杜 勇 ， 馬文龍

（西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶 400715）

一、引 言

黨的十九大報告提出，我國經(jīng)濟(jì)已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，同時明確了提升全要素生產(chǎn)率的緊迫性。經(jīng)濟(jì)發(fā)展要從追求增長速度向創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享集約式目標(biāo)轉(zhuǎn)變，逐步實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)，而在此階段最重要的影響因素是企業(yè)能否持續(xù)提高全要素生產(chǎn)率（劉志彪和凌永輝，2020）。在企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響因素方面，目前學(xué)術(shù)界認(rèn)為主要包括宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性和微觀要素投入等，即企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高需要市場科學(xué)有效地配置要素和資源（龔關(guān)和胡關(guān)亮，2013），加快技術(shù)進(jìn)步，提高創(chuàng)新能力（王杰和劉斌，2014），進(jìn)而對企業(yè)運行過程中的閑置要素進(jìn)行再分配和利用，更科學(xué)地配置生產(chǎn)要素，助力企業(yè)提質(zhì)增效。雖然已有文獻(xiàn)已經(jīng)探討機(jī)構(gòu)投資者對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響（于成永和李昊翔，2020；王瑤和郭澤光，2021），但研究視角僅從機(jī)構(gòu)投資者持股行為及比例出發(fā)，忽視了由共同機(jī)構(gòu)投資者①共同機(jī)構(gòu)投資者是指在同行業(yè)持有多家上市公司重大股權(quán)的機(jī)構(gòu)投資者，本文參照已有研究，將重大股權(quán)界定為季度上機(jī)構(gòu)投資者在同行業(yè)上市公司持股比例超過5%的情形（He和Huang，2017；Chen等，2018）。持股多家企業(yè)形成的同群效應(yīng)，而企業(yè)間形成網(wǎng)絡(luò)聯(lián)結(jié)勢必會影響企業(yè)的要素投入。據(jù)統(tǒng)計，1980年至2014年，美國資本市場中與同行業(yè)企業(yè)擁有共同機(jī)構(gòu)大股東（持股比例超過5%）的上市公司比例從不足10%躍升至約60%（He和Huang，2017）。近年來，我國A股市場散戶不斷減少，機(jī)構(gòu)持股現(xiàn)象不斷增多，2020年機(jī)構(gòu)投資者在A股自由流通市值中持股比例已高達(dá)48%。同時機(jī)構(gòu)投資者持股同行業(yè)多家企業(yè)的現(xiàn)象也不斷增多，逐漸成為一個廣泛的和重要的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象（He和Huang，2017）。

機(jī)構(gòu)共同持股是指機(jī)構(gòu)投資者持有同一行業(yè)中多家上市公司股權(quán)（He和Huang，2017；Chen等，2018）。相較于一般機(jī)構(gòu)投資者，機(jī)構(gòu)共同持股能夠彌補(bǔ)單一機(jī)構(gòu)投資者持股的不足，其信息優(yōu)勢和管理經(jīng)驗帶來的行業(yè)協(xié)同和監(jiān)督治理效應(yīng)也會影響被共同持股企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展。已有文獻(xiàn)指出，共同機(jī)構(gòu)投資者能夠從多家同行公司的治理水平改善中獲益，因此更愿意通過參與議案投票來顯著降低同行公司之間的競爭，從而產(chǎn)生正外部性（Azar等，2018），以有效緩解高管與股東之間的代理矛盾（He和Huang，2017）。與此同時，機(jī)構(gòu)共同持股這一新興的所有權(quán)模式，讓機(jī)構(gòu)投資者擁有更充分的行業(yè)信息和更豐富的管理經(jīng)驗，這種優(yōu)勢不僅有助于發(fā)現(xiàn)企業(yè)資源配置方面的不足，而且能夠更有效地實施監(jiān)督，改善上市公司盈余信息質(zhì)量（杜勇等，2021）。當(dāng)共同機(jī)構(gòu)投資者持股多家企業(yè)時，可以使企業(yè)交流更加頻繁緊密，話語權(quán)也隨著其持股比例的提高而增大，從而便于積極協(xié)調(diào)同行業(yè)企業(yè)間的不當(dāng)競爭和沖突。在機(jī)構(gòu)共同持股同行業(yè)企業(yè)形成同群效應(yīng)的背景下，機(jī)構(gòu)共同持股會強(qiáng)化其協(xié)同治理作用，有利于其積極主動參與公司治理，以此來維護(hù)中小股東的利益，從而有效遏制出現(xiàn)個別股東“搭便車”的行為（Pound，1988），最終有助于提升企業(yè)經(jīng)營管理水平，增強(qiáng)企業(yè)綜合競爭力。值得注意的是，機(jī)構(gòu)共同持股也存在合謀獲利效應(yīng)，出于風(fēng)險分散傾向，追逐行業(yè)紅利，規(guī)避個股對總投資收益的影響，致使共同機(jī)構(gòu)投資者持股同行業(yè)多家企業(yè)，因其持股較為集中，利益博弈增加，導(dǎo)致市場短期波動加大，市場風(fēng)險上升。此時，共同機(jī)構(gòu)投資者持股會給企業(yè)帶來無效監(jiān)督甚至負(fù)面監(jiān)督（Pound，1988），即共同機(jī)構(gòu)投資者為了一己私利，可能會發(fā)生與管理層合謀的風(fēng)險規(guī)避行為，而出現(xiàn)侵占其他股東利益的情況。“無效監(jiān)督假說”中提到：由于機(jī)構(gòu)投資者不愿付出過高成本去干預(yù)公司或傾向于選擇投資治理水平較高的企業(yè)，而對公司治理無顯著影響。此情景下的共同機(jī)構(gòu)投資者如果出現(xiàn)負(fù)面監(jiān)督行為，不僅會影響一家企業(yè)，還可能會波及同行業(yè)其他多家企業(yè)，其持股比例越高，其負(fù)面影響可能越大。

