机构投资者持股

关键词： 投资者 稳健性 机构 引言

机构投资者持股（精选十篇）

机构投资者持股 篇1

稳健性作为会计确认与计量的一项重要惯例, 历来受到中外学者的关注。中国证监会早在2000年就提出“超常规、创造性地发展机构投资者”的设想, 就是希望它们能改善我国资本市场结构, 推动上市公司的健康有序发展。机构投资者因其拥有一般中小投资者所没有的非公开信息, 具有更强的信息解读与价值评估能力, 本应可以对信息披露进行干预, 从而对保证会计信息的稳健性产生重要影响。但是, 杨海燕等 (2012) 一些学者研究却发现, 由于当前我国资本市场机制的不完善, 机构投资者的投资目标基本就是获利, 为了短期利益会与管理层合谋进行套利活动, 其持股行为加大了管理层的盈余管理程度, 对会计稳健性产生了消极影响。那么, 不同性质的机构投资者对会计稳健性的影响是否相同呢?上市公司的性质不同, 机构投资者持股对其会计稳健性的影响又是否相同呢?本文试图区分不同性质的机构投资者和上市公司, 进一步深入研究机构投资者和公司的特征是如何影响机构持股与会计稳健性的关系的。

二、研究设计

(一) 研究假设

傅勇和谭松涛 (2008) 研究了机构投资者与非流通股股东之间的合谋行为, 发现通过内幕交易非流通股东可以支付较低的对价水平, 机构投资者则从中获得额外收益。我国机构投资者起步较晚, 在股票市场不完全具有有效性的情况下, 机构投资者持股的转换率高, 持股期限普遍较短, 这些现象都表明我国机构投资者持股属于“趋势投资”, 而非“价值投资”。与此同时, 机构投资者利用庞大的资金实力、专业化的投资手段和内部信息优势等特点进行短期操作, 套现离场, 也即其投资获利主要来自于买卖股票的价差, 而非公司自身的价值增值, 因而, 它们没有动力对公司进行监督。此外, 我国机构投资者的竞争十分激烈, 占机构投资者主体的投资基金管理着众多的股票型基金, 基金经理迫于业绩压力, 也会与管理层合谋推高股价, 获取利益, 使得财务报告更多的确认收益, 隐瞒损失。上述分析表明我国机构投资者持股降低了会计的稳健性。由此假设:

假设1:机构投资者持股比例与会计稳健性负相关

机构投资者的性质不同, 对公司会计稳健性的影响也不同。Chen和Harford (2007) 研究发现, 非独立型的机构投资者以及持股比例小的短期型机构投资者不会对公司实施监督, 只有与所投资公司业务独立、持股期限长且重仓持股的机构投资者才会对公司实施监督。姚颐和刘志远 (2009) 研究发现, 对公司业务存在依赖关系的压力敏感型机构投资者, 会对公司的决策采取中庸或支持的态度。我国的券商、保险公司和信托公司与上市公司存在着股票承销、信托责任等商业联系, 受到公司的影响较大, 它们被称为非独立型的机构投资者。证券投资基金、社保基金和境外合格机构投资者与公司缺乏潜在的商业联系, 不容易受到公司的影响, 它们被称为独立型的机构投资者。独立型机构投资者与上市公司仅存在投资关系, 缺乏与公司合谋的动机, 能在一定程度上监督管理层, 提高会计信息的稳健性。非独立型机构投资者与公司存在商业联系, 有渠道从公司获得内幕消息, 为了获取投机利益, 会与公司管理层合谋, 以赚取买卖价差, 这将对会计稳健性产生较大的负面影响。对比这两类机构投资者, 非独立型机构投资者对会计稳健性的负面影响更大, 独立型机构投资者对会计稳健性的负面影响较小, 甚至可能是正影响。由此假设:

假设2:与独立型机构投资者相比, 非独立型的机构投资者持股对会计稳健性的负影响更大

机构投资者对不同性质的公司的会计稳健性的影响不同。Ramalingegowda等 (2012) 认为成长机会和信息不对称程度更高的公司, 管理层有强烈的动机和机会操纵盈余, 即高估收益, 低估损失。石军 (2011) 研究发现, 高成长性的公司股东获得的收益高, 经营风险也高, 信息不对称现象更加严重。成长机会高的公司拥有较多的投资机会, 利润率较高, 机构投资者对这样的公司拥有良好的预期, 往往持股比例较大。在高成长性公司里, 管理层拥有关于未来项目价值的私人信息, 股东更难判断管理者的行为, 很难从一系列的成长机会中识别哪些是值得投资的项目, 双方的信息不对称程度更为严重。因此, 在成长性和信息不对称程度更高的公司里, 管理层有更强的动机操纵会计盈余, 这种经营机会主义行为会促使机构投资者与管理层合谋, 推高股价从而获取高利润, 不但不能发挥积极的监督作用, 反而会降低会计稳健性。因此, 在高成长性和信息不对称的公司, 机构投资者持股对其会计稳健性的负面影响更加显著。由此假设:

假设3:与低成长机会和信息不对称公司相比, 机构投资者持股对高成长机会和信息不对称公司的会计稳健性的负影响更大

(二) 样本选取与数据来源

本文选取2009年至2012年沪深两市A股上市公司总计2224家为研究样本, 并进行如下剔除处理:金融类上市公司;ST类的公司;研究期间数据缺失的公司。经过上述处理后, 最后剩下1885家公司并取得6493个样本数据。机构投资者持股数据来自i Fin D数据库, 其他数据来自CSMAR数据库。数据处理使用了EXCEL2010和STATA11.0统计软件。

(三) 变量定义

本文选取会计盈余做因变量, 分别选取股票报酬率、机构持股比例作为自变量, 分别选取高管持股比例、日股票报酬率标准差、上市时间、股东权益市场价值、市值账面比、资产负债率作为控制变量, 分别选取年度和行业变量作为虚拟变量。各变量的替代符号、名称、定义及计量见下表 (1) 所示。

(四) 模型建立

对于会计稳健性的衡量, 根据Basu (1997) 的盈余-股票报酬模型, 用会计盈余反映好消息和反映坏消息的不对称程度度量会计稳健性的程度。其模型如下:

其中, 会计盈余NIt等于每股收益/年初股价, RETt为股票报酬率, 正的股票报酬率表示好消息, 负的股票报酬率表示坏消息, 虚拟变量NEGt取1时反映坏消息, 取0时反映好消息。β2表示会计盈余对好消息的反映速度, (β2+β3) 表示会计盈余对坏消息的反应速度, 因此β3表示盈余反映坏消息比反映好消息的及时程度。β3为正, 反映坏消息比反映好消息及时, 存在会计稳健性, 值越大, 稳健性越大。为了研究机构投资者持股对会计稳健性的影响, 将机构投资者持股比例INSTOWNt引入模型 (1) , 构建模型 (2) :

其中, NEGt*RETt*INSTOWNt的系数表示机构投资者持股比例与会计稳健性的关系, 系数为负, 表示机构投资者持股比例越大, 会计稳健性越低。为了检验假设2, 将证券投资基金、社保基金和QFII三类机构投资者的持股比例相加, 得到独立型的机构投资者持股比例, 将券商、保险公司和信托公司三类机构投资者的持股比例相加, 得到非独立型的机构投资者持股比例, 分别代入模型 (2) 中的INSTOWNt变量, 得到独立组和非独立组, 将两组中同一项NEGt*RETt*INSTOWNt的系数进行对比, 分析两类机构投资者对会计稳健性的不同影响。为了检验假设3, 用托宾Q值衡量公司的成长性, 用股票的买卖价差值衡量公司的信息不对称程度。每一年度, 将托宾Q值 (TOBINQt) 和买卖价差值 (SPREADt) 分别高于各自中位数的公司划为“高成长性和信息不对称”组, 将托宾Q值 (TOBINQt) 和买卖价差值 (SPREADt) 分别低于或等于各自中位数的公司划为“低成长性和信息不对称”组, 将每一年度的两组数据分别合并, 共得到“高成长性和信息不对称”组的样本1918个, “低成长性和信息不对称”组的样本1930个, 将这两个子样本分为高低两组代入模型 (2) , 将两组中同一项NEGt*RETt*INSTOWNt的系数进行对比, 分析机构投资者对不同性质公司的会计稳健性的影响。

三、实证检验分析

(一) 描述性统计

本文的全样本和子样本的描述性统计结果如下表 (2) 所示。从表 (2) 中可知, 全样本中RETt的标准差为0.754, 远大于NIt的标准差0.042, 表明市场的波动率大于会计数据, 符合我国是新兴资本市场的特征。INSTOWNt的均值为40.3%, 中位数为40.6%, 略为右偏, 表明我国大多数机构投资者的持股比例在40%以上, 证明近年来我国的机构投资者发展十分迅速。独立组中INSTOWNt的均值为7.9%, 中位数为2.4%, 呈左偏, 表示大多数的独立型机构投资者持股比例在3%以下, 普遍持股较低;非独立组中INSTOWNt的均值为32.4%, 中位数为31.9%, 略为左偏, 表示大部分的非独立型机构投资者持股比例在30%以上, 普遍持股较高, 这说明我国资本市场中独立型机构投资者持股比例较小, 占机构投资者主体的非独立型机构投资者大大降低了会计稳健性的程度。高组中RETt的均值为0.439, 远大于低组中RETt的均值0.071, 表明高组中公司的成长性大于低组中的公司。高组中INSTOWNt的均值为37.9%, 略低于低组, 可能与样本个数不同有关。高组中TOBINQt的均值为3.52, 大于低组中的均值1.34, 高组中SPREADt的均值为0.045, 大于低组中的均值0.034, 这些结果均表明高组中公司的成长性和信息不对称程度远大于低组中的公司, 与前文一致。

(二) 回归分析

本文全样本和子样本的回归检验结果如下表 (3) 所示。由表 (3) 可以看出, 全样本中NEGt*RETt显著为正, 证明我国上市公司显著存在会计稳健性。NEGt*RETt*INSTOWNt的系数为-0.040, 在5%的水平上显著, 表明机构投资者持股比例与会计稳健性显著负相关, 从而验证了假设1。独立组和非独立组中NEGt*RETt的系数显著为正, 均存在会计稳健性。独立组中NEGt*RETt*INSTOWNt的系数为正, 非独立组中NEGt*RETt*INSTOWNt的系数显著为负, 表明独立型机构投资者持股与会计稳健性正相关, 非独立型的机构投资者持股与会计稳健性显著负相关, 即独立型机构投资者对会计稳健性产生正影响, 非独立型机构投资者对会计稳健性产生显著的负面影响, 说明非独立型机构投资者对会计稳健性的负面影响更加显著, 验证了假设2。高组中NEGt*RETt的系数为负, 不存在会计稳健性, NEGt*RETt*INSTOWNt的系数显著为负, 表示机构投资者持股对高成长性和信息不对称公司的会计稳健性产生显著的负面影响;低组中NEGt*RETt的系数显著为正, 存在稳健性, NEGt*RETt*INSTOWNt的系数为负但不显著, 表示机构投资者持股对低成长性和信息不对称公司的会计稳健性产生不显著的负面影响。从系数和显著性上来说, 机构投资者持股对高成长机会和信息不对称公司的会计稳健性的负面影响更为显著, 对低成长机会和信息不对称公司的负面影响则不显著, 从而验证了假设3。

