“國(guó)家隊(duì)”持股與公司違規(guī)

文 雯，喬 菲

1 北京外國(guó)語(yǔ)大學(xué) 國(guó)際商學(xué)院，北京 100089 2 東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，遼寧 大連 116025

引言

機(jī)構(gòu)投資者是資本市場(chǎng)中重要的投資主體，也是理性投資者的代表。機(jī)構(gòu)投資者擁有較為先進(jìn)的投資理念和長(zhǎng)期的投資視野，具備較強(qiáng)的信息挖掘和分析能力，能夠有效降低市場(chǎng)波動(dòng)性，促進(jìn)證券交易的專業(yè)化和成熟化。中國(guó)資本市場(chǎng)成立以來(lái)，機(jī)構(gòu)投資者的構(gòu)成日趨多元化，合格境外機(jī)構(gòu)投資者(QFII)和合格境內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者(QDII)相繼準(zhǔn)入。同時(shí)，監(jiān)管部門積極提倡發(fā)揮保險(xiǎn)、各類證券投資基金和資管產(chǎn)品等機(jī)構(gòu)投資者的作用，引導(dǎo)更多增量中長(zhǎng)期資金進(jìn)入市場(chǎng)發(fā)揮價(jià)值投資功能。機(jī)構(gòu)投資者是發(fā)達(dá)國(guó)家資本市場(chǎng)的投資主體，積極鼓勵(lì)各類機(jī)構(gòu)投資者入市，有助于中國(guó)資本市場(chǎng)逐步與發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體接軌。

“國(guó)家隊(duì)”是指具有政府背景的機(jī)構(gòu)投資者，其在資本市場(chǎng)中日益扮演重要角色[1]。股市中的“國(guó)家隊(duì)”主要包含中國(guó)證券金融股份有限公司、中央?yún)R金投資有限責(zé)任公司、中央?yún)R金資產(chǎn)管理有限責(zé)任公司、中證金融資產(chǎn)管理計(jì)劃、5個(gè)救市基金和外管局旗下的投資平臺(tái)[2-4]。2015年至2016年中國(guó)A股市場(chǎng)發(fā)生了罕見(jiàn)的股災(zāi)，波及范圍甚廣，嚴(yán)重打擊了投資者的信心。在此背景下，以中國(guó)證券金融股份有限公司和中央?yún)R金投資有限責(zé)任公司為代表的“國(guó)家隊(duì)”直接進(jìn)入二級(jí)市場(chǎng)救市，在穩(wěn)定股價(jià)波動(dòng)和降低系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)方面發(fā)揮了關(guān)鍵性作用[1-2]。中國(guó)證監(jiān)會(huì)在2015年第21號(hào)公告中明確表示，以中國(guó)證券金融股份有限公司為代表的“國(guó)家隊(duì)”在今后若干年不會(huì)退出，且穩(wěn)定市場(chǎng)的職能不會(huì)發(fā)生變化。目前，有關(guān)“國(guó)家隊(duì)”持股經(jīng)濟(jì)后果的研究極為有限，除在市場(chǎng)劇烈波動(dòng)時(shí)起到“穩(wěn)定器”的作用之外，“國(guó)家隊(duì)”能否對(duì)微觀企業(yè)日常治理決策產(chǎn)生積極影響有待探究，本研究將基于公司違規(guī)的視角展開(kāi)探討。

1 相關(guān)研究評(píng)述

1.1 公司違規(guī)的影響因素

公司違規(guī)現(xiàn)象頻發(fā)一直是資本市場(chǎng)的痼疾，不僅嚴(yán)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(duì)資本市場(chǎng)的健康發(fā)展構(gòu)成威脅[5]。已有研究針對(duì)影響公司違規(guī)的因素進(jìn)行了大量深入的探究，本研究主要從公司治理視角進(jìn)行分析。

首先，高管異質(zhì)性及其薪酬契約機(jī)制影響公司違規(guī)的傾向和頻率。由于女性的謹(jǐn)慎性更高、風(fēng)險(xiǎn)容忍度更低，因此女性高管的比例越高時(shí)，公司發(fā)生違規(guī)操作的概率越低[6]?？v向兼任高管能夠發(fā)揮良好的監(jiān)督效應(yīng)，降低公司違規(guī)傾向[7]。CEO與其他高管的私人關(guān)系越好、對(duì)董事會(huì)的社會(huì)影響力越大時(shí)，公司發(fā)生違規(guī)行為的概率越大，且違規(guī)被稽查的時(shí)間更長(zhǎng)、CEO被強(qiáng)制更換的可能性更低[8-9]。薪酬契約設(shè)置對(duì)高管舞弊傾向產(chǎn)生顯著影響，管理層持有的非限制性股票期權(quán)數(shù)量與公司違規(guī)概率顯著正相關(guān)[10-11]，而CFO的薪酬溢價(jià)增加其工作的勤勉努力程度，降低其通過(guò)激進(jìn)的財(cái)務(wù)操作獲取晉升和未來(lái)薪酬的動(dòng)機(jī)，進(jìn)而降低公司違規(guī)行為[12]。

其次，以董事會(huì)為核心的公司內(nèi)部治理機(jī)制影響公司違規(guī)行為。董事長(zhǎng)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(guī)行為[13]。忙碌型獨(dú)立董事維護(hù)聲譽(yù)的動(dòng)機(jī)更加強(qiáng)烈，因此聘用忙碌型獨(dú)董的數(shù)量和比例越高，公司違規(guī)概率越低[14]。返聘獨(dú)立董事能夠積累更多的知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)，更好地發(fā)揮監(jiān)督和咨詢功能，有效抑制公司違規(guī)[15]。董事會(huì)會(huì)議次數(shù)越多并不意味著董事會(huì)更勤勉有效，反而預(yù)示著公司遇到更多的隱患，因此董事會(huì)會(huì)議頻率與公司違規(guī)概率顯著正相關(guān)[16]。此外，監(jiān)事會(huì)規(guī)模和監(jiān)事會(huì)會(huì)議頻率對(duì)公司被違規(guī)處罰的力度有影響[17]。