現(xiàn)有相關(guān)研究將機(jī)構(gòu)投資者持股的公司組合中的個體公司視為互相獨立的研究對象，僅強(qiáng)調(diào)機(jī)構(gòu)投資者持股比例在單個企業(yè)的全要素生產(chǎn)率方面發(fā)揮了作用，而沒有識別因機(jī)構(gòu)共同持股建立的企業(yè)網(wǎng)絡(luò)對被持股企業(yè)全要素生產(chǎn)率可能產(chǎn)生的影響。鑒于此，本文的研究問題是：共同機(jī)構(gòu)投資者持股能否提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率？機(jī)構(gòu)共同持股、同行業(yè)聯(lián)結(jié)程度和機(jī)構(gòu)共同持股比例是否會對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響？其影響機(jī)理是怎樣的？對此，本文以2007–2019年A股上市公司為研究對象，從是否存在機(jī)構(gòu)共同持股、同行業(yè)聯(lián)結(jié)程度和共同持股比例三個維度，探索機(jī)構(gòu)共同持股對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：機(jī)構(gòu)共同持股能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率；其聯(lián)結(jié)程度和持股比例越高，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升作用越強(qiáng)；機(jī)構(gòu)共同持股促進(jìn)了企業(yè)研發(fā)投入，降低了代理成本。經(jīng)過工具變量、安慰劑檢驗、更換被解釋變量、改變機(jī)構(gòu)共同持股的界定門檻等七方面的穩(wěn)健性檢驗之后，該結(jié)論依然成立。

本文的研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三方面：第一，為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響因素研究提供新視角。已有研究將機(jī)構(gòu)投資者視為獨立的決策個體（于成永和李昊翔，2020；王瑤和郭澤光，2021），忽視了由機(jī)構(gòu)共同持股下多家企業(yè)之間的行業(yè)同群效應(yīng)，本文聚焦機(jī)構(gòu)共同持股行為，提供的證據(jù)表明借助共同機(jī)構(gòu)投資者的信息優(yōu)勢和行業(yè)經(jīng)驗，能夠通過加大企業(yè)創(chuàng)新投入和降低代理成本兩條路徑來協(xié)調(diào)企業(yè)資源配置，在資本市場中扮演治理角色，擴(kuò)充了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的運用情景，豐富了現(xiàn)有文獻(xiàn)有關(guān)同行業(yè)企業(yè)之間相互作用對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響的相關(guān)研究。第二，豐富機(jī)構(gòu)共同持股產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果相關(guān)文獻(xiàn)。雖然企業(yè)通過共同機(jī)構(gòu)投資者與其他企業(yè)形成聯(lián)系的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象越來越普遍，但現(xiàn)有研究主要圍繞西方發(fā)達(dá)資本市場展開，對于中國新興市場，機(jī)構(gòu)共同持股的作用機(jī)制有待進(jìn)一步深入探討。相較于單一機(jī)構(gòu)投資者持股，共同機(jī)構(gòu)投資者可能對企業(yè)的影響更直接、更深入，探討機(jī)構(gòu)共同持股的經(jīng)濟(jì)影響具有更強(qiáng)的現(xiàn)實意義。本文從是否存在機(jī)構(gòu)共同持股、同行業(yè)聯(lián)結(jié)程度和機(jī)構(gòu)共同持股比例三個維度豐富了機(jī)構(gòu)共同持股的內(nèi)涵邏輯，基于企業(yè)全要素生產(chǎn)率這一重要的戰(zhàn)略視角認(rèn)識機(jī)構(gòu)共同持股的作用，為驗證機(jī)構(gòu)共同持股產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)提供了新的證據(jù)支持，驗證了機(jī)構(gòu)共同持股的治理作用，發(fā)現(xiàn)共同機(jī)構(gòu)投資者持股可以促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。第三，為我國政府部門監(jiān)管市場、制定政策提供經(jīng)驗借鑒。研究表明，機(jī)構(gòu)共同持股背景下能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，應(yīng)充分發(fā)揮共同機(jī)構(gòu)投資者持股的優(yōu)勢，保障機(jī)構(gòu)共同持股的可持續(xù)性，逐步提高共同機(jī)構(gòu)投資者持股比例；同時，加強(qiáng)監(jiān)管和績效考核，進(jìn)一步規(guī)范市場，引導(dǎo)機(jī)構(gòu)共同持股在新一輪國有企業(yè)混合所有制改革中發(fā)揮作用，激發(fā)國有企業(yè)發(fā)展活力，借助資本市場中這一新興所有權(quán)模式構(gòu)建提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的長效機(jī)制，構(gòu)建高質(zhì)量、高效率、高水平的資本市場，助力我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級。

二、理論分析與研究假設(shè)

宏觀層面，全要素生產(chǎn)率作為要素貢獻(xiàn)分析的重要工具，是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的主要動力，已成為各地區(qū)、行業(yè)制定發(fā)展戰(zhàn)略的重要參考，能否長期有效地提升全要素生產(chǎn)率成為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的決定性因素。微觀層面，提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率已成為企業(yè)優(yōu)化要素配置和實現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的突破口和著力點。已有研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策、要素組合等都對企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在影響，如對裝備制造企業(yè)而言，融資約束會降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率，政府補(bǔ)貼會抵消其對全要素生產(chǎn)率的抑制作用（任曙明和呂鐲，2014），企業(yè)所得稅率的降低可以緩解融資約束、優(yōu)化企業(yè)資源配置，同時加大創(chuàng)新投入（鄭寶紅和張兆國，2018）、引進(jìn)優(yōu)秀人才（Hsieh和Klenow，2009）等均會對企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高發(fā)揮作用。目前學(xué)術(shù)界認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步對要素投入產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率影響較大，但股權(quán)集中度、制衡度及股東性質(zhì)等公司股權(quán)結(jié)構(gòu)也會對全要素生產(chǎn)率有一定影響（葉彬和任佩瑜，2010）。機(jī)構(gòu)共同持股既可以發(fā)揮單一機(jī)構(gòu)投資者的資金優(yōu)勢及專業(yè)優(yōu)勢，還能通過行業(yè)信息優(yōu)勢形成同群效應(yīng)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。如果共同機(jī)構(gòu)投資者積極參與企業(yè)管理，則可以發(fā)揮協(xié)同治理效應(yīng)；如果共同機(jī)構(gòu)投資者參與合謀，注重短期收益，則對企業(yè)發(fā)展帶來不利影響。基于此，本文分析機(jī)構(gòu)共同持股對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)理可能表現(xiàn)為以下兩方面：

（一）機(jī)構(gòu)共同持股協(xié)同治理效應(yīng)

機(jī)構(gòu)共同持股的一個最大好處是信息共享產(chǎn)生的規(guī)模經(jīng)濟(jì)（Kacperczyk等，2015），相較于非共同持股的機(jī)構(gòu)投資者，機(jī)構(gòu)共同持股對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響主要表現(xiàn)在以下兩方面：

