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监督还是攫取：机构投资者治理角色的识别研究*基金项目 本文为上海市第六届社会科学年会优秀入选论文。国家自然基金项目“机构投资者的持股行为、治理角色与上市公司信息披露”（项目批准号70772061）的阶段性研究成果。感谢上海交通大学安泰经济与管理学院胡奕明教授提出的宝贵意见。本文文责自负。来自中国资本市场的经验证据摘要：机构投资者的快速崛起正改变我国公司的治理结构。本文选取2004-2006年有机构投资者持股的公司为样本，考察机构投资者在公司治理中的角色。全部样本的结果显示，机构投资者持股与公司业绩正相关，机构投资者在公司治理中扮演着有效监督者角色。分组样本研究结果表明：持股较高时机构投资者能改善公司业绩，符合有效监督假说；持股较低时机构投资者对公司业绩产生负面影响，符合利益冲突假说和战略结盟假说。研究结果意味着，机构投资者在公司治理中的角色取决于其持股情况：持股高时机构投资者扮演有效监督者角色，持股低时充当利益攫取者角色。关键词：机构投资者；公司业绩；监督；攫取一、引言近年来，我国公司治理改革一直采用英美治理模式，主要集中于改进对管理层的监管，但公司舞弊案的频繁发生表明公司治理改革并非十分成功。机构投资者为持有较多股份的外部股东，它们具有监督管理层、保护自己投资的动机，其监督活动能为所有股东带来收益，且不具有内部大股东利用控制权谋取私人利益的渠道（Shleifer and Vishny1），因此可以有效改进公司治理。Grossman and Hart2等证明了机构投资者的积极作用，他们发现机构投资者所持股份与公司业绩正相关，且与个人投资者相比，机构投资者更有实力获取监控收益，从而更愿意监控公司日常经营活动。因此，2000年中国证监会提出要“超常规发展机构投资者”，寄希望将其作为改善资本市场投资者结构的重要举措。近年来国内的研究也发现我国机构投资者在公司治理中发挥了较好的监督作用（姚颐和刘志远等3）。然而，机构投资者能否发挥积极作用也被一些学者所质疑。机构投资者一般缺乏管理企业的相关技能与经验,不太可能改进企业的决策。Woidtke4认为，企业价值与股东之间的关系由于投资机构的管理者目标函数的不同而变化，其他股东不一定能从机构投资者与管理层之间的关系中获益，特别地，当机构投资者对管理层的监督与其他股东的利益存在矛盾时，其他股东的利益可能会受到侵害。在我国，赵涛，郑祖玄5的研究表明在中国股票市场中，由于信息极度不对称，机构投资者经常通过操纵上市公司基本面信息来影响股票交易价格，使股票二级市场价格在短期内发生剧烈变化，以此获得超额收益。常巍，贝政新6认为我国机构投资者缺乏公司治理经验，现阶段还只能定位于消极股东的角色。机构投资者是否可以发挥积极作用，它们在公司治理中扮演什么角色乃处于争论之中。随着机构投资者在我国的壮大，机构投资者是有效监督者，还是利用其信息优势与管理层合谋而侵害中小股东利益呢？我们以有机构投资者持股的公司为研究对象，以行业调整后的息税前利润和主营业务资产收益率为公司业绩的代理指标，从公司业绩角度实证考察机构投资者在公司治理中的角色。研究发现，机构投资者在公司治理中是扮演有效监督者还是利益攫取者角色取决机构投资者持股情况：（1）总体上，机构投资者持股与公司业绩正相关，机构投资者在公司治理中扮演着有效监督者角色，改善了公司业绩；（2）在机构投资者持股较高的公司，机构投资者持股与公司业绩显著正相关，符合有效监督假说；（3）在机构投资者持股较低的公司，机构投资者对公司业绩产生负面影响，此结果符合利益冲突假说和战略结盟假说。结果表明机构投资者具有两面性，此结果有助于我们更深刻地理解机构投资者在公司治理中的作用，也进一步丰富了机构投资者的研究成果。二、理论基础与研究假设（一）有效监督者角色Shleifer and Vishny1认为，与个人相比，机构投资者更有能力来获取监督的回报，从而愿意对所投资公司的日常经常活动进行监督，而这在投资者分散的公司很难实现。为此他们提出了有效监督假说（Efficient Monitoring Hypothesis），即只有拥有股权比例较高的机构投资者才会有足够的利益激励去监督管理层。