機(jī)構(gòu)投資者、代理成本與公司價(jià)值
——基于隨機(jī)前沿模型及門(mén)檻回歸的實(shí)證分析

王謹(jǐn)樂(lè),史永東

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué)應(yīng)用金融研究中心，遼寧 大連 116025)

機(jī)構(gòu)投資者、代理成本與公司價(jià)值
——基于隨機(jī)前沿模型及門(mén)檻回歸的實(shí)證分析

王謹(jǐn)樂(lè),史永東

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué)應(yīng)用金融研究中心，遼寧 大連 116025)

本文運(yùn)用隨機(jī)前沿模型，從代理成本的視角出發(fā)，實(shí)證檢驗(yàn)了以證券投資基金為代表的機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司價(jià)值的影響。研究結(jié)果表明，機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)公司價(jià)值具有顯著正面影響，但同時(shí)也表現(xiàn)出明顯的“倒L”型特征?；谶@一發(fā)現(xiàn)，進(jìn)一步采用Hansen(1999)提出的面板門(mén)檻模型，測(cè)算了機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司價(jià)值的影響發(fā)生顯著結(jié)構(gòu)性變化時(shí)的門(mén)檻水平，結(jié)果表明，當(dāng)機(jī)構(gòu)持股比例超過(guò)大約12%時(shí)，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司價(jià)值的提升作用會(huì)大幅減弱。同時(shí)，本文還發(fā)現(xiàn)，開(kāi)放式基金相較于封閉式基金對(duì)公司價(jià)值的提升具有更加積極的作用。

機(jī)構(gòu)投資者；代理成本；隨機(jī)前沿；門(mén)檻回歸

1 引言

自Berle與Means[1]明確提出所有權(quán)和經(jīng)營(yíng)權(quán)相分離的命題之后，現(xiàn)代公司的股東與經(jīng)理人之間由于兩權(quán)分離、信息不對(duì)稱以及契約不完備所產(chǎn)生的代理問(wèn)題一直是學(xué)界討論的焦點(diǎn)。理論上，任何形式的代理問(wèn)題都會(huì)降低公司價(jià)值[2]，作為委托人的股東不可能對(duì)掌握私人信息的經(jīng)理人做到全面徹底的監(jiān)督，當(dāng)公司的內(nèi)部控制機(jī)制和外部監(jiān)督機(jī)制存在設(shè)計(jì)或執(zhí)行缺陷時(shí)，經(jīng)理人出于個(gè)人利益最大化，便有可能采取損害公司價(jià)值或股東利益的經(jīng)營(yíng)決策[3]。而機(jī)構(gòu)投資者，尤其是國(guó)外的機(jī)構(gòu)投資者早開(kāi)始以股東身份積極參與到公司的治理當(dāng)中，憑借自身的專業(yè)優(yōu)勢(shì)、信息優(yōu)勢(shì)以及資金等方面的優(yōu)勢(shì)對(duì)上市公司高管人員、控股股東進(jìn)行監(jiān)督，進(jìn)而起到降低公司代理成本的作用，促進(jìn)公司價(jià)值提升的同時(shí)實(shí)現(xiàn)了獲取治理收益的目的[4-5]。

機(jī)構(gòu)投資者既可以選擇向董事會(huì)和管理層提供經(jīng)營(yíng)管理建議來(lái)影響公司業(yè)績(jī)，又可以結(jié)合自身較強(qiáng)的信息甄別[6]、解讀能力，約束經(jīng)理人對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)告的人為干預(yù)，迫使其只能通過(guò)改善業(yè)績(jī)來(lái)改善報(bào)表[7-8]，還可以選擇“用腳投票”[9-10]的方式來(lái)表達(dá)對(duì)公司管理經(jīng)營(yíng)的認(rèn)可度。所以，機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理、發(fā)揮改善公司業(yè)績(jī)的作用一直被我國(guó)政府及監(jiān)管部門(mén)寄予厚望。在相關(guān)政策的鼓勵(lì)與支持下，我國(guó)資本市場(chǎng)的機(jī)構(gòu)投資者規(guī)模已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了跨越式的發(fā)展。根據(jù)中國(guó)證券登記結(jié)算公司統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，截至2012年12月，我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者所持A股流通市值占比約為17.40%，機(jī)構(gòu)投資者成為公司十大股東的現(xiàn)象已經(jīng)十分常見(jiàn)。而在2007年的市場(chǎng)整體牛市環(huán)境中，我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者所持A股流通市值占比更是一度高達(dá)40%，同年，我國(guó)資本市場(chǎng)股權(quán)分置改革基本完成，同股同權(quán)真正落實(shí)到每一位股東手中。由此，我國(guó)的機(jī)構(gòu)投資者作為流通股大股東在公司治理中是否扮演了積極的角色并起到提升公司價(jià)值的作用，儼然成為了一個(gè)重要的論證主題。