1.從能力角度來看，具有更強(qiáng)的監(jiān)督治理能力。當(dāng)他們在同一行業(yè)共同擁有多家企業(yè)股權(quán)時，共同機(jī)構(gòu)投資者可以獲取多家企業(yè)的私有信息，強(qiáng)化了機(jī)構(gòu)投資者的投資決策能力。共同機(jī)構(gòu)投資者參與同行業(yè)企業(yè)經(jīng)營過程中積累了監(jiān)督經(jīng)驗、管理知識和行業(yè)專長（潘越等，2020），使得共同機(jī)構(gòu)投資者相較于非共同機(jī)構(gòu)投資者擁有更強(qiáng)更快的信息獲取和分析處理能力（He等，2019），也使得他們相較于一般的機(jī)構(gòu)投資者和其他股東對管理層提供的決策信息有更強(qiáng)的解讀能力。已有研究也發(fā)現(xiàn)，首先，共同機(jī)構(gòu)投資者因擁有行業(yè)信息和管理經(jīng)驗的優(yōu)勢，可以更有效地減少同行業(yè)企業(yè)內(nèi)部間信息不對稱問題，進(jìn)而緩解代理問題（Kang等，2018；Chen等，2018）；其次，共同機(jī)構(gòu)投資者不僅具有信息收集和信息分析的優(yōu)勢（He等，2019），還能助其掌握行業(yè)動態(tài)，并以此增強(qiáng)與企業(yè)博弈中的話語權(quán)（Edmans等，2019），從而挖掘更多真實有效信息，通過機(jī)構(gòu)共同持股減少盈余管理，提高會計信息質(zhì)量（杜勇等，2021）；最后，共同機(jī)構(gòu)投資者的協(xié)同治理能力會增強(qiáng)其對公司內(nèi)部治理的影響，當(dāng)管理層向股東大會提交提案時，能夠增加其對管理層提交股東大會提案中投反對票的可能（He等，2019），從而提高總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率，提升企業(yè)價值（周泰云等，2021），進(jìn)而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

2.從動力角度來看，具有更強(qiáng)的行業(yè)整合動力。共同機(jī)構(gòu)投資者的目標(biāo)是最大程度地提高其投資組合的總價值。在此目標(biāo)下，研究發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)共同持股提升了持股企業(yè)的整體創(chuàng)新活動和價值（Kostovetsky和Manconi，2020）。因而，出于提升投資組合價值的目標(biāo)，共同機(jī)構(gòu)投資者更有動力參與和影響企業(yè)的經(jīng)營決策。共同機(jī)構(gòu)投資者基于投資組合利益最大化目標(biāo)會改善客商關(guān)系（Freeman，2019），減少上市公司的相互競爭（Hansen和Lott，1996），有助于降低行業(yè)競爭程度，如果意見得不到采納，共同機(jī)構(gòu)投資者還可以利用信息優(yōu)勢采取退出威脅等手段進(jìn)行博弈（Hope等，2017）。此外，共同機(jī)構(gòu)投資者還擁有更低的監(jiān)督成本，同行業(yè)企業(yè)通常有相似的業(yè)務(wù)環(huán)境、運營方式和財務(wù)報告模式，共同機(jī)構(gòu)投資者在一家企業(yè)獲得的信息處理經(jīng)驗會被遷移到被其共同持股的其他同行業(yè)企業(yè)，從而降低了對同行業(yè)企業(yè)盈余管理的監(jiān)督成本（Ramalingegowda等，2021）。研究發(fā)現(xiàn)，隨著共同機(jī)構(gòu)投資者聯(lián)結(jié)同行業(yè)企業(yè)數(shù)量的增加，可以有效降低監(jiān)督成本（Kang等，2018）。投資組合中上市公司建立戰(zhàn)術(shù)聯(lián)盟是雙贏的結(jié)果，同時能夠?qū)崿F(xiàn)行業(yè)價值最大化（He和Huang，2017；Chen等，2018），因而共同機(jī)構(gòu)投資者可以更好地發(fā)揮監(jiān)督治理效應(yīng)，弱化管理層追逐私利動機(jī)，有較強(qiáng)的動力來促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

共同機(jī)構(gòu)投資者積極主動參與公司經(jīng)營管理，能夠提高資源配置效率，規(guī)范企業(yè)管理層行為，提升企業(yè)現(xiàn)代化治理水平，如通過提名或提議罷免董事來影響董事會治理，或通過提議更換經(jīng)理人或調(diào)整管理層薪酬等方式影響經(jīng)理層考核機(jī)制來緩解代理問題（李維安，2013）?；诂F(xiàn)有研究，在信息共享、協(xié)同行動的前提下，機(jī)構(gòu)共同持股比例越高，在同行業(yè)企業(yè)中的影響力越大，越有利于提升企業(yè)經(jīng)營決策水平，從而減少資源錯配。與此同時，機(jī)構(gòu)共同持股可利用持股同行業(yè)企業(yè)所獲得的信息優(yōu)勢緩解代理問題，促進(jìn)物盡其用、人盡其才，實現(xiàn)資源科學(xué)充分配置，有利于企業(yè)良性可持續(xù)發(fā)展。由此可預(yù)期，機(jī)構(gòu)共同持股的協(xié)同治理效應(yīng)可能通過促進(jìn)行業(yè)技術(shù)升級換代、優(yōu)化投入產(chǎn)出和要素配置等途徑，使得企業(yè)全要素生產(chǎn)率穩(wěn)步提升。

（二）機(jī)構(gòu)共同持股合謀獲利效應(yīng)

雖然共同機(jī)構(gòu)投資者有動機(jī)有能力提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，但其更強(qiáng)的行業(yè)整合能力也可能致使其合謀獲利。共同機(jī)構(gòu)投資者也有可能會抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，其抑制作用可能源于以下兩方面：

