盛靈 王新光

摘?要：在企業(yè)財務風險衍化趨勢愈發(fā)明顯的背景下，共同機構投資者作為資本市場上企業(yè)間的經(jīng)濟關聯(lián)，其能否在持股企業(yè)中發(fā)揮作為生產(chǎn)要素的積極作用暫無定論。本文以2008—2021年中國滬深A股上市企業(yè)為樣本，提出了協(xié)同治理假說與私利合謀假說，系統(tǒng)考察了共同機構投資者對企業(yè)財務風險衍化的影響。實證結果表明，共同機構投資者對企業(yè)財務風險衍化具有顯著的抑制作用，支持了協(xié)同治理假說。作用機制檢驗發(fā)現(xiàn)，共同機構投資者通過代理沖突緩解抑制了財務風險衍化。異質性分析表明，市場化水平、環(huán)境不確定性以及CEO所有權均會對共同機構投資者對企業(yè)財務風險衍化的影響產(chǎn)生異質性效果。

關鍵詞：共同機構投資者；財務風險衍化；代理成本

中圖分類號：F83248；F275??文獻標識碼：A??文章編號：1001-148X（2024）01-0103-08

收稿日期：2023-05-10

作者簡介：盛靈（1984—），男，江蘇南京人，博士研究生，研究方向：社會經(jīng)濟統(tǒng)計；王新光（1996—），男，山東聊城人，博士研究生，研究方向：公司金融、企業(yè)管理。

基金項目：國家哲學社會科學基金資助項目，項目編號：20BGL139。

一、引?言

伴隨著機構投資者的持股數(shù)量的增加與持股行業(yè)的集中，機構投資者通常在同一行業(yè)的多家企業(yè)中持有大量股份，形成了共同機構投資者。以美國為例，標準普爾500指數(shù)成份股企業(yè)所擁有的共同機構投資者數(shù)量從1990年的17%增長到2015年的81%?，F(xiàn)有研究關于共同機構投資者在企業(yè)發(fā)展中所扮演的角色存在激烈辯駁，甚至在同一種情境下不同學者得出大相徑庭的結論，引人深思，比如共同機構投資者在盈余管理的經(jīng)濟后果［1-2］。那么，共同機構投資者對企業(yè)會產(chǎn)生什么樣的影響，回答這一問題對理解共同機構投資者與企業(yè)的互動關系具有重要意義。

在經(jīng)濟微觀層面，很多企業(yè)由于外部復雜形勢的沖擊在資金運作上經(jīng)歷了前所未有的困難階段。外部不斷增長的不確定性，使得很多企業(yè)財務狀況逐步向危機衍化，甚至出現(xiàn)財務困境。財務風險是動態(tài)的，為企業(yè)決策帶來了諸多不確定因素。那么，共同機構投資者在企業(yè)財務風險衍化的過程中扮演著何種角色？一方面，共同機構投資者可能為了實現(xiàn)組合投資的價值最大化，在私利合謀動機下進一步掏空企業(yè)，加劇企業(yè)財務風險衍化程度；另一方面，共同機構投資者憑借其所有權優(yōu)勢可以更好地監(jiān)督企業(yè)財務決策，并且為企業(yè)發(fā)展建立更便捷的資源通道，抑制企業(yè)財務風險衍化程度。

基于此，本文試圖從共同機構投資者的視角探究企業(yè)財務風險衍化的現(xiàn)象，邊際貢獻主要有以下三點：（1）本文為全面認識共同機構投資者與企業(yè)的互動關系提供了新的證據(jù)支持。本文從機構投資者持股同行業(yè)多家企業(yè)產(chǎn)生的關聯(lián)效應出發(fā)，從協(xié)同治理與私利合謀兩個競爭性角度分別進行了邏輯推演。實證結果為共同機構投資者作為生產(chǎn)要素所發(fā)揮的積極作用提供了證據(jù)，拓展并深化了共同機構投資者經(jīng)濟后果領域的文獻。（2）本文基于“基準分析—機制分析—異質性檢驗”的研究框架，從代理沖突緩解維度基于“代理成本”的渠道進行分析，打開了共同機構投資者與企業(yè)財務風險衍化之間的機制“黑箱”。（3）本文從宏觀層面、組織層面與管理者層面的差異化特征，識別并檢驗了市場化水平、環(huán)境不確定性與CEO所有權的異質性作用，拓展了邊界機制研究。

