王謹樂,史永東

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

機構(gòu)投資者、代理成本與公司價值
——基于隨機前沿模型及門檻回歸的實證分析

王謹樂,史永東

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

本文運用隨機前沿模型，從代理成本的視角出發(fā)，實證檢驗了以證券投資基金為代表的機構(gòu)投資者對公司價值的影響。研究結(jié)果表明，機構(gòu)投資者持股對公司價值具有顯著正面影響，但同時也表現(xiàn)出明顯的“倒L”型特征?；谶@一發(fā)現(xiàn)，進一步采用Hansen(1999)提出的面板門檻模型，測算了機構(gòu)投資者對公司價值的影響發(fā)生顯著結(jié)構(gòu)性變化時的門檻水平，結(jié)果表明，當(dāng)機構(gòu)持股比例超過大約12%時，機構(gòu)投資者對公司價值的提升作用會大幅減弱。同時，本文還發(fā)現(xiàn)，開放式基金相較于封閉式基金對公司價值的提升具有更加積極的作用。

機構(gòu)投資者；代理成本；隨機前沿；門檻回歸

1 引言

自Berle與Means[1]明確提出所有權(quán)和經(jīng)營權(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、信息不對稱以及契約不完備所產(chǎn)生的代理問題一直是學(xué)界討論的焦點。理論上，任何形式的代理問題都會降低公司價值[2]，作為委托人的股東不可能對掌握私人信息的經(jīng)理人做到全面徹底的監(jiān)督，當(dāng)公司的內(nèi)部控制機制和外部監(jiān)督機制存在設(shè)計或執(zhí)行缺陷時，經(jīng)理人出于個人利益最大化，便有可能采取損害公司價值或股東利益的經(jīng)營決策[3]。而機構(gòu)投資者，尤其是國外的機構(gòu)投資者早開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、信息優(yōu)勢以及資金等方面的優(yōu)勢對上市公司高管人員、控股股東進行監(jiān)督，進而起到降低公司代理成本的作用，促進公司價值提升的同時實現(xiàn)了獲取治理收益的目的[4-5]。

機構(gòu)投資者既可以選擇向董事會和管理層提供經(jīng)營管理建議來影響公司業(yè)績，又可以結(jié)合自身較強的信息甄別[6]、解讀能力，約束經(jīng)理人對財務(wù)報告的人為干預(yù)，迫使其只能通過改善業(yè)績來改善報表[7-8]，還可以選擇“用腳投票”[9-10]的方式來表達對公司管理經(jīng)營的認可度。所以，機構(gòu)投資者參與公司治理、發(fā)揮改善公司業(yè)績的作用一直被我國政府及監(jiān)管部門寄予厚望。在相關(guān)政策的鼓勵與支持下，我國資本市場的機構(gòu)投資者規(guī)模已經(jīng)實現(xiàn)了跨越式的發(fā)展。根據(jù)中國證券登記結(jié)算公司統(tǒng)計數(shù)據(jù)，截至2012年12月，我國機構(gòu)投資者所持A股流通市值占比約為17.40%，機構(gòu)投資者成為公司十大股東的現(xiàn)象已經(jīng)十分常見。而在2007年的市場整體牛市環(huán)境中，我國機構(gòu)投資者所持A股流通市值占比更是一度高達40%，同年，我國資本市場股權(quán)分置改革基本完成，同股同權(quán)真正落實到每一位股東手中。由此，我國的機構(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值的作用，儼然成為了一個重要的論證主題。