1.共同機(jī)構(gòu)投資者有能力謀取私利，注重短期收益。出于分散投資風(fēng)險，共享國家政策或行業(yè)紅利，機(jī)構(gòu)投資者在某一行業(yè)持股一家企業(yè)后，可能會接連持股同行業(yè)其他企業(yè)，進(jìn)而形成機(jī)構(gòu)共同持股同行業(yè)多家企業(yè)的情況，但此時的共同機(jī)構(gòu)投資者可能更看重企業(yè)的短期經(jīng)營業(yè)績，缺少長遠(yuǎn)發(fā)展的戰(zhàn)略布局，致使企業(yè)減少創(chuàng)新研發(fā)投入（Bushee，1998；Chen等，2018），共同機(jī)構(gòu)投資者在分散風(fēng)險時受短期利益驅(qū)使進(jìn)行頻繁交易，選擇行業(yè)內(nèi)較好的企業(yè)加持，基于短期利益進(jìn)行更多的短視決策。同時和其他股東相比，共同機(jī)構(gòu)投資者通過行業(yè)信息整合優(yōu)勢可能導(dǎo)致其利用私有信息，與職業(yè)經(jīng)理人合謀進(jìn)行關(guān)聯(lián)交易而損害其他股東利益（Brooks等，2018）。此外，基于投資者有限注意力視角，共同機(jī)構(gòu)投資者多方持股會分散對焦點企業(yè)的關(guān)注，減少對焦點企業(yè)的關(guān)注時間，降低監(jiān)督效率，導(dǎo)致管理層短視和機(jī)會主義行為，共同機(jī)構(gòu)投資者可能會加劇股市崩盤，對企業(yè)長期平穩(wěn)發(fā)展有不利影響（許年行等，2013），共同機(jī)構(gòu)投資者之間的信息網(wǎng)絡(luò)密度可能會進(jìn)一步增加股票總體及特質(zhì)風(fēng)險，容易引發(fā)“黑天鵝事件”（陳新春等，2017），因此機(jī)構(gòu)共同持股的存在可能會抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

2.機(jī)構(gòu)共同持股可能會誘發(fā)股權(quán)網(wǎng)絡(luò)下的企業(yè)合謀。共同機(jī)構(gòu)投資者自身的短視行為可能會抑制企業(yè)創(chuàng)新、降低產(chǎn)品市場競爭程度，進(jìn)而阻礙企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。首先，企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高需要高投入、高風(fēng)險的研發(fā)創(chuàng)新投入，共同機(jī)構(gòu)投資者的短視行為使得企業(yè)選擇規(guī)避高風(fēng)險的長期投資項目，而短期利潤率較高的項目可能不利于企業(yè)長期的戰(zhàn)略規(guī)劃。其次，股權(quán)網(wǎng)絡(luò)下同行業(yè)企業(yè)之間的激烈競爭可能符合單個企業(yè)提升價值和攫取利益的目標(biāo)，損害機(jī)構(gòu)共同持股投資組合的整體收益，因此共同機(jī)構(gòu)投資者從利益最大化目標(biāo)出發(fā)有削弱企業(yè)參與積極競爭的動機(jī)，促使企業(yè)追求合謀收益，獲取類似壟斷市場的利潤，而放棄有價值的創(chuàng)新項目（Park等，2019；潘越等，2020）。再次，機(jī)構(gòu)共同持股促進(jìn)行業(yè)信息共享，這也為企業(yè)間合謀提供了條件，可能會扭曲市場運行機(jī)制，進(jìn)而不利于企業(yè)合理配置要素。最后，共同機(jī)構(gòu)投資者能否發(fā)揮行業(yè)協(xié)同治理效應(yīng)還受到企業(yè)自身治理水平的影響，代理問題中的信息不對稱也暫未有效解決（李維安，2013），這也在一定程度上阻礙了共同機(jī)構(gòu)投資者參與企業(yè)治理。由此可見，共同機(jī)構(gòu)投資者會因其持股比例偏低等原因很難對董事會和管理層利益合謀等行為形成有效監(jiān)督，反而會與職業(yè)經(jīng)理人風(fēng)險規(guī)避偏好不謀而合，導(dǎo)致優(yōu)化資源配置與推動技術(shù)創(chuàng)新僅停留在理論層面。

由此可預(yù)期，機(jī)構(gòu)共同持股在公司治理中很可能沒有發(fā)揮積極的監(jiān)督作用，并沒有為企業(yè)要素配置、創(chuàng)新水平帶來促進(jìn)作用，其合謀獲利行為可能會降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率，從而不利于企業(yè)穩(wěn)定發(fā)展。綜上，機(jī)構(gòu)共同持股既可能提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，也可能會對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制作用（見圖1），因此本文提出如下兩個競爭性假設(shè)：

圖1 機(jī)構(gòu)共同持股影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的邏輯框架圖

H1：在其他條件一定時，機(jī)構(gòu)共同持股與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈正相關(guān)關(guān)系。

H2：在其他條件一定時，機(jī)構(gòu)共同持股與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

三、研究設(shè)計

（一）樣本與數(shù)據(jù)來源

本文以2007–2019年A股上市公司為研究樣本，并按以下原則進(jìn)行篩選：（1）剔除ST和*ST企業(yè)樣本；（2）剔除金融業(yè)公司樣本；（3）剔除關(guān)鍵變量缺失的樣本。本文最終得到19766個有效的公司——年度觀測值，為避免極端值干擾，對所有連續(xù)型變量進(jìn)行前后1%縮尾處理。是否存在機(jī)構(gòu)共同持股、機(jī)構(gòu)共同持股聯(lián)結(jié)程度、機(jī)構(gòu)共同持股比例數(shù)據(jù)依托于CSMAR數(shù)據(jù)庫通過手工整理季度數(shù)據(jù)獲得，其他數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，同時對樣本缺失值使用WIND數(shù)據(jù)庫進(jìn)行補(bǔ)充，主要通過Stata16.0進(jìn)行整理分析和實證處理。

（二）變量定義和實證模型

1.企業(yè)全要素生產(chǎn)率。為更合理地衡量企業(yè)全要素生產(chǎn)率，本文參考魯曉東和連玉君（2012）、廖冠民等（2015）、黃賢環(huán)和王瑤（2019）的研究進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。具體地，在OP法（非參數(shù)法）用主營業(yè)務(wù)收入取對數(shù)后表示產(chǎn)出變量，參考企業(yè)年報員工人數(shù)取自然對數(shù)表示勞動投入，以公司總資產(chǎn)的對數(shù)和公司購買商品和接受勞務(wù)實際支付的現(xiàn)金的對數(shù)來衡量投入，對數(shù)據(jù)低于10個的行業(yè)樣本進(jìn)行剔除。同時參照魯曉東和連玉君（2012），采用LP法、OLS（參數(shù)法）回歸測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率，在穩(wěn)健性檢驗中替換OP法測算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