二、理論分析與研究假說

（一）協(xié)同治理假說

一方面，共同機構投資者可以通過積極監(jiān)督管理層的行為，完善企業(yè)內(nèi)部治理機制與監(jiān)督體系，從企業(yè)內(nèi)部干預財務風險衍化趨勢。現(xiàn)有研究表明，管理者短視行為會阻礙企業(yè)發(fā)展，扭曲企業(yè)資產(chǎn)配置［3］。資產(chǎn)配置扭曲無疑會加劇財務風險衍化。在單個企業(yè)的監(jiān)管中，共同機構投資者可以憑借話語權拒絕通過股東議案、罷免不稱職的管理者或者監(jiān)控企業(yè)資產(chǎn)配置決策積極履行監(jiān)督職責，表明嚴格的監(jiān)督立場［4］，避免因管理者過度投融資行為加劇企業(yè)財務風險衍化程度，幫助持股企業(yè)在內(nèi)部健全有效財務管理機制。此外，同行業(yè)企業(yè)在經(jīng)營戰(zhàn)略和投融資行為方面具有經(jīng)濟共性，表現(xiàn)出相似的資本結構、股權結構和財務風險狀況，因此持股同一行業(yè)的企業(yè)可以有效緩解企業(yè)間信息不對稱和逆向選擇等問題。共同機構投資者在一家持股企業(yè)的監(jiān)督經(jīng)驗可以更容易遷移到其余持股企業(yè)，其產(chǎn)生的規(guī)模經(jīng)濟和成本削減會使監(jiān)督效果會更加明顯［5］。因此根據(jù)形成的規(guī)模效應，共同機構投資者可以更好地監(jiān)督企業(yè)投融資行為，提升監(jiān)督效率，避免因管理層機會主義行為而加重企業(yè)的財務風險衍化趨勢。

另一方面，共同機構投資者在關聯(lián)企業(yè)之間建立起以信息交互與資源傳輸為主要功能的協(xié)同網(wǎng)絡，編排企業(yè)資源，有效應對外部環(huán)境的不確定性給企業(yè)帶來的財務風險。在資源理論視角下，資源編排理論補充了資源基礎理論，強調資源和能力在塑造競爭優(yōu)勢方面的協(xié)同作用。共同機構投資者為企業(yè)進行資源編排主要包括資源組合的構建、組合資源形成能力和利用能力創(chuàng)造價值三個階段［6］。第一，資源的構建。逆向選擇作為限制企業(yè)獲得融資的重要原因，共同機構投資者的存在減輕了資本提供者對這一問題的擔憂。共同機構投資者可以為企業(yè)爭取更多的融資機會，降低交易成本，合理進行金融資源配置［7］，為緩解企業(yè)財務風險衍化提供了資源基礎。第二，資源的組合。共同機構投資者作為關聯(lián)企業(yè)的關鍵信息樞紐，既可以參與企業(yè)治理獲取更多價值性信息，又可以憑借積累的行業(yè)發(fā)展經(jīng)驗通過非正式的信息網(wǎng)絡渠道為關聯(lián)企業(yè)提供行業(yè)前沿信息和低風險的優(yōu)質資源組合方案。第三，資源的利用。資源只是抑制財務風險衍化的必要條件，資源和價值創(chuàng)造之間轉化過程才是抑制財務風險衍化的重要環(huán)節(jié)。共同機構投資者可以通過協(xié)同發(fā)展網(wǎng)絡為企業(yè)的資源組合尋求財務風險低的價值投資機會，為企業(yè)的資源安排提供合理方向從而實現(xiàn)價值創(chuàng)造，占據(jù)競爭主動權的同時抑制企業(yè)的財務風險衍化趨勢。