近年來(lái)，國(guó)內(nèi)逐漸也有部分學(xué)者開(kāi)始重視機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司治理效率以及公司價(jià)值的影響研究[11-16]，但本文認(rèn)為已有研究仍存在以下幾方面不足：(1)研究視角的問(wèn)題。邏輯上，機(jī)構(gòu)投資者是通過(guò)監(jiān)督管理層的各類經(jīng)營(yíng)活動(dòng)來(lái)緩解代理沖突，降低代理成本，最終起到提升公司價(jià)值的作用。但在實(shí)際研究中，由于代理成本難以測(cè)算，國(guó)內(nèi)尚未有學(xué)者從代理成本的角度對(duì)機(jī)構(gòu)投資者如何影響公司價(jià)值這一命題展開(kāi)實(shí)證研究。(2)機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司價(jià)值的影響可能是非線性的。從市場(chǎng)博弈角度來(lái)看，機(jī)構(gòu)投資者在參與公司治理的決策選擇上，除了選擇親力親為，還可以選擇“搭便車(chē)”[17]。當(dāng)前，國(guó)內(nèi)僅有學(xué)者從理論模型出發(fā)，討論了機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理的決策選擇行為[12]，但尚未有學(xué)者在實(shí)證方面給出相關(guān)經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。(3)中國(guó)資本市場(chǎng)結(jié)構(gòu)性變化問(wèn)題。2005年4月我國(guó)上市公司股權(quán)分置改革正式啟動(dòng)，2007年股權(quán)分置改革基本完成。在股改之前，中國(guó)上市公司獨(dú)特的股權(quán)性質(zhì)使得公司大股東利益往往與股價(jià)的漲跌無(wú)關(guān)，大股東和管理層傾向于通過(guò)各種關(guān)聯(lián)交易、掏空上市公司來(lái)獲得收益，機(jī)構(gòu)投資者在參與公司治理方面所能發(fā)揮的作用非常有限。而在股改之后，非流通股進(jìn)入流通領(lǐng)域，這意味著上市公司大股東利益也將受到股價(jià)波動(dòng)的影響，股票市場(chǎng)價(jià)格更能反映公司實(shí)際價(jià)值，這迫使大股東轉(zhuǎn)向參與公司治理，通過(guò)提高公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)來(lái)獲取回報(bào)。與此同時(shí)，如TobinQ那些經(jīng)常被用來(lái)衡量公司價(jià)值的指標(biāo)，其計(jì)算方法在股改前后也發(fā)生了結(jié)構(gòu)性的變化。我們認(rèn)為，正是由于這些復(fù)雜性和不確定性因素的存在，使得先前學(xué)者的實(shí)證研究難以得出一致性結(jié)論。

