胡學淑 聶宇文（首都經(jīng)濟貿(mào)易大學會計學院 北京 100070 北京化工大學經(jīng)濟管理學院 北京 100029）

一、引言

公司投融資期限匹配理論認為，資產(chǎn)與債務的期限應當互相匹配（Morris，1976）［1］，合理有效地安排投融資期限結(jié)構(gòu)關系到企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。然而，許多學者指出在我國實際觀察到的卻是大量以短期資金支持長期投資的期限錯配現(xiàn)象，造成短貸長投現(xiàn)象，損害公司業(yè)績（鐘凱等，2016 ；馬紅等，2018）［2］［3］。以往研究認為主要原因包括：（1）金融系統(tǒng)的滯后發(fā)展。具體表現(xiàn)為債務違約風險及信用風險較高，銀行貸款期限短，長期融資供應規(guī)模小，且成本高（白云霞等，2016）［4］；（2）政府干預強烈。官員晉升與地方經(jīng)濟競爭導致企業(yè)短期貸款與非效率投資增加，加劇企業(yè)投融資期限錯配（邱穆青和白云霞，2019）［5］；（3）法規(guī)政策外在刺激。固定資產(chǎn)加速折舊政策顯著增加企業(yè)投資活動，加重企業(yè)短貸長投現(xiàn)象（范文林和胡明生，2020）［6］。（4）董責險等企業(yè)保險為公司與管理者行為提供風險保障，誘發(fā)管理者道德風險與機會主義傾向，增加短貸長投行為（賴黎等，2019）［7］。由此可見，企業(yè)短貸長投現(xiàn)象往往是市場、政府和公司代理問題等多方因素相伴產(chǎn)生，而非利益與需求驅(qū)動的主動行為，且短貸長投對中國的宏觀經(jīng)濟和微觀企業(yè)經(jīng)營都會產(chǎn)生負面影響。因此，如何改善企業(yè)短貸長投現(xiàn)象，如何從主觀層面破除客觀因素造成的企業(yè)短貸長投，是非常重要的。本文將從機構(gòu)投資者持股層面研究對企業(yè)治理及其短貸長投的影響。

機構(gòu)投資者是特殊的市場參與者。較普通投資者，具備一定的專業(yè)知識和操作管理能力，且具有信息整合優(yōu)勢和資金優(yōu)勢，更有效地履行股東監(jiān)管責任。調(diào)查顯示，我國股票市場中機構(gòu)投資者盈利情況普遍好于自然人投資者。較政府而言，機構(gòu)投資者是深入的市場參與者，更直接快速地發(fā)揮股東作用。但在中國這個新興市場，機構(gòu)投資者的作用發(fā)揮仍存在爭議。一方面，新興市場弱有效或半強式有效，受制于較低的信息透明度，機構(gòu)投資者往往會產(chǎn)生羊群行為，導致股票崩盤風險，市場對機構(gòu)投資者發(fā)揮的監(jiān)督作用存疑；另一方面，新興市場機構(gòu)投資者持股水平普遍較低，單個機構(gòu)投資者持股比例更低，不足以對抗大股東，證監(jiān)會是資本市場秩序維護的主要監(jiān)督者，強有力政府及強勢大股東下，機構(gòu)投資者是否具有監(jiān)督意愿及監(jiān)督效果也存疑，已有研究也表明機構(gòu)投資者持股對公司治理存在不確定性。如前所述，企業(yè)短貸長投是一項風險很高的營運政策，在上市公司中普遍存在，會給公司帶來極大的不確定性，現(xiàn)有研究中有關機構(gòu)投資者如何影響企業(yè)投融資錯配的研究相對較少且有關機構(gòu)投資者是否在公司治理中是一支積極的治理力量還存在一定的爭議。因此，考察機構(gòu)投資者對公司短貸長投的影響具有一定的理論意義和現(xiàn)實意義。

