| 尹啟華 馮金平

一、引言

企業(yè)投資效率是國內(nèi)外學者關注的重要研究議題。從宏觀層面來看，國家經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展離不開企業(yè)的高效率投資；從微觀層面來看，企業(yè)的高效率投資是企業(yè)創(chuàng)造價值的重要途徑。本文所研究的存在共同機構所有權的企業(yè)是指被兩家及以上機構投資者持股的企業(yè)，同時該投資機構在同行業(yè)其它企業(yè)中還持有一定的股份，這種現(xiàn)象被稱為共同機構所有權。共同機構所有權可以作為企業(yè)間信息交流和資源流通的渠道，存在共同機構所有權的企業(yè)能夠以較低的成本獲得其他企業(yè)的私有信息，如管理經(jīng)驗、技術專長、知識技能等(杜勇等，2021)，獲得這些信息的企業(yè)能夠更容易抓住投資機會。

已有研究結果表明，機構共同持股會對企業(yè)創(chuàng)新(Gao et al.，2019)、企業(yè)戰(zhàn)略并購(Brooks et al.，2018)、會計信息質(zhì)量(周冬華和黃沁雪，2021)等方面產(chǎn)生積極影響。部分學者認為共同機構投資者相較于散戶投資者信息解讀能力和專業(yè)技術能力更強，相應地其更傾向于長期持有企業(yè)股份和追逐投資組合的最大收益，這意味著共同機構投資者更加注重企業(yè)的長遠發(fā)展，進而積極參與企業(yè)管理。然而，還有部分學者持有“共同機構投資者與企業(yè)決策者合謀”的觀點，他們認為共同機構投資者更傾向于獲取短期利益而不注重企業(yè)長遠發(fā)展，具有與企業(yè)大股東合謀對中小股東利益進行侵占的動機(Azar et al.，2018)。他們認為共同機構投資者的目標是追求利潤最大化，具有較強的動機說服企業(yè)與其進行合謀。這種合謀行為不僅降低了企業(yè)間的競爭，而且還降低了企業(yè)投資敏感度，最終導致企業(yè)錯失投資機會而降低企業(yè)的投資效率(潘越等，2020)。實際上，共同機構投資者在企業(yè)治理過程中究竟是發(fā)揮機構協(xié)同治理效應還是合謀舞弊效應，目前尚未得出一致的結論。鑒于共同機構投資者有獲取高額投資回報的考量，從而其有動力驅(qū)使被投資企業(yè)披露更多高質(zhì)量的會計信息，而企業(yè)會計信息具有治理效應，進而可能會對企業(yè)的投資效率產(chǎn)生影響。然而，現(xiàn)有文獻并未對共同機構所有權對企業(yè)投資效率影響的具體路徑進行深入探究，本文將進一步探討共同機構所有權、會計信息質(zhì)量與企業(yè)投資效率之間的關系。

二、理論分析與研究假設

表1 變量定義表

（一）共同機構所有權與企業(yè)投資效率

隨著我國資本市場不斷完善，機構投資者投資總額在市場總投資中所占比重越來越大，一家機構投資同行業(yè)多家企業(yè)的現(xiàn)象也越來越多。與一般散戶投資者相比，共同機構投資者擁有更為便捷的信息傳播渠道，比如報紙、電視、新媒體等多種信息傳播渠道，其可將企業(yè)經(jīng)營狀況信息及時向其他投資者傳遞。共同機構投資者為了獲得投資的最大收益，其可能更有動機和動力去監(jiān)督企業(yè)管理層的非效率投資行為。事實上，共同機構所有權對于企業(yè)投資效率的影響主要體現(xiàn)在降低信息不對稱程度和緩解委托代理成本兩個方面。

一方面，由于企業(yè)間存在相互競爭且簽訂的契約具有不完備性，因此企業(yè)會隱藏某些私有信息以維持自身的競爭力，而這不僅會導致企業(yè)間合作的可能性大大降低(Asker et al.，2010)，這無疑還會加大企業(yè)間的交易成本。而共同機構投資者的目標是獲得投資組合的最大收益，他們會借助更強的信息甄別、解讀、整合能力等優(yōu)勢在同行業(yè)企業(yè)間傳遞信息，并促進企業(yè)間私有信息共享，形成的信息網(wǎng)絡能為企業(yè)帶來資金、信息和專有技術等，進而減少企業(yè)間的交易摩擦。