針對(duì)上述問(wèn)題，本文的主要貢獻(xiàn)體現(xiàn)在:(1)我們選取2007年(占市值96%的公司已完成或者進(jìn)入改革程序，“股改”基本完成)至2012年的中國(guó)上市公司的季度數(shù)據(jù)，運(yùn)用隨機(jī)前沿模型SFA(Stochastic Frontier Approach)，將公司代理成本從公司前沿價(jià)值(不存在代理成本時(shí)的公司最大價(jià)值)中“剝離”出來(lái)。相比先前學(xué)者直接探討機(jī)構(gòu)投資者與公司價(jià)值之間關(guān)系的做法，我們基于SFA模型的獨(dú)特優(yōu)勢(shì)，引入生產(chǎn)效率的分析框架，將研究視角重新投向機(jī)構(gòu)投資者對(duì)代理成本的影響，這一研究方法能夠有效還原機(jī)構(gòu)投資者進(jìn)行價(jià)值創(chuàng)造的作用機(jī)理。(2)運(yùn)用面板門(mén)檻回歸模型PTM(Panel Threshold Regression Model)，選擇機(jī)構(gòu)持股比例作為“門(mén)檻”變量，發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)持股比例與公司業(yè)績(jī)之間存在顯著的“門(mén)檻效應(yīng)”，繼而我們測(cè)算了機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司價(jià)值的影響發(fā)生顯著結(jié)構(gòu)性變化時(shí)的門(mén)檻水平，首次從實(shí)證層面分析了機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理時(shí)“搭便車(chē)”的后果。在給出經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的同時(shí)也為我國(guó)管理層制定關(guān)于發(fā)展機(jī)構(gòu)投資者的方針政策提供了微觀基礎(chǔ)。(3)首次運(yùn)用“開(kāi)放式基金占比”變量，檢驗(yàn)了開(kāi)放式基金和封閉式基金的公司治理效應(yīng)差異，豐富了相關(guān)領(lǐng)域的研究成果。

2 研究方法與樣本選擇

2.1 基本的隨機(jī)前沿模型

基于技術(shù)效率(Technical Efficiency)的分析框架，公司前沿價(jià)值即可定義為當(dāng)公司管理者在所有的治理決策上均做出最佳設(shè)定時(shí)(代理成本為零)所能產(chǎn)生的最大價(jià)值。那么，由于代理沖突的存在，公司的實(shí)際價(jià)值將會(huì)系統(tǒng)性單邊偏離其前沿(最大)價(jià)值，偏離的部分即為非效率部分，可視為代理成本[18]。

(1)

Pit=f(Xit)-F(Zit)+vit

(2)

其中，F(xiàn)(Zit)表示由代理沖突導(dǎo)致的公司價(jià)值損失，反映了代理成本的大小。由于代理成本的存在只會(huì)使得公司價(jià)值降低，具有單邊(one-sided)分布的特征，若設(shè)F(Zit)=uit，則公司實(shí)際價(jià)值也可表示為(3)式：

(3)

(4)

2.2 具體的隨機(jī)前沿函數(shù)形式

下面的(5)式、(6)式、(7)式給出了本文SFA模型的具體形式。接下來(lái)將試圖解決兩個(gè)相互關(guān)聯(lián)的問(wèn)題：第一，我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者是否會(huì)對(duì)公司的代理成本產(chǎn)生影響。第二，如果有影響，這種影響是否是線性的？

ln(TobinQit)=β0+β1Sizeit+β2Salegrit+β3Roait+β4Tangit+β5Tagrit+β6Invtit+β7Levit+(vit-uit)

(5)

ln(mit)=b0+δ1Fundi,t-1+δ2(Fundi,t-1)2+δ3Kporti,t-1

(6)

(7)

公司前沿價(jià)值模型如(5)式所示，遵循SFA模型的處理方法，本文使用TobinQ的對(duì)數(shù)形式ln(TobinQ)作為被解釋變量來(lái)衡量公司的實(shí)際價(jià)值。在(5)式右邊的解釋變量中，我們借鑒了蘇治和連玉君[18]的研究方法，引入一系列反映公司財(cái)務(wù)特征的指標(biāo)作為控制變量來(lái)構(gòu)建公司的前沿價(jià)值。其中，Size是公司規(guī)模，為總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)值；Salegr是營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率；Roa是稅前資產(chǎn)回報(bào)率；Tang是有形資產(chǎn)比率；Tagr是總資產(chǎn)成長(zhǎng)率；Invt是投資支出；Lev是財(cái)務(wù)杠桿。(變量具體定義方式可參見(jiàn)蘇治和連玉君[18])