本文的研究可能有以下兩個方面的貢獻：第一，豐富了我國制度背景下機構(gòu)投資者持股影響后果的研究。中國作為典型的新興市場，與歐美等發(fā)達國家的資本市場發(fā)展還存在著一定的差距，機構(gòu)投資者在資本市場中發(fā)揮的作用也被認為存在差異。西方發(fā)達國家的研究普遍認為機構(gòu)投資者具備更強的監(jiān)督意愿和更高的監(jiān)督能力，有助于公司治理水平的提高（An和Zhang，2011）［8］，但在我國制度背景下有關學者對機構(gòu)投資者所發(fā)揮作用的研究卻是觀點各異。本文選取短貸長投展開研究，發(fā)現(xiàn)機構(gòu)持股總體上能夠緩解公司短貸長投現(xiàn)象，這一定程度上支持了我國制度背景下機構(gòu)股東積極主義的趨勢，為當前情境下鼓勵機構(gòu)投資者發(fā)展提供了一定的理論支持。第二，從股權結(jié)構(gòu)的視角拓展了短貸長投現(xiàn)象的研究。以往研究從貨幣政策（鐘凱等，2016）［2］、產(chǎn)融結(jié)合（馬紅等，2018）［3］、官員訪問（邱穆青和白云霞，2019）［5］、審計師（羅宏等，2018）［9］、董責險（賴黎等，2019）［7］、以及產(chǎn)權性質(zhì)（沈紅波等，2019）［10］的角度對短貸長投現(xiàn)象進行分析，卻忽略了作為公司治理基礎性的力量——股權結(jié)構(gòu)對于短貸長投的影響。本文借助機構(gòu)持股的視角對此進行了補充。

二、理論分析與研究假設

一般認為，機構(gòu)投資者與個人投資者相比具有投資管理專業(yè)化、投資結(jié)構(gòu)組合化以及投資行為規(guī)范化這三個特點。2020年3月28日，中國證券投資者保護基金有限責任公司發(fā)布的《2019年度全國股票市場投資者狀況調(diào)查報告》也表明，在受調(diào)查者中，機構(gòu)投資者的盈利情況要顯著好于自然人投資者。機構(gòu)投資者的專業(yè)性也體現(xiàn)在公司治理中。從信息傳遞角度來說，由于機構(gòu)投資者持有多家股票，使得其在參與公司治理過程中融合各方治理信息，積累可供實踐的經(jīng)驗（李維安和李濱，2008）［11］。從監(jiān)督角度來說，機構(gòu)投資者作為中小股東的代表，會設法通過信息整合和專業(yè)的行業(yè)判斷積極監(jiān)督公司股東大會、董事會和監(jiān)事會所做決定的合理性，積極阻止可能危害中小股東利益的提議（Pound，1988）［12］，積極履行“用手投票”的股東監(jiān)督義務。最后，機構(gòu)投資者自身能力相較于一般股東而言更為突出，原因在于機構(gòu)投資者往往擁有專業(yè)優(yōu)勢和信息整合能力，會對管理層人員產(chǎn)生極大的約束力，減少代理成本。在上述機制下，隨著機構(gòu)投資者持股比例的增加，機構(gòu)投資者對公司治理的積極性和話語權也會變大，這將使得管理者的道德風險和機會主義行為得到有效約束，從而抑制公司短貸長投現(xiàn)象。據(jù)此，提出本文第一個假設：