另一方面，基于薪酬契約、業(yè)績考評和建立商業(yè)帝國等原因，管理層會通過企業(yè)投資行為攫取私利(姚立杰等，2020)。然而，中小股東并不具備足夠的動機和能力去監(jiān)督管理層的投機行為。當中小股東發(fā)現(xiàn)企業(yè)投資效率低于期望投資效率時，只能通過“用腳投票”來表達自己對企業(yè)的不滿，進而保護自身資金不被企業(yè)管理層侵害。相應地，共同機構投資者作為更加專業(yè)的投資者，當管理層的非效率投資行為對其利益造成損害時，其會通過合規(guī)的治理行為維護自身的投資收益。一般地，當共同機構投資者對被投資企業(yè)的收益有特殊要求時，傾向于長期持股以獲得長遠收益。這不僅減少了管理層對短期業(yè)績考核的壓力，而且緩解了管理層與股東之間的委托代理問題，從而減輕了管理層進行非效率投資的動機。為了達成投資組合收益最大化目標，共同機構投資者具有強烈參與企業(yè)治理的動機，通過參與企業(yè)議案對企業(yè)投資決策進行投票，進而對企業(yè)投資行為形成監(jiān)督(Kang et al.，2018)。實際上，共同機構所有權在對企業(yè)進行監(jiān)督的同時，還能提高企業(yè)會計信息披露的質(zhì)量(Park et al.，2019)。高質(zhì)量的會計信息是共同機構投資者獲得最大投資組合收益的重要保證，能為關聯(lián)企業(yè)帶來更多的信息資源。這將大大抑制企業(yè)管理層的非效率投資行為，從而能夠在較大程度上緩解代理成本問題并最終可以提升企業(yè)的投資效率。綜上，提出本文的研究假設1。

假設1：在其他條件不變時，共同機構所有權能夠提升企業(yè)投資效率。

（二）共同機構所有權、會計信息質(zhì)量與企業(yè)投資效率

會計信息為外部投資者了解企業(yè)的經(jīng)營成果和財務狀況提供了參考，其中會計盈余信息是最能反應企業(yè)經(jīng)營成果的信息，也是投資者最為在意的會計信息。高質(zhì)量的會計信息是支撐資本市場運營和提升市場運行效率的基石，對企業(yè)投資決策和市場資源配置具有直接的影響。會計信息主要有定價和治理兩方面的功能(李青原和劉習順，2021)，其中定價功能主要體現(xiàn)于緩解逆向選擇問題，通過向投資者提供高質(zhì)量會計信息來減少資本市場中的交易摩擦，從而有助于投資者進行資產(chǎn)定價和做出正確的投資決策，最終減少因信息不對稱所帶來的損失。而治理功能主要體現(xiàn)于降低道德風險，比如督促管理者努力工作和監(jiān)督契約的履行情況，以更低的信息成本和反饋激勵成本對管理者形成制約。鑒于此，由于真實可靠的會計信息可以降低道德風險和緩解逆向選擇問題，所以這為企業(yè)投資決策提供了基本的保障。

企業(yè)經(jīng)理人迫于績效考核的短期性可能會更關注眼前的收益，從而進行一些非效率投資，而這可能會影響到共同機構投資者的綜合收益，因此共同機構投資者基于保障自身利益的考量，具有更強的動機和動力促進企業(yè)披露質(zhì)量更高的會計信息，從而借此對企業(yè)的投資行為進行監(jiān)督。實際上，共同機構投資者在資金實力、信息處理和專業(yè)知識等方面往往具有更大的優(yōu)勢，能夠有效抑制管理層的盈余操縱、經(jīng)營狀況粉飾、選擇性披露等行為，從而約束管理層在投資過程中的自利行為(Chung et al.，2002)。管理層出于對共同機構投資者拋售股票的擔憂，會幫助共同機構投資者準確評估企業(yè)業(yè)績以滿足其信息需求(Edmans et al.，2019)。由于高質(zhì)量的會計信息可以緩解企業(yè)的融資約束和代理問題，所以在一定程度上會抑制企業(yè)投資偏離最優(yōu)投資水平。為了確保投資項目的風險和收益控制在預期的范圍以內(nèi)，共同機構投資者具有較強的動機督促企業(yè)提高會計信息披露的質(zhì)量，向市場傳遞積極信號以展現(xiàn)企業(yè)經(jīng)營良好的形象，在提高企業(yè)會計信息質(zhì)量的基礎上提升企業(yè)的投資效率?；谝陨戏治?，提出研究假設2。