最后，在機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司違規(guī)行為的影響方面，已有研究主要關(guān)注傳統(tǒng)的證券投資基金和保險(xiǎn)資金等對(duì)公司違規(guī)行為的影響?？傮w而言，機(jī)構(gòu)投資者持股比例降低了公司違規(guī)的可能性，與證券機(jī)構(gòu)投資者相比，養(yǎng)老保險(xiǎn)基金、社?；鸷推髽I(yè)年金更關(guān)注長(zhǎng)期投資回報(bào)，傾向于采用更保守和更穩(wěn)健的投資策略，對(duì)公司違規(guī)的監(jiān)督效應(yīng)更顯著[18]。具體到保險(xiǎn)資金持股方面，傳統(tǒng)型和分紅型保險(xiǎn)資金的投資眼光更長(zhǎng)遠(yuǎn)，能更有效地減少公司違規(guī)行為[19]。共同基金持股提高了公司違規(guī)行為被發(fā)現(xiàn)的可能性，從而降低公司違規(guī)傾向，并且開(kāi)放式基金的違規(guī)治理效果優(yōu)于封閉式基金[20]。此外，機(jī)構(gòu)投資者實(shí)地調(diào)研能有效降低信息不對(duì)稱，縮短違規(guī)行為被稽查的時(shí)間，從而抑制公司違規(guī)行為[21]。然而，目前尚無(wú)研究關(guān)注兼具投資者和監(jiān)管者雙重身份的“國(guó)家隊(duì)”這一特殊類型的機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司違規(guī)行為的影響。

1.2 “國(guó)家隊(duì)”持股的經(jīng)濟(jì)后果

關(guān)于“國(guó)家隊(duì)”持股的經(jīng)濟(jì)后果的研究主要集中于穩(wěn)定股價(jià)和防范金融風(fēng)險(xiǎn)等領(lǐng)域。在2015年至2016年A股股災(zāi)期間，“國(guó)家隊(duì)”直接進(jìn)入二級(jí)市場(chǎng)買賣股票，有效降低了股票價(jià)格的尾部系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)，并通過(guò)改變危機(jī)時(shí)期的市場(chǎng)預(yù)期恢復(fù)了投資者的信心[1]。同時(shí)“國(guó)家隊(duì)”持股能夠有效改善公司的信息環(huán)境、降低噪聲交易、減少投資者異質(zhì)性信念，進(jìn)而發(fā)揮股價(jià)“穩(wěn)定器”的作用[2]。王雄元等[4]認(rèn)為“國(guó)家隊(duì)”持股降低了股價(jià)波動(dòng)性，并且權(quán)威新聞媒體的報(bào)道能夠有效發(fā)揮信息傳播功能，促進(jìn)“國(guó)家隊(duì)”發(fā)揮穩(wěn)定股票市場(chǎng)的作用；潘婉彬等[22]并未發(fā)現(xiàn)“國(guó)家隊(duì)”具有明顯的政策信息優(yōu)勢(shì)或利用信息優(yōu)勢(shì)進(jìn)行利益輸送，在部分持股公司出現(xiàn)“業(yè)績(jī)爆雷”時(shí)，“國(guó)家隊(duì)”并沒(méi)有出現(xiàn)明顯的減持現(xiàn)象，間接驗(yàn)證了“國(guó)家隊(duì)”扮演了維護(hù)投資者信心的角色。除資本市場(chǎng)表現(xiàn)外，鮮有研究關(guān)注“國(guó)家隊(duì)”持股是否影響公司日常決策。于雪航等[3]的研究認(rèn)為，“國(guó)家隊(duì)”持股降低了公司的融資約束，緩解了委托代理沖突，進(jìn)而顯著提升企業(yè)創(chuàng)新投資水平。

綜上所述，已有關(guān)于“國(guó)家隊(duì)”持股的研究大多集中在維護(hù)股票價(jià)格穩(wěn)定和降低資本市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)方面，有關(guān)“國(guó)家隊(duì)”持股是否影響微觀企業(yè)經(jīng)營(yíng)和治理決策的研究尚處于起步階段，關(guān)于“國(guó)家隊(duì)”持股是否影響公司違規(guī)行為的研究尚處于缺位狀態(tài)。本研究從公司違規(guī)的視角探討“國(guó)家隊(duì)”持股的治理效應(yīng)，彌補(bǔ)已有研究的不足，同時(shí)為監(jiān)管部門客觀、系統(tǒng)地評(píng)價(jià)“國(guó)家隊(duì)”的持股效果提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，為有效防范公司違法違規(guī)行為提供政策啟示。

2 理論分析和研究假設(shè)

“國(guó)家隊(duì)”是中國(guó)資本市場(chǎng)中一類特殊的機(jī)構(gòu)投資者，兼具投資者和監(jiān)管者的雙重身份[3]。本研究認(rèn)為，作為具有豐富經(jīng)驗(yàn)的專業(yè)化機(jī)構(gòu)投資者和具有權(quán)力的監(jiān)管者，“國(guó)家隊(duì)”既有動(dòng)力也有能力對(duì)公司違規(guī)行為施加影響，具體闡述如下。

首先，“國(guó)家隊(duì)”具有長(zhǎng)期投資視野，不以獲取短期經(jīng)濟(jì)利益為目標(biāo)，更有動(dòng)力幫助公司完善內(nèi)部治理和內(nèi)部控制制度，減少管理層機(jī)會(huì)主義行為。已有研究將機(jī)構(gòu)投資者分為積極的機(jī)構(gòu)投資者和消極的機(jī)構(gòu)投資者兩類[23-24]，積極的機(jī)構(gòu)投資者希望在不改變公司控制權(quán)的前提下，通過(guò)積極參與公司的運(yùn)營(yíng)管理改善公司治理，進(jìn)而提高持股收益。而消極的機(jī)構(gòu)投資者只追求短期收益，沒(méi)有動(dòng)力改善公司的運(yùn)營(yíng)管理水平。CHEN et al.[25]認(rèn)為，只有獨(dú)立持股比例較高且進(jìn)行長(zhǎng)期投資的機(jī)構(gòu)投資者才有動(dòng)力對(duì)公司實(shí)施監(jiān)督，通過(guò)提高公司的經(jīng)營(yíng)管理水平獲得長(zhǎng)期價(jià)值提升。具體到“國(guó)家隊(duì)”，中國(guó)證監(jiān)會(huì)在2015年第21號(hào)公告中明確表示，“國(guó)家隊(duì)”在今后若干年不會(huì)退出資本市場(chǎng)，并將持續(xù)發(fā)揮維護(hù)中小投資者合法權(quán)益和促進(jìn)股票市場(chǎng)長(zhǎng)期穩(wěn)定的職能，這表明“國(guó)家隊(duì)”作為長(zhǎng)期穩(wěn)定型的機(jī)構(gòu)投資者關(guān)注公司的長(zhǎng)遠(yuǎn)價(jià)值。因此，與其他機(jī)構(gòu)投資者和散戶投資者相比，“國(guó)家隊(duì)”更能堅(jiān)持長(zhǎng)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(jià)值投資的導(dǎo)向下參與公司治理實(shí)踐，利用自身的專業(yè)優(yōu)勢(shì)協(xié)助公司建立完善的內(nèi)部控制制度并監(jiān)督其有效運(yùn)行，約束管理者的短視行為，降低管理層操控業(yè)績(jī)的動(dòng)機(jī)，進(jìn)而抑制違規(guī)行為的發(fā)生。