綜合以上分析，本文提出協(xié)同治理假說：

H1a：共同機構投資者抑制了企業(yè)財務風險衍化。

（二）私利合謀假說

當機構投資者在具有競爭關系的企業(yè)中同時持股時，其目標函數(shù)不再局限于單個企業(yè)的價值最大化，而是投資組合內(nèi)所有企業(yè)的整體價值最大化［8］。這可能會導致產(chǎn)品市場競爭的減少以及福利凈損失［9］。在投資組合內(nèi)所有企業(yè)的整體價值最大化的目標下，共同機構投資者有動機與管理者私利默契合謀，減少行業(yè)內(nèi)的競爭或者干涉企業(yè)競爭路徑選擇［10］。共同機構投資者為達到壟斷效應，會增加與管理者合謀的可能或是私有信息的濫用，損害企業(yè)長遠利益價值，加劇企業(yè)財務風險衍化。

第一，共同機構投資者與管理者的默契合謀使得管理者可以獲取更大的投融資自由，注重賺取短期利益而犧牲企業(yè)長期利益，沖擊企業(yè)現(xiàn)有健康財務體系，加速企業(yè)財務風險衍化進程。同時，在缺乏監(jiān)管壓力的情況下，管理者的投融資決策會產(chǎn)生非結構性偏誤，出現(xiàn)過度投資或投資不足［11］，對企業(yè)資本結構造成負面影響。第二，在經(jīng)營環(huán)境不確定的情況下，高昂的信息獲取成本與較低的信息質量使得企業(yè)在同行業(yè)間難以獲取信息優(yōu)勢。共同機構投資者憑借所有權長期在多家同行業(yè)關聯(lián)企業(yè)經(jīng)營決策中私有信息的獲取，在持股企業(yè)間降低信息壁壘，幫助管理者利用信息壁壘獲得短期競爭優(yōu)勢，產(chǎn)生過度的投融資行為，進而加劇財務風險的衍化。

綜合以上分析，本文提出私利合謀假說：

H1b：共同機構投資者加劇了企業(yè)財務風險衍化。

三、研究設計

（一）樣本篩擇與數(shù)據(jù)來源

本文樣本選取2008—2021年中國滬深A股上市企業(yè)數(shù)據(jù)。處理過程如下：（1）剔除僅存在一個企業(yè)的行業(yè)；（2）剔除金融行業(yè)樣本；（3）剔除ST、*ST和PT的企業(yè)；（4）剔除相關數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)；（5）為消除極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量進行上下1%縮尾處理。數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫與Wind數(shù)據(jù)庫。

（二）計量模型

本文的基準回歸模型如下：

FDit=β0+β1COit+βCVsit+Ind+Year+ε（1）

其中，F(xiàn)D為上市企業(yè)財務風險衍化程度；CO為共同機構投資者情況；CVs表示本文的控制變量；i、t分別表示企業(yè)與時間。另外，本文同時控制了時間固定效應（Year）和行業(yè)固定效應（Ind），并采用穩(wěn)健標準誤緩解異方差問題。ε為模型隨機擾動項。

