剧股价崩盘的风险。保险公司、社保基金及QFII持股比例较小,对上市公司的治理发挥作用比较小,它们的利益很可能受到侵害。当它们对上市公司决策不满意、监督成本较大时,它们可能会选择直接抛售股票,并且这三类机构投资者的投资行为也会带动其他机构或者个人投资者的跟随,进而导致企业股价发生波动引发股价崩盘。

(四)稳健性检验

1.分年度回归检验。

为了进一步检验实证结果的可靠性,本文分年度进行多元线性回归检验,考查机构投资者持股比例对股价崩盘的年度影响差异。结果表明,2009、2012和2013年机构投资者持股比例与股价崩盘风险显著正相关,与H1一致;但是2010和2011年虽然相关系数为正但结果不显著。不同类型机构投资者持股与股价崩盘风险分年度回归结果显示:基金持股在2009~2013年分年度回归分析中与股价崩盘风险都是显著正相关关系,再次验证了H2.1;券商持股在2009~2013年与股价崩盘风险之间的相关系数有正有负,但都不显著;保险公司和社保基金持股在2009~2013年与股价崩盘的相关系数都为正数,其中有两年与股价崩盘风险显著正相关;QFII持股在2009~2013年分年度回归分析中,虽然相关系数都为正数,但不存在显著性。

2.其他股价崩盘风险衡量检验。

除采用NCSKEW衡量股价崩盘风险外,国内外学者也选用DUVOL(如:许年行等,2012)来衡量。本文将以DUVOL作为被解释变量进一步验证我国机构投资者持股与股价崩盘之间的关系。DUVOL表示公司收益上下波动比率,具体计算如下。

第一步,将市场情况和行业因素加入回归方程,用股票i每年的周收益数据进行回归,得到股票i在第t周的特有收益,同前文股价崩盘风险计算第一步。

第二步,基于Wi,t构造收益上下波动比率变量,用DUVOL表示。

其中:nu(nd)为每年股票i周特有收益率Wi,t大于(小于)特有周收益率年度均值的周数;DUVOL数值越大,股价崩盘风险越大。

机构投资者持股与DUVOL之间的线性回归分析结果表明,机构投资者持股与股价崩盘风险之间虽然存在正相关关系,但其相关系数相比于NCSKEW较小且不显著。我们列示了不同类型机构投资者对DUVOL的影响结果,如表7 所示。为方便比较,本文将表6 中不同类型机构投资者对NCSKEW的回归结果也列示在表7中。

由表7可知,基金持股与DUVOL之间显著正相关,与对NCSKEW进行回归的结果相一致,再次验证了H2.1。券商持股与DUVOL之间也正相关,但不显著,与对NCSKEW的回归结果相反。保险公司持股与DUVOL的回归及与NC⁃SKEW的回归结果基本一致。QFII持股与DUVOL之间虽然仍为正相关关系,但回归系数却并不显著。社保基金持股与DUVOL的正相关关系相比于对NCSKEW的回归显著性要弱。

五、研究结论

本文以我国2009~2013年A股上市公司为样本,从企业层面研究了机构投资者持股与股价崩盘之间的关系以及不同类型机构投资者持股对股价崩盘的影响。经过分析本文得出以下结论:①我国机构投资者持股比例与公司股价崩盘风险正相关,机构投资者持股比例增加会加大企业股价崩盘的可能性;②基金持股与股价崩盘风险之间显著正相关,说明基金持股比例越大,公司股价崩盘风险越大;③券商持股与股价崩盘风险之间负相关但不显著,说明券商持股对公司股价崩盘影响并不明显;④保险公司、社保基金和QFII持股与股价崩盘风险之间显著正相关,说明保险公司、社保基金和QFII并没有本文预想的那样起到稳定股市的作用,反而加大了股价崩盘的可能性。因此,本文的研究结论表明,我国机构投资者在对股价影响方面表现出短期投资获益行为,使得股票市场价格波动增大,加剧了股市的不稳定。

摘要：随着我国机构投资者规模的不断扩大,机构投资者持股和机构投资者类别对股价的影响越来越受到社会各界的关注。本文以我国2009~2013年A股上市公司为研究样本,从企业层面实证研究我国机构投资者持股与股价崩盘风险之间的关系。结果表明:我国机构投资者持股比例越高,公司股价崩盘风险越大;不同类型机构投资者持股对股价崩盘风险影响不同,基金、保险公司、合格境外机构投资者及社保基金持股比例越高,公司股价崩盘可能性越大,尤其是基金对股价崩盘风险影响最大。

关键词：机构投资者持股,股价崩盘,代理理论,机构投资者类别

参考文献

Kim J.B.,Li Y.,Zhang L..CFOs Versus CEOs:Equity Incentives and Crashes[J].Journal of Financial Economics,2011(3).