在(6)式中，我們分別從機(jī)構(gòu)持股比例Fund，機(jī)構(gòu)持股比例的平方Fund2，以及開(kāi)放式基金占比Kport等三個(gè)維度來(lái)檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司代理成本(水平值)的影響。(與國(guó)內(nèi)大多文獻(xiàn)一致，本文使用證券投資基金作為機(jī)構(gòu)投資者代表。主要原因有二：其一，證券投資基金屬于壓力不敏感型機(jī)構(gòu)投資者，傾向于通過(guò)改善公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)來(lái)提高資產(chǎn)收益[19]；其二，現(xiàn)階段，證券投資基金在我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者結(jié)構(gòu)中仍然處于絕對(duì)主導(dǎo)地位，而保險(xiǎn)公司、社?；稹⑵髽I(yè)年金等其他機(jī)構(gòu)投資者由于規(guī)模較小，所能發(fā)揮的影響作用也是微乎其微。)具體的，F(xiàn)und為季度末機(jī)構(gòu)持有股份占總流通股股份的比例，是開(kāi)放式基金持股比例與封閉式基金持股比例之和。考慮到機(jī)構(gòu)持股比例對(duì)代理成本的影響有可能是非線性的，模型中加入了機(jī)構(gòu)持股比例的平方項(xiàng)Fund2，旨在考查隨著機(jī)構(gòu)持股比例的增加，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司價(jià)值的邊際影響是否會(huì)發(fā)生顯著變化。開(kāi)放式基金占比Kport衡量了機(jī)構(gòu)持股份額中開(kāi)放式基金所占的比重，取值介于0-1之間，加入該項(xiàng)的目的是在于檢驗(yàn)開(kāi)放式基金與封閉式基金的公司治理效應(yīng)是否存在顯著差異。在(7)式中，我們采用了與(6)式相同的解釋變量來(lái)檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)投資者對(duì)價(jià)值缺口不確定性(方差值)的影響，其能夠反映出機(jī)構(gòu)投資者治理效應(yīng)的發(fā)揮是否具有穩(wěn)定性。

值得說(shuō)明的是，根據(jù)某些已有研究，機(jī)構(gòu)投資者持股份額與公司價(jià)值之間的確存在正相關(guān)關(guān)系，但這并不能構(gòu)成機(jī)構(gòu)投資者提升公司價(jià)值的直接證據(jù)，因?yàn)檫@種正向關(guān)系也可能是秉承價(jià)值投資理念的機(jī)構(gòu)投資者進(jìn)行價(jià)值選擇的結(jié)果，即公司的優(yōu)良業(yè)績(jī)并非源于機(jī)構(gòu)投資者的治理行為，從而導(dǎo)致模型中產(chǎn)生嚴(yán)重的內(nèi)生性問(wèn)題。此外，考慮到機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理、降低代理成本進(jìn)而提升公司業(yè)績(jī)的過(guò)程只可能發(fā)生在其持股之后，所以在本文的模型中，所有機(jī)構(gòu)投資者變量均采用滯后一期。

2.3 樣本選擇與數(shù)據(jù)處理

本文選取2007年—2012年滬深兩市A股上市公司的季度數(shù)據(jù)作為研究樣本，公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)取自CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫(kù)，機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)來(lái)源于和訊網(wǎng)。根據(jù)研究需要對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：(1)為避免兼并重組的影響，剔除總資產(chǎn)成長(zhǎng)率或營(yíng)業(yè)收入成長(zhǎng)率大于100%的公司；(2)剔除金融類上市公司和樣本區(qū)間內(nèi)被ST或PT的公司；(3)為避免IPO的影響，剔除2007年至2012年間新上市公司IPO當(dāng)季的樣本數(shù)據(jù)；(4)為避免異常值的影響，對(duì)模型中主要變量在0.01水平上進(jìn)行縮尾(Winsorize)處理；(5)剔除缺乏相關(guān)變量數(shù)據(jù)的樣本公司。最終得到2312家上市公司，樣本總體為非平行面板結(jié)構(gòu)，樣本公司最長(zhǎng)時(shí)間跨度24個(gè)季度，全樣本共計(jì) 35665個(gè)觀察值。