（三）變量定義

1被解釋變量

借鑒王詩雨等［12］的研究，采用Merton?DD模型測量財務風險衍化程度。Merton?DD模型有兩個重要假設：一是企業(yè)在T時期內(nèi)僅有一項到期負債；二是企業(yè)價值符合標準的指數(shù)布朗運動（GBM），也即滿足如式（2）所示的隨機微分方程，其中μ為資產(chǎn)預期收益率，σV為企業(yè)價值波動率，dW是一個標準Wiener過程。

dV=μVd1+σVVdW（2）

基于以上兩個假設的情境，利用Black-Scholes-Merton公式計算企業(yè)權益價值：

E=VNd1－e－rTFNd2（3）

d1=lnVF+r+05σ2VTσVT（4）

d2=d1－σVT（5）

在公式（3）中，E指的是企業(yè)權益的市場價值，F(xiàn)為企業(yè)財務困境的臨界點，等于企業(yè)負債的賬面價值，無風險利率記作r，累計標準正態(tài)分布函數(shù)記作N（d），（4）式與（5）式分別給出了d1與d2的計算方法。企業(yè)的價值波動程度相關于權益，在Merton情境下，權益價值可以記為時間與企業(yè)價值的函數(shù)，服從于伊藤引理，如式（6）所示：

σE=VEEVσV（6）

式（6）左端即為權益價值的波動性。

結合Black-Scholes-Merton公式、EV=Nd1，式（6）可以寫成：

σE=Nd1VEσV（7）

借鑒Bharath等［13］的研究，對各個參數(shù)進行賦值，代入Merton的距離計算公式得：

Merton?DD=lnVF+μ－1/2σ2VTσVT（8）

此外，為了使結果更具有可讀性，最終將財務風險衍化定義為Merton?DD的相反數(shù)FD。

2解釋變量

借鑒已有研究［1］，本文首先從季度層面上計算每家上市企業(yè)持股比例不低于5%的大股東個數(shù)；其次，計算每家上市企業(yè)的大股東在同行業(yè)其他企業(yè)仍為大股東的個數(shù)；最后，對上述共同機構投資者數(shù)目取年度均值加1后進行對數(shù)化處理，最終得到共同機構投資者指標CO。

3控制變量

參考已有研究，為提高研究精度，本文從企業(yè)特征、治理特征選取控制變量。具體變量定義見表1。

四、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計結果見表2。財務風險衍化（FD）平均值為-100331，最小值為-221881，最大值為-36956，說明樣本中不同企業(yè)財務風險衍化程度呈現(xiàn)出較大差距。共同機構投資者（CO）的平均值為01054，最大值與最小值差距為10985，表明共同機構投資者普遍存在但是個別企業(yè)差距明顯。其余變量各個指標均分布于可接受范圍。

（二）基準回歸

本文采取遞進式回歸策略，相關結果均列示于表3。模型（1）僅控制了行業(yè)固定效應以及時間固定效應，共同機構投資者（CO）回歸系數(shù)為-09282，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，初步驗證了協(xié)同治理假說。模型（2）在模型（1）的基礎上納入控制變量集合，共同機構投資者（CO）回歸系數(shù)為-02902，相較于模型（1）的回歸系數(shù)其絕對值有所降低但顯著性未發(fā)生改變，其原因可能是控制變量集合在納入模型（1）后，部分影響企業(yè)財務風險衍化的企業(yè)特征因素被吸收所致。這意味著，在控制一系列企業(yè)特征等方面的變量后，共同機構投資者（CO）與企業(yè)財務風險衍化（FD）呈現(xiàn)顯著的負相關關系，支持了協(xié)同治理假說，假設H1a得到實證結果支持。

