機構(gòu)投資者持股能否促進危機企業(yè)反轉(zhuǎn)

楊慶 李亞茹 童雯雯

【摘要】在當前復雜嚴峻的內(nèi)外部環(huán)境下， 利益相關(guān)者支持對企業(yè)持續(xù)經(jīng)營與發(fā)展至關(guān)重要。以2010 ～ 2020年滬深A股上市公司為樣本， 檢驗機構(gòu)投資者持股對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的影響及作用機制。研究發(fā)現(xiàn)， 機構(gòu)投資者持股促進了危機企業(yè)反轉(zhuǎn)， 并且這種促進效應是通過緩解企業(yè)融資約束與提高企業(yè)投資效率兩條路徑的作用而實現(xiàn)的。進一步通過異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)： 不同屬性機構(gòu)投資者的促進作用存在明顯差異， 國有及境內(nèi)機構(gòu)投資者對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)可能性的提升效果更好； 在信息傳遞效率以及經(jīng)濟政策不確定性較高的環(huán)境中， 機構(gòu)投資者對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的促進作用更為顯著。

【關(guān)鍵詞】機構(gòu)投資者；危機企業(yè)反轉(zhuǎn)；融資約束；投資效率

【中圖分類號】 F275? ? ?【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）17-0029-8

一、 問題的提出

近年來， 全球經(jīng)濟復蘇動力不足， 國際環(huán)境更趨復雜和不確定。與此同時， 我國經(jīng)濟發(fā)展受到需求收縮、 供給沖擊、 預期轉(zhuǎn)弱三重壓力的嚴峻考驗， 我國企業(yè)面臨著成本壓力高企、 行業(yè)發(fā)展變革、 技術(shù)風險等問題。不利的內(nèi)外部環(huán)境對我國企業(yè)的經(jīng)營構(gòu)成了極其嚴峻的挑戰(zhàn)， 因此如何逆轉(zhuǎn)業(yè)績衰退的趨勢， 促進危機企業(yè)反轉(zhuǎn)是當前實務(wù)界與學術(shù)界共同面臨的重要課題。目前危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的相關(guān)研究較為有限， 主要研究包括行業(yè)和宏觀經(jīng)濟環(huán)境（Abebe等，2011）、 企業(yè)特征（Ramanujam，2009）、 企業(yè)發(fā)展策略（段海艷等，2020；楊慶等，2022）、 高管個體及團隊特征（Tang等，2021）、 高管薪酬（徐高彥等，2018）等因素對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的影響， 但是基于企業(yè)利益相關(guān)者作用的探究寥寥無幾。特別是機構(gòu)投資者作為第三類重要股東， 其在資金規(guī)模、 信息獲取、 專業(yè)能力等方面均勝于個人投資者， 而其持股目的與控股股東又存在著顯著的不同， 那么機構(gòu)投資者是否能夠影響危機企業(yè)反轉(zhuǎn)呢？

伴隨著機構(gòu)投資者類型的多元化和規(guī)模的擴大化， 其已成為我國證券市場的主體投資者， 在證券市場上的地位和作用顯著提高。區(qū)別于個人投資者規(guī)模較小、 消息閉塞、 風險承受能力稍弱的特點， 機構(gòu)投資者資金雄厚、 擅長信息挖掘與處理、 社交網(wǎng)絡(luò)廣闊， 抵抗風險的能力較強， 其行為會對其他投資者起到示范引導作用， 進而對證券市場的穩(wěn)定性造成影響， 因此被稱為資本市場的“壓艙石”?，F(xiàn)有研究主要集中于機構(gòu)投資者參與公司治理帶來的經(jīng)濟后果， 結(jié)論多數(shù)證實了其正向治理效應， 且主要驗證了機構(gòu)投資者能夠提升公司價值（Davis，2002）、 降低盈余管理水平（吾買爾江·艾山等，2021）、 減少公司避稅行為（汪玉蘭和易朝輝，2017）、 提高公司信息透明度（李昊洋等，2018；魏文君和李黎，2023）等。那么在企業(yè)發(fā)生業(yè)績衰退的危機情境下， 機構(gòu)投資者能否有效發(fā)揮其積極作用， 幫助企業(yè)度過危機并成功反轉(zhuǎn)成為本研究關(guān)注的焦點。與此同時， 探究機構(gòu)投資者對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的作用路徑與機制也非常重要。融資是企業(yè)展開經(jīng)營活動的重要前提， 更是危機企業(yè)面臨的重要瓶頸與紓困的關(guān)鍵； 投資則是企業(yè)獲得長期利益的必要渠道， 更是危機企業(yè)實現(xiàn)盈利扭轉(zhuǎn)的重要手段。因此， 本研究擬進一步分別從融資和投資兩個角度探尋機構(gòu)投資者對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的作用機理。另外， 本文還對機構(gòu)投資者異質(zhì)性、 信息傳遞效率差異性及經(jīng)濟政策不確定性進行了檢驗分析， 擬構(gòu)建較為全面的理論框架， 為不確定性加劇的背景下危機企業(yè)實現(xiàn)業(yè)績回升， 進而為成功反轉(zhuǎn)提供理論依據(jù)與實踐借鑒。

二、 理論分析與研究假設(shè)