3 實(shí)證結(jié)果

表1列示了兩種模型下的估計(jì)結(jié)果，即隨機(jī)前沿模型SFA(模型1、2、3)和面板固定效應(yīng)模型Panel_FE(模型4、5)。SFA模型的估計(jì)結(jié)果自上而下分為四個(gè)部分：第一部分是前沿函數(shù)部分，通過(guò)一系列財(cái)務(wù)變量刻畫(huà)公司的價(jià)值前沿；第二部分是價(jià)值缺口部分，用來(lái)檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司代理成本(水平值)的影響；第三部分是價(jià)值缺口不確定性部分，旨在檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)投資者治理效應(yīng)的穩(wěn)定性；第四部分是估計(jì)結(jié)果的幾個(gè)重要診斷值。模型(1)是本文考察的重點(diǎn)，沒(méi)有對(duì)參數(shù)估計(jì)施加任何約束，認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司代理成本的大小及其不確定性均存在異質(zhì)性影響。模型(2)和模型(3)分別在模型(1)的基礎(chǔ)上引入了不同約束條件。其中，模型(2)假定機(jī)構(gòu)投資者能夠影響代理成本的大小，但對(duì)其不確定性沒(méi)有影響；模型(3)則假定公司價(jià)值不存在系統(tǒng)性的偏離，代理成本為0。

通過(guò)模型(1、2、3)的前沿函數(shù)部分，可以得出，公司的前沿價(jià)值會(huì)隨著資產(chǎn)收益率和總資產(chǎn)增長(zhǎng)率的增大而增加，也會(huì)隨著企業(yè)規(guī)模、投資支出、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率、有形資產(chǎn)比率和負(fù)債率的增大而降低。同時(shí)，第四部分的似然比檢驗(yàn)(LR test)結(jié)果顯示，模型(1)顯著優(yōu)于模型(2、3)，說(shuō)明我國(guó)上市公司的代理成本存在明顯的異質(zhì)性。

通過(guò)模型(1、2)的第二部分，可以看出，F(xiàn)und前的系數(shù)顯著為負(fù)，且均通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)。即隨著機(jī)構(gòu)持股比例的增加，公司的價(jià)值缺口(代理成本)顯著降低，表明機(jī)構(gòu)投資者能夠促進(jìn)治理效率的提升，從而提升公司價(jià)值。機(jī)構(gòu)持股比例平方項(xiàng)Fund2之前的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，表明機(jī)構(gòu)持股比例與代理成本之間存在“L”型關(guān)系，而非簡(jiǎn)單線性關(guān)系，說(shuō)明機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司價(jià)值的邊際影響會(huì)隨著持股比例的增加而減弱，與Black[17]的研究結(jié)論相符。我們認(rèn)為這種現(xiàn)象是由不同基金之間的“搭便車(chē)”行為造成的。在機(jī)構(gòu)持股比例增加的初期，基金家數(shù)并不多，單個(gè)或少數(shù)幾家基金管理者之間可以通過(guò)合作的方式參與公司治理，這將有利于公司價(jià)值的提升。而隨著基金家數(shù)的繼續(xù)增加，部分基金管理者不再愿意承擔(dān)監(jiān)督成本，轉(zhuǎn)為選擇“搭便車(chē)”，從而使得機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司治理效率的邊際影響開(kāi)始衰減。同時(shí)，我們還注意到，隨著開(kāi)放式基金占比Kport的增加，公司代理成本顯著下降，這一結(jié)果表明開(kāi)放式基金相較于封閉式基金而言發(fā)揮了更加積極的治理作用。究其原因，我們認(rèn)為，這是由于購(gòu)買(mǎi)開(kāi)放式基金的投資人可以隨時(shí)贖回他們的基金份額，由此便對(duì)開(kāi)放式基金的管理者形成了一種更強(qiáng)烈的制約機(jī)制，促使他們必須更加積極的參與到公司治理中去，以求更加有效的提高公司的業(yè)績(jī)表現(xiàn)。

通過(guò)模型(1)的第三部分可以發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)持股比例Fund與價(jià)值缺口的不確定性在1%的水平下顯著正相關(guān)，表明機(jī)構(gòu)持股比例的增加會(huì)降低其治理效果的穩(wěn)定性。本文認(rèn)為其間原因如前所述，隨著機(jī)構(gòu)家數(shù)的增多，基金管理者的治理行為逐漸分化，部分基金的管理者轉(zhuǎn)為選擇“搭便車(chē)”策略，導(dǎo)致機(jī)構(gòu)投資者治理作用的穩(wěn)定性出現(xiàn)衰減。