同时机构投资者所拥有的资金、信息和专业优势也使其有能力采取积极态度参与公司治理，有实力去监督管理层。他们的经验研究发现，机构投资者持股比例与公司业绩正相关。机构投资者可通过以下方式有效监督管理层：（1）对公司管理活动的直接监督。机构投资者可以通过任免执行董事、促使公司建立并完善薪酬委员会、内部审计和管理者薪酬激励制度等积极方式对公司进行监控。（2）对公司管理活动的间接监督。通常机构投资者为成熟的投资者，在专业知识、信息搜集渠道、信息处理能力、信息成本和投资情绪方面相对于个人投资者具有优势，对财务报告的解释能力也强于个人投资者，因此，机构投资者购入或出售股票行为会向市场传递公司管理和业绩孰优孰劣的信号，从而通过资本市场交易间接监督管理层行为。机构投资者参与公司治理，监督公司的经营活动和经理层行为，可有效缓解中小股东“搭便车”行为(Shleifer and Vishny7。机构投资者可以使管理层更加专注于公司业绩，从客观上能起到提升公司业绩和保护中小股东利益的作用。Smith8的研究表明机构投资者的股东积极主义增加了公司的长期财富。Nesbitt9发现机构投资者持股比例与衡量公司业绩的众多不同指标都正相关。姚颐和刘志远10证明证券投资基金在公司的再融资决策中具备理性监督的特征，有监督效率。上述研究都支持机构投资者机构投资者持股与公司业绩正相关，扮演着有效监督者的角色的观点。2006年证监会公布的中国上市公司治理准则第11条规定：“机构投资者应在公司董事选任、经营者激励与监督、重大事项决策等方面发挥作用”。从招商银行的“可转债风波”到万科股东大会上多家基金联手提出修改议案，我国的机构投资者愈来愈倾向于高调扮演“积极投资者”角色，干预公司治理的态度更明确、程度更深入。依据机构投资者在公司治理中的有效监督者角色，提出如下假设：李维安和李滨11发现机构投资者持股比例与公司绩效和市场价值之间存在显著的正相关关系。假设1：机构投资者持股与公司业绩正相关；即公司的机构投资者持股比例越高或持股机构数目越多，公司的业绩越好。（二）利益攫取者角色机构投资者参与公司治理可能还存在获取监督收益之外的动机。只有预期可从对管理层的监管活动中获得足够多的收益时，机构投资者才有动机去监督管理层（Grossman and Hart2），除有效监督假说外，Pound12还提出了另外二种假说：（1）利益冲突假说(Conflict-of-interest Hypothesis)。此假说认为机构投资者可能与公司间存在其他业务往来，可能会因谋取自身利益而支持管理者或董事会，致使其他外部股东利益受损；（2）战略结盟假说(Strategy Alignment Hypothesis)。此假说认为如果机构投资者和管理层发现他们之间进行合作对双方来说都有利时，他们会采取结盟策略，而这种结盟可能会损害外部股东的利益。基于这两个假设，意味着机构投资者在公司治理中的角色还可能表现为利益攫取者，其行为会侵害其它外部股东的利益。在不同的治理动机下，机构投资者参与公司治理的效果也不一样。利益冲突和战略结盟假说认为，机构投资者扮演的利益攫取者角色将会损害公司业绩。Black13，Gillan and Starks14认为以机构投资者监督上市公司，实质就是“以代理人监督代理人”，当机构投资者的目标函数与中小股东不同时，其就不能成为有效监督的外部股东，不能提升公司业绩。常巍，贝政新6认为基于我国机构投资者对公司治理经验的缺乏，现阶段它只能定位于消极股东的角色。姚颐、刘志远和王健3的研究也发现，在股权分置中确定支付对价的比率时，机构投资者并没有保护中小投资者的利益，这一证据正好验证了Pound12的战略结盟假说。有研究进一步指出机构投资者仅仅持股，或仅仅做出参与者的姿态，对公司业绩没有任何意义，如机构投资者每年公布的股东建议书数目与公司业绩没有相关关系（Daily等16)。依据机构投资者在公司治理中的利益攫取者角色，建立如下假设：假设2：机构投资者持股与公司业绩负相关，即公司的机构投资者持股比例越高或持股机构数目越多，公司的业绩越差。三、研究设计（一）数据来源与经验模型1.