五、內(nèi)生性檢驗與穩(wěn)健性分析

（一）內(nèi)生性檢驗

1?PSM檢驗

本文采用傾向得分匹配法（下文簡稱PSM）使用一對一最近鄰匹配進行檢驗。首先，根據(jù)企業(yè)是否具有共同機構投資者設置虛擬變量CO_D，若企業(yè)當年擁有共同機構投資者則CO_D取值為1，否則取值為0。其次，選取資本結構、資產(chǎn)規(guī)模、成長性、企業(yè)年齡、盈利波動率、機構投資者持股、現(xiàn)金流作為協(xié)變量。除前文已定義變量外，盈利波動率利用息稅前利潤除以總資產(chǎn)的三年波動率衡量；機構投資者持股利用年末機構投資者持股數(shù)除以年末流通股數(shù)衡量；現(xiàn)金流利用經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額除以總資產(chǎn)衡量。再次，本文繪制了概率分布密度函數(shù)圖，如圖1所示。觀察圖1可知，使用一對一最近鄰匹配前處理組與控制組傾向得分值的核密度曲線存在較大差異，在匹配后處理組與控制組樣本的核密度曲線分布形態(tài)高度接近。此外，本文還計算了t統(tǒng)計量和標準偏差的變化，基本滿足了均衡性假設。限于篇幅，相關結果留存?zhèn)渌鳌Ｖ匦禄貧w的結果列示于表4第（1）列。根據(jù)結果可知，匹配樣本即使有所改變，CO的估計系數(shù)仍在1%的水平上顯著為負，該結果表明本文結論具有一定的穩(wěn)健性。

2Heckman二階段回歸

本文借鑒潘越等［11］的做法，在Heckman第一階段中，構造Probit回歸模型，計算出逆米爾斯比率（IM），用來檢驗上一期的上市企業(yè)特征變量是否會影響其擁有共同機構投資者。具體的Probit模型如下：

CO_Dit=δ0+δ1LCvsit+μit（9）

根據(jù)企業(yè)是否具有共同機構投資者設置虛擬變量CO_D。LCVs為一組企業(yè)特征的滯后變量，包含資產(chǎn)規(guī)模的滯后項、企業(yè)年齡的滯后項、資本結構的滯后項、盈利能力的滯后項、成長性的滯后項、股權集中度的滯后項、股權制衡度的滯后項、董事會獨立程度的滯后項、兩權分離度的滯后項。第二階段，將第一階段的回歸結果計算出的逆米爾斯比率（IM）納入控制變量集合并置于基準回歸模型中重新擬合。回歸結果列示于表4第（2）列，IM的系數(shù)于1%的水平上為正，說明共同機構投資者樣本的分布偏差客觀存在，從而考慮樣本自選擇偏誤是必要的。另外，觀察回歸結果可知，CO的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，與本文基準回歸結果無顯著差異。

3滯后處理

為了解決共同機構投資者與財務風險之間可能存在的反向因果問題，本文借鑒王新光等［14］的做法，將解釋變量與所有控制變量一階滯后。結果列示于表4第（3）列，共同機構投資者的一階滯后項LCO的系數(shù)為-03072，在1%的水平上顯著，并且其余結果未發(fā)生顯著變化。

（二）穩(wěn)健性分析

1更換被解釋變量的測量方式

借鑒張金清等［15］的研究，本文聯(lián)立公式（3）和（6），利用Matlab軟件迭代算法算出未知量V和σV，其余參數(shù)賦值與前文一致。然后利用式（10）所示的KMV模型，計算得到財務風險FD_K。

FD_K=V－FV×σV（10）

將替換后的被解釋變量FD_K與原有解釋變量與控制變量再次回歸。結果列示于表5第（1）列。CO的系數(shù)為-02801，在1%的水平上顯著為負，表明在更換被解釋變量的測量方法后本文的主要結論依舊穩(wěn)健。

2更換解釋變量的測量方式

首先，本文將CO_D與原有被解釋變量與控制變量重新進行回歸，結果列示于表5第（2）列。CO_D在1%的水平上顯著為負，表明在更換解釋變量的測量方法后本文的主要結論依舊穩(wěn)健。此外，本文借鑒將持股比例10%以上的界定為大股東按照原有方法重新計算共同機構投資者CO1，結果列示于表5第（3）列。CO1的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，通過了穩(wěn)健性檢驗。