施先旺,胡沁,徐芳婷.市场化进程、会计信息质量与股价崩盘风险[J].中南财经政法大学学报,2014(4).

邢治斌,仲伟周.机构持股、分析师跟进与股票波动关系研究--基于联立方程组模型的实证分析[J].湖南师范大学社会科学学报,2014(2).

许年行,江轩宇,伊志宏,徐信忠.分析师利益冲突、乐观偏差与股价崩盘风险[J].经济研究,2012(7).

机构投资者持股比例 篇8

关键词：信息披露,机构投资者,过度投资

2009年6月, 中国IPO暂停了8个月后再次重启, 新一轮的公司股权融资又拉开帷幕。 2009年中国“A股市场股权融资规模达5 125.26亿元 (包括IPO、增发和配股的募集资金, 不包括发行债券融资额) , 其中IPO融资规模为2 021.97亿元, 增发和配股再融资规模高达3 103.29亿元” (来源:金融界网站——《证券日报》) 。面对巨大数额的募集资金, 上市公司的投资活动将受到更大的关注。近年来, 中国上市公司的非效率投资问题严重, 这主要包括投资不足和过度投资, 其中过度投资问题更显严重, 上市公司利用募集资金扩大规模, 甚至将资金投入不熟悉的项目, 对投资收益缺乏动机, 盲目扩张, 使得投资效率低下。

过度投资的影响因素很多, 其中, 信息不对称下的委托代理问题是一大原因 (Jensen 1986) 。 管理层为了谋求私立, 盲目扩大企业规模, 过度投资。在中国, 委托代理问题由于中国上市公司特殊的股权构成显得更为严重。“对于大多数中国上市公司而言, 其委托代理问题非常突出, 国有控股上市公司的最大股份最终所有权属于‘全体人民’, 但是‘全体人民’对公司的控制权没有控制力, 难以对公司事务有效施加影响或监控。‘全体人民’作为出资人的权利只能通过特殊的‘逐级委托代理关系’具体到最终代理人, 拥有企业实际控制权的经理人是‘次级代理人’。在这种逐级委托代理关系下, 国有资本容易出现有效投资主体缺位的问题。” (吴晓求 2006) 同时, 相对于发达国家, 中国上市公司的信息不对称情况更严重, 这使得过度投资问题更加恶化。

那么如何有效的减少过度投资, 其办法之一便是减轻信息不对称程度, 研究表明, 提高上市公司的信息披露程度会降低信息不对称程度。那么除了出台硬性的信息披露指标, 应该如何提高上市公司的信息披露程度呢?本文引入作为一种重要的公司外部治理机制——机构投资者, 考察机构投资者持股对公司信息不对称, 以及对上市公司过度投资的影响效果。

本文研究结果显示中国上市公司存在过度投资问题, 而信息披露评级能有效减轻信息不对称情况从而对过度投资行为产生约束作用, 机构投资者持股也能减轻信息不对称, 进而一定程度抑制过度投资。而信息披露评级与机构投资者持股对过度投资的影响作用是替代的。

一、文献回顾与假设提出

(一) 信息披露与过度投资

Jensen (1986) 认为, 在信息不对称情况下, 股东与管理层的利益目标可能出现分歧, 产生委托代理问题。管理层为了自身利益, 会扩大企业规模, 从中获取私利, 享受在职消费, 并树立个人声誉, 他们并不关心投资带来的价值收益, 甚至为了企业扩张而投资NPV为负的项目, 这就产生了过度投资。Jensen (1986) 提出自由现金流理论:当企业现金流丰富并且信息不对称越严重时, 管理层过度投资的机会越多, 同时若受到股东监管的约束影响很小, 他们就更有动机进行过度投资。Healy P 和K Palepu (2001) 提出信息不对称程度显著影响企业投资效率。Hart (1995) 认为管理层渴望建造超出正常规模的“企业帝国”, 并且动机强烈。中国学者也做过相关研究, 基本都证明了信息不对称与过度投资之间的正相关关系。潘敏、金岩 (2003) 从理论角度进行分析论证, 认为“企业利用股权融资实施投资项目时, 有可能发生代表原有股东利益的企业经营管理者实施净现值为负的投资项目的过度投资行为。” 张纯、吕伟 (2009) 认为, 信息披露够降低企业的信息不对称程度, 提高外部投资者对企业投资行为的监督, 进而抑制企业的过度投资。林有志和张雅芳 (2007) 对公司信息透明度与企业绩效做了实证研究, 研究表示信息透明度较高的公司, 在会计绩效和市场绩效的表现均优于信息透明度低的公司。