近年來，國內(nèi)逐漸也有部分學(xué)者開始重視機構(gòu)投資者對公司治理效率以及公司價值的影響研究[11-16]，但本文認為已有研究仍存在以下幾方面不足：(1)研究視角的問題。邏輯上，機構(gòu)投資者是通過監(jiān)督管理層的各類經(jīng)營活動來緩解代理沖突，降低代理成本，最終起到提升公司價值的作用。但在實際研究中，由于代理成本難以測算，國內(nèi)尚未有學(xué)者從代理成本的角度對機構(gòu)投資者如何影響公司價值這一命題展開實證研究。(2)機構(gòu)投資者對公司價值的影響可能是非線性的。從市場博弈角度來看，機構(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”[17]。當(dāng)前，國內(nèi)僅有學(xué)者從理論模型出發(fā)，討論了機構(gòu)投資者參與公司治理的決策選擇行為[12]，但尚未有學(xué)者在實證方面給出相關(guān)經(jīng)驗證據(jù)。(3)中國資本市場結(jié)構(gòu)性變化問題。2005年4月我國上市公司股權(quán)分置改革正式啟動，2007年股權(quán)分置改革基本完成。在股改之前，中國上市公司獨特的股權(quán)性質(zhì)使得公司大股東利益往往與股價的漲跌無關(guān)，大股東和管理層傾向于通過各種關(guān)聯(lián)交易、掏空上市公司來獲得收益，機構(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波動的影響，股票市場價格更能反映公司實際價值，這迫使大股東轉(zhuǎn)向參與公司治理，通過提高公司經(jīng)營業(yè)績來獲取回報。與此同時，如TobinQ那些經(jīng)常被用來衡量公司價值的指標(biāo)，其計算方法在股改前后也發(fā)生了結(jié)構(gòu)性的變化。我們認為，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)者的實證研究難以得出一致性結(jié)論。

針對上述問題，本文的主要貢獻體現(xiàn)在:(1)我們選取2007年(占市值96%的公司已完成或者進入改革程序，“股改”基本完成)至2012年的中國上市公司的季度數(shù)據(jù)，運用隨機前沿模型SFA(Stochastic Frontier Approach)，將公司代理成本從公司前沿價值(不存在代理成本時的公司最大價值)中“剝離”出來。相比先前學(xué)者直接探討機構(gòu)投資者與公司價值之間關(guān)系的做法，我們基于SFA模型的獨特優(yōu)勢，引入生產(chǎn)效率的分析框架，將研究視角重新投向機構(gòu)投資者對代理成本的影響，這一研究方法能夠有效還原機構(gòu)投資者進行價值創(chuàng)造的作用機理。(2)運用面板門檻回歸模型PTM(Panel Threshold Regression Model)，選擇機構(gòu)持股比例作為“門檻”變量，發(fā)現(xiàn)機構(gòu)持股比例與公司業(yè)績之間存在顯著的“門檻效應(yīng)”，繼而我們測算了機構(gòu)投資者對公司價值的影響發(fā)生顯著結(jié)構(gòu)性變化時的門檻水平，首次從實證層面分析了機構(gòu)投資者參與公司治理時“搭便車”的后果。在給出經(jīng)驗證據(jù)的同時也為我國管理層制定關(guān)于發(fā)展機構(gòu)投資者的方針政策提供了微觀基礎(chǔ)。(3)首次運用“開放式基金占比”變量，檢驗了開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 基本的隨機前沿模型

基于技術(shù)效率(Technical Efficiency)的分析框架，公司前沿價值即可定義為當(dāng)公司管理者在所有的治理決策上均做出最佳設(shè)定時(代理成本為零)所能產(chǎn)生的最大價值。那么，由于代理沖突的存在，公司的實際價值將會系統(tǒng)性單邊偏離其前沿(最大)價值，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)致的公司價值損失，反映了代理成本的大小。由于代理成本的存在只會使得公司價值降低，具有單邊(one-sided)分布的特征，若設(shè)F(Zit)=uit，則公司實際價值也可表示為(3)式：

(3)

(4)