假設1：機構(gòu)投資者持股會緩解公司短貸長投現(xiàn)象。

由于存在信息不對稱和代理問題，公司投資決策通常會偏離最優(yōu)投資決策進而影響到公司的投資效率（Jensen，1986）［13］。投資不足或過度投資都屬于非效率投資，導致資源的未有效利用，進而未能實現(xiàn)企業(yè)價值最大化。研究發(fā)現(xiàn)，非效率投資越多的公司可能存在更多的公司治理問題，且內(nèi)部監(jiān)管較弱。一方面，企業(yè)所有權和經(jīng)營權的分離為管理層進行個人機會主義行為提供了可能（Jensen，1986）［13］，管理層出于個人私利投資自利性項目，從而產(chǎn)生過度投資。另一方面，管理層也可能為了避免承擔投資失敗風險，影響個人聲譽和績效，或者可能由于太過保守而未能發(fā)現(xiàn)良好的投資機會，使得企業(yè)投資不足（辛清泉等，2007）［14］。俞紅海（2010）［15］以及張會麗和陸正飛（2012）［16］研究認為高質(zhì)量公司治理能夠抑制非效率投資。Billett等（2011）［17］、Giroud 和 Mueller（2010）［18］發(fā)現(xiàn)公司治理差的公司更可能發(fā)生非效率投資。因此，在非效率投資越多的企業(yè)中，代理問題可能會更突出，公司治理也越差，機構(gòu)投資者外部監(jiān)管的作用發(fā)揮更大?；诖?，本文認為在非效率投資越多的公司中，機構(gòu)投資者越能夠通過有效約束管理層個人機會主義行為，提高公司治理水平，進而減少公司短貸長投現(xiàn)象。據(jù)此，提出本文第二個假設：

假設2：在非效率投資越多的公司中，機構(gòu)投資者持股對公司短貸長投的抑制作用越大。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)與變量定義

本文選取2008—2018年A股上市公司作為初始樣本，實證研究了機構(gòu)投資者持股對企業(yè)短貸長投的影響。文中使用的數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫、RESSET數(shù)據(jù)庫以及CCER數(shù)據(jù)庫，并進行如下篩選：（1）剔除金融、房地產(chǎn)業(yè)公司；（2）剔除研究期間內(nèi)數(shù)據(jù)缺失的公司；（3）剔除ST、PT類公司；（4）為消除異常值的影響，本文對所有連續(xù)變量進行了上下1%的Winsorize處理。最終共獲得22 195個公司-年度觀測值。

（二）模型設定

1.機構(gòu)投資者持股比例與短貸長投。為實證檢驗提出的研究假設1，本文構(gòu)建了回歸模型1：

本文借鑒鐘凱等（2016）［2］的研究計算“短貸長投”的代理變量SFLIi，t，即購建固定資產(chǎn)等投資活動現(xiàn)金支出-（長期借款本期增加額+本期權益增加額+經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量+出售固定資產(chǎn)現(xiàn)金流入），再利用年初的總資產(chǎn)剔除規(guī)模效應。短貸長投（SFLIi，t）的值越大，說明公司短貸長投現(xiàn)象越嚴重，SFLIi，t+1表示下一期該公司的短貸長投情況。

本文分別用 Insshri，t和虛擬變量 _Insshri，t衡量機構(gòu)投資者持股。Insshri，t為上市公司年報中披露的機構(gòu)投資者持股比例；_Insshri，t計算方式如下：取樣本公司按年度和行業(yè)分類排序的機構(gòu)投資者持股比例的中位數(shù)，若公司當年機構(gòu)投資者持股比例大于該中位數(shù)則取值為1，否則取值為0。

參照以往有關文獻，在進行回歸時，本文還加入了以下控制變量 ：（1）公司規(guī)模（Sizei，t），用期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)來表示 ；（2）盈利能力（ROAi，t），用本年凈利潤與期末總資產(chǎn)的比值來表示 ；（3）財務杠桿（Levi，t），即期末總負債與期末總資產(chǎn)的比值 ；（4）現(xiàn)金流（CFOi，t），等于本年經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量與期末總資產(chǎn)的比值；（5）總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Turnoveri，t），等于營業(yè)收入與期末資產(chǎn)總額的比值；（6）審計意見類型（MAOi，t），如果本年的審計意見為“標準無保留意見”，則取值為1，否則為0；（7）營業(yè)收入增長率（Growthi，t），等于營業(yè)收入本年本期金額與營業(yè)收入上年同期金額的差值與營業(yè)收入上年同期金額的比值；（8）董事會規(guī)模（Boardi，t），等于董事會人數(shù)取自然對數(shù) ；（9）股權集中度（Firsti，t），用第一大股東持股比例表示 ；（10）董事會結(jié)構(gòu)（INDDRi，t），等于董事會中獨立董事占比 ；（11）股權性質(zhì)（SOEi，t），如果實際控制人是中央企業(yè)或地方國有企業(yè)，取值為 1，否則為 0 ；（12）兩職合一（Duali，t），若董事長與總經(jīng)理由同一人擔任，取值為1，否則為0；（13）行業(yè)（Industry）與年份（Year）。