3安慰劑檢驗

本文借鑒Cornaggia等［16］的做法，將樣本集中CO變量全部提取，再無放回地隨機分配到各觀測值中，最后利用基準模型再次回歸。若共同機構投資者與企業(yè)財務風險衍化之間確系存在安慰劑效應，則隨機匹配后的CO應仍與FD呈現(xiàn)出負向顯著關系。結果列示于表5第（4）列。CO的系數(shù)為00562且不顯著，排除了安慰劑效應。

4控制行業(yè)的年度趨勢

為進一步控制行業(yè)周期性與產(chǎn)業(yè)政策等的影響，借鑒現(xiàn)有研究［17］，本文使用高階聯(lián)合固定效應模型進一步控制行業(yè)的年度趨勢。結果列示于表5第（5）列，CO的系數(shù)依然顯著為負，說明在考慮了產(chǎn)業(yè)政策、行業(yè)周期等因素影響后，共同機構投資者在企業(yè)財務風險衍化中所發(fā)揮的協(xié)同治理效應依然存在。

六、機制分析

機構投資者有動機和能力對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動進行監(jiān)督，減少管理層尋求私利的行為，緩解第一類代理沖突［18］。共同機構投資者可以通過監(jiān)測和控制管理團隊作出的戰(zhàn)略決策來幫助企業(yè)降低代理成本，進而抑制財務風險衍化趨勢。由于管理費用率可以反映企業(yè)經(jīng)營過程中的代理沖突，因此本文利用管理費用增長率（AC）測量代理沖突程度。為了驗證上述機制，本文構建以下兩個模型：

ACit=γ0+γ1COit+γCVsit+∑Industry+∑Year+εit（11）

FDit=λ0+λ1COit+λ2ACit+λCVsit+∑Industry+∑Year+εit（12）

回歸結果列示于表6列（1）和列（2）。在列（1）中，CO的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明共同機構投資者緩解了代理沖突。列（2）結果中AC的系數(shù)上顯著為正，CO的系數(shù)在1%的水平上顯著為負值。這說明代理成本在共同機構投資者與企業(yè)財務風險衍化之間起到了部分中介作用，該結果支持了“共同機構投資者→代理成本→企業(yè)財務風險衍化”這條路徑。

七、異質性分析

（一）宏觀層面——市場化水平的影響

當企業(yè)處于市場化程度較低的環(huán)境中，其面臨著較高的外部交易成本，先發(fā)優(yōu)勢和正外部性較低，加劇了財務風險衍化趨勢。共同機構投資者通過資源編排與監(jiān)督治理彌補了正式制度的缺位。這意味著在市場化程度較低的區(qū)域內(nèi)，共同機構投資者能夠對關聯(lián)企業(yè)的權益保障、資源配置優(yōu)化以及代理沖突緩解有著更為明顯的作用，對財務風險衍化的抑制效果更顯著。

為了驗證這一猜想，本文利用王小魯?shù)龋?9］測算出的市場化水平（ML），并根據(jù)馬連福等［20］的方法將指數(shù)延拓至2021年。將ML與交互項CO×ML代入基準回歸模型中重新回歸，結果列示于表7列（1）。CO×ML的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，驗證了上述猜想。

（二）組織層面——環(huán)境不確定性的影響

當缺乏有關未來事件及其結果的信息，例如客戶需求的改變、競爭對手和供應商行為的變化或技術發(fā)展時，就會產(chǎn)生環(huán)境不確定性［21］。環(huán)境不確定性的存在使得企業(yè)無法感知決策所需全部信息，給企業(yè)經(jīng)營管理戰(zhàn)略與決策的制定帶來較大困難。環(huán)境不確定性越大，共同機構投資者在抑制企業(yè)財務風險衍化過程中產(chǎn)生的協(xié)同治理效應越會受到阻礙。因此，在低環(huán)境不確定的情況下，共同機構投資者對企業(yè)財務風險衍化的抑制作用越明顯。