2.機(jī)構(gòu)共同持股。參照已有文獻(xiàn)（杜勇等，2021；Chen等，2018；He和Huang，2017），在季度層面上保留持股比例不低于5%的機(jī)構(gòu)投資者，若該樣本機(jī)構(gòu)投資者在同一季度同一行業(yè)其他企業(yè)持股比例也不低于5%，則說明存在機(jī)構(gòu)共同持股。之所以選擇5%作為門檻，主要是因為持股5%以上的股東更有可能對公司的治理和經(jīng)營施加重大影響（Beatty等，2013）。機(jī)構(gòu)投資者擁有多家公司至少5%的股份時，被持股公司就被緊密聯(lián)系起來，同時證券法規(guī)定持股5%作為重大股權(quán)變動警示線。為此，本文從三個維度構(gòu)造指標(biāo)反映上市公司機(jī)構(gòu)共同持股，在具體計算時，自變量基于季度數(shù)據(jù)進(jìn)行構(gòu)建，如果在某一年度任何一個季度被機(jī)構(gòu)投資者共同持有，則判定年度內(nèi)公司存在機(jī)構(gòu)共同持股，首先計算出季度指標(biāo)，然后將取季度指標(biāo)的均值作為相應(yīng)的年度指標(biāo)數(shù)據(jù)。

3.控制變量。考慮其他可能影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的因素，參照已有文獻(xiàn)（任曙明和呂鐲，2014；王杰和劉斌，2014；于成永和李昊翔，2020；王瑤和郭澤光，2021；周泰云等，2021），本文選取機(jī)構(gòu)投資者持股（Inst）、公司規(guī)模（Size）、企業(yè)年齡（Age）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、凈資產(chǎn)收益率（Roe）、企業(yè)性質(zhì)（SOE）、綜合稅率（Tax）、現(xiàn)金比率（Cash）、代理成本（Agency）、研發(fā)投入（Rd）、營運資本（Wcapital）等控制變量。主要變量名稱及定義如表1所示。①因篇幅限制，部分控制變量的定義未列報，留存?zhèn)渌鳌?/p>

表1 主要變量名稱及定義

4.研究模型設(shè)定。為檢驗是否存在機(jī)構(gòu)共同持股、機(jī)構(gòu)共同持股聯(lián)結(jié)程度及持股比例與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，根據(jù)研究假設(shè)，本文構(gòu)建了以企業(yè)全要素生產(chǎn)率（Tfp）為被解釋變量、機(jī)構(gòu)共同持股（CIOit）為解釋變量的回歸模型（1）：

其中，Tfpit為i公司在t年的企業(yè)全要素生產(chǎn)率，根據(jù)三種方法進(jìn)行測算，分別以Tfpop、Tfplp和Tfpols表示；CIOit為i公司在t年機(jī)構(gòu)共同持股情況，以CIO1、CIO2、CIO3、CIO4和CIO5表示。如果機(jī)構(gòu)共同持股CIOit的回歸系數(shù)?1顯著為正，說明機(jī)構(gòu)共同持股可以顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，即企業(yè)發(fā)展質(zhì)量較高，則本文的研究假設(shè)H1將會得到驗證，否則假設(shè)H2將得到證明。

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

從表2可知，企業(yè)觀測值為19766個，我國OP法測算下的企業(yè)全要素生產(chǎn)率均值是5.485，標(biāo)準(zhǔn)差是0.375，LP法測算下的全要素生產(chǎn)率的均值是15.032，標(biāo)準(zhǔn)差是1.005，OLS法測算下的全要素生產(chǎn)率的均值是0.011，標(biāo)準(zhǔn)差是0.266，說明我國企業(yè)之間在投入要素產(chǎn)出貢獻(xiàn)方面仍存在較大差異。解釋變量方面，在全樣本中，是否存在機(jī)構(gòu)共同持股、機(jī)構(gòu)共同持股聯(lián)結(jié)程度和持股比例的標(biāo)準(zhǔn)差大于均值，機(jī)構(gòu)共同持有同行業(yè)上市公司股票的比例均值為3.2%，最大值達(dá)到52.5%，說明我國部分共同機(jī)構(gòu)投資者持股已經(jīng)達(dá)到了對公司具有影響力的水平，同時表明我國資本市場中機(jī)構(gòu)共同持股差異較大，共同機(jī)構(gòu)投資者占比較少?？刂谱兞糠矫?，樣本企業(yè)中國有企業(yè)約占34.2%，機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Inst）的均值為37.6%，說明其話語權(quán)在企業(yè)中不斷提高，企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率平均為41.3%，其余變量的統(tǒng)計量也基本合理，不再贅述。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

（二）組間差異檢驗

本文分別按照是否存在機(jī)構(gòu)共同持股對所有樣本進(jìn)行了分組與差異性檢驗（見表3），即當(dāng)同一機(jī)構(gòu)投資者持股多家同行業(yè)公司時設(shè)定CIO1取1，否則取0。檢驗結(jié)果顯示，當(dāng)機(jī)構(gòu)共同持股時，企業(yè)全要素生產(chǎn)率LP法、OP法和OLS法計算下的均值分別為15.388、5.576、0.031，均高于沒有機(jī)構(gòu)共同持股企業(yè)的均值，說明機(jī)構(gòu)共同持股下的企業(yè)全要素生產(chǎn)率比不存在機(jī)構(gòu)共同持股的企業(yè)更高，組間差異檢驗在一定程度上支持了機(jī)構(gòu)共同持股可能提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究假設(shè)。