注:括号内为p值, ***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。

注:括号内为p值, ***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。

(三) 稳健性检验

本文的稳健性检验结果如表 (4) 所示。

由于我国年度财务报告的截止时间为第二年的4月末, 为减少以前年度股价信息对本期结果的干扰, 本文用t年度的每股收益除以t年度第四个月末的股票收盘价作为t年度的会计盈余NIt, 用t年度第五个月至t+1年度第四个月的月股票报酬率的加权平均值代替t年度的年股票报酬率RETt, 分别对全样本和子样本做了稳健性检验。由表4可知, 全样本中NEGt*RETt的系数显著为正, 存在稳健性, NEGt*RETt*INSTOWNt的系数显著为负, 机构投资者持股与会计稳健性显著负相关;独立组中NEGt*RETt*INSTOWNt的系数为负但不显著, 非独立组中NEGt*RETt*INSTOWNt的系数显著为负, 表示非独立型机构投资者对会计稳健性的负面影响更加显著;高组中NEGt*RETt*INSTOWNt的系数显著为负, 低组中NEGt*RETt*IN-STOWNt的系数为负但不显著, 表示机构投资者持股对高成长性和信息不对称公司的会计稳健性的负面影响更加显著, 假设1、2、3均成立, 证明本文的结论是稳健的。

四、结论

本文研究得出以下结论: (1) 机构投资者持股比例越高, 公司的会计稳健性越低; (2) 相比独立型的机构投资者而言, 非独立型的机构投资者对公司会计稳健性的负面影响更大; (3) 相比低成长性、信息不对称公司而言, 机构投资者对高成长性、信息不对称公司的会计稳健性的负面影响更大。本文的启示意义在于:我国机构投资者发展还不成熟, 其持股大多基于投机目的, 对公司管理层的盈余管理行为起不到监督作用, 需要进一步引导规范其投资行为, 使其由投机转为投资, 真正作为股东发挥监督作用, 从而提高公司的会计稳健性。同时, 由于独立型机构投资者在一定程度上能起到监督作用, 政府需要引导占机构投资者主体的非独立型机构投资者转变为独立型投资者, 以期发挥其积极的监督作用。

参考文献

[1]傅勇、谭松涛:《股权分置改革中的机构合谋与内幕交易》, 《金融研究》2008年第8期。

[2]石军:《公司成长性与盈余管理》, 《西安交通大学学报》2011年第1期。

[3]杨海燕、韦德洪、孙健:《机构投资者持股能提高上市公司会计信息质量吗?——兼论不同类型机构投资者的差异》, 《会计研究》2012年第9期。

[4]姚颐、刘志远:《机构投资者具有监督作用吗?》, 《金融研究》2009年第6期。

[5]Chen X., Harford J.and LiK..Monitoring:Which institutions matter?Journal of Financial Economics, 2007.

机构投资者持股 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 篇3

(一) 国外的定义

在理论界, 学者尚未对“机构投资者”的概念, 做出统一、严格的学术界定。国外比较权威的概念, 见于《新帕尔格雷夫货币与金融词典》、《金融与投资术语词典》、《Black法律词典》等。《新帕尔格雷夫货币与金融词典》认为“机构投资者是一类专业化的金融机构, 必须保证基金收益人得到预期的收益, 因此他们在管理着保险基金、投资基金、退休基金或养老基金的过程中, 通过专业人员运作资金, 按照每天各方面环境的具体变化动态的调整资金的安排。”《金融与投资术语词典》则认为机构投资者是一类交易大宗证券业务的组织机构, 包括:共同基金、养老基金、保险公司、大学捐助基金以及公司利润分享计划等。除此之外, 《Black法律词典》也对机构投资者做出了界定:机构投资者是一类“大的投资者, 例如共同基金、养老基金、保险公司以及用他人的钱进行投资的机构等。”

(二) 国内的定义

国内对机构投资者的定义比较有代表性的是严杰主编的《证券词典》:“机构投资者, 又称团体投资者, 是个人投资者的对称, 是指以自有资金或信托资金进行证券投资活动的团体。包括投资公司、投资信托公司、保险公司、储蓄银行、各种基金组织和慈善机构等。其特点是:相对于个人投资者来说, 一般都拥有巨额资金, 收集和分析证券等方面信息的能力强, 能够进行和完成分散投资。他们从投资者、保险户、储蓄户等方面吸收大量资金, 将其中一部分投放证券市场, 进行投资活动。”《证券知识读本》认为“机构投资者从广义上是指运用自有资金或从分散的公众手中筹集的资金专门从事有价证券投资的法人机构。”

(三) 本文的界定

综上笔者认为, 机构投资者是相对于个人投资者而言的一个相对概念, 它们凭借在资本、渠道和专业人才等绝对的资源优势, 利用自有或信托资金专门从事证券投资, 以维护股东利益为导向, 类属但不等同于金融中介机构。包括但不限于合格境外机构投资者 (QFII) 、证券投资基金、证券公司、社保基金、保险公司等。

二、我国上市公司盈余管理的现状

(一) 盈余管理存在的客观条件

William R Scott在其《财务会计理论》一书中对盈余管理做了明确的定义:在公认会计准则允许的范围内, 管理者以实现自身效用和市场价值最大化为目标的会计政策的选择行为就是盈余管理。从以上定义可以发现, 盈余管理不同于会计造假。盈余管理是在会计准则和会计制度允许的范围内, 有目的控制对外财务报告过程, 以实现某些“私人”利益和自身利益的最大化。盈余管理是在不触犯法律和相关制度的前提下的有目的规划、管理行为。因此相对于会计造假, 盈余管理必然具有更强大的生命力和吸引力。盈余管理是社会经济发展的必然产物, 是客观存在的。

一方面, 盈余管理的存在有其现实的需求。管理当局出于摆脱财务困境、在资本市场上筹资、节税、向银行借款等动机, 会选择有利于实现利益最大化的会计政策粉饰报表。另一方面, 现存内外部的客观法律、经济条件又为盈余管理行为提供了便利。

1. 盈余管理的外部动因。

首先, 会计政策和会计制度存在一定的灵活性, 目的是管理者根据公司的客观环境和需求, 选择最佳的信息披露的方式。这种会计政策的选择空间是客观存在和必要的, 出发点是提高公司的会计质量。但是, 现实却是管理当局利用了会计政策选择的空间, 美化报表, 误导投资者, 反而降低了会计质量, 违背了准则制定者的初衷。

其次, 会计信息的不对称, 为管理当局的盈余管理行为提供了机会。所有权和经营权相分离, 适应了社会化大生产对规模效应和专业化分工的需求, 是现代股份制公司最显著的特征。两权分离的存在, 导致了所有者和经营者信息的不对称性。

2. 盈余管理的内部动因。

管理当局对盈余管理的现实需求和会计准则本身存在的选择空间, 无疑促使盈余管理的存在和发展。同时, 我国资本市场起步晚, 发展还不成熟, 对上市公司信息披露的监督力度较弱。以及我国公司治理结构的不健全, 内部人控制, 多重委托代理问题, 一股独大、国有股过度集中、监事会无法实际起作用等客观情况为盈余管理提供了生存的土壤。

(二) 盈余管理的现状

《公司法》规定, 上市公司最近三年连续亏损的, 由证券管理部门决定暂停其股票上市。我国上海和深圳证券交易所还规定, 上市公司最近两年连续亏损, 公司股票代码前被冠以*ST (特别处理) 。因此, 上市公司为了避免被特别处理, 甚至退市, 具有强烈的盈余管理动机。公司法关于“连续三年亏损, 暂停上市”的规定首次出现在1993年颁布的《公司法》中。本文随机选取2011-2013年在沪深两市上市的A股公司为样本, 共1000家, 研究这些亏损上市公司在出现亏损时是否有盈余管理的行为。

根据统计表1发现, 2011年1000家上市公司中只有146家出现亏损。2012年, 这146家亏算公司中仅仅20家依然亏损, 占大概13.7%, 86.3%的公司避免了“连续两年亏损”被特别处理的“厄运”。2013年依然亏损, 也就是“三年连续亏损”的上市公司仅仅2家, 也即是说98.63%的上市公司出现第一年亏损后, 无论是立即扭亏还是第二年扭亏, 均没有达到“连续三年亏损”的“政策死亡线”, 这个比例很高。上述统计结果表明, 亏损上市公司很可能存在盈余管理的行为避免退市。

此外, 我国林舒、魏明海 (2000) , 张宗益、黄新建 (2003) 均证实IPO公司存在显著的盈余管理动机。张正国 (2010) 发现我国上市公司在股权再融资过程中存在盈余操纵的行为。李增福、郑友环 (2010) 则研究了避税动机的盈余管理行为。

三、机构投资者持股和盈余管理的相关性研究综述

(一) 国外研究综述

20世纪后半叶, 机构投资者在资本市场迅猛发展, 引起了公司治理方面专家的高度关注。西方学者对机构投资者持股和盈余管理的研究起步较早, 但是对两者之间的相关性关系未能达到共识。学术界基本上存在以下两个对立的观点。

1. 机构投资者持股和盈余管理的负相关论。

Maug (1998) 认为, 当机构投资者持股比例较高时, 它们更倾向于长期持有上市公司股权。在利益的驱动下, 机构投资者将更加关注公司业绩信息, 能够对管理层盈余管理行为实施有效地监督, 这显然有利于缓解股权分散所造成的“搭便车”问题。

Chung et al (2002) 通过研究两类管理层具有较强盈余管理动机的公司, 发现机构投资者的高持股比例, 能够有效抑制管理层盈余管理的行为, 提高盈余质量。机构投资者持股比例越高, 机构关注管理层盈余管理的动机就越强, 高持股比例同时会对管理层产生较高的威慑力, 也能在一定程度上降低管理层随意修改利润的可能性。

Kon (2007) 提出了短线型和长线性机构投资者的概念, 这是对机构投资者异质性划分的标志性观点之一。研究认为, 长线性机构投资者对抑制盈余管理行为发挥积极的正面效应, 其存在和发展降低了管理层盈余操纵的程度, 有助于改善公司财务业绩披露的真实性。但是短线型机构投资者对盈余管理的影响并不明确, 其存在与管理层的盈余管理行为也并不必然相关。

2. 机构投资者持股和盈余管理的正相关论。

G r a v e s和Waddock (1990) 认为机构投资可能会造成企业短期趋利行为。他们通过对400家公司CEO的调查发现, 58%的受访者认为, 来自机构投资者的压力是促使他们实施短期盈余管理的动机之一。企业的目标与机构投资者往往存在差异, 机构投资者更加关注企业的短期绩效, 这种短期盈余压力很可能迫使管理层操纵盈余管理。

Megumi和Masashi (2005) 以日本上市公司为样本对机构投资者和盈余质量的关系进行研究, 认为机构投资者相对于企业长期价值目标的实现, 更加关注企业短期绩效, 更加关心机构的短期投资价值, 他们对上市公司的监督并不积极, 因此很可能会纵容上市公司盈余管理行为。

(二) 国内研究综述

20世纪90年代, 机构投资者的主体投资基金在我国出现。在机构投资者发展的早期, 资本市场投机氛围浓重。机构投资者持股对上市公司的盈余管理和公司治理的作用并不明显, 黄郡 (2004) 。伴随着中国资本市场的发展、壮大, 理论界关于机构投资者持股和盈余管理的相关研究证实, 两者相关, 并且绝大部分研究认为两者不仅相关而且负相关。

程书强 (2006) 基于沪市资本市场统计数据, 对机构投资者和盈余管理的相关性问题进行了较为系统的实证研究。实证结果证实机构投资者持股比例与会计可操纵应计利润行为即盈余管理程度负相关。他认为机构投资者凭借其在资本市场上信息、人脉、资金等资源优势, 更容易掌握上市公司管理层盈余操纵行为, 并在一定程度上制约了管理层利用信息的不对称, 恣意修改盈余数字的行为。另一方面, 机构投资者在上市公司的高比例持股, 奠定了其在公司的影响力, 从而更有利于监督管理层的行为。

王化成、佟岩 (2006) 基于中国当前的经济环境, 提出企业的股权结构, 特别是控股股东的大量存在是造成盈余质量不高的一个重要原因的假设。并在此基础上, 调整了盈余反应系数基本模型, 采用1999-2002年间的经验数据证实控股股东的持股比例与企业的盈余质量的关系。同时发现, 控股股东是国家时, 盈余质量更低。其他股东特别是机构投资者对盈余质量的提高具有显著的作用。

高雷、张杰 (2008) 通过研究公司治理、机构投资者和盈余管理三个变量之间的两两相关性, 发现:机构投资者通过参与公司治理, 发挥监督职能, 从而有效抑制公司盈余操纵程度, 缩减管理层盈余管理的空间, 从而改善公司治理水平。

机构投资者和盈余管理问题的研究最早开始于西方, 国外的研究文献较为丰富。伴随着中国资本市场的发展, 国内学者也注意到机构投资者和盈余管理在公司治理理论中的重要地位。笔者在对国内外现有文献进行梳理时发现, 国内外学者对盈余管理的研究集中于盈余管理的定义、动机和手段, 当然也有很多学者试图把公司治理和盈余管理、盈余管理和企业价值、机构投资者和盈余管理等联系起来。国外学者对机构投资者和盈余管理的相关性方向还存在争议。但是国内很多学者认可两者负相关关系。笔者还发现, 极少学者对委托代理冲突进行聚类分析, 然后在此基础上研究两者的相关性。

参考文献

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[2]Bushee B J.Do Institutional Investors Prefer Near!Term Earnings over Long!Run Value?[J].Contemporary Accounting Research, 2001, 18 (2) :207-246.