為驗證上述猜想，借鑒申慧慧等［22］的研究，本文以企業(yè)中過去5年的銷售收入數(shù)據(jù)為基礎，運用式（13）估算各企業(yè)過去5年的非正常銷售收入：

Sale=φ0+φ1Year+ε（13）

式（13）中的殘差ε為非正常銷售收入?；诖耍嬎闫髽I(yè)過去5年ε的標準差，再除以企業(yè)過去5年銷售收入的平均值，從而得到未經(jīng)行業(yè)調整的環(huán)境不確定性。然后，利用未經(jīng)行業(yè)調整的環(huán)境不確定性指標除以同一年度同一行業(yè)所有企業(yè)未經(jīng)行業(yè)調整的環(huán)境不確定性的中位數(shù)，最終得到經(jīng)過行業(yè)調整的環(huán)境不確定性（EU）。該數(shù)值越大，表明企業(yè)面臨的環(huán)境不確定性越大。將EU、交互項CO×EU代入基準模型重新回歸，結果列示于表7列（2）。CO×EU的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，上述猜想得到驗證。

（三）微觀層面——CEO所有權的影響

CEO所有權作為應對第一類委托代理沖突的制度設計之一，將CEO利益與股東利益相結合，緩解了委托人與代理人之間的利益沖突，也使得CEO有足夠的動機使得股東財富最大化，減少了非效率投資行為發(fā)生的可能性。CEO擁有股權及其所賦予的經(jīng)濟權利時，更有可能減少謀取私利的行為，與企業(yè)共享利益、共擔風險［23-24］，更積極地利用共同機構投資者的協(xié)同發(fā)展網(wǎng)絡為企業(yè)謀福利。綜合以上分析，共同機構投資者抑制財務風險衍化的作用在CEO所有權更高的情境下效果更顯著。

為了驗證上述猜想，本文利用CEO持股數(shù)與企業(yè)總股數(shù)的比值來衡量CEO所有權（CS）。將CS與交互項CO×CS納入基準模型再次回歸。結果列示于表7列（3）。CO×CS的系數(shù)為-18068，在10%的水平上顯著，驗證了上述猜想。

八、結論與啟示

隨著共同機構投資者在資本市場中逐漸成為普遍現(xiàn)象，學術界對共同機構投資者經(jīng)濟后果的探索欲望也愈發(fā)強烈，但是仍未達成共識。本文基于中國情境，提出協(xié)同治理假說與私利合謀假說，從企業(yè)財務風險衍化的角度探求了共同機構投資者是否發(fā)揮了作為生產(chǎn)要素的積極作用。主要結論如下：（1）共同機構投資者在資本市場中扮演著資源供給者與有效監(jiān)督者雙重身份，通過協(xié)同發(fā)展與監(jiān)督治理對關聯(lián)企業(yè)財務風險衍化起到了抑制效果。在進行PSM檢驗、Heckman二階段回歸與滯后變量一系列內(nèi)生性檢驗后協(xié)同治理假說依舊得到支持。此外，在更換自變量、更換因變量、安慰劑檢驗和控制行業(yè)的年度趨勢的穩(wěn)健性檢驗后結論保持一致。（2）機制分析表明，共同機構投資者通過代理沖突緩解抑制了財務風險衍化。（3）異質性分析表明，共同機構投資者對企業(yè)財務風險衍化的抑制作用在市場化水平低、環(huán)境不確定性低與CEO所有權高的情境下更為明顯。