2.非效率投資、機構(gòu)投資者持股與短貸長投。為實證檢驗提出的研究假設2，本文構(gòu)建了回歸模型2：

本文借鑒 Richardson（2006）［19］與劉慧龍等（2014）［20］的模型來估計投資效率，使用的模型如下所示：

Investt=δ0+δ1Growtht-1+δ2Levt-1+δ3Casht-1+δ4Aget-1+δ5Sizet-1+δ6Returnst-1+δ7Investt-1+ε

其中，新增投資Invest=（資本支出+并購支出-出售長期資產(chǎn)收入-折舊）/總資產(chǎn)；Growtht-1為滯后一期的年營業(yè)收入增長率；Levt-1為滯后一期的資產(chǎn)負債率；Casht-1等于現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物除以總資產(chǎn)；Aget-1為滯后一期的公司上市年限，具體計算為滯后一期的公司上市年限加1取對數(shù)；Sizet-1為滯后一期的公司規(guī)模，等于滯后一期的總資產(chǎn)取對數(shù)；Returnst-1采用考慮現(xiàn)金紅利再投資的年個股回報率；Investt-1為滯后一期的新增投資；此外，該模型還控制了行業(yè)和年度效應。對該模型所估計出來的殘差取絕對值，即可以得到公司投資效率代理變量ABSINVi，t，ABSINVi，t取值越大，說明該公司存在的非效率投資越多，投資效率越低。

四、實證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

從表1主要變量的描述性統(tǒng)計可以發(fā)現(xiàn)，短貸長投的代理變量（SFLIi，t）的平均值為 -0.08，這與鐘凱等（2016）［2］的數(shù)據(jù)描述一致。機構(gòu)投資者持股比例（Insshri，t）平均值為0.28，與第一大股東持股比例的平均值（0.35）已經(jīng)較為接近，表明對于大多數(shù)公司來說，機構(gòu)投資者已經(jīng)成為其重要的持股主體，因此，其對公司治理的影響不容忽視。

表1 描述性統(tǒng)計

（二）回歸分析

1.機構(gòu)投資者持股與短貸長投。表2是本文研究假設1的回歸結(jié)果，在模型進行回歸時，本文控制了行業(yè)效應和年度效應。如表2第（1）列所示，在控制了相關控制變量之后，機構(gòu)投資者持股（Insshri，t）與短貸長投代理變量（SFLIi，t）在1%水平上顯著負相關，由此表明，隨著機構(gòu)投資者持股比例的增加，公司短貸長投現(xiàn)象會有所緩解。進一步采用其他指標進行了穩(wěn)健性檢驗，將機構(gòu)持股（Insshri，t）改用機構(gòu)持股虛擬變量（_Insshri，t）表示，發(fā)現(xiàn)結(jié)果未改變，第（3）列和第（4）列采用下一期短貸長投代理變量（SFLIi，t+1）作為因變量，分別對機構(gòu)持股（Insshri，t）和機構(gòu)持股虛擬變量（_Insshri，t）進行回歸，結(jié)果仍未改變。因此，假設1得到驗證。

表2 機構(gòu)投資者持股與短貸長投回歸結(jié)果

2.非效率投資、機構(gòu)投資者持股與短貸長投。表3是本文研究假設2的回歸結(jié)果，可以看到，非效率投資（ABSINVi，t）與機構(gòu)投資者持股（Insshri，t與 _Insshri，t）的交乘項（ABSINV_Insi，t與 _ABSINV_Insi，t）均顯著為負，說明在非效率投資較多的公司中，機構(gòu)投資者持股對公司短貸長投的抑制作用更強，進一步說明了機構(gòu)投資者持股對公司的治理效應，假設2得到驗證。