（一）機構(gòu)投資者持股與危機企業(yè)反轉(zhuǎn)

企業(yè)業(yè)績衰退指的是銷售收入、 獲利能力、 市場地位等多維度績效發(fā)生惡化（劉新爭和高闖，2021）。此時， 企業(yè)內(nèi)部資源驟減， 組織的運營效率與合法性降低， 并呈現(xiàn)出高度脆弱性（Carmeli和Sheaffer，2009）。在這種處境艱難且“脆弱易碎”的情況下， 來自利益相關(guān)者的有力支持能夠幫助危機企業(yè)擺脫困境。機構(gòu)投資者擁有企業(yè)部分所有權(quán)， 其收益與企業(yè)經(jīng)營業(yè)績息息相關(guān)。在企業(yè)面臨業(yè)績衰退危機時， “割肉逃跑”的成本較高（Lorange和Nelson， 1987） ， 若短期內(nèi)大量拋售股票會沖擊市場造成股價下跌， 也會導致較高的退出成本。對于機構(gòu)投資者而言， “用手投票”的方式顯然比“用腳投票”更切實可行。因此， 當被投資企業(yè)業(yè)績不斷下滑， 機構(gòu)投資者在降低財產(chǎn)損失或最大化投資收益的動機驅(qū)動下， 影響公司治理、 履行監(jiān)督職能的動力也隨之增強， 其會從多方面幫助危機企業(yè)實現(xiàn)業(yè)績提升進而成功反轉(zhuǎn)。

首先， 企業(yè)反轉(zhuǎn)計劃的制訂與實施應建立在對自身與外部環(huán)境充分認識的基礎(chǔ)上。機構(gòu)投資者作為外部股東， 能夠更加獨立、 客觀地認識及評價企業(yè)內(nèi)部治理、 組織結(jié)構(gòu)等方面存在的短板， 且其憑借較強的專業(yè)性能準確分析企業(yè)在市場所處的位置， 其對于市場環(huán)境的判斷、 投資機會的識別也更加敏銳。其次， 資源的匱乏不利于危機企業(yè)反轉(zhuǎn)行動的展開， 甚至會威脅到企業(yè)生存。機構(gòu)投資者不僅能為企業(yè)提供重要資源， 使公司得以正常運作（Chen等，2007）， 其持股行為還會釋放積極信號， 引導市場上的資金流向。另外， 機構(gòu)投資者豐富的社交網(wǎng)絡(luò)會將企業(yè)內(nèi)部真實情況或發(fā)展?jié)摿Φ刃畔鬟f出去， 吸引其他投資者， 減少企業(yè)的資源限制。再次， 培育新業(yè)務(wù)、 發(fā)掘新的利潤增長點是危機企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢、 實現(xiàn)業(yè)績逆轉(zhuǎn)的根本途徑（García-Meca，2017）。機構(gòu)投資者為獲取長期穩(wěn)定的回報有動力為企業(yè)創(chuàng)新活動提供支持， 為研發(fā)活動注入資金， 并憑借專業(yè)優(yōu)勢對公司創(chuàng)新決策等進行指導， 降低失敗風險， 提升創(chuàng)新效率。除了上述情況， 機構(gòu)投資者會通過提高危機企業(yè)運營及決策效率來幫助企業(yè)實現(xiàn)反轉(zhuǎn)： 一是提高企業(yè)決策效率。機構(gòu)投資者擁有的大量未公開信息是企業(yè)高效決策的基礎(chǔ)， 豐富的專業(yè)知識儲備、 既往投融資決策經(jīng)驗又使其成為企業(yè)的“智囊團”， 從而提高預測的準確性， 有效降低決策風險。二是發(fā)揮企業(yè)外部治理機制。機構(gòu)投資者通過監(jiān)督抑制管理層與控股股東在企業(yè)業(yè)績衰退背景下為謀取私利而進行的有損公司經(jīng)營發(fā)展的行為， 維護中小股東利益， 減少兩類代理問題的發(fā)生（Shleifer和 Vishny，1986）。三是促進內(nèi)部治理的完善。機構(gòu)投資者可以通過提交股東提案、 發(fā)起股東訴訟、 與管理層進行談判等途徑表達自己的不滿， 從而作用于公司內(nèi)部治理并對公司重大決策產(chǎn)生影響。基于此， 本文提出：

H1： 機構(gòu)投資者持股與危機企業(yè)反轉(zhuǎn)正相關(guān)， 即機構(gòu)投資者持股能夠促進危機企業(yè)反轉(zhuǎn)。

（二）機構(gòu)投資者持股、 融資約束與危機企業(yè)反轉(zhuǎn)