出于對(duì)比和穩(wěn)健性考慮，本文也遵循了前期大部分學(xué)者的做法，使用面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如模型(4、5)所示。其中，模型(4)對(duì)應(yīng)模型(3)，并未加入反映機(jī)構(gòu)投資者持股特征的變量，模型(5)則對(duì)應(yīng)模型(2)，加入了全部的變量。通過(guò)對(duì)比，我們發(fā)現(xiàn)SFA與Panel_FE兩種模型下變量的系數(shù)估計(jì)值雖然存在一定差異，但其符號(hào)性質(zhì)與顯著性水平都是完全相同的。(雖然模型(5)與模型(2)中用來(lái)表征機(jī)構(gòu)投資者持股特征的變量的系數(shù)符號(hào)恰恰相反，但在本質(zhì)上是一致的。因?yàn)槟Ｐ?2)中所描述的“隨著機(jī)構(gòu)持股比例的增加，代理成本顯著下降”與模型(5)中的回歸結(jié)果“隨著機(jī)構(gòu)持股比例的增加，公司價(jià)值顯著提升”可以看作是同一結(jié)論的不同表述方式。

基于過(guò)往研究，我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者傾向持有那些具有規(guī)模大、國(guó)有背景、經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)優(yōu)良、抗風(fēng)險(xiǎn)能力強(qiáng)等特征[20-22]的公司股票。所以，考慮到機(jī)構(gòu)投資者的持股偏好，我們還分別根據(jù)公司規(guī)模、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)以及公司績(jī)效這幾個(gè)重要特征對(duì)全體樣本進(jìn)行了分組檢驗(yàn)。在分組檢驗(yàn)中，本文所關(guān)心的幾個(gè)關(guān)鍵結(jié)果均繼續(xù)保持了高度的穩(wěn)健性。限于篇幅，此處不再呈現(xiàn)具體過(guò)程。

4 機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理的門(mén)檻特征

基于以上發(fā)現(xiàn)，下面將機(jī)構(gòu)持股比例Fund設(shè)定為門(mén)檻變量，運(yùn)用Hansen[23]提出的面板門(mén)檻模型(PTM)對(duì)機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理的門(mén)檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，并定量測(cè)算引發(fā)消極作用的門(mén)檻水平，確定機(jī)構(gòu)投資者在參與公司治理決策上選擇“搭便車(chē)”行為的臨界點(diǎn)。

4.1 面板門(mén)檻模型

根據(jù)Hansen[23]提出的面板門(mén)檻模型，本文的機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理的面板門(mén)檻模型具體形式如(8)式所示:

表1 隨機(jī)前沿模型及Panel_FE模型估計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果

注:括號(hào)內(nèi)為t值， *，** ，***分別表示10%，5%以及1%的顯著性水平。

ln(TobinQit)=β0+β1Sizeit+β2Salegrit+β3Roait+β4Tangit+β5Tagrit+β6Invtit+β7Levit+β8Kporti,t-1+ω1Fundi,t-1×I(Fundi,t-1≤τ)+ω2Fundi,t-1×I(Fundi,t-1>τ)+εit

(8)

其中，i指代上市公司，t表示季度，F(xiàn)undi,t-1為門(mén)檻變量，τ為待定門(mén)檻值，εit～iid(0,δ2)為隨機(jī)干擾項(xiàng)，I(·)為指標(biāo)函數(shù)。該模型相當(dāng)于一個(gè)分段函數(shù)模型，當(dāng)Fundi,t-1≤τ時(shí)，F(xiàn)undi,t-1的系數(shù)為ω1，而當(dāng)Fundi,t-1>τ時(shí)，F(xiàn)undi,t-1的系數(shù)為ω2。