[3]Xie B, Davidson W N, Da Dalt P J.Earnings Management and Corporate Governance:The Role of The Board and The Audit Committee[J].Journal of Corporate Finance, 2003, 9 (3) :295-316.

[4]肖成民, 吕长江.利润操纵行为影响会计稳健性吗?——基于季度盈余不同汇总方法的经验证据[J].会计研究, 2010 (9) :17-24.

机构投资者持股 篇4

[摘要] 针对在不同的股市行情中机构持股与房地产公司股票收益波动之间的相关性问题，建立面板数据的门限分位回归模型进行检验。证实在不同的市场行情中，对于股票收益波动处于不同水平的房地产公司，机构持股的影响程度存在差异。当股市大盘出现极端情形，机构投资者加剧股市波动。大盘大跌，机构持股的促进作用随着股票收益波动的分位点的增大而增强。在盘整市，机构持股比例没有对股票收益波动产生显著影响，但其变动抑制股票收益波动。

[关键词] 股票收益波动；机构持股；极端收益；门限分位回归

[中图分类号] F832[文献标识码] A[文章编号] 1008—1763（2016）02—0073—08

Abstract：For the problem of correlation between institutional ownership and the volatility of real estate companies stock returns in different market conditions， this paper establishes a threshold quantile regression model with panel data. We confirm that in different market conditions， for the real estate companies whose stock returns volatility is at different levels， there are differences in the effect degree of institutional ownership. If the stock market appears extreme returns， institutional ownership strengthens the stock returns volatility. The positive impacts of institutional ownership increase with the quantiles of the volatility when the stock market extremely falls. In the whole consolidation market， the proportion of institutional ownership does not have a significant impact on stock returns volatility， but the change of proportion will weaken the stock returns volatility.

Key words：the volatility of stock return； institutional ownership； extreme income； threshold quantile regression

一引言

机构投资者的兴起是20世纪80年代以来国际金融市场的一个重要特征，国际金融市场的投资逐步由个人投资者占主体向由机构投资者主导转变。从2001年开始我国证券投资基金因超常规发展的政策支持已经具有相当大的规模，对市场的影响越来越大。然而，机构投资者规模的壮大是否稳定股票市场，国内外关于机构投资者对股票市场波动的影响研究结论主要有三个，一有利于市场稳定；二加剧市场波动；三机构投资者对股票市场波动没有确定性的影响。我们认为机构投资者影响上市公司股票收益率波动的前提条件是机构投资者的持股规模对上市公司具有足够的影响力。因为对于机构持股比例很低的股票来说，个人投资者是股票波动的主要因素；对于机构持股比例高的股票来说，机构投资者有权参与公司的治理和监督，对公司股票收益波动的影响更大。因此，对机构持股高于一定比例的上市公司进行研究能更准确发现机构持股对上市公司股票收益波动的影响。

房地产是我国经济的重要支柱产业，它与股市具有显著联动效应。巴曙松等人（2009）[1]认为股市是房地产市场的格兰杰原因，而房地产市场在一定程度上对股市有滞后的非线性格兰杰原因。黄义（2014）[2]提出我国股市与房地产市场的波动都具有ARCH效应，两市场的动态相关性具有时变性，并且存在双向波动溢出效应。房地产在开发企业的经营策略、操作手法上借用其他行业比较成熟的经营方式，这对于研究机构投资者对公司股票收益波动的影响比较有代表性，并且房地产各类股票的机构持股比例普遍都很大，所以我们选择房地产行业的面板数据，考察在不同市场环境下机构投资者的发展规模与股票市场波动的关系，探求在不同市场环境下机构投资者持股比例及其变动对股票收益波动的作用规律。

二文献综述

关于机构投资者对证券市场的影响研究很多，然而结论并不相同。有学者认为机构投资者有助于证券市场的稳定发展。Faugere和Shawky（2003）[3]、Oak和Dalbor（2008）[4]认为当股市处于下跌趋势时，机构比个人投资者更偏好收益率波动低的股票。周学农、彭丹（2008）[5]采用GARCH与EGARCH模型发现，大力发展机构投资者后，股指收益率波动减小，即股市更为平稳。李彩霞、郑治华（2015）[6]利用动态面板数据模型发现机构投资者与当期股价显著负相关，这反映了机构投资者在稳定股市的过程中发挥了积极作用。

湖南大学学报（ 社 会 科 学 版 ）2016年第2期朱慧明，汤月丽等：机构持股对房地产股票收益波动的影响研究基于面板数据的门限分位回归模型

也有学者认为机构投资者加剧股市波动。谢赤等人（2008）[7]采用EGARCH模型、Granger因果检验、VAR模型对证券投资基金上市前后中国股票市场收益波动的变动情况进行分析，得出证券投资基金采取与股票市场波动同方向的投资行为，在一定程度上加大股市的波动性。Puckett和Yan等人（2008）[8]认为机构投资者的羊群效应加剧股市波动。姚德权等人（2010）[9]得出同期股票收益与机构投资者情绪正相关，与情绪波动负相关，说明机构投资者是噪声交易风险源之一。

还有不少学者认为对机构投资者与股市稳定性关系受行情影响。陶可（2012）[10]研究发现我国证券投资基金持仓比例的变化在不同时期对股票价格波动的影响有不同的正负效应，且大部分情况下还是负效应更为明显。陈军等人（2013）[11]从不同市态和不同市值角度，对整体机构投资者和不同类型机构投资者与股市的稳定性关系做实证研究，发现我国大部分机构投资者持股加剧股市波动，且这种加剧作用在牛市更加显著，大市值也更加显著。从整个系统性风险看，曾志坚等人（2014）[12]认为，牛市行情下不存在系统流动性风险溢价，但在熊市，系统流动性风险溢价显著。

上述研究的共同点是他们使用传统的时间序列模型来分析机构投资者对股市波动的影响。考虑到金融时间序列之间不规则的相关关系，学者们大多使用VAR、GARCH、TARCH等模型解决变量的异方差问题。而本文使用的是分位回归分析变量之间的非对称关系。

分位回归最早由Koenker和Bassett（1978）[13]提出，它不对误差项的分布和方差做限定，因而能够避免正态假设和等方差假设的局限性，参数估计更具稳健性。分位回归强调条件分位数，可获得自变量对因变量变化范围和条件分布形状的影响，得到不同分位点下变量之间的关系，从而提供更为全面的信息。面板数据可反映个体差异，也可反映个体的动态过程。用面板数据做分位回归，可以充分发挥分位回归模型和面板数据的优点，在控制个体差异的基础上有效地分析自变量对不同分位点上因变量的影响程度。You和Zhu等人（2015）[14]建立面板分位回归模型证实民主性在CO2排放量的不同条件分位处影响不同。Yaduma等人（2015）[15]通过建立固定效应的面板分位回归模型研究经济增长与环境污染之间的非对称关系。

学者们致力于区分不同市场行情下的机构投资者对股票收益波动的影响。关于股市周期划分的方法很多，比如Hodrick和Prescott（1997）[16]的HodrickPrescott滤子法，Pagan和Sossounov（2003）[17]的BB法等等，但并没有一个划分熊、牛市的标准方法。熊、牛市表示是股市下滑或者上涨的过程而非极端情形。Zhu和Li（2015）[18]分析了在中英美股市收益出现极端化的情形下，三个股市的非对称相依性。在这篇文章里，我们引入门限的概念，考虑在整个股市大盘极端收益环境下，机构投资者对股票收益波动的非对称影响。

目前国内未有用基于面板数据的门限分位回归方法来分析机构持股比例的研究，本文基于我国房地产行业的上市公司股票相关数据，采用分位回归方法，充分考虑时间和个股因素，探究不同分位水平下，机构持股比例及其变动对股票收益波动的作用机制，为各股民做决策时提供参考依据。

三数据及描述性统计

我们使用由证监会划归为房地产行业的上市公司的季度数据，时间跨度为2008年10月1日至2015年3月31日。选取的时间为2008年之后，因为2008年全球金融危机的爆发使得机构投资者规模明显萎缩，也改变了机构投资者的投资策略，整个市场的风险防范得到巩固发展。我们选取平衡面板数据，即要求每一个房地产上市公司的样本量相等，所以股票代码从000002至603998的上市公司中共有91个公司作为我们的总体样本量，数据均来自wind金融数据库。

我们关注的是在不同的股市极端收益情形下，机构持股比例及其变动对上市公司股票收益波动的影响，所以在我们的研究里，我们用上证综合指数收益率为参考划分整体股市收益的极端情形，上市公司股票收益波动是因变量，机构持股比例及其变动是主要的自变量，另外我们还在模型中加入上市公司季度收益率、流通市值以及整体股市收益波动作为控制变量。

本文以上市公司季度内日股票收益率的方差来衡量上市公司股票收益波动，用变量VOLit表示。其中，日收益率就是连续两个工作日的收盘价的对数差分。INSTit是机构持股比例，表示机构投资者持股总市值占上市公司流通股的比重，ΔINSTit=INSTit-INSTit-1则表示机构持股比例变动。我们用季度内股票日收益率的平均值表示上市公司季度收益率，记为Rit。对于上市公司季度末流通市值，为消除误差，对其取对数，用VALUEit变量表示。市场波动对所有的上市公司都产生影响，我们采用季度内上证综合指数（SCI）日收益率的方差表示市场波动，用变量VOLst表示。表1给出了各个变量的描述性统计。

我们重点看后面四个统计量，除了上市公司股票收益率是左偏，其他变量都是右偏的，说明各个变量都不是对称分布的。除了Instown的峰度值较小，其他变量的峰度系数较大，说明这些变量在分布上偏离正态分布。上市公司股票收益波动的偏度和峰度很大，偏度达到6以上，峰度也达到63以上，即该变量明显尖峰厚尾，在分布上有很多极端值，这也说明了我们有必要区分在上市公司股票收益波动的各个分位点下，机构持股比例及其变动产生的影响。

Zhu和Li为研究条件收益分布下的股市非对称动态相依性，选用0.05和0.95分位点来划分3584个日数据的极端收益。而我们选用的每一个上市公司只包含25个季度数据，为保证每一种股市极端收益情形下的样本量足够，我们选用SCI的0.2和0.8分位点，用R（0.2）s和R（0.8）s表示。假定SCI指数的某个季度收益率在整个SCI的季度收益率区间大小靠后（如0.8分位点之后）或者靠前（如0.2分位点之前），我们就认为在这个季度内，股市大盘极端上涨或者下跌。Rst≤R（0.2）s表示当前股市极端下跌，R（0.2）s表示股市处于盘整期，rst>R（0.8）s表示股市极端上涨。

五实证分析

本文研究在房地产业中机构投资者持股比例及其变动与上市公司股票收益率波动的关系，根据模型7、8，我们分析在股市大盘极端下跌、盘整、极端上涨三种不同状态下，机构投资者持股对股票收益波动的影响。表2是三种股市行情下对应的时间。