業(yè)績衰退的企業(yè)資源持續(xù)被消耗， 獲取外部資源的能力不斷下降， 與此同時企業(yè)為脫離危機亟需尋找新的利潤增長點， 而新的探索必然帶來成本的提升， 進一步加劇了企業(yè)的融資約束程度， 這勢必會阻礙反轉(zhuǎn)舉措的實施及反轉(zhuǎn)的實現(xiàn)。機構(gòu)投資者除了直接為危機企業(yè)提供資金支持及干預融資決策（葉松勤和徐經(jīng)長，2013）， 還能通過緩解企業(yè)信息不對稱、 減少代理問題， 間接減輕企業(yè)的資金壓力， 為其紓困解難。一方面， 內(nèi)外部信息不對稱會增加企業(yè)外部融資成本， 加重融資約束（Pawlina和Renneboog，2005）。此時， 機構(gòu)投資者可憑借其專業(yè)團隊進行信息的廣泛搜集和深入解讀， 并能利用社會網(wǎng)絡(luò)資源使信息盡可能地傳播， 從而緩解管理層與股東、 大股東與中小股東之間的信息不對稱。同時， 機構(gòu)投資者也可以采取在股東大會上行使投票權(quán)等措施要求企業(yè)公開較為真實、 準確的信息， 提升信息披露透明度（楊海燕等，2012）， 從而降低由于信息不對稱造成的融資困難。另一方面， 代理問題越嚴重， 投資者無法收到回報的風險越大， 企業(yè)進行外部融資的成本就越高。機構(gòu)投資者的外部監(jiān)督職能會增加經(jīng)理人進行自利行為的邊際成本， 有效遏制控股股東的“掏空”行為， 減少兩類代理問題的發(fā)生， 進而降低融資成本， 減輕資金制約?；谏鲜龇治?， 機構(gòu)投資者能利用其自身優(yōu)勢緩解危機企業(yè)的融資約束， 有助于企業(yè)反轉(zhuǎn)策略的實施以及各項經(jīng)營活動的展開， 從而促進危機企業(yè)成功反轉(zhuǎn)。因此， “機構(gòu)投資者持股—融資約束—危機企業(yè)反轉(zhuǎn)”這一機制具備存在的可能性?；诖耍?本文提出：

H2： 機構(gòu)投資者持股可以緩解企業(yè)融資約束， 進而促進危機企業(yè)反轉(zhuǎn)。

（三）機構(gòu)投資者持股、 投資效率與危機企業(yè)反轉(zhuǎn)

處在業(yè)績衰退危機中的企業(yè)， 資源獲取能力降低， 提高資源的使用效率就顯得尤為重要， 因此投資行為的效率高低會直接影響危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的概率大小。而機構(gòu)投資者能夠有效減少衰退企業(yè)非效率投資現(xiàn)象的發(fā)生。第一， 信息不全或失真是投資決策失誤的重要原因。機構(gòu)投資者能夠通過強大的信息挖掘和分析能力獲取完整且較為準確的信息， 并及時共享給企業(yè)， 為其投資決策提供充足的信息保障（尚航標等，2022）。第二， 機構(gòu)投資者豐富的投融資經(jīng)驗以及專業(yè)的投融資知識能夠彌補企業(yè)的不足， 協(xié)助企業(yè)提升投資決策的效率與質(zhì)量， 實現(xiàn)決策的高效性與科學性。第三， 機構(gòu)投資者豐富的社會網(wǎng)絡(luò)資源有助于危機企業(yè)獲得別人無法獲得的信息及投資機會。第四， 機構(gòu)投資者會發(fā)揮公司的外部監(jiān)管作用， 從而促進公司內(nèi)部治理機制的完善， 提高內(nèi)部控制的有效性（李越冬和嚴青，2017）。一方面， 有效抑制管理層的短視和機會主義行為（Wada，2019）； 另一方面， 制約大股東， 抑制“隧道”行為， 從而減少公司內(nèi)部人員為滿足私利而進行的非效率投資行為。第五， 機構(gòu)投資者能夠在股東大會上對企業(yè)的運營發(fā)表評論、 提出建議， 或推舉董事會成員直接參與企業(yè)經(jīng)營， 取得重要投資決策的表決權(quán)（梁上坤，2018）?？梢?， 機構(gòu)投資者有能力通過各種途徑提升企業(yè)投資效率， 進而促進危機企業(yè)業(yè)績回升， 實現(xiàn)反轉(zhuǎn)?；诖耍?本文提出：

H3： 機構(gòu)投資者持股可以提高企業(yè)投資效率， 進而促進危機企業(yè)反轉(zhuǎn)。

三、 研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文選取2010 ～ 2020年滬深A股上市企業(yè)為研究樣本， 國有機構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)取自Choice金融數(shù)據(jù)庫， 危機企業(yè)反轉(zhuǎn)數(shù)據(jù)手工整理篩選取得， 其他數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

另外， 在選擇樣本時還剔除了以下公司： ①金融業(yè)公司以及ST、 PT公司； ②相關(guān)變量存在缺失值的公司。根據(jù)特定標準界定并篩選出危機企業(yè)1304家， 其中成功反轉(zhuǎn)的企業(yè)有252家， 得到有效數(shù)據(jù)8743條。本文通過Stata15.0進行實證檢驗， 為避免極端值干擾， 對連續(xù)變量在上下1%的水平上進行縮尾處理。