通過(guò)搜索，得出當(dāng)τ=12.510時(shí)，S1(τ)取最小值。表2給出了門(mén)檻效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值接近0，表明兩系數(shù)ω1和ω2存在顯著差異，即機(jī)構(gòu)持股比例對(duì)機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理的效果存在明顯的門(mén)檻效應(yīng)。

表2 門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

注: (1)P值和臨界值均為采用Bootstrap抽樣300次得到的結(jié)果。(2)***、**和*分別代表在1%、5%和10%水平下顯著。

圖1通過(guò)似然比函數(shù)圖描繪了LR值與門(mén)檻值的對(duì)應(yīng)關(guān)系，并直觀的給出了真實(shí)門(mén)檻值的非拒絕域。門(mén)檻估計(jì)值的95%置信區(qū)間是所有LR值小于5%顯著水平下的臨界值7.35(對(duì)應(yīng)圖中虛線)的τ值構(gòu)成的區(qū)間。其中，LR值的最低點(diǎn)即對(duì)應(yīng)著真實(shí)門(mén)檻值，明顯小于臨界值7.35，因此，可以認(rèn)為所得到的門(mén)檻值是真實(shí)有效的。

圖1 門(mén)檻的估計(jì)值和置信區(qū)間

4.2 面板門(mén)檻模型的估計(jì)結(jié)果

我們將求得的門(mén)檻值帶入(8)式，對(duì)基于門(mén)檻值的面板模型進(jìn)行回歸，估計(jì)結(jié)果如表3所示，其中，模型(6)為同方差假設(shè)下的估計(jì)結(jié)果，模型(7)為異方差假設(shè)下的估計(jì)結(jié)果，兩模型均采用面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)?？傮w而言，機(jī)構(gòu)持股比例始終與公司價(jià)值呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，當(dāng)機(jī)構(gòu)持股比例低于12.51%時(shí)，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司價(jià)值的影響系數(shù)為0.0154，而當(dāng)機(jī)構(gòu)持股比例跨過(guò)該門(mén)檻值時(shí)相應(yīng)的系數(shù)變?yōu)?.0103，即機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司價(jià)值的影響隨著機(jī)構(gòu)持股比例的提高呈現(xiàn)出較大幅度的降低(約下降了33%)。我們對(duì)門(mén)檻值兩側(cè)的回歸系數(shù)進(jìn)行了Wald檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示在1%水平下拒絕了“兩個(gè)系數(shù)不存在顯著差異”的原假設(shè)，這也印證了該模型中門(mén)檻值的設(shè)定是合理的，在門(mén)檻值兩側(cè)，機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理的效果發(fā)生了顯著變化。

表3 面板門(mén)檻模型估計(jì)結(jié)果

注：(1)tols為同方差設(shè)定下的t值，trobust為異方差設(shè)定下的t值。(2)***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上變量顯著。(3)Fund_d1和Fund_d2分別為門(mén)檻值兩側(cè)區(qū)間的估計(jì)系數(shù)。

5 結(jié)語(yǔ)

本文實(shí)證結(jié)果表明：(1)我國(guó)以證券投資基金為代表的機(jī)構(gòu)投資者積極參與到公司治理之中，在一定程度上緩解了上市公司的代理沖突，提高了公司價(jià)值。(2)機(jī)構(gòu)持股比例與代理成本之間存在“L”型關(guān)系，隨著持有同一只股票的機(jī)構(gòu)家數(shù)的增多，“搭便車(chē)”行為的出現(xiàn)會(huì)使得機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司價(jià)值的提升作用邊際遞減。此外，機(jī)構(gòu)“扎堆”持股也會(huì)降低治理效力的穩(wěn)定性。(3)機(jī)構(gòu)持股比例對(duì)機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理的效果存在顯著的門(mén)檻效應(yīng)，當(dāng)機(jī)構(gòu)持股比例超過(guò)門(mén)檻值(約12%)時(shí)，治理效果顯著下降。(4)相對(duì)于封閉式基金，開(kāi)放式基金在公司治理方面發(fā)揮著更加積極的作用。