其次，“國(guó)家隊(duì)”兼具投資者和監(jiān)管者的雙重身份，有能力察覺(jué)管理層的違規(guī)行為并對(duì)其施加影響。“國(guó)家隊(duì)”不僅擁有人才、資源和信息優(yōu)勢(shì)，而且具有豐富的專業(yè)知識(shí)和投資經(jīng)驗(yàn)，具備更強(qiáng)的信息解讀和公司價(jià)值評(píng)估能力?！皣?guó)家隊(duì)”能夠根據(jù)公司公開(kāi)披露以及通過(guò)實(shí)地調(diào)研、問(wèn)詢函等形式獲取的信息進(jìn)行研究和分析[21,26]，發(fā)現(xiàn)公司潛在的舞弊傾向并及時(shí)予以糾正。“國(guó)家隊(duì)”對(duì)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(huì)和股東大會(huì)決策，通過(guò)股東提案的方式表達(dá)意見(jiàn)，即“用手投票”；②通過(guò)參與二級(jí)市場(chǎng)股票交易、影響股票價(jià)格的方式間接表達(dá)對(duì)所投資公司的意見(jiàn)，即“用腳投票”；③與管理層進(jìn)行私下的溝通和交流，通過(guò)私下談判的方式表達(dá)觀點(diǎn)并減少分歧[27]。與其他機(jī)構(gòu)投資者相比，“國(guó)家隊(duì)”兼具監(jiān)管者職能，其意見(jiàn)和主張也更容易被管理層接受和采納。

最后，“國(guó)家隊(duì)”持股具有信號(hào)作用，有助于提升公司的社會(huì)關(guān)注度和信息透明度，增加高管做出違規(guī)行為的成本?！皣?guó)家隊(duì)”具有較大的社會(huì)影響力，“國(guó)家隊(duì)”持股能夠吸引更多的證券分析師和投資者關(guān)注，降低外部投資者與公司之間的信息不對(duì)稱，減少管理層隱藏負(fù)面信息的行為，提高公司的信息透明度。同時(shí)，“國(guó)家隊(duì)”持股能夠向投資者傳遞積極信號(hào)，給予投資者信心，降低公司股票價(jià)格的波動(dòng)性[4]。因此，“國(guó)家隊(duì)”更有能力約束管理層進(jìn)行規(guī)范化經(jīng)營(yíng)，提高違規(guī)行為被發(fā)現(xiàn)的概率，進(jìn)而對(duì)違規(guī)行為產(chǎn)生抑制作用。綜上所述，“國(guó)家隊(duì)”持股能發(fā)揮良好的治理功能，降低高管違規(guī)動(dòng)機(jī)，因此，本研究提出假設(shè)。

H “國(guó)家隊(duì)”持股有助于抑制公司違規(guī)行為，即擁有“國(guó)家隊(duì)”持股的公司，違規(guī)傾向更低，違規(guī)次數(shù)更少，而且“國(guó)家隊(duì)”持股比例越高，其違規(guī)治理功能越強(qiáng)。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

因?yàn)閺?015年開(kāi)始“國(guó)家隊(duì)”開(kāi)始大量持有非金融類A股公司的股票，而2019年為本研究開(kāi)始時(shí)所能獲取的最新數(shù)據(jù)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(cái)務(wù)指標(biāo)缺失的觀測(cè)值，最終得到14 425個(gè)公司-年度觀測(cè)值。為了排除異常值的影響，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%分位數(shù)的縮尾處理?！皣?guó)家隊(duì)”持股數(shù)據(jù)來(lái)自Choice金融終端，其他數(shù)據(jù)均來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

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(guī)，分別從違規(guī)概率和違規(guī)頻率兩個(gè)方面考察。①公司是否違規(guī)，當(dāng)公司發(fā)生違規(guī)行為時(shí)取值為1，否則取值為0；②公司違規(guī)頻率，即公司發(fā)生違規(guī)行為的次數(shù)。根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)的界定，公司違規(guī)行為包括虛構(gòu)利潤(rùn)、虛列資產(chǎn)、虛假記載(誤導(dǎo)性陳述)、推遲披露、重大遺漏、披露不實(shí)、欺詐上市、出資違規(guī)、擅自改變資金用途、占用公司資產(chǎn)、內(nèi)幕交易、違規(guī)買賣股票、操控股價(jià)、違規(guī)擔(dān)保和一般會(huì)計(jì)處理不當(dāng)?shù)阮愋汀?/p>

3.2.2 解釋變量

本研究的解釋變量為“國(guó)家隊(duì)”持股，采用兩種方式測(cè)量。①“國(guó)家隊(duì)”是否持股啞變量，當(dāng)“國(guó)家隊(duì)”持有公司股票時(shí)取值為1，否則取值為0；②“國(guó)家隊(duì)”持股比例，即“國(guó)家隊(duì)”持股數(shù)量除以公司總股數(shù)。股市中的“國(guó)家隊(duì)”包含中國(guó)證券金融股份有限責(zé)任公司、中央?yún)R金投資有限責(zé)任公司、中央?yún)R金資產(chǎn)管理有限責(zé)任公司、中證金融資產(chǎn)管理計(jì)劃、5個(gè)救市基金和外管局旗下的投資平臺(tái)[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(guī)行為的變量。①公司財(cái)務(wù)特征變量，包括公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、上市年限、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率、股票年收益率、股票年換手率、股票年波動(dòng)率、股價(jià)同步性；②公司治理特征變量，包括產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)、股權(quán)集中度、高管持股比例、兩職合一、機(jī)構(gòu)投資者持股比例、“四大”審計(jì)、分析師跟蹤人數(shù)；③行業(yè)信心；④行業(yè)和年份啞變量，分別控制行業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。各變量的定義見(jiàn)表1。