表3 非效率投資、機構(gòu)投資者持股與短貸長投回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）工具變量回歸

以上結(jié)果發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者持股比例越高時，公司的短貸長投現(xiàn)象會減弱。但由此推斷機構(gòu)投資者持股比例是短貸長投減弱的原因，可能并不足夠。因此借鑒梁上坤（2018）［21］的研究，本文選取公司是否屬于滬深300指數(shù)（Indexi，t）以及每年行業(yè)機構(gòu)投資者持股比例均值（Ins_meani，t）作為工具變量，運用兩階段方法對模型1重新擬合。檢驗結(jié)果顯示，在第一階段中，弱工具變量檢驗F統(tǒng)計量為503.18，說明不存在弱工具變量問題。在第二階段中，在控制了內(nèi)生性之后，機構(gòu)投資者持股比例（Insshri，t）與短貸長投代理變量（SFLIi，t）的估計系數(shù)仍然在1%水平上顯著為負，表明機構(gòu)投資者持股對公司短貸長投確實有治理作用，假設1再次得到證明。同時，兩者的交乘項在1%的水平上顯著為負，說明在控制了內(nèi)生性后，機構(gòu)持股對短貸長投的抑制作用在非效率投資越多的上市公司中更明顯，假設2得到驗證。

（二）替換自變量

參考梁上坤（2018）［21］的做法，本文使用變動的機構(gòu)投資者持股比例替代機構(gòu)投資者總的持股比例檢驗假設1與假設2。具體做法為：將當年的機構(gòu)投資者持股比例（Insshri，t）分解為上一年的機構(gòu)投資者持股比例（Laginsi，t）和當年變動的機構(gòu)投資者持股比例（Inschi，t），重新進行回歸。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，變動的機構(gòu)投資者持股比例（Inschi，t）系數(shù)在1%的水平上顯著為負，再次驗證假設1；變動的機構(gòu)投資者持股比例（Inschi，t）與非效率投資（ABSINVi，t）的交乘項（ABSINV_Inschi，t）也在1%的水平上顯著為負，假設2再次得到驗證。

（三）固定效應模型

本文采用公司固定效應模型重新進行回歸?；貧w結(jié)果顯示，機構(gòu)投資者持股（Insshri，t和 _Insshri，t）與公司短貸長投（SFLIi，t和 SFLIi，t+1）均顯著負相關。機構(gòu)持股與非效率投資的交乘項（ABSINV_Insi，t和 _ABSINV_Insi，t）均在1%的水平上顯著負相關。這些結(jié)果與之前的發(fā)現(xiàn)一致。限于篇幅有限，以上穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果未予列示。

六、進一步檢驗

（一）機構(gòu)投資者類型與短貸長投

以往文獻指出不同類型的機構(gòu)投資者對公司監(jiān)督和治理存在差異，認為穩(wěn)定型機構(gòu)投資者以獲得公司長期利益為目標，能起到有效監(jiān)督作用；然而交易型機構(gòu)投資者著眼于短期內(nèi)股價波動帶來的收益，是上市公司的無效監(jiān)督者（夏寧和楊碩，2018）［22］。因此，本文借鑒夏寧和楊碩（2018）［22］的研究，構(gòu)造變量機構(gòu)投資者類型（Invwi，t），將機構(gòu)投資者劃分為穩(wěn)定型和交易型的機構(gòu)投資者，劃分方法如下：

其中Insshrit表示公司i在t年的機構(gòu)投資者持股比例，STD（Insshrit-3，Insshrit-2，Insshrit-1）表示公司 i前三年的機構(gòu)投資者持股比例標準差；MEDIANtj（SDtj）表示t年的行業(yè) j的中位數(shù)，當 SDit≥ MEDIANtj（SDtj）時，Invwit取值為1，表示公司i在t年的機構(gòu)投資者為穩(wěn)定型機構(gòu)投資者；否則取值為0，表示公司i在t年的機構(gòu)投資者為交易型機構(gòu)投資者。按以下模型對此進行回歸，其他變量構(gòu)造如前所述。