2.2 具體的隨機前沿函數(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。接下來將試圖解決兩個相互關(guān)聯(lián)的問題：第一，我國機構(gòu)投資者是否會對公司的代理成本產(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的對數(shù)形式ln(TobinQ)作為被解釋變量來衡量公司的實際價值。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務(wù)特征的指標(biāo)作為控制變量來構(gòu)建公司的前沿價值。其中，Size是公司規(guī)模，為總資產(chǎn)的對數(shù)值；Salegr是營業(yè)收入增長率；Roa是稅前資產(chǎn)回報率；Tang是有形資產(chǎn)比率；Tagr是總資產(chǎn)成長率；Invt是投資支出；Lev是財務(wù)杠桿。(變量具體定義方式可參見蘇治和連玉君[18])

在(6)式中，我們分別從機構(gòu)持股比例Fund，機構(gòu)持股比例的平方Fund2，以及開放式基金占比Kport等三個維度來檢驗機構(gòu)投資者對公司代理成本(水平值)的影響。(與國內(nèi)大多文獻一致，本文使用證券投資基金作為機構(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構(gòu)投資者，傾向于通過改善公司經(jīng)營業(yè)績來提高資產(chǎn)收益[19]；其二，現(xiàn)階段，證券投資基金在我國機構(gòu)投資者結(jié)構(gòu)中仍然處于絕對主導(dǎo)地位，而保險公司、社?；?、企業(yè)年金等其他機構(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為季度末機構(gòu)持有股份占總流通股股份的比例，是開放式基金持股比例與封閉式基金持股比例之和?？紤]到機構(gòu)持股比例對代理成本的影響有可能是非線性的，模型中加入了機構(gòu)持股比例的平方項Fund2，旨在考查隨著機構(gòu)持股比例的增加，機構(gòu)投資者對公司價值的邊際影響是否會發(fā)生顯著變化。開放式基金占比Kport衡量了機構(gòu)持股份額中開放式基金所占的比重，取值介于0-1之間，加入該項的目的是在于檢驗開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檢驗機構(gòu)投資者對價值缺口不確定性(方差值)的影響，其能夠反映出機構(gòu)投資者治理效應(yīng)的發(fā)揮是否具有穩(wěn)定性。

值得說明的是，根據(jù)某些已有研究，機構(gòu)投資者持股份額與公司價值之間的確存在正相關(guān)關(guān)系，但這并不能構(gòu)成機構(gòu)投資者提升公司價值的直接證據(jù)，因為這種正向關(guān)系也可能是秉承價值投資理念的機構(gòu)投資者進行價值選擇的結(jié)果，即公司的優(yōu)良業(yè)績并非源于機構(gòu)投資者的治理行為，從而導(dǎo)致模型中產(chǎn)生嚴重的內(nèi)生性問題。此外，考慮到機構(gòu)投資者參與公司治理、降低代理成本進而提升公司業(yè)績的過程只可能發(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，公司財務(wù)數(shù)據(jù)取自CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫，機構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)來源于和訊網(wǎng)。根據(jù)研究需要對樣本數(shù)據(jù)進行了如下處理：(1)為避免兼并重組的影響，剔除總資產(chǎn)成長率或營業(yè)收入成長率大于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，對模型中主要變量在0.01水平上進行縮尾(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)，樣本公司最長時間跨度24個季度，全樣本共計 35665個觀察值。

3 實證結(jié)果

表1列示了兩種模型下的估計結(jié)果，即隨機前沿模型SFA(模型1、2、3)和面板固定效應(yīng)模型Panel_FE(模型4、5)。SFA模型的估計結(jié)果自上而下分為四個部分：第一部分是前沿函數(shù)部分，通過一系列財務(wù)變量刻畫公司的價值前沿；第二部分是價值缺口部分，用來檢驗機構(gòu)投資者對公司代理成本(水平值)的影響；第三部分是價值缺口不確定性部分，旨在檢驗機構(gòu)投資者治理效應(yīng)的穩(wěn)定性；第四部分是估計結(jié)果的幾個重要診斷值。模型(1)是本文考察的重點，沒有對參數(shù)估計施加任何約束，認為機構(gòu)投資者對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)假定機構(gòu)投資者能夠影響代理成本的大小，但對其不確定性沒有影響；模型(3)則假定公司價值不存在系統(tǒng)性的偏離，代理成本為0。