机构投资者持股 篇5

随着国际资本市场的迅猛发展, 机构投资者开始大量持有公司股票, 逐渐成为公司治理中的一支重要力量。在这种背景下, 我国机构投资者也迅猛的发展。截至2010年2月, 我国基金业的规模已由2001年初的800亿, 增加到了11610.68亿, 沪深两市 (A, B股) 证券投资基金只数到达570只。随着我国资本市场上机构投资者数量的增加, 其能否产生改善上市公司治理的效果, 成为国内学者研究的方向。

2 文献综述

目前国内外学者对于机构投资者能否改善上市公司治理绩效存在两种矛盾的观点。第一类观点是机构投资者拥有其他投资者不具有的信息优势及规模优势, 具备参与公司治理的能力, 因此机构投资者有动力参与公司治理以此来提高所投资公司的经营绩效 (王彩萍, 2006) 。相反, 第二类观点却认为, 目前资本市场上的机构投资者往往只重视短期效益, 通常持有公司股票的周期较短, 在资本市场的交易频繁, 这些投机心理使得机构投资者没有动力参与公司治理, 因此也无法发挥其治理公司的能力 (Pozen, 2003) 。

3 理论假设

我国现有的上市公司, 大部分是由国有企业改制成的, 内部存在着严重的“内部人控制”现象, 这种现象的出现使得公司的治理水平难以得到提高。机构投资者在持股量较大的情况时会采取积极的“用手投票”, 对公司进行监督, 改善公司业绩;其次, 在投资过程中, 由于机构投资者持股量相对较大, 单位治理成本会降低;再次, 机构投资者具有一定的信息优势, 在参与治理过程中, 更容易接近, 公司的管理层, 获取在公开市场上, 无法获得的信息。最后, 机构投资者用于专业的决策技术和管理经验, 能更有效的参与公司治理。

因此可以提出:假设1:机构投资者持股比例与上市公司绩效成正相关。

4 实证分析

4.1 样本选择及变量设置

文章选取的样本为从2005年到2010年期间未被ST的非金融企业, 并除去数据不完整的企业后共551家, 四年共计2755个样本。财务数据来自CSMER数据库。机构投资者持股比例为公司前十大股东中, 手工删除非机构投资者持股比例, 剩余加总得出。

本文数据均来自CSMAR数据库。

4.2 模型提出

为验证前面所提出的假设, 提出模型:

ROEt=β0+β1INSt-1+β2INSt-2+β3ROEt-1+β4LEVERAGE+β5GROWTH+β6TA+ε

4.3 实证分析

为避免潜在的内生性问题和研究持股时间长短对公司业绩的影响文章采用本期公司绩效与前两期上市公司机构投资者持股比例进行回归分析。回归结果如表2。

a.Dependent Variable: ROE。

本期净资产收益率与前期公司净资产收益率机构投资者持股比例均为正向关。同时机构投资者持股时间越长, 对本期公司绩效影响越大。当机构投资者持股为一期时, INSt-1增加一个单位, 本期净资产收益率会增加0.12个单位。当机构投资者持股为二期时, INSt-2增加一个单位, 本期净资产收益率会增加0.38个单位。从上述数据中可以看出当机构投资者持股比例时间越长, 他们越有动力去参与公司治理, 促进公司业绩的提升。最后文章还对各个模型进行了DW检验在进行DW检验时, 各个模型的DW值均约为2, 这说明说明检验的结果是可靠的。

虽然机构投资者与解释变量之间成正相关关系, 但是相关程度不是太显著。可以看出, 在我国资本市场上机构投资者持股参与上市公司治理虽然可以存进上市公司的发展, 但是参与的程度和发挥的作用十分有限。

5 研究结论

本文通过回归性分析研究了机构投资者总体持股比例与公司绩效的关系。通过实证分析可以看出, 我国机构投资者在上市公司中整体持股比例的增加促进了公司绩效的增长, 但作用仍不是很显著。这说明在我国资本市场上, 机构投资者总体持股比例只占了市场总股本的很小一部分, 难以发挥影响公司治理机制的作用。

摘要：针对机构投资者持股比例与公司绩效之间关系, 选取了2005至2010年在沪深两市公开发行A股的上市公司为研究样本, 运用多元回归模型进行实证检验, 得出以下实证结论:在我国资本市场上, 机构投资者整体持股比例与公司绩效成正相关。但是其治理公司的能力并没有得到充分的发挥, 这与我国资本市场上机构投资者制度不完善有很大关系。

关键词：上市公司,机构投资者持股,公司绩效

参考文献

[1]王彩萍.机构投资者与公司治理关系研究[M].北京:经济科学出版社, 2007.

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[4]王永海, 王铁林.机构投资者参与公司治理积极性的分析[J].南开管理评论, 2007, (10) :27-29.

机构投资者持股 篇6

机构投资者是指在金融市场从事证券投资的法人机构, 主要有证券投资基金、社保基金、QFII、信托公司、保险公司等持股。在中国资本市场日趋完善的今天, 机构投资者进入市场, 使得上海证券市场和深证证券市场的波动性发生了明显的结构性降低, 其发挥了稳定市场的功能;机构投资者在参与公司股权投资, 获得自身利益最大化的同时, 在一定程度上能够对公司起到积极监管的作用, 促进了公司治理结构的改善, 减少了管理层和控股股东的机会主义行为, 促进资本市场健康发展的同时, 促使企业的经济业绩逐步提高。本文试图分析机构投资者持股对公司业绩的影响, 并分析在众多机构投资者参与公司治理的过程中, 不同类型的机构投资者是否均会对公司业绩产生正面影响, 进而指出未来机构投资者的发展方向。

二、文献综述

(一) 国外文献

机构投资者参与投股, 从消极到积极角色的转换可以强化企业的内部监督和治理机制, 通过外部治理机制对公司内部治理的影响来提高公司的业绩。机构投资者能够迫使经理人关注公司业绩, 并防止产生机会主义的利已行为, Strickland, Wiles and Zenner (1994) , Smith (1996) 、Carleton et al., (1998) , Daily et al, (2003) 通过实证研究, 指出机构投资者有动机和能力监督公司管理层, 这种监督有利于提高公司的绩效;Monks and Minow (1995) 分析了机构投资者改善公司业绩的原因, 指出机构投资者拥有充分的信息资源, 市场机会和监督、规范、影响经理的能力, 这可能是机构投资者可能改善公司业绩的重要原因;Mc Connell and Servaes (1990) 指出机构投资者持股和TobinńQ之间存在显著的正相关关系;Chaganti and Damanpour (1991) 用数据分析了机构持股和净资产收益率 (ROE) 存在一个显著的正相关关系;Nesbitt (1994) 和Del-Guercio and Hawkins (1999) 同样通过研究发现机构投资者持股与各种不同衡量标准下的企业绩效正相关;Shleifer and Vishny (1997) 比较了不同国家的机构投资者参与公司监管和影响管理人员的效用, 指出美国机构投资者弱化了代理问题并促进经理人改善公司的业绩。

(二) 国内文献

申尊焕 (2008) 以328家公司为样本, 分析指出机构投资者的持股比例与董事会规模、董事会和高管层的重叠人数显著正相关, 与公司的会计业绩同样显著正相关;李维安等 (2008) 研究表明, 机构投资者提升了公司治理水平, 降低了上市公司的代理成本, 机构投资者持股比例与企业业绩和市场价值存在显著正相关性;王雪荣、董威 (2009) 研究发现:具有较大持股量的机构股东, 不仅和公司绩效呈显著正相关, 还和公司高管薪酬水平呈显著正相关;娄伟 (2002) 、吴晓晖等 (2006) 、石良平等 (2007) 、穆林娟等 (2008) 也得出了类似的结论。对于不同类型机构投资者与公司业绩的关系也有少数学者进行了研究, 娄伟 (2002) 对1998年至2000年的证券投资基金持股比例与公司托宾Q值之间的关系进行了回归分析, 指出其比例与公司业绩呈正相关性;宋渊洋、唐跃军 (2009) 以2003年至2007年在深交所和上交所上市的2313个企业为样本, 分析了机构投资者持股与公司业绩的关系, 以及不同机构投资者对业绩的影响。钱露 (2010) 指出证券投资基金投资者有助于缓解我国上市公司中的代理问题, 提高公司业绩。

三、研究设计

(一) 研究假设

但不同机构类型机构投资者会对公司业绩产生什么样的影响?本文提出以下假设:

H1:机构投资者持股比例越高, 公司业绩越好

H2:不同类型机构投资者对公司业绩将产生不同的影响

(二) 样本选择与数据来源

本文选取2009-2011年中国A股上市公司为样本, 数据选取时剔除了金融保险类上市公司;剔除了数据缺失和异常的公司;删除ST公司。最终得到样本总数为2985个, 其中2009年的样本数据为1050个, 2010年的样本数据为1258个, 2011年样本数据677个。本文使用数据来源于自国泰安数据库CSMAR和Wind金融数据库。

(三) 变量定义

(1) 因变量。衡量企业业绩的指标很多, 本文在选取企业业绩指标时, 采用能够综合反映公司盈利能力的指标, 净资产收益率ROE指标, (如Chagantietal., 1991;Sundaramurthyetal., 2005;石良平, 2007;李维安, 2008;穆林娟, 2008) 均采用此指标来衡量公司的业绩。 (2) 自变量。本文的机构投资者在分类上一共包括主要的基金公司、券商、QFII、保险公司、社保基金、信托公司持股六大类。机构投资者持股比例, 选取前十大股东中基金公司、券商、QFII、保险公司、社保基金、信托公司持股之和, 利用这一变量说明机构投资者持股比例, 其计算公式为, 机构投资者持股比例=年末机构投资者持股数量合计/总股本。 (3) 控制变量。在控制变量的选取过程中, 参考相关文献的研究结论 (如申尊焕, 2008;钱露, 2010;宋渊洋, 2009;王雪荣, 2009等) , 均选取公司特征的部分变量作为控制变量。公司规模变量, 一般说来公司规模越大的公司, 其内部的经营、组织模式越规范, 因此业绩水平越高;公司资产负债率水平越高, 公司的财务风险加大, 可能在一定程度上会影响公司的业绩水平;公司成长能力指标, 我们选取营业收入增长率指标, 一般处于成长阶段的公司, 其业绩水平发展速度较快。同时在控制变量中引入年度指标作为虚拟变量, 引入2个年度虚拟变量指标。变量定义见表 (1) 。

(四) 回归模型本文构建以下模型:

注:***、**、*分别表示在1%, 5%, 10%的水平上显著, 括号内为t值。

其中, Institution分别用INS, FD, SC, QFII, IC, SS, TC来代替, 构成模型 (1) - (7) , 如果持股比例对公司业绩有显著影响, 则β1系数显著, 假设H1成立, 同时显示不同机构投资者持股比例对业绩的不同影响程度, 检验假设H2。在这里以2009年为基础年, 设定两个年度虚拟变量。

四、实证检验分析

(一) 描述性统计

表 (2) 为除了年控制标量外的所有变量的描述统计量表。从表 (2) 统计结果看, ROE均值 (中位数) 为0.10382 (0.09159) , 表明大部分公司的业绩净资产收益率为正。机构投资者持股比例和基金持股比例的均值 (中位数) 分别为, 0.14774 (0.09837) , 0.05938 (0.02769) , 大部分公司持股比例处于平均水平之上, 并且其他成分的持股比例形状一样, 均均值大于中位数的右偏结构。在不同投资者持股比例构成中, 从均值看, 基金持股比例为0.05938, 均远高于其他机构投资者持股比例的均值, 在机构投资者构成中处于主要力量, 而QFII的均值水平最低, 处于最低的持股份额水平, 在机构投资者构成中除了基金持股外, 均呈现普遍较小的份额, 对业绩的作用空间有待提高。公司成长水平变量的最大值 (最小值) 为464.10049 (-1.40602) , 其标准差为9.98480, 表明样本不同公司不同年度的营业收入增长率存在较大的差异和变动。公司规模变量的均值 (中位数) 为21.85114 (21.68093) , 公司资产负债率的均值 (中位数) 为0.46141 (0.47514) , 说明样本公司资产整体规模较大, 资产负债率水平较低。