（二）變量定義

1. 被解釋變量： 危機企業(yè)反轉(zhuǎn)（Turnaround）。參照徐高彥等（2018）的研究， 以資產(chǎn)收益率（ROA）為反轉(zhuǎn)的考察指標。首先， 按照以下條件篩選出衰退企業(yè)： ①以七年為一個周期； ②第一年和第二年的ROA值為正； ③第三年、 第四年和第五年中至少兩年的ROA值相比第二年至少下降16.67%（利潤的增長相對資產(chǎn)的增長下降至少20%）。其次， 將第六年和第七年的ROA值都回到了第二年水平的危機企業(yè)定義為反轉(zhuǎn)成功， 記為1， 不滿足此條件的危機企業(yè)定義為反轉(zhuǎn)失敗， 記為0。為了數(shù)據(jù)的完整性， 本文還將在周期內(nèi)第六年、 第七年有增長趨勢且ROA值為正， 在之后兩年的ROA值都回到第二年水平的危機企業(yè)也記為反轉(zhuǎn)成功。

2. 解釋變量： 機構(gòu)投資者持股（INVH）。參照楊錦之等（2020）的研究， 選擇年末機構(gòu)投資者持股股數(shù)占總股數(shù)的比例來衡量其持股情況。

3. 中介變量： 融資約束（KZ）。借鑒Kaplan和Zingales（1997） 的研究， 構(gòu)建KZ指數(shù)衡量融資約束程度。本文選擇滬深上市公司作為樣本， 根據(jù)以下步驟計算KZ指數(shù)：

其次， 計算KZ指數(shù)。

KZ=KZ1+KZ2+KZ3+KZ4+KZ5 （1）

再次， 采用模型（2）進行排序邏輯回歸 （Ordered Logistic Regression） ， 估計出各變量的回歸系數(shù)。

最后， 運用模型（2）的估計結(jié)果， 計算各公司各年度的融資約束程度KZ， KZ值越大， 融資約束程度越高。

4. 中介變量： 投資效率（INVEFF）。借鑒Richardson（2006）的研究， 本文采用模型（3）估計投資效率。

Invi，t=b0+b1Tobinqi，t-1+b2Levi，t-1+b3Cashi，t-1+b4Agei，t-1+b5Sizei，t-1+b6Reti，t-1+b7Invi，t-1+∑Year+∑Ind+εi，t （3）

Inv表示新增投資支出， 為構(gòu)建長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金與總資產(chǎn)的比值。公式中還包括托賓Q值（Tobinq）、 資產(chǎn)負債率（Lev）、 現(xiàn)金持有（Cash）、 公司年齡（Age）、 公司規(guī)模（Size）、 年度股票回報率（Ret）以及年度虛擬變量、 行業(yè)虛擬變量。模型回歸殘差的絕對值用來衡量投資效率， 殘差絕對值越大， 投資效率越低。殘差為正或為負分別表示過度投資及投資不足。

5. 控制變量。參照已有研究并結(jié)合本文的研究內(nèi)容， 選取流動比率（Current）、 成長性（Tobinq）、 財務(wù)風險（Lev）、 凈資產(chǎn)收益率（Roe）、 企業(yè)成熟度（Age）、 企業(yè)規(guī)模（Size）、 CEO更換（CEOchange）、 高管團隊年齡（Topage）、 股權(quán)制衡度（Shrs）、 董事會獨立性（INDrate）作為控制變量。此外， 還對行業(yè)和年度進行了控制。各變量定義如表1所示。

（三）模型設(shè)計

為檢驗H1， 構(gòu)建Logit模型（4）如下：

Turnaroundi，t=α0+α1INVHi，t+α2∑Controls+∑Year+∑Ind+ε （4）

其中： 機構(gòu)投資者持股（INVH）的回歸系數(shù)α1衡量機構(gòu)投資者持股對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的總效應， 根據(jù)H1， 本文預期系數(shù)α1顯著為正， 即機構(gòu)投資者持股比例越高， 危機企業(yè)實現(xiàn)反轉(zhuǎn)的可能性越大。

為驗證H2， 檢驗融資約束的中介效應， 本文參考溫忠麟和葉寶娟（2014）的中介效應檢驗步驟， 構(gòu)建融資約束（KZ）對機構(gòu)投資者（INVH）的計量模型（5）， 并在模型（4）的基礎(chǔ)上加入融資約束（KZ）得到模型（6）：

KZi，t=β0+β1INVHi，t+β2∑Controls+∑Year+∑Ind+ε? （5）

Turnaroundi，t=γ0+γ1INVHi，t+γ2KZi，t+γ3∑Controls+∑Year+∑Ind+ε? （6）

依據(jù)H2， 本文預期回歸系數(shù)β1顯著為負， 即機構(gòu)投資者持股會緩解融資約束； 預期回歸系數(shù)γ1顯著為正， 即機構(gòu)投資者對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的直接效應為正； 預期回歸系數(shù)γ2顯著為負， β1γ2為正， 即融資約束在機構(gòu)投資者與危機企業(yè)反轉(zhuǎn)之間發(fā)揮部分中介效應。

為驗證H3， 檢驗投資效率的中介效應， 將模型（5）、 （6）中的融資約束替換為投資效率， 構(gòu)建模型（7）、 （8）如下：

INVEFFi，t=δ0+δ1INVHi，t+δ2∑Controls+∑Year+∑Ind+ε （7）

Turnaroundi，t=σ0+σ1INVHi，t+σ2INVEFFi，t+σ3∑Controls+∑Year+∑Ind+ε? （8）

根據(jù)H3， 本文預期回歸系數(shù)δ1顯著為負， 即機構(gòu)投資者持股會提高投資效率； 預期回歸系數(shù)σ1顯著為正， 即機構(gòu)投資者對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的直接效應為正； 預期回歸系數(shù)σ2顯著為負， δ1σ2為正， 即投資效率在機構(gòu)投資者與危機企業(yè)反轉(zhuǎn)之間發(fā)揮部分中介效應。