假設2: 共同機構所有權通過提高企業(yè)會計信息質(zhì)量作用于企業(yè)投資效率。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本

本文選取2016–2020年我國A股上市公司為樣本，數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。我們對數(shù)據(jù)按照以下標準進行篩選處理：(1)剔除ST和ST企業(yè)樣本；(2)剔除金融業(yè)上市公司樣本；(3)剔除相關數(shù)據(jù)不完整的樣本；(4)為避免異常值的干擾，對連續(xù)型變量進行了1%和99%分位數(shù)上進行了縮尾處理，最終獲得13787個公司樣本年度觀測值。

（二）變量定義與選取

1.共同機構所有權。參照杜勇等(2021)的做法，本文將共同機構投資者定義為同時持有同行業(yè)兩家及以上企業(yè)股份且股份超過5%的機構投資者。共同機構所有權的定義：(1)共同機構所有權聯(lián)結程度(Coz1)，表示企業(yè)中被共同機構投資者持股總家數(shù)；(2)共同機構所有權持股比例(Coz2)，表示當年被共同機構投資者持股比例總和。

2.投資效率。本文投資效率參考Richardson(2006)、潘越等(2020)的做法，計算企業(yè)偏離最優(yōu)投資水平的程度，模型如下：

對模型(1)進行OLS回歸，再將回歸殘差取絕對值，用該變量來衡量企業(yè)的投資效率程度。模型中變量的具體定義參照現(xiàn)有文獻的通行做法，譬如Invest表示公司i在t期的投資支出，購建固定資產(chǎn)等長期性資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金加上購買子公司所支付的現(xiàn)金減去處置子公司及其他營業(yè)單位所收到的現(xiàn)金；Growth表示公司i在t-1期的營業(yè)收入增長率，用來代表企業(yè)面臨的投資機會；Cash表示公司i在t-1期的現(xiàn)金資產(chǎn)；Age為公司i在t-1期的企業(yè)年齡； Size表示公司i在t-1期的資產(chǎn)規(guī)模，等于上一期資產(chǎn)總計加1的對數(shù)值；Ret表示公司i在t-1期的股票年回報率；Invest為公司i在t-1期的新增投資額；Year為年度虛擬變量；Industry為行業(yè)虛擬變量。

3.會計信息質(zhì)量。已有研究將修正的Jones模型作為會計信息質(zhì)量的替代指標，本文借鑒楊海燕等(2012)的做法，構建模型(2)和模型(3)來計算會計信息質(zhì)量(AQ)指標：

其中，TA為應計總額，Asset為總資產(chǎn)，PPE為固定資產(chǎn)原值，ΔREV為營業(yè)收入變動額，ΔREC為應收賬款變動額。為了使得會計信息質(zhì)量指標的經(jīng)濟含義保持一致性，將計算得到的盈余管理指標(DA)取絕對值的相反數(shù)，即盈余質(zhì)量越高，會計信息質(zhì)量越好。

（三）模型設計

為檢驗共同機構所有權與企業(yè)投資效率的關系，本文構建以企業(yè)投資效率(Abs_Inv)為被解釋變量、共同機構所有權(Coz)為解釋變量的多元回歸模型(4)，如下所示：

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。投資效率(Abs_Inv)的平均值為0.0408，標準差為0.0485，最大和最小值分別為0.2952和0.0006，說明企業(yè)間的投資效率情況差異較大，這與陳運森和黃健嶠(2019)的研究結論基本一致。對應的Coz的均值為0.0787，標準差為0.2245，最大值為0.8959，說明不同企業(yè)的共同機構所有權的聯(lián)結程度存在較大差異，與杜勇等(2021)的描述結果一致。共同機構所有權持股比例(Coz)的均值為0.0266，表明樣本企業(yè)中大約有2.66%的股權被共同機構投資者持有，最大值為0.5410，最小值為0，說明不同企業(yè)的共同機構所有權持股比例存在一定的差異。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計分析