本文的結論對中國共同機構投資者的合理利用與有效監(jiān)督具有重要的啟示意義：

第一，企業(yè)應該重視共同機構投資者在企業(yè)發(fā)展中的重要作用，合理引入共同機構投資者，有效利用共同機構投資者的協(xié)同發(fā)展網(wǎng)絡，積極配合共同機構投資者的治理監(jiān)督。共同機構投資者架構的協(xié)同發(fā)展網(wǎng)絡，為關聯(lián)企業(yè)從財務資源、信息資源與知識資源上提供了實業(yè)發(fā)展的有利條件，可以幫助企業(yè)優(yōu)化資產(chǎn)配置，獲取難以模仿的競爭優(yōu)勢。此外，企業(yè)的良性發(fā)展還需要優(yōu)化治理水平，提升治理效率。因此，企業(yè)管理者應該積極配合共同機構投資者的外部監(jiān)督，規(guī)范自身行為，規(guī)避短視決策，從企業(yè)長遠發(fā)展的角度出發(fā)，深耕實業(yè)，避免過度的風險資產(chǎn)配置。此外，共同機構投資者應致力于探求如何發(fā)揮作為生產(chǎn)要素的積極作用幫助持股企業(yè)建立競爭優(yōu)勢的長效機制，利用更為市場化的途徑，幫助提升上市企業(yè)在中國經(jīng)濟高質量轉軌階段的長久生命力和有效競爭力。

第二，政府監(jiān)管部門應當充分發(fā)揮共同機構投資者這一非正式途徑在資本市場中的協(xié)同發(fā)展與監(jiān)督治理作用。本文的研究證明共同機構投資者有助于降低上市企業(yè)財務風險衍化，促進企業(yè)健康良性發(fā)展。就現(xiàn)有證據(jù)而言，在當前階段限制資本市場中普遍存在的共同機構投資者還為時尚早，監(jiān)管部門可以在制度供給層面為共同機構投資者的發(fā)展提供治理環(huán)境。一方面，要進一步培育和發(fā)揮共同機構投資者利用協(xié)同網(wǎng)絡優(yōu)勢和同行業(yè)投資經(jīng)驗參與企業(yè)運營發(fā)展的能力，鼓勵在管理層持股集中的上市企業(yè)中形成共同機構投資者，在資本市場中借助共同機構投資者為廣大投資者（尤其是中小投資者）提供高質量的財務風險衍化治理措施；另一方面，要盡快出臺相關政策措施，加速推動上市企業(yè)大股東或者前十大股東中對共同機構投資者的信息透明度，建立有效的考察制度，培育產(chǎn)生更多著眼企業(yè)長遠價值的共同機構投資者。

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Common?Institutional?Investors?and?the?Derivation?of?Corporate?Financial?Risk

SHENG?Linga，?WANG?Xinguangb

（Nanjing?Normal?University，?a.School?of?Mathematical?Sciences，b.School?of?Business，

Nanjing?210023，?China）

Abstract：?In?the?context?of?the?increasing?trend?of?corporate?financial?risk?derivatization，?it?is?inconclusive?whether?common?institutional?investors，?as?an?economic?association?among?firms?in?the?capital?market，?can?play?a?positive?role?as?a?factor?of?production?in?shareholding?firms.?This?paper?systematically?examines?the?impact?of?common?institutional?investors?on?the?derivatization?of?corporate?financial?risk?by?proposing?the?collaborative?governance?hypothesis?and?the?private-interest?collusion?hypothesis?using?a?sample?of?Chinese?A-share?listed?firms?in?Shanghai?and?Shenzhen?from?2008?to?2021.?The?empirical?results?show?that?common?institutional?investors?has?a?significant?inhibitory?effect?on?the?derivation?of?corporate?financial?risk，?which?supports?the?collaborative?governance?hypothesis.?The?mechanism?of?action?test?finds?that?common?institutional?investors?inhibits?the?derivation?of?financial?risk?through?agency?conflict?mitigation.?Heterogeneity?analysis?shows?that?the?level?of?marketization，?environmental?uncertainty，?and?CEO?ownership?all?have?heterogeneous?effects?on?the?effect?of?common?institutional?investors?on?the?derivation?of?corporate?financial?risk.

Key?words：common?institutional?investors;?the?derivation?of?corporate?financial?risk;?agency?costs

（責任編輯：周正）