四、 實證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

表2列報了研究變量在2010 ～ 2020年的描述性統(tǒng)計結(jié)果。危機企業(yè)反轉(zhuǎn)（Turnaround）的平均值為0.30， 表明樣本中有30%的危機企業(yè)實現(xiàn)了反轉(zhuǎn)。機構(gòu)投資者持股（INVH）的均值為0.45， 數(shù)據(jù)范圍為0.01 ～ 0.89， 說明危機企業(yè)之間機構(gòu)持股情況存在較大差異。融資約束（KZ）的均值為1.23， 中位數(shù)為1.42， 標準差為1.80， 在-4.52到5.05之間波動， 表明不同危機企業(yè)面臨的融資約束程度差異較大。投資效率（INVEFF）的均值與標準差均為0.04， 數(shù)值在0到0.27之間波動， 中位數(shù)為0.03， 均值高于中位數(shù)， 表明大多數(shù)企業(yè)存在非效率投資現(xiàn)象。

（二）相關(guān)性分析

根據(jù)相關(guān)性檢驗結(jié)果（由于篇幅限制，表格未予列示）， 機構(gòu)投資者持股（INVH）與危機企業(yè)反轉(zhuǎn)（Turnaround）的相關(guān)系數(shù)在1%的顯著性水平上正相關(guān)， 初步支持了H1。主要變量間的相關(guān)系數(shù)均比較低， 普遍不超過0.5， 因此模型設(shè)定較合理。同時， 對模型中的變量進行多重共線性檢驗， 結(jié)果顯示方差膨脹因子（VIF）的平均值為1.41， 最大值為2.60， 遠小于10， 說明模型中不存在嚴重的多重共線性。

（三）回歸結(jié)果

表3列示了模型（4）、 （5）、 （6）的回歸結(jié)果。其中第（1）列、 第（2）列是模型（4）的回歸結(jié)果， 分別控制了行業(yè)、 年度效應并加入了控制變量， 第（3）列和第（4）列分別是模型（5）和模型（6）的回歸結(jié)果， 檢驗中介效應。第（1）、 （2）列結(jié)果顯示， INVH的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正， 說明機構(gòu)投資者持股會促進危機企業(yè)實現(xiàn)反轉(zhuǎn)， 支持了本文的H1。第（3）列結(jié)果顯示， INVH的系數(shù)在1%的顯著性水平上為負， 說明機構(gòu)投資者持股比例越高， 融資約束程度越低。第（4）列是融資約束（KZ）、 機構(gòu)投資者持股（INVH）與危機企業(yè)反轉(zhuǎn)（Turnaround）的回歸結(jié)果， 融資約束（KZ）的系數(shù)在5%的水平上顯著為負。由模型（5）中INVH的系數(shù)β1以及模型（6）中KZ的系數(shù)γ2均顯著可以得知間接效應的存在。此外， 第（4）列結(jié)果還顯示， INVH的系數(shù)γ1顯著為正， 則直接效應也顯著。因此， β1γ2和γ1同號， 屬于部分中介效應， H2得到驗證， 即融資約束在機構(gòu)持股與企業(yè)危機反轉(zhuǎn)之間發(fā)揮部分中介效應， 且中介效應（β1γ2）占總效應（γ1）的比例為4.75%。

表4驗證投資效率在機構(gòu)投資者與危機企業(yè)反轉(zhuǎn)之間的中介效應。第（1）、 （2）列證明了機構(gòu)投資者持股與危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的正相關(guān)關(guān)系。第（3）、 （4）列分別是模型（7）和（8）的回歸結(jié)果。第（3）列顯示， INVH的系數(shù)在1%的水平上顯著為負， 表明機構(gòu)投資者持股能夠提升企業(yè)投資效率。第（4）列是投資效率（INVEFF）、 機構(gòu)投資者持股（INVH）與危機企業(yè)反轉(zhuǎn)（Turnaround）的回歸結(jié)果， INVEFF的系數(shù)在1%的水平上顯著為負， 因此δ1和σ2均顯著， 則間接效應存在。INVH的系數(shù)σ1在1%的水平上顯著為正， 表明直接效應也顯著， δ1σ2與σ1同號， 屬于部分中介效應。這說明投資效率在機構(gòu)持股與危機企業(yè)反轉(zhuǎn)之間發(fā)揮部分中介作用， H3得證， 且中介效應（δ1σ2）占總效應（σ1）的比例為4.55%。