表1 變量定義

3.3 模型設(shè)定

為檢驗(yàn)“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)公司違規(guī)行為的影響，構(gòu)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(hào)，Con為控制變量，β0和δ0為截距項(xiàng)，β1和δ1為“國(guó)家隊(duì)”持股變量的回歸系數(shù)，βj和δj為各控制變量對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)，ε1和ε2為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為緩解回歸結(jié)果受到互為因果問(wèn)題的影響，本研究考察未來(lái)一期的違規(guī)概率和違規(guī)頻率。(1)式的被解釋變量為啞變量，采用Probit模型回歸，檢驗(yàn)“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)公司違規(guī)概率的影響；(2)式的被解釋變量為計(jì)數(shù)變量，采用Poisson泊松模型回歸，檢驗(yàn)“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)公司違規(guī)頻率的影響。為了降低混合截面數(shù)據(jù)可能產(chǎn)生的聚類問(wèn)題，回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤均在公司層面上進(jìn)行Cluster處理。如果假設(shè)成立，則預(yù)期β1和δ1均顯著為負(fù)。

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2給出變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。其中，Nat的均值為0.394，表明樣本中約有39.400%的公司有“國(guó)家隊(duì)”持股；Nap平均為0.010，表明樣本中“國(guó)家隊(duì)”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(fā)生違規(guī)；Feq的均值為0.370，表明公司平均每年發(fā)生0.370次違規(guī)行為。其他控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)與已有研究較為吻合，在此不再贅述。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

4.2 單變量檢驗(yàn)

表3給出單變量檢驗(yàn)結(jié)果。對(duì)于公司是否違規(guī)，沒(méi)有“國(guó)家隊(duì)”持股的公司平均違規(guī)概率為22.300%，有“國(guó)家隊(duì)”持股的公司平均違規(guī)概率為16.900%，均值差異在1%水平上顯著，表明當(dāng)“國(guó)家隊(duì)”持有公司股票時(shí)，公司的違規(guī)傾向更低。對(duì)于公司違規(guī)頻率，沒(méi)有“國(guó)家隊(duì)”持股的公司平均違規(guī)次數(shù)為0.429，有“國(guó)家隊(duì)”持股的公司平均違規(guī)次數(shù)為0.279，均值差異在1%水平上顯著，表明當(dāng)“國(guó)家隊(duì)”作為公司股東時(shí)，公司違規(guī)次數(shù)更少。單變量檢驗(yàn)結(jié)果在一定程度上支持本研究假設(shè)。

表3 單變量檢驗(yàn)結(jié)果

4.3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表4給出“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)公司違規(guī)概率和違規(guī)頻率的回歸結(jié)果。表4的第2列和第3列為使用Probit模型對(duì)公司是否違規(guī)進(jìn)行回歸的結(jié)果，第4和第5列為使用Poisson模型對(duì)公司違規(guī)頻率進(jìn)行回歸的結(jié)果。由第2列和第3列可知，Nat和Nap的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，表明當(dāng)公司有“國(guó)家隊(duì)”持股時(shí)，違規(guī)行為發(fā)生的概率更低，且“國(guó)家隊(duì)”持股比例越高，違規(guī)行為發(fā)生的概率越低。由第4列和第5列可知，Nat和Nap的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，表明當(dāng)公司有“國(guó)家隊(duì)”持股且持股比例越高時(shí)，違規(guī)行為發(fā)生的次數(shù)越少。上述結(jié)果支持本研究假設(shè)，即“國(guó)家隊(duì)”持股降低公司的違規(guī)傾向和違規(guī)次數(shù)，起到良好的違規(guī)治理作用。

表4 “國(guó)家隊(duì)”持股與公司違規(guī)

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.4.1 改變模型的估計(jì)方法

為了增強(qiáng)研究結(jié)果的可靠性，本研究改變模型的估計(jì)方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(1)借鑒KHANNA et al.[8]和陸瑤等[9]的研究，當(dāng)被解釋變量為公司是否違規(guī)時(shí)，采用有條件Logit模型進(jìn)行回歸，從而實(shí)現(xiàn)控制公司固定效應(yīng)的目的。回歸結(jié)果見(jiàn)表5的第2列和第3列，“國(guó)家隊(duì)”是否持股和“國(guó)家隊(duì)”持股比例的回歸系數(shù)均在5%水平上顯著，與主結(jié)果高度相似，表明本研究的回歸結(jié)果穩(wěn)健。

(2)由于公司違規(guī)頻率為非負(fù)整數(shù)，采用負(fù)二項(xiàng)回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見(jiàn)表5的第4列和第5列，“國(guó)家隊(duì)”是否持股和“國(guó)家隊(duì)”持股比例的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著，表明本研究結(jié)果不受模型估計(jì)方法的影響。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果：采用條件Logit回歸和負(fù)二項(xiàng)回歸

(3)考慮到公司違規(guī)行為具有部分可觀測(cè)性，本研究只能觀測(cè)到被稽查發(fā)現(xiàn)的違規(guī)行為，部分已經(jīng)發(fā)生的違規(guī)行為無(wú)法被監(jiān)管部門稽查出來(lái)。因此，本研究參考已有研究[8,13,28]，采用Bivariate Probit模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，該模型將公司是否違規(guī)變量分解為違規(guī)傾向(Inc)和違規(guī)被稽查的概率(Det)，兩者的聯(lián)合概率分布共同決定公司違規(guī)行為是否發(fā)生。Bivariate Probit模型的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表6，控制變量的選取參考孟慶斌等[28]的研究。由違規(guī)傾向的回歸結(jié)果可知，“國(guó)家隊(duì)”是否持股的回歸系數(shù)為-0.239，“國(guó)家隊(duì)”持股比例的回歸系數(shù)為-4.239，均在1%水平上顯著，即“國(guó)家隊(duì)”持股顯著降低了公司違規(guī)的可能性；由違規(guī)被稽查的概率的回歸結(jié)果可知，Nat和Nap的回歸系數(shù)均顯著為正，即“國(guó)家隊(duì)”持股提高了違規(guī)被稽查的可能性。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果：采用Bivariate Probit模型