本文的政策建議直接蘊(yùn)含于本文的結(jié)論之中：(1)鼓勵(lì)機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理，防止過(guò)度投機(jī)。與通過(guò)參與公司治理來(lái)獲得收益增值的投資理念不同，過(guò)度投機(jī)不但對(duì)公司價(jià)值毫無(wú)益處，反而還會(huì)加劇市場(chǎng)的無(wú)序波動(dòng)[24-25]，降低信息效率，扭曲市場(chǎng)資源配置的基礎(chǔ)功能。所以，一方面，應(yīng)該制約市場(chǎng)中的過(guò)度投機(jī)行為，對(duì)機(jī)構(gòu)之間盲目“扎堆”持股的行為形成有效制約。另一方面，還需繼續(xù)鼓勵(lì)以社保基金、企業(yè)年金為代表的價(jià)值型機(jī)構(gòu)投資者進(jìn)入股市，進(jìn)一步擴(kuò)大從事長(zhǎng)期價(jià)值投資的機(jī)構(gòu)投資者隊(duì)伍。最終，在市場(chǎng)總量的層面上優(yōu)化配置機(jī)構(gòu)投資者的價(jià)值挖掘能力，最大限度提升我國(guó)資本市場(chǎng)全體上市公司的價(jià)值。(2)進(jìn)一步提高我國(guó)證券投資基金中開(kāi)放式基金的占比。開(kāi)放式基金管理者的薪酬收入和職業(yè)聲譽(yù)與其短期投資業(yè)績(jī)直接相關(guān)，迫于來(lái)自投資人的贖回壓力，開(kāi)放式基金的管理者更加有動(dòng)力直接參與公司治理，以期公司業(yè)績(jī)獲得更快速的提升并最終通過(guò)股價(jià)表現(xiàn)出來(lái)。實(shí)際上，西方成熟市場(chǎng)中的證券投資基金，如美國(guó)的共同基金(等同開(kāi)放式基金)也早已成為證券投資基金的主導(dǎo)力量[26]。

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Institutional Investors, Agency Costs and Company Value——Empirical Study Based on Stochastic Frontier Model and Threshold Regression

WANG Jin-le，SHI Yong-dong

(Research Center of Applied Finance, Dongbei University of Finance and Economics, Dalian 116025，China)

With the rise of shareholder activism, institutional investors as big shareholders often choose to take the initiative to participate in corporate governance in order to standardize the organization structure and management behavior, so as to alleviate the agency conflicts, reduce agency cost, improve corporate governance efficiency. Obviously, whether China's institutional investors can play a positive role in reducing agency cost and increasing company value is becoming an important research topic. In this paper, the quarterly data of listed companies in Shanghai and Shenzhen stock Exchange is chosen as samples from 2007 to 2012. From the perspective of agency costs, stochastic frontier model is used to examine the impact of China's institutional investors on the company value. The analysis finds that with the increase of institutional investors holdings, the company value increased significantly, but it also shows an inverse-L-shaped relationship between the two. Based on this finding, panel threshold model is further adopted to search the threshold value over which the institutional investors' positive impact on company value shows a structural adjustment. The results find that when the proportion of institutional ownership exceeds about 12%, the impact of institutional investors on company value will be greatly diminished. Meanwhile, the evidence supporting the point of statement that open-end funds have more positive and significant influence on company value than closed-end funds is provided.

institutional investors; agency costs; stochastic frontier model; threshold regression

1003-207(2016)07-0155-08

10.16381/j.cnki.issn1003-207x.2016.07.019

2015-04-07；

2016-01-14

國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71471031，71171036)；國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目(12&ZD067)；國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)資助項(xiàng)目(14AZD089)；遼寧特聘教授支持計(jì)劃(遼教發(fā)[2013]204號(hào))；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究項(xiàng)目(15YJA790092,15YJC790041)；東北財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)科建設(shè)支持計(jì)劃(XKK-201401)；東北財(cái)經(jīng)大學(xué)校級(jí)青年培育項(xiàng)目(DUFE2016Q02)

王謹(jǐn)樂(lè)(1982-)，男(漢族)，安徽合肥人，東北財(cái)經(jīng)大學(xué)應(yīng)用金融研究中心，助理研究員，研究方向：公司金融、證券市場(chǎng)和行為金融，E-mail:waiwaiwang@163.com.

F275.5

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