表3 組間差異檢驗

（三）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表4報告了模型（1）的基礎(chǔ)回歸結(jié)果，是否存在機(jī)構(gòu)共同持股、機(jī)構(gòu)共同持股比例、機(jī)構(gòu)共同持股聯(lián)結(jié)程度三個維度的代理變量系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，未加入控制變量結(jié)果如表4前5列所示。加入機(jī)構(gòu)投資者持股、公司規(guī)模、企業(yè)年齡、成長性、董事會持股比例、資產(chǎn)負(fù)債率、獨立董事比例、凈資產(chǎn)收益率等控制變量后，機(jī)構(gòu)共同持股對OP法下測算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的估計系數(shù)為0.024，且在1%的水平上顯著，CIO2、CIO3、CIO4的估計系數(shù)分別為0.026、0.037、0.020，同樣在1%的水平上檢驗，機(jī)構(gòu)共同持股比例（CIO5）的估計系數(shù)為0.035，也通過統(tǒng)計水平檢驗。以上的研究結(jié)果表明，機(jī)構(gòu)投資者共同持股與企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有正相關(guān)關(guān)系，支持了前文研究假設(shè)H1，同時說明不存在機(jī)構(gòu)共同持股合謀獲利效應(yīng)。企業(yè)規(guī)模、現(xiàn)金比率等控制變量系數(shù)顯著為正，說明現(xiàn)金比率越大、資產(chǎn)規(guī)模越大的企業(yè)，其資源配置效率越高。這是因為企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高需要較好的資源配置，規(guī)模較大、盈利能力強(qiáng)的企業(yè)才有足夠的資金和技術(shù)來支持企業(yè)進(jìn)行資源的有效配置，其余控制變量的回歸結(jié)果也與理論預(yù)期相符。同時還進(jìn)一步驗證企業(yè)“同群效應(yīng)”，參考潘越等（2020），本文計算了企業(yè)的共同機(jī)構(gòu)投資者持有的其他同行業(yè)企業(yè)的數(shù)量并加1取對數(shù)，即為變量CIO4，以反映企業(yè)同群效應(yīng)大小，回歸結(jié)果如表4第（4）、（9）列所示，CIO4的回歸系數(shù)顯著為正，這意味著，因共同機(jī)構(gòu)投資者而聯(lián)系在一起的利益集團(tuán)具有同群效應(yīng)，如果共同機(jī)構(gòu)投資者聯(lián)結(jié)的上市公司越多，同群效應(yīng)越強(qiáng)，就越容易從同群效應(yīng)中獲利。

表5滯后5期回歸結(jié)果中第（1）–（3）列分別為機(jī)構(gòu)共同持股與第t+1期、第t+2期、第t+3期企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果，可見系數(shù)分別為0.025、0.024、0.018，均通過顯著性檢驗且較為顯著。列（4）和列（5）分別為機(jī)構(gòu)共同持股與第t+4期、第t+5期企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果，可見系數(shù)分別為0.014和0.006，且均未通過顯著性檢驗?；貧w結(jié)果顯示，機(jī)構(gòu)共同持股后可以長期影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，且該影響最長可達(dá)四年。

表5 滯后5期回歸結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗②

②篇幅所限，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果未列式，留存?zhèn)渌鳌?/p>

本文的實證研究可能存在因遺漏變量、互為因果、選擇偏誤等內(nèi)生性問題致使研究結(jié)論不穩(wěn)健，鑒于此，從以下7方面進(jìn)行檢驗：

1.安慰劑檢驗（Placebo Test）。本文觀測到的機(jī)構(gòu)共同持股促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高，企業(yè)全要素生產(chǎn)率隨著機(jī)構(gòu)投資者共同持股聯(lián)結(jié)程度和持股比例的增加而提高，可能僅僅是一種偶然現(xiàn)象，因此借鑒陳欽源等（2017）的研究，采用安慰劑檢驗對結(jié)論進(jìn)行驗證。具體而言，將機(jī)構(gòu)共同持股的企業(yè)隨機(jī)分配給滬深上市公司，并生成模擬的解釋變量，重復(fù)進(jìn)行模型（1）的回歸500次和1000次。若影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的因素并非機(jī)構(gòu)共同投資者持股，而是其他未觀測到的相關(guān)因素，那么模擬的解釋變量的估計系數(shù)將依然顯著為正；反之，若影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的因素是機(jī)構(gòu)共同投資者持股，則模擬的解釋變量的估計系數(shù)將不再顯著，安慰劑檢驗過程中仍然控制單一機(jī)構(gòu)持股比例等變量。根據(jù)報告的隨機(jī)模擬500次和1000次LNRI的估計系數(shù)和t值的描述性統(tǒng)計，發(fā)現(xiàn)LNRI的估計系數(shù)分別為0.0059、0.0044、0.0038等，估計系數(shù)均未顯著異于0，回歸系數(shù)均小于真實數(shù)據(jù)的回歸系數(shù)，且安慰劑檢驗所得的系數(shù)值呈現(xiàn)以零為中心的正態(tài)分布。由分布圖可得系數(shù)顯著為正或負(fù)的比重很小。此外，估計系數(shù)的真實值也處于模擬系數(shù)分布的右側(cè)。這與本文的基本結(jié)論相符，即企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升是由機(jī)構(gòu)共同持股增加所致，而并非其他未觀測到的因素或噪音影響所致。

2.更換被解釋變量。采用OLS法重新測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率替換被解釋變量，回歸結(jié)果顯示是否存在機(jī)構(gòu)共同持股CIO1、機(jī)構(gòu)共同持股聯(lián)結(jié)程度CIO2、CIO3、CIO4和機(jī)構(gòu)共同持股比例CIO5的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正；將LP法計算所得企業(yè)全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量，回歸結(jié)果顯示CIO1、CIO3、CIO5的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明機(jī)構(gòu)共同持股有效提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，這一結(jié)果進(jìn)一步驗證了本文H1的主要假設(shè)。

3.改變機(jī)構(gòu)共同持股的界定門檻。前文將機(jī)構(gòu)共同持股的界定門檻定為5%，考慮到較高的持股比例可能會促使投資者加強(qiáng)對公司經(jīng)營及治理決策的參與，從而促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。當(dāng)共同機(jī)構(gòu)投資者持股比例相對較低時，這一影響可能有所減弱甚至不顯著。故本文將持股比例調(diào)整為大于3%的樣本數(shù)據(jù)，再次進(jìn)行回歸，其結(jié)果仍顯著。同時參照《公司法》相關(guān)規(guī)定，機(jī)構(gòu)持股企業(yè)10%以上股份對被持股企業(yè)具有較大影響，即有權(quán)請求召開臨時股東會議；此外，持股10%可以向被持股公司派出董事或者高管，進(jìn)而直接參與企業(yè)管理決策（姜付秀等，2015）?；诖?，本文將機(jī)構(gòu)共同持股的界定門檻調(diào)整為10%，研究結(jié)果仍然支持假設(shè)H1。

4.子樣本回歸。盡管前文基礎(chǔ)回歸控制年度虛擬變量，但2008年金融危機(jī)對公司經(jīng)營管理決策帶來巨大影響，同時四萬億投資也對投資者有較大的影響，本文分別剔除2008年、2007–2009年數(shù)據(jù)后進(jìn)行子樣本回歸。在劃分子樣本后，機(jī)構(gòu)共同持股與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)分別為0.022、0.019，且在1%的水平上顯著，消除經(jīng)濟(jì)危機(jī)變化帶來的影響后，本文的主要結(jié)論依然成立，進(jìn)一步驗證了主回歸結(jié)果的可靠性。