4.4.2 內(nèi)生性控制

(1)傾向得分匹配法?？紤]到有“國(guó)家隊(duì)”持股的公司觀測(cè)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(duì)的方法，為有“國(guó)家隊(duì)”持股的公司匹配一組在公司特征上最為接近的沒(méi)有“國(guó)家隊(duì)”持股的公司，最終得到4 195個(gè)測(cè)試組樣本和4 195個(gè)控制組樣本，即PSM配對(duì)樣本總數(shù)為8 390。采用(1)式和(2)式進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表7，Nat和Nap的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，表明控制樣本選擇性偏差后，“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)公司違規(guī)的抑制作用依然顯著。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果：采用傾向得分匹配法

(2)Heckman兩階段回歸?！皣?guó)家隊(duì)”選擇某家公司進(jìn)行投資的決策可能不是隨機(jī)的，違規(guī)傾向更低、違規(guī)行為更少的公司更可能成為“國(guó)家隊(duì)”選中的對(duì)象，因此本研究采用Heckman兩階段方法控制潛在的自選擇問(wèn)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(yè)、同年份“國(guó)家隊(duì)”持股的均值(Ina)，用該工具變量對(duì)“國(guó)家隊(duì)”是否持股進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表8的(1)列，Ina的回歸系數(shù)顯著為正，符合預(yù)期。通過(guò)第一階段的回歸計(jì)算得到逆米爾斯比率(Imr)，將該變量分別代入(1)式和(2)式進(jìn)行第二階段的回歸，結(jié)果見(jiàn)表8的(2)列～(5)列，“國(guó)家隊(duì)”是否持股和“國(guó)家隊(duì)”持股比例的回歸系數(shù)依然顯著為負(fù)，表明本研究結(jié)果不受樣本自選擇問(wèn)題的影響。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果：采用Heckman兩階段模型

(3)公司固定效應(yīng)模型。本研究的回歸模型中可能遺漏了不隨時(shí)間改變的公司層面的影響因素，而這些因素同時(shí)影響“國(guó)家隊(duì)”持股和公司違規(guī)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(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見(jiàn)表9，Nat和Nap的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，說(shuō)明在控制潛在的遺漏變量偏誤之后，本研究結(jié)果依然成立。

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果：采用公司固定效應(yīng)模型

4.4.3 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到2015年至2016年期間中國(guó)股市發(fā)生劇烈波動(dòng)，“國(guó)家隊(duì)”直接進(jìn)入二級(jí)資本市場(chǎng)參與“救市”，起到穩(wěn)定資本市場(chǎng)的作用；而在2017年至2019年期間，“國(guó)家隊(duì)”穩(wěn)定資本市場(chǎng)的動(dòng)機(jī)可能發(fā)生變化。為探究不同樣本年份“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)公司違規(guī)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(jìn)行回歸，結(jié)果表明，在2015年至2016年股災(zāi)期間和2017年至2019年股災(zāi)之后，“國(guó)家隊(duì)”持股變量均顯著為負(fù)，說(shuō)明“國(guó)家隊(duì)”在不同的樣本期間內(nèi)均發(fā)揮了良好的違規(guī)治理作用。因此，本研究結(jié)果不受樣本期間的影響。

5 作用機(jī)制檢驗(yàn)

5.1 健全內(nèi)部控制制度

上述分析表明，“國(guó)家隊(duì)”持股將抑制公司違規(guī)行為。本研究采用溫忠麟等[32]的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序分析其中的作用機(jī)制和傳導(dǎo)路徑。

JENSEN[33]的研究表明，在外部治理機(jī)制尚不完善的情況下，公司治理很大程度上依賴于內(nèi)部控制制度。高質(zhì)量?jī)?nèi)部控制制度能夠約束高管濫用權(quán)力，降低高管的機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)和大股東掏空行為[34]，增強(qiáng)會(huì)計(jì)信息穩(wěn)健性，有效減少公司虛增利潤(rùn)、披露虛假信息和資金占用等違規(guī)行為[35]。本研究認(rèn)為，“國(guó)家隊(duì)”作為專業(yè)化的機(jī)構(gòu)投資者和具有權(quán)力的監(jiān)管者，能夠利用專業(yè)的知識(shí)和風(fēng)險(xiǎn)管理經(jīng)驗(yàn)積極參與公司治理，幫助公司建立健全內(nèi)部控制制度并提高其有效性。完善的內(nèi)部控制制度能夠有效規(guī)范高管的經(jīng)營(yíng)管理行為，幫助公司防范和化解風(fēng)險(xiǎn)。基于上述分析，健全內(nèi)部控制制度、提高內(nèi)部控制質(zhì)量可能成為“國(guó)家隊(duì)”持股違規(guī)治理效應(yīng)的傳導(dǎo)路徑。

為檢驗(yàn)上述影響機(jī)制，本研究借鑒溫忠麟等[32]的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，分3步檢驗(yàn)中介效應(yīng)是否成立，檢驗(yàn)解釋變量對(duì)被解釋變量的影響、解釋變量對(duì)中介變量的影響、解釋變量和中介變量對(duì)被解釋變量的聯(lián)合影響。構(gòu)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(nèi)部控制指數(shù)中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。①表4中Nat和Nap的系數(shù)顯著為負(fù)，表明“國(guó)家隊(duì)”持股降低了違規(guī)傾向和違規(guī)概率。②表10的(1)列和(2)列給出(4)式的回歸結(jié)果，Nat和Nap的回歸系數(shù)均顯著為正，表明“國(guó)家隊(duì)”持股提升了公司內(nèi)部控制質(zhì)量。③表10的(3)列～(6)列給出(5)式的回歸結(jié)果。首先，Idx的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，表明高質(zhì)量的內(nèi)部控制制度有效抑制了公司違規(guī)行為。其次，對(duì)于“國(guó)家隊(duì)”持股變量Nat和Nap，當(dāng)被解釋變量為Fra時(shí)，Nat的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，Sobelz值為-3.353，在1%水平上顯著；Nap的回歸系數(shù)在10%水平上顯著為負(fù)，Sobelz值為-2.009，在5%水平上顯著。對(duì)公司違規(guī)頻率的回歸結(jié)果與公司是否違規(guī)一致。檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了內(nèi)部控制是“國(guó)家隊(duì)”持股的違規(guī)治理效應(yīng)的部分中介因子，“國(guó)家隊(duì)”通過(guò)促進(jìn)公司完善內(nèi)部治理和壓縮違規(guī)空間抑制違規(guī)行為。