(二) 回归分析

在对各个回归模型进行回归之前, 先考察模型的Pearson相关系数和对模型进行多重共线性检验, 各个回归模型中自变量的VIF值均控制在2以下, 说明自变量间的多重共线性较小, 可以放入模型 (1) - (7) 中进行回归分析, 其回归结果如表 (3) 。表 (3) 显示了机构投资者总持股比例以及不同类型机构投资者持股对企业业绩ROE的影响。各模型的F值均通过了检验, 回归模型有意义, 拟合程度较好, 可以进行回归。从回归结果上看, 机构投资者持股比例与企业业绩的系数为0.143, 在1%的显著水平上正相关, 表明机构投资者持股比例越高, 公司业绩越好, 机构投资者作为外部治理的有效机制, 通过监督公司内部治理机制, 达到了提升企业业绩的效果;从机构投资者不同构成类型的回归结果看, 基金持股比例FD, QFII持股比例QFII, 保险公司持股分别在1%、10%、5%的显著性水平上与公司业绩呈正相关性, 相关系数分别为0.717, 1.963, 1.731, 而券商持股比例、社保基金持股比例、信托公司持股比例对公司业绩的影响并不显著, 说明在机构投资者的比例构成结构中, 起到较大作用的时基金持股、QFII持股和社保基金持股, 并且从系数关系和显著性水平上, 机构投资者持股对公司业绩影响系数为0.143小于基金持股对公司业绩的影响系数0.717, 明显发现基金持股对公司业绩的影响程度更为明显和显著, 是机构投资者持股的主要力量。不同类型机构投资者持股对企业业绩的影响不同, 可能与投资的份额、投资的策略、投资的时间长短有关系。基金持股是机构投资者实力最强的见表 (2) , 并且基金投资倾向于采用集中的投资策略, 有较好的能力参与公司的治理, 对公司业绩的改善程度较为明显;保险公司持股处于稳健性和投机性的投资风格, 较为特殊的投资目的, 以及人们越来越对保险的关注, 导致其持股比例上升, 对公司业绩影响较为明显;QFII坚持价值投资, 有较强的价值选择能力, 随着2002年我国正式引入QFII机制以来, 其在资本市场上的作用日趋显现, 虽然在机构投资者持股中所占份额比例不大, 但是对公司业绩却产生了较为明显的作用, 说明QFII引入中国是成功的, 有进一步发展的空间。总体上看, 机构投资者持股比例越高, 其对业绩的影响越为明显。从公司特征的控制变量方面回归结果看, 公司规模对公司业绩呈显著的正相关性, 但其相关系数较小, 仅为0.04, 说明公司规模的大小对公司业绩有显著影响, 但其影响程度不大;公司的资产负债率对公司业绩的影响在1%的显著性水平上呈负相关, 说明公司负债比例越大, 将增大公司的财务风险, 在一定程度上会抑制公司业绩的发展水平;而公司发展水平变量营业收入的增长率与公司业绩之间并未呈现出一定的相关性。

五、结论与建议

本文研究结论如下:机构投资者持股对公司业绩具有显著的正面影响, 持股比例越高的公司, 其业绩水平越好;不同机构投资者对业绩的影响程度不同, 持股比例越高, 越倾向于影响公司业绩, 如持股比例较高的基金持股、保险公司持股对业绩影响程度显著;持股比例较低的QFII, 由于这几年的逐步发展、特殊特点以及国家政策的倾向性, 对公司业绩也呈现出较为明显的正相关性。基于上述研究结论提出以下建议: (1) 为了改善公司的治理水平和提高公司的业绩, 甚至于促进股票资本市场的健康发展, 可以适当考虑放宽机构投资者在上市公司的投资比例的限制, 给机构投资者提供更加宽松的制度环境, 降低机构投资者对企业的治理成本, 关注公司的长期效益, 毕竟中国近三年股票市场的上市公司机构投资者整体持股比例水平仍然较低 (见表2, 均值仅为14.77%) 。 (2) 在大力完善和稳定基金持股、保险公司持股比例的同时, 适当加强对持股比例较低的QFII的支持力度, 支持新兴力量对公司以及资本市场的影响, 吸引大量外资进入中国资本市场进行投资, 带来新的投资价值理念, 同时也要避免其对中国市场的负面影响。 (3) 在提高机构投资者持股比例时, 加强法制建设, 加强对资本市场的监管力度, 避免机构投资者的机会主义行为的产生, 维持资本市场良性健康发展。这些对促进公司业绩乃至经济的增长具有重要意义。

摘要：机构投资者作为公司的外部治理机制, 倾向于长期投资和价值发现, 其介入将对公司的内部治理水平产生积极的作用, 在改善公司业绩的同时, 稳定了资本市场的发展。本文通过2009-2011年2985个公司样本数据分析发现, 机构投资持股对公司业绩产生显著的正向影响, 同时还发现不同类型机构投资者对公司业绩的差异性影响, 持股比例较高的基金持股和保险公司持股对公司业绩影响显著, 而持股比例较低的QFII由于近年资本市场的鼓励和政策支持, 同样对业绩产生显著影响。

机构投资者持股 篇7

关键词：机构投资者,持股,影响企业价值,综述

一、国外相关文献综述

1.机构投资者持股与公司治理方面

首先, 国外研究表明机构投资者偏好持有公司治理质量较好的公司。Useemeta. (l1993) 在对美国养老基金进行研究后发现, 美国的机构投资者在决策时更关注目标公司的董事会构成、董事会是否独立、董事的经验、所有权是否分散。Russell Reynolds Associates (1998) 在对美国的机构投资者进行研究后发现, 董事会质量、构成和管理层激励是美国的机构投资者比较关注的因素。McK insey (2000) 通过对全球200家机构投资者进行调查, 结果发现机构投资者在进行投资决策时主要参考目标公司的治理状况。结果表明机构投资者关注的公司通常具有这样一些共同的特征:具有较多的外部董事;外部董事的独立性较强, 外部董事与公司没有经营方面的业务往来;董事持有公司的大部分股权;董事的报酬主要是股票和期权;能够积极对投资者的需求做出回应。Chiu&Monin (2003) 在对新西兰的投资基金进行研究后发现, 上市公司治理过程和治理结构的独立性, 特别是独立董事的比例、CE的职责、新董事的选择是新西兰基金经理进行投资决策时的重要参考因素。

其次, 研究还表明机构投资者在进行投资决策时更多的表现出“审慎人”的特征。Badrinath (1989) 最早研究了机构投资者持股公司的特征并提出了“审慎人”假说。这些公司的特征包括公司规模、超额回报、值、标准普尔等级、上市时间、收益率和流动性等。DelG uercio (1996) 的研究也发现机构投资者由于受托责任, 偏好持有具有审慎特征的公司股票, 而且不同类型的机构投资者受“审慎人”标准影响的程度是不同的。Eakinset a.l (1998) 对美国1988年-1991年的数据进行研究后也得出了同样的结论, 进一步支持了“审慎人”假说。

最后, 研究发现机构投资者在参与公司治理时, 不仅能主动积极地“用手投票”来监督公司的高级管理层, 而且还扮演了重要角色;在应对业绩表现较差的公司时, 还会选择“用脚投票”即卖掉其持有的公司股票这种被动方式参与公司治理。Shleifer&Vishny (1986) 研究发现对于由于股权分散造成的“搭便车”行为, 那些大的机构股东能够对其进行有效控制, 从而监督公司。Bushee (1998) 认为机构投资者持股比例与公司的研发费用呈显著的正相关关系。作者认为机构投资者参与公司治理可以对管理层追求短期利益的行为进行监督和干预, 还可以促使管理层加大公司研发力量投入, 从而追求公司的长远利益。Gillan和Starks (2002) 发现机构投资者提出的议案能获得较多的支持票数, 而个人投资者获得较少。相对与个人投资者在参与公司治理时, 机构投资者具有明显的优势。作者认为机构投资者参与公司治理所获得的回报大于其监督公司的成本, 股东积极主义能够提升公司的企业价值。

然而, 也有一些学者认为, 机构投资者并不是总选择参与公司治理, 在面临公司业绩表现较差的公司时, 他们同样会选择“用脚投票”而不是积极的与公司管理层沟通。Duggal&Millar (1999) 认为机构投资者在证劵市场上没有扮演重要的监督角色。Renneboog (2000) 发现对比利时的机构投资者进行研究后并没有发现机构投资者扮演了有效监督者的角色。还有McConnell&Waha (l2000) , Masashi Toshino&MegumiS uto (2005) 等。

2.机构投资者持股与企业价值和绩效方面

关于公司治理与企业价值的关系, 国外也有相当多的文献对此研究。Rajeswararao (1991) 和Chaganti&Damapou (r1991) 研究机构投资者的持股比例与公司绩效之间的关系, 发现机构投资者的持股比例与企业绩效之间存在着显著的正相关关系, 即机构投资者股权集中度越高, 公司绩效就越好。Darin G.Clay (2002) 研究了机构投资者的股权结构与企业价值之间的关系。研究还发现, 机构投资者持股比例与公司价值之间的正相关关系在自由现金流量高的公司更为显著。Marcia等 (2003) 对公司经营业绩与机构投资者参与公司治理程度的关系进行研究后, 发现公司的经营现金流收益不仅与机构投资者的持股比例有显著的关系, 而且和机构投资者的持股数量之间也存在着显著关系。McC onnell、Servaes (2007) 和Nesbit (t2007) 也发现机构投资者与企业价值之间存在正相关关系。

然而也有一些学者认为机构投资者并不能显著的提升公司业绩。如Faccio&Lasfe (r2000) 采用会计利润和市场回报来衡量公司业绩, 研究发现机构投资者持股比例与公司绩效之间没有关系。

二、国内相关文献综述

虽然我国的机构投资者出现较晚, 但是近年来有关理论和实证研究也相对比较多, 主要集中在机构投资者持股和目标公司的治理情况以及绩效方面。

1.机构投资者持股与公司治理方面

首先, 国内研究发现机构投资者偏好公司治理水平较好的公司。江向才 (2004) 在对中国219个机构投资者的持股行为进行研究后发现, 公司治理的好坏和信息透明度的高低是机构投资者投资时主要关注的因素。肖星和王琨 (2005) 通过对我国沪深A股2000年-2003年的数据研究发现, 我国证劵投资基金非常关注上市公司的治理结构、外部董事比例及董事会成员专业能力。

其次, 国内大多数学者研究表明机构投资者能积极参与公司治理, 发挥监督作用。王琨、肖星 (2005) 对证券公司和证券投资基金进行研究, 寻找其与关联方占用的关系, 结果表明机构投资者持股与侵占小股东利益的关联方占用呈负相关, 机构持股参与公司治理可以有效降低关联方占用。高雷等 (2006) 、唐清泉等 (2005) 研究了机构投资者和上市公司“隧道挖掘”的关系, 研究结果表明机构投资者和上市公司的“隧道挖掘”呈显著的负相关关系, 机构投资者在公司治理中可以起到保护中小股东利益的作用。王奇波 (2006) 通过模型将机构投资者引入到上市公司控制权竞争之中, 研究结果表明, 机构投资者通过参与目标公司的控制权竞争, 可以有效减少第一大股东的收益, 从而降低中小股东的损失, 这在一定程度上可以提高小股东与机构投资者的投资回报水平。翁洪波、吴世农 (2007) 也发现, 在股利发放水平上, 机构投资者持股公司明显的高于机构投资者没有持股的公司。