5.工具變量。借鑒譚勁松和林雨晨（2016）的做法，進(jìn)一步檢驗因果倒置等內(nèi)生性問題，使用滯后一期的解釋變量作為工具變量進(jìn)行檢驗。同時在一階段對后一期的解釋變量進(jìn)行有效性檢驗，檢驗發(fā)現(xiàn)工具變量均為外生，回歸結(jié)果CIO1和Tfpop的系數(shù)均顯著，且F值遠(yuǎn)大于臨界值10，表明選取的工具變量對內(nèi)生變量有較好的解釋力，通過一定程度排除因果倒置內(nèi)生性問題后，研究結(jié)論仍然較為穩(wěn)健。

6.傾向得分匹配法。為克服樣本選擇偏差的問題，將存在機(jī)構(gòu)共同持股的上市公司作為處理組，否則為對照組，以前文所述的機(jī)構(gòu)投資者持股、公司規(guī)模、企業(yè)年齡、資產(chǎn)負(fù)債率、凈資產(chǎn)收益率、企業(yè)性質(zhì)等控制變量和行業(yè)、年度虛擬變量作為匹配變量。然后，使用一對一最近鄰匹配為處理組尋找特征相似的對照組檢驗，處理效應(yīng)（ATT）在5%的水平上顯著為正，機(jī)構(gòu)共同持股（CIO1）的系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，PSM結(jié)果與基本回歸結(jié)論保持一致。

7.滯后變量。考慮到機(jī)構(gòu)共同持股對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)回歸可能存在兩者互為因果所導(dǎo)致的內(nèi)生性，將主要被解釋變量即企業(yè)全要素生產(chǎn)率滯后1期，重新回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。檢驗結(jié)果如表5所示，機(jī)構(gòu)共同持股系數(shù)滯后1期后仍在1%的水平上顯著為正，且該影響隨時間推移邊際遞減，說明在消除因果倒置產(chǎn)生的內(nèi)生性問題后，本文的結(jié)論依然成立，即前文回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

五、進(jìn)一步分析

（一）機(jī)制分析

前文已經(jīng)得到機(jī)構(gòu)共同持股促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的經(jīng)驗證據(jù)，并且該結(jié)論經(jīng)過內(nèi)生性及穩(wěn)健性測試后仍然穩(wěn)健，本部分將分析機(jī)構(gòu)共同持股促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的作用機(jī)制。參照溫忠麟等（2004），構(gòu)建如下中介模型：

具體檢驗步驟為：首先用模型（2）檢驗機(jī)構(gòu)共同持股對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，若系數(shù)β1顯著，則將變量代入模型（3）中進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗，進(jìn)一步討論檢驗解釋變量對中介變量的影響；若系數(shù) γ1顯著，則將變量代入模型（4）納入解釋變量與中介變量進(jìn)行分析，否則停止檢驗。

本文參照顧夏銘等（2018）用研發(fā)投入衡量企業(yè)創(chuàng)新，具體為采用投入支出占營業(yè)收入百分比衡量企業(yè)研發(fā)水平，企業(yè)研發(fā)投入高低表示企業(yè)創(chuàng)新能力強(qiáng)弱，檢驗結(jié)果如表6所示。檢驗結(jié)果顯示，機(jī)構(gòu)共同持股提高了企業(yè)研發(fā)投入，進(jìn)而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，為部分中介效應(yīng)。進(jìn)行Sobel檢驗，Z統(tǒng)計量分別為4.585、5.336、4.595、5.069、3.826，在1%的水平上顯著，表明中介效應(yīng)成立。這一結(jié)果說明，共同機(jī)構(gòu)投資者根據(jù)所掌握的行業(yè)信息，提高決策效率，對被持股企業(yè)及對同行業(yè)其他企業(yè)資源配置偏差問題進(jìn)行有效彌補(bǔ)，提高企業(yè)研發(fā)投入，促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。

表6 企業(yè)研發(fā)投入機(jī)制檢驗回歸結(jié)果

參照陳克兢（2019）的研究方法，使用其他應(yīng)收款除以總資產(chǎn)來衡量第二類代理成本（Agency2），該指標(biāo)越大，表明控股股東和中小股東之間的代理問題越嚴(yán)重。檢驗結(jié)果如表7所示，可以看出，機(jī)構(gòu)共同持股降低了代理成本，進(jìn)而提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，為部分中介效應(yīng)，且Sobel檢驗顯示Z統(tǒng)計量同樣在1%的水平上顯著。這一結(jié)果說明，共同機(jī)構(gòu)投資者因信息資源優(yōu)勢，可以協(xié)調(diào)企業(yè)經(jīng)營管理決策，降低控股股東、中小股東及管理層的代理成本，提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，最終促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

表7 企業(yè)代理成本機(jī)制檢驗回歸結(jié)果

（二）異質(zhì)性分析

1.所有權(quán)性質(zhì)。鑒于國有企業(yè)主要控股股權(quán)相對較為穩(wěn)定，流通股數(shù)量相對有限，經(jīng)濟(jì)活力及創(chuàng)新能力相對不足，加之國有企業(yè)有較為完備的管理框架，其代理成本相對較高，這也使得企業(yè)要素有效配置受限，且國有企業(yè)受政府干預(yù)以及行業(yè)政策影響較大，因此當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者在行業(yè)政策指引下選擇持有國企股份時，其共同持股的行為對企業(yè)全要素生產(chǎn)率應(yīng)該更為顯著。為驗證這一假設(shè)，本文按照是否是國有企業(yè)將全樣本分組檢驗產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性。結(jié)果如表8前4列所示，可以看出機(jī)構(gòu)共同持股對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用在國有企業(yè)更為顯著；在非國有企業(yè)，機(jī)構(gòu)共同持股對企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響較小，但隨著共同機(jī)構(gòu)投資者持股比例提高，機(jī)構(gòu)共同持股對非國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率也有較為顯著的提升作用。

表8 異質(zhì)性分析：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、治理水平、市場狀態(tài)①因篇幅限制，CIO2、CIO3、CIO4等變量結(jié)果未予匯報，留存?zhèn)渌鳌?/p>