表10 機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果：健全內(nèi)部控制制度

5.2 約束管理層機(jī)會(huì)主義行為

“國(guó)家隊(duì)”作為成熟的機(jī)構(gòu)投資者，不以追求短期業(yè)績(jī)提升為目的，也不因?yàn)槎唐跇I(yè)績(jī)波動(dòng)決定管理層的薪酬和任免決策[3]。因此，“國(guó)家隊(duì)”持股能夠緩解股東與管理層之間的代理問(wèn)題，改變管理層的短期機(jī)會(huì)主義傾向，進(jìn)而降低公司的違規(guī)概率?；谏鲜龇治?，約束管理層機(jī)會(huì)主義行為可能成為“國(guó)家隊(duì)”持股發(fā)揮違規(guī)治理效應(yīng)的作用機(jī)制之一。

由于管理層機(jī)會(huì)主義行為難以直接測(cè)量，本研究采用兩種方式間接測(cè)量。①應(yīng)計(jì)盈余管理水平。已有研究表明，出于薪酬福利最大化和職業(yè)穩(wěn)定性等動(dòng)機(jī)，管理者通過(guò)應(yīng)計(jì)盈余管理等手段隱藏公司的真實(shí)業(yè)績(jī)表現(xiàn)[36]。盈余管理程度越高的公司，高管存在機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)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(jì)算的可操控性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)的絕對(duì)值測(cè)量應(yīng)計(jì)盈余管理水平(Ada)。②股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)是指?jìng)€(gè)股特有收益出現(xiàn)極端負(fù)值的概率，代理問(wèn)題導(dǎo)致的管理層機(jī)會(huì)主義是引發(fā)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的重要原因[38]。管理層出于維護(hù)薪酬、職業(yè)晉升、提高期權(quán)價(jià)值和構(gòu)建管理層帝國(guó)等考慮，往往暫時(shí)隱藏負(fù)面信息，而當(dāng)負(fù)面信息積攢到一定程度無(wú)法繼續(xù)隱藏時(shí)，壞消息的集中釋放導(dǎo)致股價(jià)暴跌。本研究借鑒已有研究[39]，采用收益上下波動(dòng)的比率(Duv)和負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)(Ncs)測(cè)量股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。

對(duì)約束管理層機(jī)會(huì)主義行為的作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明，Nat對(duì)Ada和Duv的回歸系數(shù)、Nap對(duì)Ada和Ncs的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，表明“國(guó)家隊(duì)”持股顯著降低了應(yīng)計(jì)盈余管理水平和股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)；分別將Ada和Duv、Ada和Ncs代入(5)式，Nat和Nap的回歸系數(shù)仍顯著為負(fù)，Ada的系數(shù)顯著為正，Duv和Ncs的回歸系數(shù)顯著為正，且Sobelz值均在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著。綜上所述，“國(guó)家隊(duì)”兼具投資者和監(jiān)管者的雙重身份，對(duì)管理層的機(jī)會(huì)主義行為進(jìn)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(guī)行為。

5.3 提高信息透明度

“國(guó)家隊(duì)”的投資體量較大，其投資行為具有較強(qiáng)的信號(hào)作用[3]，因此，預(yù)期“國(guó)家隊(duì)”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(guò)電話會(huì)議和實(shí)地調(diào)研等方式與管理者進(jìn)行互動(dòng)和交流[41]，還通過(guò)發(fā)布研究報(bào)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(yōu)化外部信息環(huán)境，提高信息透明度，實(shí)現(xiàn)對(duì)管理層的間接監(jiān)督。本研究采用分析師跟蹤人數(shù)加1取自然對(duì)數(shù)測(cè)量外部治理環(huán)境，預(yù)期“國(guó)家隊(duì)”持股能通過(guò)增加分析師跟蹤人數(shù)，降低公司內(nèi)外部信息不對(duì)稱程度，進(jìn)而抑制公司違規(guī)行為。

對(duì)分析師跟蹤的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，Nat和Nap的回歸系數(shù)均顯著為正，表明擁有“國(guó)家隊(duì)”持股的公司吸引了更多的分析師跟蹤；聯(lián)合影響檢驗(yàn)中，分析師跟蹤的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，表明分析師跟蹤人數(shù)的增加有效抑制了公司的違規(guī)行為，Nat的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，Nap的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)，且Sobelz值在5%水平上顯著為負(fù)，表明增加分析師跟蹤人數(shù)和優(yōu)化外部治理環(huán)境是“國(guó)家隊(duì)”持股發(fā)揮違規(guī)治理效應(yīng)的部分中介變量。

6 拓展性分析

6.1 基于違規(guī)處罰程度的分析

前文研究了“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)公司整體違規(guī)行為的影響，下面進(jìn)一步探究“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)不同嚴(yán)重程度的違規(guī)行為的治理作用是否具有差異性。①將違規(guī)處罰金額(Lpy)作為被解釋變量，采用第(t+1)年被違規(guī)處罰的金額加1取自然對(duì)數(shù)進(jìn)行測(cè)量。②借鑒梁上坤等[42]的研究，將違規(guī)樣本分為嚴(yán)重違規(guī)和一般違規(guī)兩種類型。具體而言，如果公司被處以罰款、沒(méi)收非法所得、取消營(yíng)業(yè)許可、市場(chǎng)禁入及其他處罰方式，界定為嚴(yán)重違規(guī)。采用Hig測(cè)量公司嚴(yán)重違規(guī)，如果公司當(dāng)年發(fā)生嚴(yán)重違規(guī)行為取值為1，否則取值為0；采用Low測(cè)量公司一般違規(guī)，如果公司當(dāng)年發(fā)生一般違規(guī)行為取值為1，否則取值為0。在實(shí)證檢驗(yàn)中，將(1)式中的被解釋變量替換為L(zhǎng)py、Hig和Low，并分別進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表11。由表11的(1)列和(2)列可知，Nat和Nap對(duì)違規(guī)處罰金額的回歸系數(shù)顯著為負(fù)；由(3)列～(6)列可知，“國(guó)家隊(duì)”持股的估計(jì)系數(shù)在嚴(yán)重違規(guī)時(shí)顯著為負(fù)，在一般違規(guī)時(shí)為負(fù)但不顯著。該結(jié)果表明，“國(guó)家隊(duì)”持股能夠降低違規(guī)處罰金額，且主要降低嚴(yán)重違規(guī)行為發(fā)生的可能性，但未對(duì)一般違規(guī)行為產(chǎn)生影響。