(二) 信息披露、机构投资者持股

近年来机构投资者的快速发展是实务界和理论界热点问题之一。机构投资者持股改变了上市公司的股权结构, 其治理机制会对经理人行为产生约束, 减轻委托代理问题, 减少公司信息不对称程度。多数理论研究表明, 机构投资者对公司管理更有效。El-Gazzar (1998) 发现, 机构投资者会带来较高的自愿披露水平, 但是 Schadewiz 等 (1998) 的研究却认为机构投资者会降低公司自愿披露水平 (通过与管理层的合谋) 。Richardson (2002) 发现机构投资者持股等治理机制可以有效缓解企业过度投资行为。国内研究成果中, 崔学刚 (2004) 通过分析中国上市公司的公司治理因素与公司透明度之间的关系后发现, 前十大股东中拥有机构投资者的公司具有较高的公司透明度。

(三) 提出假设

基于前人已做的研究, 可见过度投资与信息不对称的代理问题有关, 中国处于整体社会转型时期, 公司治理状况不尽完善, 委托代理问题由于特殊的股权结构而尤显突出, 在这种环境下, 本文做出第一个假设:

1.中国上市公司普遍存在过度投资行为。 深圳证券交易所从2001年以来建立上市公司诚信档案, 并对深市上市公司每年进行信息披露考评, 其目的在于鼓励上市公司信息披露更加透明, 从而减少信息不对称, 减少各种代理问题及相关问题的产生。若该信息披露考评能产生效果, 那么根据上述理论, 上市公司的过度投资行为将因为信息不对称减轻而得到抑制。因此本文做出第二个假设。

2.信息披露程度越高的公司, 其过度投资程度越小。机构投资者持股可以作为一种公司外部治理机制来影响公司治理水平。机构投资者参与公司治理的表现方式有几种, 包括信托责任、持股比例与指数战略等等, 但也有研究表示机构投资者参与公司治理有不利因素, 包括带来“集体行动”问题、有潜在流动性成本、机构投资者的短视行为等等 (费方域1998) 。在此, 本文从信息不对称角度出发, 考虑到机构投资者持股可能带来的外部监督, 信息不对称可能获得减轻, 本文做出第三个假设。

3.机构投资者持股可以制约上市公司过度投资行为。上市公司信息披露水平与其机构投资者持股水平都对公司的信息不对称起到改善作用, 基于这一点, 这两种制约因素有可能产生替代的影响;但是也有可能互相促进, 当信息披露水平高的时候, 公司的信息不对称程度较低, 此时机构投资者也愿意增加持股水平, 进一步降低信息不对称程度, 减少过度投资问题。反之亦然。因此本文提出第四个假设。

4.信息披露水平对过度投资的制约作用与机构投资者持股对过度投资的制约作用可能具有替代性, 也可能具有互补性。

二、研究方法与样本数据

(一) 研究方法

过度投资可以由投资与现金流的关系反映出来, 但是投资与现金流的关系也可以用融资约束来解释。Vogt (1994) 对这一问题做了分析并构建了检验过度投资的经典模型, 本文将以Vogt (1994) 的过度投资模型为基础建立研究模型并进行分析。国内研究中, 唐雪松、周晓苏、马如静 (2007) 和张纯、吕伟 (2009) 曾经也运用过该模型做过分析。首先, 本文要研究投资与现金流是否显著相关, 这里用模型1表示;在证明模型1有显著相关的基础上, 本文建立模型2, 检验投资现金流的敏感性是否由代理问题引起, 模型2中加入交叉项Q*FCF, 其系数用来解释过度投资的原因。Vogt (1994) 认为, 若系数为负, 则表示投资现金流相关性是由过度投资引起, 因为在投资机会不好的情况下, 投资依赖于现金流, 说明是过度投资;若系数为正, 则表示投资机会较好的情况下, 投资依赖于现金流是融资约束引起的。最后, 在模型3中的交叉项中分别引入制约变量, 信息披露变量grade和机构投资者持股的变量ins, 分别为grade*Q*FCF和ins *Q*FCF, 然后做回归分析, 若得到系数显著为正, 说明制约变量有效约束过度投资, 若系数为负, 说明无效, 表1对各变量给出详细的说明。