綜上所述， 機構(gòu)投資者可同時通過緩解融資約束、 提高投資效率兩條路徑促進危機企業(yè)反轉(zhuǎn)， 其中緩解融資約束的部分中介作用稍強。

五、 穩(wěn)健性檢驗

（一）更換被解釋變量范圍

前文將周期內(nèi)第六年、 第七年有增長趨勢且ROA值為正， 在之后的兩年ROA值回到第二年水平的衰退企業(yè)也全部納入反轉(zhuǎn)成功企業(yè)范圍。為了檢驗結(jié)論的穩(wěn)健性， 本文在此剔除這部分企業(yè)， 隨之產(chǎn)生一個新的被解釋變量（Turnaround1）， 并將新的變量代入模型進行回歸?；貧w結(jié)果與前文結(jié)論基本一致： 機構(gòu)投資者持股與危機企業(yè)反轉(zhuǎn)顯著正相關(guān)； 融資約束、 投資效率在其中發(fā)揮部分中介作用。

（二）改變?nèi)谫Y約束度量方式

為了保證結(jié)果的可靠性， 本文借鑒顧雷雷等（2020）采用FC指數(shù)重新度量公司融資約束。FC指數(shù)越大， 企業(yè)的融資約束程度越高?；貧w結(jié)果顯示， 本文結(jié)論所關(guān)注的多個系數(shù)的符號與顯著性基本與前文保持一致， 融資約束在機構(gòu)投資者持股與危機企業(yè)反轉(zhuǎn)之間發(fā)揮部分中介效應。

（三）改變投資效率度量方式

前文回歸中， 投資效率變量測算過程中使用了托賓Q值來衡量企業(yè)的成長機會， 此處借鑒姚立杰等（2020）的做法， 采用營業(yè)收入增長率代替托賓Q值， 重新計算得到新的投資效率變量（INVEFF1）?；貧w結(jié)果顯示， 本文結(jié)論所關(guān)注的多個系數(shù)的符號與顯著性基本與前文保持一致， 驗證了投資效率在機構(gòu)投資者持股與危機企業(yè)反轉(zhuǎn)之間發(fā)揮的部分中介作用。

（四）內(nèi)生性檢驗： 傾向得分匹配法（PSM）

本文采用傾向得分匹配法（PSM）來排除可能存在的內(nèi)生性問題。對機構(gòu)投資者持股比例（INVH）按照平均值分為控制組和處理組后， 選擇流動比率（Current）、 成長性（Tobinq）、 凈資產(chǎn)收益率（Roe）、 企業(yè)成熟度（Age）、 高管團隊年齡（Topage）、 股權(quán)制衡度（Shrs）、 董事會獨立性（INDrate）作為協(xié)變量， 然后利用Logit模型計算每個樣本的傾向值得分?；趦A向值得分， 對機構(gòu)投資者持股比例較低和較高的上市公司進行一對一最鄰近匹配， 得到高度相似的樣本組。由匹配完成后匯報的結(jié)果可知， 平均處理效應（ATT）的估計值為0.06， 并在1%的水平上顯著。進一步基于配對后樣本， 對變量之間的關(guān)系重新檢驗， 由結(jié)果中多個系數(shù)的顯著性與正負可知， 前文假設(shè)與結(jié)論依然成立。

由于篇幅限制， 穩(wěn)健性檢驗相關(guān)結(jié)果均未列示。

六、 異質(zhì)性分析

（一）“國家隊”持股與否對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的影響差異

不同性質(zhì)的機構(gòu)投資者在投資理念、 行為等方面有著顯著差異。國有機構(gòu)投資者奉行長期投資理念， 眼光較為長遠， 能夠更加有效地減少管理層短視和投機行為。同時， “國家隊”持股會向市場釋放積極信號， 吸引其他投資者關(guān)注， 幫助企業(yè)獲得更多支持。并且作為一種有著特殊背景的投資者， 其觀點和主張更受管理層重視， 也更易被接受（馮曉晴和文雯，2022）。因此， 本文預計在危機情境下， “國家隊”持股會對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)產(chǎn)生更強的促進作用。為檢驗“國家隊”持股與否對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)產(chǎn)生的影響， 本文根據(jù)“國家隊”是否持股進行分組檢驗。具體來說， 國有機構(gòu)投資者包括中國證券金融股份有限責任公司、 中央?yún)R金投資有限責任公司及其資產(chǎn)管理有限責任公司、 中證金融資產(chǎn)管理計劃、 五只公募救市基金和國家外匯局旗下投資平臺， 當企業(yè)被上述國有機構(gòu)投資者之一持有股票時， 取值為1， 否則取值為0。分組檢驗結(jié)果如表5所示， 在國家隊持股的樣本組中， INVH的系數(shù)大于被非國家隊持股的樣本組且更為顯著， 表明國有機構(gòu)股東的存在為危機企業(yè)帶來了較多的積極影響， 其促進危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的作用更為明顯。

（二）境內(nèi)外機構(gòu)投資者持股對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的影響差異