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

通過模型(1、2)的第二部分，可以看出，F(xiàn)und前的系數(shù)顯著為負，且均通過1%的顯著性檢驗。即隨著機構(gòu)持股比例的增加，公司的價值缺口(代理成本)顯著降低，表明機構(gòu)投資者能夠促進治理效率的提升，從而提升公司價值。機構(gòu)持股比例平方項Fund2之前的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，表明機構(gòu)持股比例與代理成本之間存在“L”型關(guān)系，而非簡單線性關(guān)系，說明機構(gòu)投資者對公司價值的邊際影響會隨著持股比例的增加而減弱，與Black[17]的研究結(jié)論相符。我們認為這種現(xiàn)象是由不同基金之間的“搭便車”行為造成的。在機構(gòu)持股比例增加的初期，基金家數(shù)并不多，單個或少數(shù)幾家基金管理者之間可以通過合作的方式參與公司治理，這將有利于公司價值的提升。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”，從而使得機構(gòu)投資者對公司治理效率的邊際影響開始衰減。同時，我們還注意到，隨著開放式基金占比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，我們認為，這是由于購買開放式基金的投資人可以隨時贖回他們的基金份額，由此便對開放式基金的管理者形成了一種更強烈的制約機制，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)績表現(xiàn)。

通過模型(1)的第三部分可以發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)持股比例Fund與價值缺口的不確定性在1%的水平下顯著正相關(guān)，表明機構(gòu)持股比例的增加會降低其治理效果的穩(wěn)定性。本文認為其間原因如前所述，隨著機構(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”策略，導(dǎo)致機構(gòu)投資者治理作用的穩(wěn)定性出現(xiàn)衰減。

出于對比和穩(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)模型進行估計，估計結(jié)果如模型(4、5)所示。其中，模型(4)對應(yīng)模型(3)，并未加入反映機構(gòu)投資者持股特征的變量，模型(5)則對應(yīng)模型(2)，加入了全部的變量。通過對比，我們發(fā)現(xiàn)SFA與Panel_FE兩種模型下變量的系數(shù)估計值雖然存在一定差異，但其符號性質(zhì)與顯著性水平都是完全相同的。(雖然模型(5)與模型(2)中用來表征機構(gòu)投資者持股特征的變量的系數(shù)符號恰恰相反，但在本質(zhì)上是一致的。因為模型(2)中所描述的“隨著機構(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“隨著機構(gòu)持股比例的增加，公司價值顯著提升”可以看作是同一結(jié)論的不同表述方式。

基于過往研究，我國機構(gòu)投資者傾向持有那些具有規(guī)模大、國有背景、經(jīng)營業(yè)績優(yōu)良、抗風(fēng)險能力強等特征[20-22]的公司股票。所以，考慮到機構(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)以及公司績效這幾個重要特征對全體樣本進行了分組檢驗。在分組檢驗中，本文所關(guān)心的幾個關(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)具體過程。

4 機構(gòu)投資者參與公司治理的門檻特征

基于以上發(fā)現(xiàn)，下面將機構(gòu)持股比例Fund設(shè)定為門檻變量，運用Hansen[23]提出的面板門檻模型(PTM)對機構(gòu)投資者參與公司治理的門檻效應(yīng)進行檢驗，并定量測算引發(fā)消極作用的門檻水平，確定機構(gòu)投資者在參與公司治理決策上選擇“搭便車”行為的臨界點。

4.1 面板門檻模型

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

表1 隨機前沿模型及Panel_FE模型估計檢驗結(jié)果

注:括號內(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為門檻變量，τ為待定門檻值，εit～iid(0,δ2)為隨機干擾項，I(·)為指標(biāo)函數(shù)。該模型相當(dāng)于一個分段函數(shù)模型，當(dāng)Fundi,t-1≤τ時，F(xiàn)undi,t-1的系數(shù)為ω1，而當(dāng)Fundi,t-1>τ時，F(xiàn)undi,t-1的系數(shù)為ω2。