模型1:

inv=α+β1*FCF+β2*Q+β3*sale+β4*size+∑yr_dummy+∑ind_dummy+ε

模型2:

inv=α+β1*FCF+β2*Q+β3*sale+β4*size+β5*Q*FCF+∑yr_dummy+∑ind_dummy+ε

模型3 (1) :

inv=α+β1*FCF+β2*Q+β3*sale+β4*size+β5*Q*FCF+β6*grade*Q*FCF+∑yr_dummy+∑ind_dummy+ε

模型3 (2) :

inv=α+β1*FCF+β2*Q+β3sale+β4*size+β5*Q*FCF+β6*ins*Q*FCF+∑yr_dummy+∑ind_dummy+ε

(二) 样本数据

本文研究数据来源于csmar数据库以及深交所网站。其中, 公司财务数据从国泰安csmar数据库中搜集, 信息披露变量由深交所网站上提供的“上市公司信息披露考评”数据代替。本文样本选择在2003-2009年在深交所上市的A股公司。上市公司中, 本文剔除数据缺失的数据样本, 剔除金融类公司的数据样本, 剔除净资产为负的数据样本, 剔除ST和PT类公司 (这类公司财务状况出现异常或者连续两年亏损, 可能影响研究结论的可靠性) , 并且为了去除极端值的影响, 本文将控制变量的1%水平的极值也予以剔除。最终本文得到的样本数量为3 153个。行业分类代码参照中国证监会发布的 《上市公司行业分类指引》。

三、实证结果

(一) 描述性统计

表2展示了研究样本的描述性统计结果。结果显示, 在样本期间, 上市公司Tobin Q均值为1.524, 表明公司普遍有投资机会。同时, 自由现金流均值为正, 说明大多数公司有一些自由现金流可以支配, 这为过度投资提供客观条件基础。在样本公司中, 机构投资者持股水平平均为18.29%, 个体公司之间机构投资者持股水平差别较大。

(二) 模型回归分析

在对样本处理后, 为了排除模型中变量的共线性问题, 本文用vif检验, 发现各变量的方差膨胀因子均很小, 因此可以排除模型变量间的多重共线性问题。本文用广义最小二乘法对面板数据进行计量回归检验, 并消除了异方差。表3总结了模型1、2、3的回归分析结果。考虑到自由现金流滞后项对投资可能有很大的解释力 (Fazzari, et al 1988) , 在此本文在回归方程中加进滞后一期的自由现金流这个控制变量, 控制住滞后期自由现金流对投资的影响。

表3第1列显示模型1的回归结果。从结果可以看到, 解释变量的符号与本文上文预期保持一致且均显著。当期的自由现金流系数为正的0.079, 并且显著, 这表明自由现金流与投资额有显著的正相关关系, 证实了投资现金流敏感性。Tobin Q代表了企业成长型, 与投资水平显著正相关。表3第2列显示了模型2的回归结果。在模型1的基础上, 本文在模型2中加入了Tobin Q和自由现金流的交互项变量, 来分析投资依赖于现金流是由过度投资引起的还是融资约束引起的。结果显示交叉项系数为-0.03, 与假设预期相符, 说明是中国上市公司是过度投资引起的投资现金流敏感性, 证实了本文的假设2。此时, 自由现金流和Tobin q的系数依然显著且均为正, 也符合预期。基于模型2得到的过度投资确实存在的结论, 本文运用模型3和模型4 分别证明信息披露评级和机构投资者持股这两个制约变量过度投资的作用。表3第3列显示信息披露评级对过度投资是否有制约作用。本文用信息披露评级变量与Tobin Q和现金流的交叉项变量再做交叉, 得到三项交叉变量, 如果得到该交叉项的系数为正, 则表示信息披露评级能有效的约束过度投资行为。结果看到grade*Q*FCF的系数为0.001但不显著。本文在全样本的分析中并未发现信息披露对过度投资产生任何影响作用。表3第4列显示机构投资者持股对过度投资是否有制约作用。与模型3类似, 本文以机构投资者持股比例与Tobin Q值和现金流三项交叉产生新交互变量, ins*Q*FCF, 发现其系数为负且不显著。机构投资者持股看起来也未能对过度投资起到影响作用。从全样本的分析过程中, 本文发现了过度投资行为确实存在, 证实了假设1, 但是假设2和3均未得到证实, 本文并未发现信息披露机制和机构投资者持股对过度投资起到有效的约束作用。