2.机构投资者持股与企业价值和绩效方面

李旭旦 (2008) 在2001年-2005年的数据中随机抽取了100个样本公司进行研究, 作者采用前十大股东中的基金持股比例作为研究对象, 分别用Tobin Q和净资产收益率 (ROE) 作为公司业绩的指标衡量, 实证分析结果表明, 机构投资者的持股比例能显著的提升上市公司的企业价值。穆林娟、张红 (2008) 选用沪深A股市场2001年-2005年的数据, 作为被解释变量的公司业绩分别采用净资产收益率 (ROE) 和每股盈余 (EPS) 来衡量, 同时设定机构投资者持股比例与持股制衡度两个解释变量, 用实证的方法对机构投资者持股和公司绩效及机构投资者持股对第一大股东的制衡度之间的关系进行研究。结果发现二者呈现显著的正相关关系, 机构持股对第一大股东的制衡度也与公司业绩正相关。李维安、李滨 (2008) 对机构投资者参与上市公司的治理效果进行研究, 经过对2004年-2006年中国沪深A股上市公司的3470个样本的实证检验, 发现机构投资者持股规模和目标企业的绩效呈显著的正相关关系。作者认为, 机构投资者由于具备专业、信息和资金方面的优势能够积极的发挥参与公司治理的作用从而提升企业价值。柯剑、王纪平 (2010) 采用中国沪深A股2006年-2008年的数据对基金重仓持股与企业价值之间的关系进行研究, 实证结果显示:近三年基金重仓持股比例与上市公司年初的市净率呈显著正相关关系。而且伴随着中国股市的不断发展, 基金重仓持股与每股净资产和每股股权自由现金流之间的关系也更密切。

机构投资者持股 篇8

一、研究假设

关于机构投资者抑制大股东掏空行为效果的实证研究, 目前有两种截然相反的观点。

一种观点认为, 机构投资者能够扮演“积极股东”角色, 能有效抑制上市公司大股东的掏空行为, 即股东积极主义行为。翁洪波和吴世农 (2007) 实证研究了2001~2004年间我国证券市场机构投资者持股与公司治理效果之间的关系, 研究结果表明:上市公司中机构投资者持股比例越高, 上市公司发生“恶意派现”的可能性越小, 大股东通过“恶意派现”侵占中小股东利益的可能性就越小。刘志远和花贵如 (2009) 以2004~2005年沪深两市的所有A股上市公司作为研究样本, 研究了我国机构投资者的股东积极主义行为, 研究结果表明:在我国资本市场中, 机构投资者具有股东积极主义行为的动机, 股东积极主义行为能抑制大股东的利益侵占行为, 能从客观上保护中小投资者的权益。

另一种观点认为, 机构投资者只能扮演“消极股东”角色, 其对大股东掏空行为不会产生抑制作用。石子印 (2007) 研究认为, 我国机构投资者不会改变大股东侵占中小股东利益的现状, 其对改善上市公司治理状况起到的作用微乎其微。傅勇和谭松涛 (2008) 以2006年11月13日以前完成股权分置改革的1 104家上市公司作为研究样本, 研究了机构投资者在股权分置改革过程中发挥的作用, 研究结果表明:机构投资者通过内部交易与非流通股股东合谋, 并获取额外收益。

我们认为, 机构投资者有动力也有能力抑制大股东的掏空行为。一方面, 随着持股比例的提高, 机构投资者对上市公司中大股东掏空行为不满时, 其“用脚投票”的成本上升;另一方面, 相对于个人投资者, 机构投资者具有巨额资金、组合投资、信息规模优势、控制投资风险等特点, 其对大股东掏空行为不满时可以采取代理投票权、同管理层直接协商等方式来制止。因而, 机构投资者能够有效抑制大股东的掏空行为。在此大背景下, 为了检验机构投资者对大股东掏空行为的抑制效果, 本文提出如下假设:

我国机构投资者持股比例与大股东掏空程度显著负相关。

二、研究设计

1. 变量设计。

被解释变量为“大股东掏空程度”, 我们参照叶康涛等 (2007) 、刘志远和花贵如 (2009) 采用的指标, 以“其他应收款的增量/总资产”来衡量大股东掏空程度;解释变量为“机构投资者持股比例”, 用“前十大股东中机构投资者持股比例合计”来衡量;控制变量包括第一大股东持股比例、第二至第五大股东持股比例之和、前十大股东持股比例之和、独立董事比例、公司特征变量 (包括公司的资产规模、资产负债率) 。相关变量的定义具体见表1:

2. 样本选择及数据来源。

在样本选择上, 以2007~2008年沪深两市只发行A股的上市公司作为初始样本。我们基于研究的需要对初始样本作以下剔除: (1) 所有金融类上市公司; (2) 可能进行盈余管理的上市公司 (净资产收益率处于0~1%以及6%~7%之间) ; (3) ST和*ST上市公司; (4) 机构投资者为第一大股东的上市公司; (5) 存在两个及两个以上的第一大股东的上市公司; (6) 财务数据缺失的上市公司。最后得到的有效样本为:2007年906个, 2008年825个。本文实证研究数据均来源于锐思数据库。

3. 研究模型。根据以上分析, 我们构建以下模型:

根据以上模型的回归结果, 我们能够判断机构投资者是否对大股东掏空行为有抑制作用。如果β1显著为负, 则表明我国的机构投资者对上市公司大股东掏空行为发挥了有效的抑制作用。

三、实证分析结果

1. 描述性统计分析。

本文利用SPSS16.0软件对数据进行统计分析, 表2列示了两年数据的描述性统计分析结果。由表2可以看出:

(1) 大股东掏空程度的增量和存量在样本期内均有所降低, 说明在实施股权分置改革和新会计准则的背景

下, 大股东的掏空行为得到了一定程度的遏制。但从大股东掏空程度的存量来看, 部分上市公司仍存在较大程度的掏空, 这说明大股东掏空现象仍很严重。

(2) 机构投资者持股比例逐渐提高, 其均值由2007年的7.21%提高到2008年的7.84%, 这说明随着持股比例的提高, 机构投资者逐渐成为积极参与公司治理的重要力量。

(3) 第一大股东持股比例在样本期内有所降低, 但降幅不明显, 且绝对值仍很大, 2007年和2008年的最大值均达到80%以上, 这说明我国上市公司中“一股独大”的现象仍很严重。

2. 回归分析结果。

为了检验不同年度的机构投资者对大股东掏空行为的抑制作用, 本文的回归分析是分年度并采用截面数据进行的。

(1) 机构投资者持股比例与大股东掏空程度的关系分析。表3列示了以“Tunneling增量”为被解释变量的回归分析结果, 其中:第一列数据为2007年906家样本公司的回归分析结果;第二列数据为2008年825家样本公司的回归分析结果。

注:***表示在1%的水平上显著, **表示在5%的水平上显著, *表示在10%的水平上显著。

表3的结果表明:

第一, 机构投资者持股比例与大股东掏空程度之间存在负相关关系, 但2007年的回归结果不显著。这说明实施股权分置改革和新会计准则以规范证券市场的作用逐渐发挥出来, 机构投资者抑制大股东掏空行为的作用也逐渐增大, 从而进一步证实了机构投资者中存在潜在的积极型投资者。

第二, 第一大股东持股比例与大股东掏空程度存在正相关关系, 这表明第一大股东持股比例越高, 大股东实施掏空行为的可能性越大。

第三, 第二至第五大股东持股比例之和与大股东掏空程度呈负相关关系, 这表明第二至第五大股东持股能够对大股东掏空行为形成有效制衡。

第四, 前十大股东持股比例之和与大股东掏空程度呈显著正相关关系, 这表明股权集中度越高, 大股东实施掏空行为的可能性越大。

(2) 对样本的进一步检验。一般来说, 机构投资者参与公司治理的方式包括提出股东议案、推荐董事、对被投资公司进行监控和争夺代理权等。相比而言, 推荐董事以加强董事会的独立性被认为是机构投资者与大股东抗衡的最有效的一种方式。

为了进一步检验独立董事比例高的上市公司中机构投资者持股比例与大股东掏空程度之间是否存在显著的相关关系, 我们对样本公司中独立董事比例大于或等于40%的公司作进一步分析, 其中:2007年符合条件的有223家, 2008年有262家。检验结果见表3中的第三列和第四列数据。检验结果显示, 2007年和2008年机构投资者持股比例均与大股东掏空程度显著负相关, 这表明独立董事比例高的上市公司的机构投资者抑制大股东掏空行为的能力更强。

四、结论

综上所述, 在股权分置改革和新会计准则的双重影响下, 机构投资者抑制大股东掏空行为的能力逐渐增强, 这表明机构投资者已作为积极股东参与公司治理, 有效抑制了大股东的掏空行为。实证研究表明, 独立董事比例高的上市公司的机构投资者对大股东掏空行为的抑制能力更强。但不容忽视的是, 我国机构投资者持股比例仍较低, 机构投资者参与公司治理的权力仍很有限。

我国政府要从根本上治理大股东的掏空行为, 一方面, 应着力提高机构投资者的入市积极性, 为机构投资者创造良好的外部环境;另一方面, 应积极推动独立董事制度的发展与完善, 使机构投资者能够充分利用独立董事制度来增大自己对大股东掏空行为的抑制作用, 从而更好地保护中小投资者。

摘要：本文以2007～2008年沪深两市的A股上市公司为样本, 分析了机构投资者持股对大股东掏空行为产生的影响。结果表明, 我国机构投资者可以有效抑制大股东掏空行为, 并且在独立董事比例较高的情况下, 公司治理效果更好。

关键词：机构投资者,大股东掏空行为,独立董事比例,股权分置改革

参考文献

[1].王琨, 肖星.机构投资者持股与关联方占用的实证研究.南开管理评论, 2005;8

[2].唐清泉, 罗党论, 王莉.大股东的隧道挖掘与制衡力量.中国会计评论, 2005;2

[3].翁洪波, 吴世农.机构投资者、公司治理与上市公司股利政策.中国会计评论, 2007;3

[4].石子印.论机构投资者对我国公司治理的无效性——兼论中小股东利益保护的思路.企业经济, 2007;6

机构投资者持股 篇9

关键词：风险投资；IPO；业绩表现

早在20世纪90年代，国外学者就开始研究风险投资机构与被投公司的关系问题，并取得了丰硕的成果。随着中国资本市场和风险投资机构的不断发展与完善，以中国资本市场为研究对象的研究也不断涌现，然而在风险投资与公司IPO前后业绩表现关联度方面的研究相对匮乏，且无一致结论。本文拟以在中小板、创业板上市的信息技术类公司为研究样本，通过定性、定量的分析方法，研究风险投资持股与公司IPO前、中、后三个时期业绩表现的关系。

一、 综述

风险投资机构与被投公司关系的理论研究主要有“筛选”和“监督”作用以及“认证作用”等。Barry等（1990） 通过研究美国上市的433家风险投资持股公司样本，提出了风险投资的“筛选”和“监督”作用；Megginson和Weiss（1991）选取320家有风险投资持股和无风险投资持股的同行业、首次发行募资规模相似的两组样本进行配对研究，提出了风险投资的“认证作用”。Jain& Kini（1994）通过对美国682家上市公司的研究发现，公司上市后，以总资产收益率和现金流量总资产比率来衡量的业绩指标在上市后三年出现了显著的下滑，即著名的“IPO效应”。

在对A股上市公司的研究中，朱武祥、张帆（2001）以1994年～1996年沪、深两市217家上市公司为样本，验证了中国上市公司IPO前后业绩显著下降问题；寇祥河等（2009）研究指出中小板市场中风险投资持股的样本公司净利润变动趋势不支持IPO效应假设和认证功能假设；李玉华、葛翔宇（2013）认为风险投资在IPO前发挥了“监督”和“认证”作用，但是风险投资机构的“增值服务”作用不显著。张科举（2016）以信息技术行业创业板上市公司为研究样本，在控制行业差异的基础上，研究了风险投资持股与创业板上市公司IPO前后业绩下降现象的关系，提出了风险投资机构与拟上市公司在上市前后的“业绩同盟”关系。