通過搜索，得出當(dāng)τ=12.510時，S1(τ)取最小值。表2給出了門檻效應(yīng)的檢驗結(jié)果，F(xiàn)統(tǒng)計量對應(yīng)的P值接近0，表明兩系數(shù)ω1和ω2存在顯著差異，即機構(gòu)持股比例對機構(gòu)投資者參與公司治理的效果存在明顯的門檻效應(yīng)。

表2 門檻效應(yīng)檢驗

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通過似然比函數(shù)圖描繪了LR值與門檻值的對應(yīng)關(guān)系，并直觀的給出了真實門檻值的非拒絕域。門檻估計值的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(對應(yīng)圖中虛線)的τ值構(gòu)成的區(qū)間。其中，LR值的最低點即對應(yīng)著真實門檻值，明顯小于臨界值7.35，因此，可以認為所得到的門檻值是真實有效的。

圖1 門檻的估計值和置信區(qū)間

4.2 面板門檻模型的估計結(jié)果

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

表3 面板門檻模型估計結(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分別為門檻值兩側(cè)區(qū)間的估計系數(shù)。

5 結(jié)語

本文實證結(jié)果表明：(1)我國以證券投資基金為代表的機構(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，提高了公司價值。(2)機構(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構(gòu)家數(shù)的增多，“搭便車”行為的出現(xiàn)會使得機構(gòu)投資者對公司價值的提升作用邊際遞減。此外，機構(gòu)“扎堆”持股也會降低治理效力的穩(wěn)定性。(3)機構(gòu)持股比例對機構(gòu)投資者參與公司治理的效果存在顯著的門檻效應(yīng)，當(dāng)機構(gòu)持股比例超過門檻值(約12%)時，治理效果顯著下降。(4)相對于封閉式基金，開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含于本文的結(jié)論之中：(1)鼓勵機構(gòu)投資者參與公司治理，防止過度投機。與通過參與公司治理來獲得收益增值的投資理念不同，過度投機不但對公司價值毫無益處，反而還會加劇市場的無序波動[24-25]，降低信息效率，扭曲市場資源配置的基礎(chǔ)功能。所以，一方面，應(yīng)該制約市場中的過度投機行為，對機構(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)鼓勵以社?；?、企業(yè)年金為代表的價值型機構(gòu)投資者進入股市，進一步擴大從事長期價值投資的機構(gòu)投資者隊伍。最終，在市場總量的層面上優(yōu)化配置機構(gòu)投資者的價值挖掘能力，最大限度提升我國資本市場全體上市公司的價值。(2)進一步提高我國證券投資基金中開放式基金的占比。開放式基金管理者的薪酬收入和職業(yè)聲譽與其短期投資業(yè)績直接相關(guān)，迫于來自投資人的贖回壓力，開放式基金的管理者更加有動力直接參與公司治理，以期公司業(yè)績獲得更快速的提升并最終通過股價表現(xiàn)出來。實際上，西方成熟市場中的證券投資基金，如美國的共同基金(等同開放式基金)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

國家自然科學(xué)基金資助項目(71471031，71171036)；國家社會科學(xué)基金重大項目(12&ZD067)；國家社會科學(xué)基金重點資助項目(14AZD089)；遼寧特聘教授支持計劃(遼教發(fā)[2013]204號)；教育部人文社會科學(xué)研究項目(15YJA790092,15YJC790041)；東北財經(jīng)大學(xué)學(xué)科建設(shè)支持計劃(XKK-201401)；東北財經(jīng)大學(xué)校級青年培育項目(DUFE2016Q02)

王謹樂(1982-)，男(漢族)，安徽合肥人，東北財經(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、證券市場和行為金融，E-mail:waiwaiwang@163.com.

F275.5

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