注:***表明在 1%水平上显著, **为 5%水平上显著, *为 10%水平上显著。括号内为 z值。行业和年度变量检验结果省略, 后表与此相同。

(三) 分组讨论

上文引述了过度投资是信息不对称下的代理问题引起的。本文在对全样本数据进行考察的时候并未发现制约变量——信息披露和机构投资者持股——对过度投资有显著抑制作用。进一步的, 本文将分别以信息披露等级和机构投资者持股水平的高低为分组依据, 把样本划分为不同组别, 研究信息不对称程度高的公司和低的公司中, 机构投资者持股对过度投资的影响如何;同时, 机构投资者持股高的公司和低的公司, 信息披露对过度投资的影响又会如何, 是否与上文的全样本有一样的不显著结果, 还是会产生新的答案。另一方面, 分组研究也令本文观察到信息披露评级的制约作用和机构投资者持股的制约作用之间的相互关系。

首先, 本文按照信息评级高低分为两组, 评级为1和2 (评级1为不合格, 评级2为合格) 的公司分为低信息披露评级组, 评级为3和4 (评级3为良好, 评级4为优秀) 的公司分为高信息披露评级组, 考察这两组公司的机构投资者持股水平对过度投资行为的影响;然后本文以机构投资者持股比例的平均值为分组依据, 将样本分为低机构投资者持股组和高机构投资者持股组, 考察这两组的信息披露对过度投资行为的影响。表4显示了高、低信息披露评级组的分析结果。表4左半部分是低信息披露评级的公司组, 该组信息不对称较严重。这一组公司三个模型的回归系数基本均显著且符合假设预期。尤其在模型3中, 低信息披露公司的机构投资者制约变量显著为正, 说明在信息披露水平低下时, 机构投资者通过外部治理的方式监督公司管理层, 对过度投资能产生有效地制约作用。相比之下, 表4的右半部分, 在信息披露水平高的公司组中, 机构投资者持股监督动力不足, 对信息透明度进一步加强的需求不是很大, 从而对过度投资行为没有起到显著的影响。从这个研究结论中本文看到了两个制约因素间的替代性。

同样, 表5显示了高、低机构投资者持股的公司的研究结果。本文发现了与表4类似的作用。在机构投资者持股水平低的公司, 信息披露能有效制约过度投资, 制约变量的系数显著为正的0.009;而在机构投资者持股水平高的公司, 信息披露的对过度投资的作用并不显著。这表示, 在机构投资者持股少的公司, 公开的信息披露更显其重要性, 减少信息不对称降低代理问题, 抑制过度投资;在机构投资者持股多的公司, 信息披露的需求和作用就不那么明显。在机构投资者持股水平高的公司中, 本文发现Tobin q的系数显著为负, 与传统的Tobin q假说并不一致, 在外部治理水平高时投资水平与投资机会成反比, 这一点令本文比较费解, 有待日后进一步分析研究。总的来说, 通过分组讨论, 本文发现信息披露与机构投资者持股对过度投资确实在不同环境下产生制约影响, 并且两种制约变量的作用具有替代性。

四、结论

本文分析研究了中国上市公司过度投资问题以及其制约效应, 提出四个假设:中国上市公司普遍存在过度投资行为;信息披露程度越高的公司, 其过度投资程度越小;机构投资者持股可以制约上市公司过度投资行为;信息披露水平对过度投资的制约作用与机构投资者持股对过度投资的制约作用会互相作用, 可能产生互相替代影响, 也可能产生互补的影响。

本文采用2003-2009年7年的中国上市公司面板数据, 对过度投资问题在中国的状况进行分析, 得到结论是, 投资对现金流具有敏感性, 并且这种敏感性是由投资过度来解释的, 即中国上市公司也存在过度投资行为。由于过度投资是由信息不对称引起, 那么减轻信息不对称应该是抑制过度投资的方法之一。

本文选取了两个制约变量, 一是深交所采用的信息披露评级, 二是机构投资者持股比例。结果发现信息披露评级和机构投资者持股在特定的样本环境下能抑制过度投资行为, 并且发现信息披露评级与机构投资者持股对过度投资的两种制约作用是替代的, 在信息披露评级低的公司中, 机构投资者持股对过度投资的制约作用越明显;在机构投资者持股低的公司, 信息披露评级的制约作用越明显。

基于本文研究结论, 本文对现实社会监管提出一些参考建议, 包括进一步加强上市公司信息透明度, 建立一套有效地对上市公司强制性信息披露与自愿性信息披露的制度, 尽量减少公司股东与高管、内部人与外部投资者之间的信息不对称;进一步发展机构投资者, 鼓励机构投资者持股并发挥其监督作用。