本文创新点在于：研究样本方面，文中样本公司归属于风险投资案例最为集中的信息技术行业，不仅在样本数量方面能够充分反映风险投资持股的各种影响，而且规避了不同行业的样本公司之间因行业特点、经营周期等因素造成的模型检验误差；业绩衡量指标方面，文中选取营业收入增长率和净利润增长率指标来衡量公司业绩变动，与公司市场价值关联度更大、更直接。

二、 研究假设与设计

1. 研究假设。

假设1：公司公开发行后存在业绩下降趋势。

中国上市监管政策对拟上市公司业绩增长的要求，可能会造成公司上市前业绩增长潜力透支进而上市后业绩下降问题。

假设2：风险投资机构对被投公司的“认证”、“监督”作用和增值服务有效的。

风险投资机构往往是其所关注行业领域的专家，与公司管理层相比，拥有更多的行业资源和管理经验，风险投资机构持股可以为公司带来更多的发展机会和管理经验。

2. 研究设计。

（1）样本选择。按照证监会行业分类标准，选取计算机、通信和其他电子设备制造业、互联网和相关服务业、软件和信息技术服务业、电信、广播电视和卫星传输服务业等信息技术领域，2008年～2012年在中国创业板、中小板上市的公司为研究样本，剔除期间发生并购重组主营业务发生变化和ST的样本后共计187家公司，其中创业板113家、中小板74家、有VC持股的112家。

（2）变量选择。本文选择营业收入增长率和净利润增长率两大类指标来衡量公司IPO前后的业绩，为了更好的衡量样本公司业绩变动趋势，本文选取了相应业绩指标的复合增长率来平滑各期之间的波动。

参考《创业投资公司管理暂行办法》本文将满足以下两个条件的机构均认为是风险投资机构：首先，该投资机构的经营范围中包含投资业务；其次，该投资机构独立于被投公司，不属于被投公司股东的关联方或者管理层持股公司。

3. 数据来源。文中所用的上市公司财务数据、券商排名资料来源于WIND数据库；VC资料、样本公司股权数据来源于上市公司的招股说明书、上市公司《补充法律意见书》等其他上市文件；GDP数据来源于国家统计局数据库。

三、 实证分析

1. 公司公开发行前后业绩变动。样本公司上市当年营业收入、净利润的增长率都出现了下降现象（表2），样本公司在上市当年存在着显著的“业绩变脸”现象。从趋势上来看，样本公司上市后三年营业收入和净利润的复合增长率都较上市前两年有明显下降，尤其是净利润下降幅度更为明显。独立样本T检验结果显示：上市后营业收入复合增长率和净利润复合增长率是存在显著差异的，P值达到了0。因此，假设1成立，样本公司上市后存在着显著IPO效应，上市后净利润复合增长率下降幅度远大于营业收入复合增长率在一定程度上说明样本公司存在着严重的盈余管理。

2. 风险投资参与对公司公开发行前后业绩变动的影响。将样本公司分为有风险投资持股和无风险投资持股两组，分别进行统计分析，结果如表3所示。

上市前两年，有风险投资参与的公司营业收入复合增长率均值高出无风险投资参与公司近13个百分点，净利润复合增长率均值高出超过24个百分点，两个均值的差异在统计上是显著的，这说明风险投资机构的“认证”和“监督”作用在上市前是有效的；与此同时，上市后三年风险投资参与与否对公司业绩变动的影响是不显著的；从上市当年的“业绩变脸”来看，风险投资参与的效果也是显著的。因此，假设2在上市时和上市前是成立的，只是风险投资持股对公司的业绩影响不一定是正向的。

进一步的本文构造如下多元回归模型来定量分析风险投资机构对公司公开发行前、中、后及趋势性变动的影响：

Y0为REVC0和NPC0，VC为有无风险投资持股的虚拟变量，有风险投资持股为1，否则为0；CONT为样本公司股权集中度指标，以上市时实际控制人的股权比例表示；IB为保荐券商声誉虚拟变量，高声誉组为1，低声誉组为0，本文以样本公司上市当年保荐券商保荐发行案例总数前十名为高声誉组；GDP0为公司上市当年GDP增长率与公司上市前一年GDP增长率之差，用来控制宏观经济周期对公司业绩的影响；SIZE为公司上市前一年总资产规模；

风险投资机构影响公司业绩变动的方式和途径方面，以112家有风险投资持股的公司样本为研究对象，通过模型（5）、模型（6）来实证验证风险投资机构对公司业绩影响的特征因素：

其中Y0为REVC0和NPC0，BOARD为风险投资机构在被投公司董事会中占有的董事席位数量；NUM为被投公司中风险投资机构的数量；SHARE为被投公司中风险投资机构占有的股权比例总和；TIME为风险投资机构持股时间，由第一家进入公司的风险投资开始计算，直到公司上市当年，月份数不足一年的，以不足一年的月份数除以12换算成年。其他指标与模型（1）相同。

表6风险投资特征因素检验结果中显示，持股时间对上市当年业绩变动幅度和上市前两年业绩复合增长率是有显著影响的；风险投资机构数量对净利润指标变动的影响是显著的，机构数量越多对被投公司的监管越严格，盈余管理程度就越低，进而上市当年净利润增长率下降幅度越低，上市前净利润复合增长率越低，爆发性增长的可能性越小；董事会席位对上市前两年业绩复合增长率有显著的影响，有助于增强风险投资机构上市前的“认证”和“监督”作用。

四、 结论

通过对中小板、创业板187家信息技术类样本公司的研究发现：以营业收入增长率和净利润增长率为衡量指标，公司上市当年存在“业绩变脸”现象；公司上市后存在着业绩显著下降的趋势，“IPO效应”是显著的；风险投资参股对公司上市当年、上市前两年业绩变动有显著的影响，对上市后三年公司业绩变动无显著影响；风险投资机构的持股时间、董事会席位和风险投资机构数量是风险投资机构影响被投公司业绩的显著性特征因素。

鉴于以上研究成果，本文认为中国应尽快对上市发行监管制度进行改革，推进注册制实施步伐，完善公司公开发行监管制度。同时，积极推动中国风险投资市场发展，大力发展政府引导投资基金，增加风险投资市场的资金供给，鼓励风险投资机构更多的投向早期创业项目，促进中国创新创业市场健康发展。

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机构投资者持股 篇10

我国股票市场经过二十多年的发展,总市值已经超过日本,成为仅次于美国的全球第二大股票市场,截止到2011年10月,A股上市公司总数2 282家,总市值达24.43万亿,占2010年GDP的60.56%(1)。但是市场的大幅波动和严重投机行为却一直困扰着股票市场,而个人投资者占主体的投资者结构被认为是导致股票市场频繁大幅波动的重要原因。机构投资者由于其强大的研究能力以及坚持长期投资的理念而被认为具有稳定市场的功能。因此,管理层着手推动发展机构投资者。在机构投资者迅速发展的过程中,股票市场却经历了“过山车”式的暴涨暴跌。上证综合指数从2006年初的1 181点上升到2007年10月16日最高点的6 124点,再一路下跌,2008年11月4日跌到最低时的1 706点,之后虽然有所反弹,但是波动性依然较大。机构投资者并未出现如各界预期的稳定市场的作用,甚至被认为是导致股市暴涨暴跌的幕后黑手,而学界对于机构投资者是稳定了市场还是加剧了波动也存在争议。

二、文献综述

关于机构投资者与股票市场波动性的关系,学界一直存在争议。持稳定作用观点的学者认为,第一,机构投资者具有较强的研发能力和信息优势,比个人投资者更为理性,在市场出现非理性时采取反向操作,抵消个人投资者非理性行交易,从而稳定了市场;第二,机构投资者偏好波动性小、风险低的股票;第三,机构投资者一般持有大量股票,为避免频繁变动投资组合导致价格大幅波动而带来的交易成本增加,一般采取买入持有策略。Wermers(1999)考察1975—1994年美国市场上的基金交易行为发现,基金的羊群行为有利于股票价格的加速调整[1]。Cohen et al(2002)研究美国1983—1998年的年度数据发现,在无信息情况下的股票上涨中,机构投资者将向个人投资者出售股票,可以使价格回归股票基础价值,从而稳定股市[2]。Bohl and Brzeszczynski(2004)研究波兰养老金制度改革前后股票市场波动性变化发现,机构投资者的实力增强有利于稳定股票市场[3]。但另一些学者的研究却得出不同的结论,Sias(1996)应用1977-1991年纽交所上市公司样本研究发现机构持股量的上升导致波动性的上升,机构投资者是加剧股价波动的原因之一[4]。Puckett and Yan(2009)应用1999—2004年美国776家机构投资者的数据研究发现,机构投资者具有显著的短期羊群行为,这种行为会导致股票价格偏离其基础价值[5]。Nofsinger and Sias(1999)研究发现相对于个人投资者,机构投资者更倾向于采取正反馈投资策略,羊群行为对股价的影响也更大[6]。Bohl and Siklos(2004)检验成熟市场和新兴市场上的反馈交易行为,结果表明两个市场上均存在正反馈效应,且新兴市场表现更为明显[7]。

在我国机构投资者跨越式发展过程中,其对市场波动性的影响也是国内学者关注的一个热点问题。祁斌等(2006),胡大春和金赛男(2007)发现机构投资者持股比例与股票波动性存在负相关,表明机构投资者有助于稳定市场[8,9]。周学农、彭丹(2007)研究大力发展机构投资者前后股指收益率波动的情况,也发现发展机构投资者有利于市场稳定。另一部分学者却持不同的观点。班耀波、齐春宇(2003)通过描述性推理和例证研究认为,机构投资者的违规操作增加了股市的波动,并未发挥稳定市场的功能[10],等等。

关于机构投资者与股市波动性的关系,微观层面的研究主要从机构投资者持股比例与股票收益波动性关系的角度进行考察。但是已有研究并未区分机构投资者持股比例的高低,把全部样本纳入研究范围。机构投资者影响上市公司股票收益率波动性的前提条件是机构投资者的持股达到一定的比例,对上市公司具有足够的影响力。对于机构投资者持股比例很低的股票来说,机构投资者对其影响有限,个人投资者依然是股票波动的主导力量。由于机构投资者具有强大的研究能力,对投资对象进行深入研究,被机构投资者高比例持股的上市公司信息更为透明,另外,机构投资者持股比例越高,更可能参与上市公司的监督和治理,对上市公司股票收益率及其波动性的影响更大。因此,对机构持股高于一定比例的上市公司进行研究能更准确发现机构投资者持股对上市公司股票波动性的影响。

三、研究设计

(一)样本与数据

1. 研究时期选取。

本文选取2003年第4季度至2011年第2季度机构投资者季度持股数据。证券投资基金(以下简称“基金”)是我国机构投资者的主体,其发展过程可以反映整个机构投资者的成长历程。如图1所示,根据基金总资产净值增长速度,可以把样本期内基金发展历程分为三个阶段,第一阶段从2003年10月至2006年3月,平均每月基金总资产净值增加110.94亿元;第二阶段从2006年4月至2008年2月,平均每月基金总资产净值增加1 206.64亿元;第三阶段从2008年3月至2011年9月,平均每月基金总资产净值变动为-269.82亿元。因此,本文根据证券投资基金总资产净值规模的变化把样本分为三个时期:平缓发展期(2003年第4季度至2006年第1季度);高速发展期(2006年第2季度至2008年第1季度);调整发展期(2008年第2季度至2011年第2季度)(2)。

2. 研究样本选取。

本文所涉及的机构投资者包括证券投资基金、社保基金、保险公司、QFII、券商及券商集合理财、信托公司和企业年金等。银行、非金融类上市公司以及一般法人等机构虽然也持有上市公司股票,但主要是以股东身份参与上市公司的经营管理,不在本文研究范围之内。