2.公司治理水平。目前，衡量企業(yè)治理水平的指標(biāo)較多，為更合理地評估企業(yè)綜合治理水平，參照周茜等（2020）運用主成分分析法，其搭建的綜合指標(biāo)中第一主成分評分高低即代表治理水平高低。具體地，從激勵機(jī)制（高管薪酬與高管持股比例）、董事會監(jiān)督作用（獨立董事比例與董事會規(guī)模）、股權(quán)結(jié)構(gòu)監(jiān)督作用（機(jī)構(gòu)持股比例與股權(quán)制衡度）、總經(jīng)理決策權(quán)力（是否兩職合一）多方面構(gòu)造綜合性指標(biāo)來度量公司治理水平。結(jié)果如表8所示，可以看出，機(jī)構(gòu)共同持股對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用在治理水平高的企業(yè)更為顯著，機(jī)構(gòu)共同持股比例越高，對高治理水平企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用越明顯。

3.市場狀態(tài)。機(jī)構(gòu)共同持股很可能會受到市場情緒的影響，當(dāng)資本市場呈現(xiàn)上升趨勢時，共同機(jī)構(gòu)投資者持股多家企業(yè)可能會盲目跟風(fēng)，甚至“用腳投票”，追逐短期收益，頻繁進(jìn)行買賣操作，此時共同機(jī)構(gòu)投資者持股行為可能會影響企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展，影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率；當(dāng)資本市場處于“熊市”時，由于市場交易量較低，如果共同機(jī)構(gòu)投資者可以長期持有該企業(yè)股權(quán)，則這種做法可能會使企業(yè)平穩(wěn)發(fā)展。為進(jìn)一步檢驗不同市場狀態(tài)下機(jī)構(gòu)共同持股對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文參照許年行等（2012）的做法，根據(jù)計算結(jié)果，當(dāng)樣本期內(nèi)2007年、2009年、2012年、2014年、2015年、2017年、2019年市場平均收益大于無風(fēng)險收益時界定為“牛市”，其余年份為“熊市”。據(jù)此，本文就機(jī)構(gòu)共同持股對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行了不同市場狀態(tài)下的分組檢驗，結(jié)果如表8所示。結(jié)果表明，不論當(dāng)市場行情處于“牛市”或“熊市”時，機(jī)構(gòu)共同持股均能促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高。

六、結(jié)論與啟示

在我國經(jīng)濟(jì)新常態(tài)背景下要構(gòu)建雙循環(huán)新發(fā)展格局，必須激發(fā)市場活力和企業(yè)創(chuàng)造力，推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量變革。本文從微觀角度驗證了在機(jī)構(gòu)共同持股這一新興的所有權(quán)模式下，企業(yè)在追尋利益最大化過程中可以借助共同機(jī)構(gòu)投資者的信息優(yōu)勢和行業(yè)經(jīng)驗有效提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。具體地，通過對2007–2019年19766個觀測值分析后，得到如下結(jié)論：第一，我國資本市場中普遍存在的機(jī)構(gòu)共同持股行為可以有效提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，機(jī)構(gòu)共同持股聯(lián)結(jié)程度及共同持股比例均有利于提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，說明共同機(jī)構(gòu)投資者在資本市場中起到了良好的協(xié)同治理、有效監(jiān)督作用，該結(jié)論在采用工具變量、安慰劑檢驗、改變機(jī)構(gòu)共同持股的界定門檻等方法檢驗之后依然成立；第二，影響機(jī)制檢驗顯示，機(jī)構(gòu)共同持股是通過降低代理成本、促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入兩條路徑來提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的。

綜合上述研究結(jié)論，本文得到如下啟示：（1）上市公司要充分發(fā)揮由機(jī)構(gòu)共同持股帶來的相對優(yōu)勢。上市公司要認(rèn)識到機(jī)構(gòu)共同持股對企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升可以發(fā)揮積極作用，積極主動引入并支持共同機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理，充分利用機(jī)構(gòu)共同投資者的行業(yè)信息集中的優(yōu)勢，從而降低公司內(nèi)部代理成本；與此同時，要加大研發(fā)投入，進(jìn)一步促進(jìn)資源優(yōu)化配置，提高自身創(chuàng)新能力及水平，進(jìn)而提升全要素生產(chǎn)率。（2）機(jī)構(gòu)共同持股聯(lián)結(jié)程度加強(qiáng)、機(jī)構(gòu)共同持股比例上升均會提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。行業(yè)內(nèi)應(yīng)鼓勵機(jī)構(gòu)投資者持股同行業(yè)多家企業(yè)，對某一行業(yè)進(jìn)行相對集中的投資，以此促進(jìn)企業(yè)協(xié)同合作。共同機(jī)構(gòu)投資者持股比例對企業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著的正向影響，可以進(jìn)一步鼓勵機(jī)構(gòu)投資者參與股票市場，促進(jìn)機(jī)構(gòu)提高共同持股比例，充分發(fā)揮共同機(jī)構(gòu)投資者同群效應(yīng)和協(xié)同治理效應(yīng)，促進(jìn)戰(zhàn)略同盟，同時發(fā)揮同行業(yè)的管理經(jīng)驗和信息優(yōu)勢，進(jìn)一步完善資本市場公司治理。（3）政府監(jiān)管部門應(yīng)重視并引導(dǎo)共同機(jī)構(gòu)投資者積極參與資本市場。監(jiān)管部門應(yīng)出臺系列政策進(jìn)一步提升共同機(jī)構(gòu)投資者在資本市場中參與的深度和廣度，在制度層面，保障機(jī)構(gòu)共同持股的可持續(xù)性，營造良好的投資環(huán)境，逐步提高機(jī)構(gòu)共同持股水平；同時加強(qiáng)監(jiān)管和績效考核，進(jìn)一步規(guī)范市場，引導(dǎo)共同機(jī)構(gòu)投資者在新一輪國有企業(yè)混合所有制改革中利用其優(yōu)勢發(fā)揮作用，激發(fā)國有企業(yè)發(fā)展活力，提高國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率。我國資本市場中小投資者較多，投資者可以充分關(guān)注上市公司是否存在機(jī)構(gòu)共同持股現(xiàn)象，通過這一信號的引導(dǎo)作用，一定程度上改變信息弱勢地位，更好地識別全要素生產(chǎn)率較高的企業(yè)，以增強(qiáng)抗風(fēng)險能力，更好地保護(hù)投資者權(quán)益。