境內(nèi)外機構(gòu)投資者客觀存在的諸多差別是否也會對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)產(chǎn)生作用差異呢？境外機構(gòu)投資者進入我國證券市場存在一定的準入門檻， 投資范圍和額度等也存在限制， 持股比例較低。因此， 其進行外部監(jiān)督以及參與公司治理的能力及動力不足， 主要扮演著價值投資者而非價值創(chuàng)造者的角色（李蕾和韓立巖，2014）。并且相較于境內(nèi)機構(gòu)投資者， 境外機構(gòu)投資者本土化經(jīng)驗不足， 致使其可能處于信息劣勢， 參與公司治理的成本也會較高。因此， 本文預期， 在危機企業(yè)尋求業(yè)績逆轉(zhuǎn)的過程中， 境外機構(gòu)投資者不會對企業(yè)反轉(zhuǎn)做出實質(zhì)性貢獻， 而境內(nèi)機構(gòu)投資者由于持股比例較高， 對本國國情、 市場等更為了解， 會更有動力與能力在危機企業(yè)反轉(zhuǎn)中扮演積極角色， 因此能夠?qū)λネ似髽I(yè)成功反轉(zhuǎn)產(chǎn)生更為明顯的促進作用。為此， 本文借鑒姜君臣等（2021）的方法將境內(nèi)機構(gòu)投資者持股（Domestic）及境外機構(gòu)投資者持股（QFII）分別代入回歸模型（4）， 結(jié)果如表6所示。Domestic的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正， QFII的系數(shù)則不顯著， 證實了境內(nèi)機構(gòu)投資者能夠促進危機企業(yè)反轉(zhuǎn)， 境外機構(gòu)投資者則沒有發(fā)揮明顯作用。

（三）信息環(huán)境的異質(zhì)性分析

機構(gòu)投資者能夠利用社會網(wǎng)絡(luò)、 信息資源等優(yōu)勢減輕企業(yè)內(nèi)部與外部投資者的信息不對等、 發(fā)揮監(jiān)督職能減少代理問題等多種渠道， 幫助企業(yè)度過危機并實現(xiàn)反轉(zhuǎn)。但信息環(huán)境也會對信息傳遞以及信息不對稱的緩解程度產(chǎn)生影響。在良好的信息環(huán)境中， 機構(gòu)投資者能夠快速感知企業(yè)面臨的危機并立即采取行動， 其傳遞信息的速度得以提升， 緩解信息不對稱的作用被加強， 促使危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的正向效應更好地發(fā)揮。為進一步考察不同信息環(huán)境下機構(gòu)投資者積極效應的強弱， 本文借鑒姜付秀等（2016）的研究采用分析師關(guān)注度衡量信息環(huán)境的優(yōu)劣， 以分析師關(guān)注人數(shù)的自然對數(shù)來度量。按照同行業(yè)同年度的行業(yè)中位數(shù)將樣本企業(yè)劃分為信息環(huán)境較優(yōu)組與信息環(huán)境較差組， 分別進行回歸。表7列示了回歸結(jié)果。結(jié)果顯示， 兩組中機構(gòu)投資者持股對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)均有顯著促進作用， 系數(shù)分別為0.48、 0.40， 通過了1%和10%的顯著性檢驗， 但信息環(huán)境較優(yōu)組中的系數(shù)更大且更為顯著， 這表明良好的信息環(huán)境“催化”了機構(gòu)投資者積極作用的發(fā)揮， 其對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)可能性的提升更為明顯。

（四）經(jīng)濟政策不確定性的調(diào)節(jié)效應

經(jīng)濟政策不確定性是指公眾無法對政策的調(diào)整、 執(zhí)行、 立場變更等做出準確判斷因此而產(chǎn)生的不確定性。經(jīng)濟政策不確定情境下企業(yè)經(jīng)營風險上升， 融資環(huán)境惡化， 與此同時企業(yè)獲得決策所需信息的難度增加， 對大股東和管理層私利行為監(jiān)督的有效性降低， 以上種種均會導致企業(yè)效率下降， 機構(gòu)股東的收益不確定性增加， 此時機構(gòu)投資者會高度關(guān)注危機企業(yè)的經(jīng)營狀況， 盡可能為企業(yè)提供資金、 信息等各項資源， 積極進行外部監(jiān)督減少企業(yè)代理成本， 緩解信息不對稱， 促進危機企業(yè)反轉(zhuǎn)。

因此， 本文預期經(jīng)濟政策不確定性較高時， 機構(gòu)投資者持股對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的積極作用更強。本文使用Baker等（2016）構(gòu)造的中國經(jīng)濟政策不確定性月度指數(shù)， 并分別按照算術(shù)平均和幾何平均計算得到年度指數(shù)， 記為EDU1、 EDU2。表8列示了交叉項INVH×EDU1和INVH×EDU2回歸結(jié)果。交叉項系數(shù)均在1%的水平上顯著為正， 表明經(jīng)濟政策不確定性較高時， 機構(gòu)投資者持股對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)發(fā)揮了更強的促進作用。

七、 結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

內(nèi)外部環(huán)境的不斷變化為企業(yè)帶來諸多前所未有的困難與挑戰(zhàn)， 許多企業(yè)面臨業(yè)績衰退風險甚至陷入了破產(chǎn)危機， 因此如何在危機中得以生存并實現(xiàn)反轉(zhuǎn)是危機企業(yè)面臨的緊迫難題， 也是所有企業(yè)應積極思考與防范的問題。本文以2010 ～ 2020年經(jīng)歷了業(yè)績持續(xù)惡化的滬深A股上市公司作為樣本， 對機構(gòu)投資者在危機企業(yè)反轉(zhuǎn)中的影響與作用路徑進行了分析與檢驗， 研究結(jié)論如下：