表11 拓展性研究結(jié)果：基于公司違規(guī)嚴(yán)重程度的分析

6.2 基于違規(guī)機(jī)會(huì)的分析

根據(jù)舞弊三角理論，公司違規(guī)行為發(fā)生的原因包括壓力、機(jī)會(huì)和自我合理化三大要素，內(nèi)外部治理環(huán)境是否給予公司足夠的舞弊機(jī)會(huì)是決定違規(guī)行為發(fā)生的重要因素。已有研究表明，“四大”提供了比一般會(huì)計(jì)師事務(wù)所更高質(zhì)量的審計(jì)服務(wù)[43]?！八拇蟆睋碛懈映墒旌屯晟频膶徲?jì)程序，能夠有效降低審計(jì)失敗的概率，并對(duì)管理層的違規(guī)行為予以震懾，降低違規(guī)操控的空間和機(jī)會(huì)。因此，預(yù)期“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)公司違規(guī)的抑制作用在非“四大”會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)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(jù)是否由“四大”會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)進(jìn)行分組，并用(1)式和(2)式進(jìn)行回歸，結(jié)果表明，Nat和Nap對(duì)Fra的回歸系數(shù)在非“四大”審計(jì)的樣本中顯著為負(fù)，而在“四大”審計(jì)的樣本中不顯著，并且組間系數(shù)差異顯著。上述結(jié)果表明，公司面臨的監(jiān)督機(jī)制較弱、違規(guī)機(jī)會(huì)較大時(shí)，“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)公司違規(guī)行為的抑制作用更強(qiáng)。

6.3 基于“國(guó)家隊(duì)”持股時(shí)間的分析

由于“國(guó)家隊(duì)”發(fā)揮違規(guī)治理功能需要一定的時(shí)間，本研究深入考察“國(guó)家隊(duì)”持股時(shí)間長(zhǎng)短對(duì)公司違規(guī)行為的影響。預(yù)期“國(guó)家隊(duì)”持股時(shí)間越長(zhǎng)，對(duì)違規(guī)傾向和違規(guī)次數(shù)的抑制作用越強(qiáng)，越能發(fā)揮違規(guī)治理效應(yīng)。本研究設(shè)定“國(guó)家隊(duì)”持股時(shí)間變量Dur為截止到當(dāng)年末“國(guó)家隊(duì)”已經(jīng)持有公司股票的年數(shù)。以Dur替換(1)式和(2)式中的解釋變量進(jìn)行回歸，結(jié)果表明，Dur對(duì)Fra和Feq的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，即“國(guó)家隊(duì)”持股時(shí)間越長(zhǎng)，對(duì)公司違規(guī)行為的抑制作用越強(qiáng)，支持本研究的預(yù)期。

6.4 基于“國(guó)家隊(duì)”持股類型的分析

考慮到不同類型的“國(guó)家隊(duì)”對(duì)公司違規(guī)行為的治理效應(yīng)可能存在差異，因此本研究區(qū)分“國(guó)家隊(duì)”持股的類型進(jìn)行檢驗(yàn)。具體而言，將“國(guó)家隊(duì)”分為4種類型，分別為：①中國(guó)證券金融股份有限公司，②中央?yún)R金投資有限責(zé)任公司和中央?yún)R金資產(chǎn)管理有限責(zé)任公司，③中證金融資產(chǎn)管理計(jì)劃，④5個(gè)救市證券投資基金和外管局投資平臺(tái)。分別設(shè)置4個(gè)虛擬變量和4個(gè)持股比例的連續(xù)變量進(jìn)行識(shí)別?；貧w結(jié)果表明，第1類～第3類“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)公司是否違規(guī)和違規(guī)頻率均具有顯著的抑制作用，而第4類“國(guó)家隊(duì)”持股的違規(guī)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(tái)的主要持股目的是維護(hù)股價(jià)穩(wěn)定和降低市場(chǎng)波動(dòng)性，并未發(fā)揮治理功能，因此，對(duì)公司違規(guī)行為未產(chǎn)生顯著影響。

6.5 基于地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程的分析

本研究主檢驗(yàn)結(jié)果表明，與沒(méi)有“國(guó)家隊(duì)”持股的公司相比，有“國(guó)家隊(duì)”持股的公司違規(guī)概率更低、違規(guī)次數(shù)更少。進(jìn)一步地，“國(guó)家隊(duì)”能否積極參與公司治理和發(fā)揮良好的監(jiān)督作用，除了取決于自身意愿和能力之外，還可能受到內(nèi)外部治理環(huán)境的影響。

已有研究表明，機(jī)構(gòu)投資者的積極治理效應(yīng)受到市場(chǎng)化進(jìn)程因素的影響[44]，良好的市場(chǎng)制度環(huán)境能為機(jī)構(gòu)投資者發(fā)揮治理作用提供沃土。具體而言，市場(chǎng)化進(jìn)程較快的地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平通常較高，法制化水平和要素市場(chǎng)發(fā)育水平較快，政府的干預(yù)程度較低，對(duì)投資者保護(hù)力度更強(qiáng)，更能約束管理者對(duì)外部股東的侵占。因此，良好的市場(chǎng)化環(huán)境能為發(fā)揮“國(guó)家隊(duì)”持股違規(guī)治理效應(yīng)提供有利支撐，預(yù)期市場(chǎng)化程度越高的地區(qū)，“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)公司違規(guī)的抑制作用越強(qiáng)。

為驗(yàn)證上述推論，借鑒王小魯?shù)萚45]的研究，本研究用區(qū)域市場(chǎng)化指數(shù)測(cè)量市場(chǎng)環(huán)境，市場(chǎng)化指數(shù)越高，表明該地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程越快。回歸結(jié)果表明，Nat和Nap對(duì)Fra的回歸系數(shù)在市場(chǎng)化指數(shù)較低組不顯著，而在市場(chǎng)化指數(shù)較高組中顯著為負(fù)，且組間系數(shù)差異顯著，表明在市場(chǎng)化程度更高的地區(qū)，“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)公司違規(guī)的抑制作用更強(qiáng)。