（二）相關性分析

表3為共同機構所有權(Coz)與投資效率(Abs_Inv)的相關性分析結果(Spearman/Pearson)。由表3可知，共同機構所有權與企業(yè)投資效率呈現(xiàn)負相關的關系，初步說明了共同機構所有權對企業(yè)投資效率具有正向影響，符合假設一的預期。但兩者之間的關系尚未考慮其它因素的影響，還需做進一步的研究。Coz與Coz相關系數(shù)為0.8274和0.9979，這表明共同機構所有權在不同測度方式下具有較強的一致性。限于篇幅，其它變量的相關系數(shù)未列出。

表3 主要變量的相關性分析

（三）基本模型回歸結果

表4是共同機構所有權與企業(yè)投資效率的多元回歸結果，其中投資效率(Abs_Inv)指標是反向指標，其值越大表示投資效率越低。由表4可知，不論是以Coz還是Coz衡量的共同機構所有權，其回歸系數(shù)均顯著為負。特別是在加入控制變量后，共同機構所有權聯(lián)結程度(Coz)和共同機構所有權持股比例(Coz)與企業(yè)投資效率的估計系數(shù)分別為-0.0109和-0.0217，均在1%的水平上顯著。這表明共同機構所有權聯(lián)結程度和持股比例越高，企業(yè)的投資效率越高，實證結果支持了本文的研究假設一。

表4 共同機構所有權與企業(yè)投資效率

（四）中介效應檢驗

表5為以會計信息質(zhì)量為中介變量的中介效應檢驗結果。表5第(1)列中，共同機構所有權聯(lián)結程度Coz與會計信息質(zhì)量(Aq)在10%的水平上顯著正相關，表明企業(yè)共同機構所有權聯(lián)結程度越高，會計信息質(zhì)量越高。第(2)列是加入會計信息質(zhì)量變量以后，共同機構所有權聯(lián)結程度和會計信息質(zhì)量之間在1%的水平上顯著為負。結合前面的實證結果可知，會計信息質(zhì)量在共同機構所有權聯(lián)結程度與企業(yè)投資效率之間發(fā)揮著部分中介作用。進一步地，表5第(3)和第(4)列考慮了共同機構所有權的持股比例，實證結果表明會計信息質(zhì)量的中介效應依舊存在。鑒于嚴謹性考量，表5最后一行列出了中介效應的Sobel Z值。Sobel Z值為-1.812和-2.178，分別在10%和5%水平上顯著為負。鑒于此，本文的假設二得以驗證，即共同機構所有權通過提升會計信息質(zhì)量進而提高了企業(yè)投資效率。

表5 會計信息質(zhì)量的中介效應檢驗結果

（五）產(chǎn)權性質(zhì)的異質(zhì)性分析

表6列示了基于民營企業(yè)與國有企業(yè)分組回歸的結果。在民營企業(yè)樣本組中，Coz、Coz的估計系數(shù)分別為-0.0118和-0.0291，分別在1%和10%的水平上顯著；而在國有企業(yè)樣本組中，Coz、Coz的回歸系數(shù)不顯著。以上結果表明，共同機構所有權提高企業(yè)投資效率的效應在民營企業(yè)中更加明顯。這可能是源于共同機構所有權為民營企業(yè)帶來的信息、資源、資金等對其投資決策更具有意義，在此基礎上所產(chǎn)生的協(xié)同治理效應和信息資源共享機制顯得更為重要。相比民營企業(yè)，國有企業(yè)的經(jīng)營目標不再是利潤最大化，而是社會公眾的福利最大化，它在獲取信息資源方面相較于民營企業(yè)具有天然的優(yōu)勢。鑒于此，民營企業(yè)通過共同機構投資者可以較大程度上緩解信息不對稱程度和委托代理成本，最終為提升企業(yè)的投資效率營造良好的信息環(huán)境。

表6 產(chǎn)權性質(zhì)的分組回歸結果

（六）穩(wěn)健性檢驗

為了增強研究結果的穩(wěn)健性，本文通過替換共同機構所有權和企業(yè)投資效率的衡量方式，以及采用PSMOLS解決樣本選擇偏差的問題。

1.替換自變量。將機構共同所有權的持股比例門檻從5%調(diào)整到3%，重新計算共同機構所有權的持股比例和聯(lián)結程度。結果如表7第(1)列和第(2)列所示，解釋變量共同機構所有權的系數(shù)仍在1%的水平上顯著為負，這表明在改變機構共同所有權的持股比例門檻后，共同機構所有權仍對企業(yè)投資效率具有正向影響。