在持股比例很小的情况下,对股票收益波动性起主导作用的依然是个人投资者。机构投资者只有在持有上市公司的股票超过一定比例,才会对上市公司产生影响。机构投资者持股比例越高,对上市公司的研究越深入,企业的信息更为透明,也更能发挥机构投资者的公司治理效应,对上市公司股票收益率及其波动性的影响更大。因此,对机构持股高于一定比例的上市公司进行研究能更准确发现机构投资者持股对上市公司股票波动性的影响。本文把机构重仓股定义为机构投资者持股市值总和占上市公司流通股市值5%以上的股票。在各个发展期,本文选取该期第一个季度机构投资者持股总市值占上市公司流通市值5%以上的上市公司,并要求在该时期的任何一个季度机构投资者持股比例均不为零。经过筛选,各个时期获得样本数如下:平缓发展期127个上市公司样本,高速发展期458个上市公司样本,调整发展期619个上市公司样本。本文数据来自wind金融数据库。

(二)变量设置与模型构建

1. 变量设置。

(1)解释变量。本文研究机构投资者持股与股票收益波动性的关系,因此,选取机构投资者持股比例及持股比例变动作为解释变量。机构投资者持股总市值占上市公司流通股比例用变量INSTit表示,其计算公式是,其中表示所有机构投资者持有的第i家上市公司第t季度末股票市值,表示第i家上市公司第t季度末流通股市值。持股比例变动△INSTit=INSTit-INSTit-1,表示第t-1季度至第t季度机构投资者持股比例的变动。

(2)被解释变量。本文以上市公司季度内日股票收益率的标准差来衡量上市公司股票收益波动性,用变量σit表示。

(3)控制变量。(1)上市公司前一季度收益率。Cheung and Ng(1992)研究发现股价的波动性与前一期股票收益率负相关。因此,本文引入上市公司前一季度股票收益率作为控制变量,用Rit-1表示。(2)上市公司流通股市值。Sia(1996)研究表明股票收益率波动性与上市公司的市值负相关,市值越大的上市公司股票收益率波动性越小。因此,上市公司市值是影响股票收益波动性的重要变量,基于我国股票市场的特殊情况,本文采用上市公司季度末流通股市值,为消除误差,对其取对数,用变量LVALUEittrad表示。(3)市场波动性。市场波动性对所有的上市公司都产生影响。本文采用上证综合指数季度收益率的标准差来表示市场波动性,用变量表示。

上述各变量中i和t分别表示第i家上市公司和第t季度。

2. 模型构建。

我们建立下列两个模型来分析机构投资者高比例持股的情况下机构投资者持股比例、持股比例变动对上市公司股票收益波动性的影响。

四、实证结果与分析

本文根据证券投资基金增长速度把样本期分为三个时期,分别对三个时期采用面板数据进行检验。本文首先对数据进行Hausman随机效应检验以判断是采用固定效应模型还是随机效应模型。检验结果表明,除了平缓发展期的模型(2)接受原假设,采用随机效应模型外,其他模型均拒绝原假设,采用固定效应模型;然后,在控制流通市值、前一季度股票收益、市场波动性等变量后,分别检验机构投资者持股比例和持股比例变动对上市公司股票收益波动率的影响。在获得回归结果后,对残差进行FisherADF单位根检验和LLC单位根检验,检验结果表明在三个时期所有模型的残差都是平稳的,均不存在单位根(在表中未给出)。表1给出了三个时期的具体面板数据回归结果。

(一)平缓发展期

从表1第二列中可以看出,在两个模型中,上市公司股票收益波动性与上证指数日收益率波动性正相关,且均在1%显著性水平上显著,这一结论与经济理论相符。前一季度的收益率则基本上没有影响,模型(1)中显示股票前一季度的收益率与上市公司股票收益波动性弱负相关,Rit-1系数在10%显著性水平上显著,模型(2)中的Rit-1系数不显著,说明在平缓发展阶段上市公司股票前一季度收益率与波动性无关,这与Cheung and Ng(1992)的研究结论不一致。虽然在模型(1)中没有发现上市公司流通市值与股票收益波动性的存在相关关系,但是在模型(2)中,我们发现上市公司流通市值与股票收益波动性负相关,且在1%显著性水平上显著,这与Sias(1996)的结论一致。

注:表中*、**、***分别表示在10%、5%、1%显著性水平上显著,括号中数值为t统计量。

机构投资者持股对股票收益波动性的影响是本文重点关注的问题,在控制了上市公司前一季度收益率、流通市值和市场波动性后,本文分别用机构投资者持股比例INSTit和持股比例变动△INSTit对上市公司股票收益波动性σit回归,结果发现,机构投资者持股比例与上市公司股票收益波动性无关,而持股比例变动显著降低了上市公司收益的波动性,有利于稳定市场。说明机构投资者为维持资产组合的风险水平,对不同风险水平(波动性)的股票在资产组合中的权重进行调整,卖出波动性高的股票,买入波动性低的股票,一定程度上稳定了市场。

(二)快速发展期

从表1第三列中可以看出,上市公司股票收益波动性与市场风险正相关,与上市公司流通市值负相关(在1%显著性水平上显著),与平缓发展期一致。上一季度股票收益率Rit-1与上市公司股票收益率正相关,两个模型中Rit-1的系数分别在10%和5%显著性水平上显著,这一结果与国外研究结果相反,也不同于平缓发展期。可能原因是投资者还不成熟,过度注重短期的追涨杀跌,股价变动对上市公司杠杠水平的影响在暴涨暴跌的市场行情中被忽视,甚至助长了股价的进一步暴涨暴跌。

表1第三列还显示,在控制上市公司上一季度收益、流通市值以及市场波动性等变量后,无论是机构投资者持股比例还是持股比例变动都与上市公司收益波动性产生显著正相关(显著性1%水平下显著),表明机构投资者持股比例的上升加剧了上市公司股票收益的波动性。在快速发展期(2006年第2季度至2008年第1季度),我国股票市场经历“过山车”式的暴涨暴跌行情,上证综合指数从2006年4月3日的1 298点一路上扬至2007年10月16日的6 124点,之后又大幅下挫至2008年3月31日的3 445点。在持续暴涨的股票市场中,股票价格大幅波动主要表现为价格的大幅上涨,由于机构投资者买入或卖出的股票数量一般都很大,且追涨杀跌的投资策略使得机构投资者倾向于增持波动性大的股票,刺激股价格进一步暴涨。同样,在半年时间内股票指数下跌近一半的暴跌行情中,机构投资者追涨杀跌的策略也使得股票更快下跌。

(三)调整发展期

表1第四列给出了调整发展期的面板数据回归结果。控制变量中同样发现上市公司股票收益波动性与前一季度收益、市场波动性变量正相关。但是上市公司流通市值变量的符号与前两个时期不同。表1第三列的结果表明,上市公司流通市值变量与股票收益波动性正相关,且都非常显著(在1%显著性水平上显著),说明流通市值越大的股票波动性越大,与国外的研究结论相反。

从表1第四列的回归结果我们发现,在控制上述变量的影响后,机构投资者持股比例INSTit和持股比例的变化△INSTit的回归系数均显著为正(在1%显著性水平上显著),表明机构投资者持股比例越高,股票收益率波动性也越高,同时,机构投资者增持股票也会导致上市公司股票收益波动性上升,与快速发展期的结果相同。

(四)稳健性检验

本文检验机构投资者高比例持股的情况下,机构投资者持股对上市公司股票收益波动性的影响。在实证检验时,本文筛选机构投资者持股超过流通市值5%的上市公司为样本。如前文所说,机构投资者持股超过一定比例才能对上市公司股票产生足够的影响,把筛选条件设置为5%可能使得部分样本中的上市公司流通股主要持有者仍然是个人投资者,导致结论的不稳健。为了保证结果的可靠性,本文采取相同的方法分别在三个时期选取机构投资者持股超过流通市值10%的上市公司为样本,对结果进行稳健性检验。三个时期分别获得样本上市公司97家、323家和472家。面板回归结果如表2所示。

从表2可以看出,在平缓发展期,没有发现机构投资者持股比例对上市公司股票收益波动性产生影响,但是在快速发展期和调整发展期,不管是持股比例的系数还是的系数,都显著为正,说明机构投资者持股加剧了上市公司股票收益率波动性,检验结果与上述实证研究的结果基本一致,进一步验证了结果的稳健性。

上述研究结果说明在机构投资者发展初期,机构投资者在一定程度上发挥了稳定市场的功能,但是,在之后的快速发展期和调整发展期,机构投资者不仅没有起到稳定市场的作用,反而对股票市场的波动起到推波助澜的作用。由于我国的基金主要由个人投资者持有,在机构投资者平缓发展期,公众对机构投资者特别是证券投资基金了解甚少,在这一时期基金持有者主要是那些具有一定证券投资知识的相对理性的个人投资者。而在快速发展期和调整发展期,股票市场经历了“过山车”式的暴涨暴跌,在股票市场暴涨的过程中,大量的资金流入证券投资基金,基金规模迅速扩大;而在股票市场暴跌过程中,大量的基金被赎回,基金规模迅速萎缩。个人投资者购入和赎回基金份额的行为,从某种程度上来说,是前期炒股行为的变身。而基金经理迫于资金流入和流出的压力,被迫对泡沫股票追加投资或者抛售股票以应对基金赎回。因此,这一时期的基金投资行为只是个人投资者行为集合的表现形式,从这个意义上说,我国股票市场依旧是个人投资者主导的市场。

五、结论与政策含义

本文研究在机构投资者高比例持股条件下机构投资者持股与上市公司股票收益率波动性的关系,根据证券投资基金发展状况把样本期(2003年第4季度至2011年第3季度)分为三个时期,选取各时期第一季度机构投资者持股占流通股比例超过5%的上市公司作为研究样本,在稳健性检验中我们选取机构投资者持股比例超过10%的上市公司样本。研究发现:(1)在平缓发展期,机构投资者持股比例与上市公司股票收益率波动性无关,而机构投资者持股比例变动则与上市公司股票收益率波动性负相关,表明在机构投资者发展初期,具有一定的稳定股票市场的功能。(2)在快速发展期和调整发展期,不论是机构投资者持股比例还是持股比例的变动,都与上市公司股票收益率正相关,表明机构投资者持股加剧了上市公司股票收益的波动性。(3)个人投资者把投资基金等同于炒股是导致机构投资者加剧股票市场波动的一个重要原因,从这个意义上说,机构投资者的投资行为只是个人投资者投资行为的集合化表现,中国的股票市场依然是个人投资者主导的市场。

从理论上说,机构投资者拥有强大的研究能力,坚持长期价值投资的理念,是理性投资者,其发展有利于市场稳定。但是本文的结论表明在机构投资者发展初期发挥了一定的稳定作用,但是在机构投资者快速发展和股票市场暴涨暴跌的市场行情中,不仅未能发挥稳定市场的功能,还加剧了市场的波动。其背后的原因是由于我国股票市场机制不完善、信息披露不完全、信息传递和吸收慢等,动量投资更具有获利的可能性,也更能导致羊群效应的产生,而拥有庞大资金实力的机构投资者参与其中,有可能助长了市场的波动性。此外,持有基金的个人投资者把投资基金等同于炒股也是导致机构投资者注重短期效应的重要原因。因此,在发展机构投资者的同时,还需完善市场机制,加强市场基础环境建设,建立良好宏观环境和微观基础,培养合格的机构投资者,提高持有基金的个人投资者的理性投资意识,多方面共同促进资本市场稳定。

摘要：以2003年第4季度至2011年第2季度机构投资者持股比例超过5%的上市公司为样本,根据证券投资基金总资产净值变动的状况把机构投资者发展历程分为平缓发展期、高速发展期和调整发展期,运用面板数据模型研究机构投资者持股对上市公司股票收益波动性的影响。研究发现,在平缓发展期,机构投资者持股比例与股票收益波动性无关,持股比例变动降低了股票收益波动性;在高速发展期和调整发展期,不管是机构投资者持股比例还是持股比例变动,均与上市公司股票收益波动性正相关。

关键词：机构投资者,持股比例,分阶段,波动率

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