在進行回歸時采用公司固定效應模型。下頁表4是該部分的回歸結(jié)果。在第（1）列中，機構(gòu)投資者持股比例（Insshri，t）與機構(gòu)投資者類型（Invwi，t）的交乘項（Invw_Insi，t）在10%的水平上顯著為負，表明穩(wěn)定性的機構(gòu)投資者更加注重公司治理水平，進一步檢驗不同類型機構(gòu)投資者對公司短貸長投的治理效果，第（2）列的結(jié)果與此基本一致。

表4 機構(gòu)投資者類型與短貸長投

（二）中介機制檢驗

前已述及，機構(gòu)投資者能夠有效約束管理者的道德風險和機會主義行為，減少企業(yè)短貸長投行為。因此本文認為委托-代理問題是機構(gòu)持股對短貸長投抑制結(jié)果的一個潛在途徑。參考戴亦一等（2016）［23］的做法，本文采用下一期的經(jīng)營費用率（AGENCYi，t+1）衡量公司的委托代理成本。具體計算為管理費用與銷售費用之和與營業(yè)收入的比值，經(jīng)營費用率越高，股東與管理層之間的代理成本越高。將中介機制檢驗分為以下三部分：

由于模型（1）的回歸已于之前列示，因此表5僅展示模型（2）和（3）的回歸結(jié)果。由模型（2）的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)機構(gòu)持股（Insshri，t）與經(jīng)營費用率（AGENCYi，t+1）顯著負相關，說明機構(gòu)持股能夠顯著降低公司經(jīng)營費用，有效監(jiān)督管理層的自利行為，減少部分股東與管理層之間的代理問題。最后在模型（3）中，當經(jīng)營費用率（AGENCYi，t+1）加入到模型（1）中，機構(gòu)投資者持股（Insshri，t）的系數(shù)在 5%的水平上顯著為負，而經(jīng)營費用率（AGENCYi，t+1）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，且機構(gòu)持股的系數(shù)由-0.019變?yōu)?0.020，說明代理問題在機構(gòu)投資者持股對短貸長投的影響中發(fā)揮了部分中介效應。

表5 中介機制檢驗

七、研究結(jié)論與啟示

本文以2008—2018年我國A股上市公司為研究樣本，對機構(gòu)投資者持股與公司短貸長投的關系問題展開研究。研究發(fā)現(xiàn)：第一，機構(gòu)投資者持股對公司短貸長投現(xiàn)象存在顯著的抑制作用；第二，機構(gòu)持股對短貸長投的治理效用在非效率投資越多的公司中更突出；進一步的研究顯示：穩(wěn)定型機構(gòu)投資者的積極股東主義更顯著，也更符合經(jīng)濟未來的發(fā)展。交易型機構(gòu)投資者則更多扮演投機者角色，在公司治理中發(fā)揮的作用較小。機制檢驗結(jié)果表明機構(gòu)投資者通過減少股東-管理層代理成本抑制短貸長投現(xiàn)象，說明機構(gòu)投資者能夠有效發(fā)揮監(jiān)督管理層的作用。

本文研究符合我國當前的現(xiàn)實情況，基于短貸長投的角度分析了機構(gòu)投資者的治理作用。本文的研究結(jié)論表明，機構(gòu)投資者能有效發(fā)揮公司治理作用，從而改善公司治理環(huán)境，支持了我國制度背景下機構(gòu)投資者“積極股東主義”的趨勢。該研究從股權結(jié)構(gòu)的視角研究了短貸長投現(xiàn)象，肯定了我國制度背景下機構(gòu)投資者對公司治理的積極作用。根據(jù)本文結(jié)論，第一，對于上市公司來說，企業(yè)應當有意識地優(yōu)化股權結(jié)構(gòu)，發(fā)揮獨立機構(gòu)投資者等的治理效率，提高公司治理水平；第二，對于國家來說，需要加大對機構(gòu)投資者的扶持力度，讓機構(gòu)投資者能有效參與企業(yè)的監(jiān)管與治理。