表7 替換變量和PSM-OLS

2.替換因變量?，F(xiàn)有文獻關于投資機會指標的計算存在兩種方式(Richardson，2006)，一是基準回歸分析使用的企業(yè)營業(yè)收入增長率，二是使用Tobin Q值。這里進一步使用企業(yè)的Tobin Q值作為投資機會的代理指標，重新估計Richardson模型并計算企業(yè)投資效率(Abs_Inv)，回歸結果如表7第(3)和第(4)列所示。解釋變量共同機構所有權的系數(shù)依然顯著為負，且在1%的顯著性水平上顯著，與基準回歸的結論保持一致。

3.傾向得分匹配法(Propensity Score Matching,PSM)。為了控制公司有無共同機構所有權特征變量差異對回歸結果的影響，考慮處理樣本選擇存在的內(nèi)生性問題。本文參考杜勇等(2021)的做法，從公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、成長性(Grwoth)、股權制衡度(Sharesbalance)、機構投資者持股比例(Ins)、高管薪酬(Magpay)、兩職合一(Dual)、第一大股東持股比例(Top)、獨立董事比例(Indep)、資產(chǎn)收益率(Roa)、控制行業(yè)和時間效應等角度，選取了與有無共同機構所有權相關的變量進行傾向得分近鄰匹配。平衡性檢驗結果顯示，匹配之后標準化偏差均小于5%，t檢驗結果均不顯著，表明有無共同機構所有權的主要特征變量差異較小，匹配結果滿足平衡性假設。本文基于傾向得分匹配(PSM)得到的樣本，重新檢驗共同機構所有權與企業(yè)投資效率之間的關系，回歸結果如表7第(5)列和第(6)列所示。共同機構所有權對投資效率的回歸系數(shù)分別為-0.0113、-0.0278，均在1%水平上顯著為負，結果表明共同機構所有權對企業(yè)投資效率具有正向影響，與研究假設一的結論保持一致。

五、結論與建議

現(xiàn)有文獻主要考察了產(chǎn)權性質(zhì)、宏觀經(jīng)濟政策、產(chǎn)業(yè)政策等對企業(yè)投資效率的影響，為企業(yè)投資效率的影響因素研究提供了重要經(jīng)驗證據(jù)。而且部分文獻雖然探討了機構投資者持股與企業(yè)投資效率的關系，但尚未深入探究共同機構所有權與企業(yè)投資效率之間的關系以及可能存在的作用機制。本文以2016-2020年滬深A股上市公司為研究樣本，實證檢驗了共同機構所有權對企業(yè)投資效率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，共同機構所有權能夠提升企業(yè)投資效率，且在民營企業(yè)中表現(xiàn)得更為明顯。共同機構所有權通過對會計信息質(zhì)量的影響從而增進了企業(yè)的投資效率，這意味著會計信息質(zhì)量是共同機構所有權持股比例及其聯(lián)結程度影響企業(yè)投資效率的重要渠道。本文從共同機構所有權的視角探索了提升企業(yè)投資效率的具體路徑，同時也豐富了共同機構所有權經(jīng)濟后果的研究成果，為論證“共同機構所有權積極參與公司治理”的觀點提供了新的經(jīng)驗證據(jù)。根據(jù)本文的研究結論，提出以下兩方面的建議：（1）企業(yè)應充分認識到共同機構投資者在信息、資源、專業(yè)技能等方面的優(yōu)勢，降低企業(yè)間信息不對稱的程度，提高企業(yè)的會計信息質(zhì)量。需要營造促使共同機構投資者追加投資的環(huán)境，不斷提高企業(yè)共同機構所有權持股比例和聯(lián)結程度，將共同機構所有權作為提升企業(yè)治理效能的著力點，進而優(yōu)化企業(yè)投資環(huán)境。（2）政府監(jiān)管部門應當進一步完善共同機構所有權的評價機制，為擴大共同機構所有權聯(lián)結程度和增加持股比例做好制度準備，將企業(yè)投資效率提升作為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要突破口。