7 結(jié)論

公司違規(guī)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(chǎng)的健康發(fā)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(guó)家隊(duì)”持股對(duì)公司違規(guī)行為的影響和作用機(jī)理。研究結(jié)果表明，與沒(méi)有“國(guó)家隊(duì)”持股的公司相比，有“國(guó)家隊(duì)”持股的公司違規(guī)概率更低、違規(guī)次數(shù)更少。中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，“國(guó)家隊(duì)”持股提升了公司內(nèi)部控制質(zhì)量，降低了應(yīng)計(jì)盈余管理水平和股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)，增加了證券分析師跟蹤人數(shù)，表明“國(guó)家隊(duì)”持股通過(guò)完善公司治理機(jī)制、降低管理層機(jī)會(huì)主義行為和優(yōu)化公司外部信息環(huán)境發(fā)揮違規(guī)治理功能。基于違規(guī)處罰程度的分析表明，“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)嚴(yán)重違規(guī)的抑制作用更強(qiáng)，對(duì)一般違規(guī)行為未表現(xiàn)出顯著的影響。基于“國(guó)家隊(duì)”持股時(shí)間的分析表明，“國(guó)家隊(duì)”持股時(shí)間越長(zhǎng)，對(duì)公司違規(guī)的抑制作用越顯著。基于“國(guó)家隊(duì)”類型的細(xì)分檢驗(yàn)表明，中國(guó)證券金融股份有限公司、中央?yún)R金投資有限責(zé)任公司、中央?yún)R金資產(chǎn)管理有限責(zé)任公司和中證金融資產(chǎn)管理計(jì)劃持股對(duì)公司違規(guī)傾向和違規(guī)次數(shù)均具有顯著的抑制作用，而5個(gè)救市證券投資基金和外管局投資平臺(tái)持股的違規(guī)治理作用并不顯著。異質(zhì)性分析結(jié)果表明，“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)公司違規(guī)的抑制作用在市場(chǎng)化程度較高的地區(qū)和非國(guó)際“四大”會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)的公司中更強(qiáng)，表明外部市場(chǎng)化環(huán)境和內(nèi)部違規(guī)可治理空間對(duì)“國(guó)家隊(duì)”持股的違規(guī)治理效應(yīng)產(chǎn)生影響。

本研究的理論意義主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：①本研究從公司違規(guī)的獨(dú)特視角拓展了“國(guó)家隊(duì)”持股的經(jīng)濟(jì)后果研究。已有研究主要關(guān)注“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)于公司股價(jià)波動(dòng)和資本市場(chǎng)穩(wěn)定的影響[1-2,4]，少數(shù)研究關(guān)注“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)公司創(chuàng)新投資水平的影響[3]。本研究從公司違規(guī)行為的維度探究“國(guó)家隊(duì)”持股的經(jīng)濟(jì)后果及其作用機(jī)理，拓展了“國(guó)家隊(duì)”持股經(jīng)濟(jì)后果領(lǐng)域的研究。②本研究從兼具政府監(jiān)管背景的機(jī)構(gòu)投資者持股視角補(bǔ)充了公司違規(guī)行為影響因素的研究。已有研究?jī)H考察證券投資基金和保險(xiǎn)資金等傳統(tǒng)機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司違規(guī)的影響[9,19]，尚未探究“國(guó)家隊(duì)”這一具有政府背景的機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司違規(guī)行為的影響，本研究為公司違規(guī)影響因素的研究提供了新視角。同時(shí)，本研究認(rèn)為，“國(guó)家隊(duì)”持股不僅能夠降低公司違規(guī)傾向和違規(guī)次數(shù)，而且對(duì)于嚴(yán)重違規(guī)的治理效應(yīng)更加顯著，有助于更全面地認(rèn)識(shí)“國(guó)家隊(duì)”持股的微觀市場(chǎng)效應(yīng)。在實(shí)踐層面上，本研究揭示了“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)公司違規(guī)行為的治理效應(yīng)，有助于監(jiān)管機(jī)構(gòu)從實(shí)踐層面系統(tǒng)評(píng)價(jià)和審視“國(guó)家隊(duì)”的持股效果，為證券監(jiān)管部門提升治理效能提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，為防范和約束公司違規(guī)行為提供政策啟示。

本研究具有很強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義，體現(xiàn)在以下3個(gè)方面：①相對(duì)于事后的處罰措施，“國(guó)家隊(duì)”通過(guò)持股方式參與市場(chǎng)交易，實(shí)現(xiàn)對(duì)公司的日常監(jiān)督和管理，這種偏市場(chǎng)化的手段更有助于提升公司治理水平，降低公司的違規(guī)傾向。②監(jiān)管部門應(yīng)積極鼓勵(lì)以“國(guó)家隊(duì)”為代表的長(zhǎng)期型機(jī)構(gòu)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(jī)構(gòu)投資者相比，“國(guó)家隊(duì)”兼具投資者和監(jiān)管者職能，其投資視野更寬，能夠有效降低公司的違規(guī)傾向，縮短違規(guī)稽查時(shí)間。監(jiān)管部門應(yīng)鼓勵(lì)以價(jià)值投資為導(dǎo)向的機(jī)構(gòu)投資者積極參與公司治理，有助于約束管理層的機(jī)會(huì)主義行為，提升內(nèi)部控制質(zhì)量，降低公司違規(guī)動(dòng)機(jī)。③發(fā)揮“國(guó)家隊(duì)”持股的違規(guī)治理效應(yīng)須依賴良好的市場(chǎng)環(huán)境，在市場(chǎng)化進(jìn)程較快的地區(qū)，“國(guó)家隊(duì)”持股更能發(fā)揮有效作用。因此，應(yīng)加快市場(chǎng)化進(jìn)程，促進(jìn)資本市場(chǎng)健康有序發(fā)展。

本研究仍存在不足之處?！皣?guó)家隊(duì)”持股集中度、實(shí)地訪查次數(shù)或董事會(huì)席位等因素均可能影響公司違規(guī)行為，但由于數(shù)據(jù)的局限性，本研究并未對(duì)此展開(kāi)探討。同時(shí)，由于公司僅在年報(bào)、半年報(bào)和季報(bào)中披露機(jī)構(gòu)持股情況，因此無(wú)法獲知“國(guó)家隊(duì)”的準(zhǔn)確持股時(shí)間長(zhǎng)短。未來(lái)研究可以進(jìn)一步探索“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)公司違規(guī)的其他可能作用路徑，為進(jìn)一步探究“國(guó)家隊(duì)”持股的治理功能、制定有針對(duì)性的公司違規(guī)防范措施提供更多參考。