第一， 區(qū)別于以往研究從高管、 戰(zhàn)略等角度探索對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的影響， 本文從外部利益相關(guān)者視角出發(fā)， 驗證了機構(gòu)投資者持股對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的正向促進作用。機構(gòu)投資者幫助企業(yè)客觀認識自身、 識別市場機會， 為企業(yè)反轉(zhuǎn)行動提供充足的資源保障， 協(xié)助提升運營和決策效率并發(fā)掘新的利潤增長點， 全方位促進危機企業(yè)實現(xiàn)業(yè)績逆轉(zhuǎn)。

第二， 引入融資約束、 投資效率兩個中介變量展開研究， 進一步厘清機構(gòu)投資者持股影響危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的內(nèi)在作用機理。機構(gòu)投資者利用其信息、 專業(yè)、 人脈等多重優(yōu)勢緩解企業(yè)與潛在投資者之間存在的信息不對稱， 為公司高效投資提供信息保障， 積極進行監(jiān)督并介入公司治理減少企業(yè)內(nèi)部存在的短視和機會主義行為， 降低代理成本， 從而緩解融資約束、 提升投資效率， 并最終促進業(yè)績逆轉(zhuǎn)。

第三， 通過異質(zhì)性分析為機構(gòu)投資者異質(zhì)性作用差異、 信息環(huán)境重要性以及經(jīng)濟政策不確定下機構(gòu)投資者的積極作用增添了有效證據(jù)。研究發(fā)現(xiàn)， 國有機構(gòu)投資者由于其背景的特殊性以及投資理念的長期性， 對企業(yè)內(nèi)部的投機行為抑制作用更強， 觀點和主張易被管理層接受且其持股行為被市場上其他投資者視為一種積極信號， 能夠為危機企業(yè)贏得更多支持。境內(nèi)機構(gòu)投資者相較于境外機構(gòu)投資者持股比例更高， 具有更多本土化經(jīng)驗以及信息資源， 更有動機與能力進行外部監(jiān)督， 參與公司治理， 促進危機企業(yè)實現(xiàn)業(yè)績反轉(zhuǎn)。此外， 良好的信息環(huán)境使得機構(gòu)投資者能夠更加快速地感知到持股企業(yè)面臨的風險， 向其他利益相關(guān)者以及市場傳遞信息的速率也得到提升， 對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的正向作用得以充分發(fā)揮。經(jīng)濟政策不確定情境下企業(yè)經(jīng)營風險加大， 機構(gòu)投資者對企業(yè)經(jīng)營狀況的關(guān)注度提高， 投資者會盡可能發(fā)揮其優(yōu)勢幫助企業(yè)渡過難關(guān)實現(xiàn)反轉(zhuǎn)， 其積極效應在經(jīng)濟政策不確定性下更強。

（二）啟示

本文通過檢驗機構(gòu)投資者持股與危機企業(yè)反轉(zhuǎn)之間的關(guān)系， 豐富了機構(gòu)投資者持股的經(jīng)濟后果研究， 拓展了危機企業(yè)反轉(zhuǎn)策略的研究思路， 對機構(gòu)投資者正向治理效應的發(fā)揮和危機企業(yè)反轉(zhuǎn)實踐具有一定的現(xiàn)實意義和參考價值。具體來說： 第一， 企業(yè)應當大力引入機構(gòu)股東， 鼓勵優(yōu)質(zhì)機構(gòu)投資者積極監(jiān)督并參與公司治理。同時加強配合， 最大化發(fā)揮其對危機企業(yè)反轉(zhuǎn)的積極作用， 實現(xiàn)投資者與企業(yè)之間的良性互動。第二， 機構(gòu)投資者應充分發(fā)揮“壓艙石”作用， 對于陷入危機的企業(yè)， 利用自身的多方面優(yōu)勢幫助企業(yè)減少信息不對稱， 降低代理成本， 助力企業(yè)破解融資難、 融資貴以及投資效率低下的問題， 提升運營效率， 推動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。第三， 政府及監(jiān)管部門應充分認識到機構(gòu)投資者， 特別是以“國家隊”為代表的奉行長期理念以及境內(nèi)的機構(gòu)投資者在危機企業(yè)實現(xiàn)反轉(zhuǎn)中的顯著作用， 繼續(xù)引導、 鼓勵機構(gòu)投資者積極介入公司治理， 為企業(yè)紓困解難。第四， 信息環(huán)境的優(yōu)劣會影響機構(gòu)投資者積極作用的發(fā)揮。應進一步注重分析師在優(yōu)化信息環(huán)境過程中的重要角色， 充分利用其專業(yè)特點， 提高證券市場信息傳遞效率。企業(yè)也應加強信息披露， 使利益相關(guān)方充分、 全面并盡可能準確地了解企業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀， 減輕信息不對稱帶來的不良經(jīng)濟后果。第五， 在當前各種經(jīng)濟政策不斷出臺、 企業(yè)面臨更大經(jīng)營不確定性的情境下， 企業(yè)應通過加大對機構(gòu)投資者的吸引力度來獲得其積極有力的幫助， 有效利用利益相關(guān)方資源以減小宏觀經(jīng)濟政策變動對企業(yè)帶來的沖擊。

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