数据来源如表1，本文选择2004-2006年沪深两市的上市公司为总样本，剔出无机构投资者持股、金融行业、非正常交易状态（ST、PT）和财务数据缺失的样本后，按照Winsorize方法剔除每个变量最大和最小1%的极值样本，最终得到2004-2006年样本数分别是998，1052和1113，共3163家。选取2004-2006年 从2005年4月开始，我国开始了“股权分置”改革，虽然有的公司已经完成了股权分置改革，但是由于限售期和其他约束条件的存在，解决股权分置带来的实质影响在本文的样本期间内尚难以显现。作为研究期间，其一是在WIND数据库中，机构投资者持股数据开始于2004年；其二是在2003年以后，我国机构投资者投资的相关法规才逐步规范。文中使用的公司治理数据、财务数据和股东结构数据皆来自于WIND数据库。表1 样本筛选过程200420052006合计总样本1343134213994084无机构投资者持股样本（116）（95）（92）（303）金融行业样本（-）（15）（15）（18）（48）非正常交易的样本（-）（71）（69）（23）（163）财务数据缺失样本（-）（60）（25）（32）（117）极值样本（-）（102）（89）（126）（317）回归样本9981052111331632.经验模型本文通过式（1）机构投资者持股与公司业绩之间关系的分析，检验机构投资者在公司治理中是扮演有效监督者还是充当利益攫取者角色。 （1）其中为公司业绩，表示i公司t年度经行业调整后息税前收益（IAEBITi,t）和经行业调整后主营业务资产收益率（IACROAi,t）。（二）变量设计1.公司业绩指标已有研究用于衡量公司业绩的指标较多（如表2）。由于我国资本市场的分割性和非效率，一些在国外文献中衡量公司业绩的指标并不能反映我国公司业绩的真实情况（陈小悦，徐晓东3）。如使用最多的TobinQ值，不但易受公司流通股比例及股本结构的影响，而且TobinQ内含公司的成长性 如果机构投资者是持有成长性高或近期在市场中表现较好的股票，其TobinQ与机构投资者持股间的关系易受到内生性的影响。又如净资产收益率（ROE）和资产收益率（ROA）是证监会对上市公司进行首次公开发行、配股和特别处理的考核指标，企业对此二指标进行粉饰的现象十分严重。Cornett等19认为息税前利润（EBIT）独立于公司的财务杠杆，能够有效地避免非经常项目的影响，是衡量公司业绩的较好指标。徐晓东，陈小悦20（2003）认为主营业务资产收益率(CROA)是反映我国公司业绩的一个比较恰当的指标。特别地，当机构投资者偏好投资于稳定但较低收益的行业时，会带来公司业绩与机构投资者持股之间的内生性问题。Bhagat and Black13认为行业调整后的公司业绩可消除这个偏误。考虑到机构投资者投资时可能存在行业偏好，因此，本文采用经行业调整后 等于公司的息税前利润（EBIT）和主营业务资产收益率(CROA)与该公司所在行业经资产加权的行业平均息税前利润（EBIT）和行业平均主营业务资产收益率(CROA)之差。中国证监会将行业划分为13个行业，除去金融、保险行业，为12个行业。的息税前利润和主营业务资产收益率来衡量公司业绩。表2 公司业绩变量业绩指标指标含义来源文献TobinQ资产市场价值与重置成本之比魏刚、肖泽忠等（2007）资产收益率(ROA)(EBIT- 所得税)/总资产陈小悦、徐晓东（2001）净资产收益率(ROE)公司净利润与其净资产之比率徐晓东、陈小悦（2003）经营性净现金流（CFO）经营性活动现金流量魏刚、肖泽忠等（2007）17现金流资产收益率(CFROA)(EBIT- 所得税+折旧)/总资产Marcia, Alan and Hassan (2007)18息税前利润（EBIT）息税前收益与其总资产之比Cornett等(2003)主营业务资产收益率(CROA)公司主营业务利润与总资产比徐晓东、陈小悦（2003）2.检测变量本文采用机构投资者持股比例和公司持股的机构投资者数目来衡量机构投资者持股对公司的作用。借鉴Gillan and Starks14的方法，采用公司中机构投资者持股占流通股的比例（IVPER）来衡量机构投资者持股比例。另外Sias等21发现，公司持股的机构投资者数目能更好衡量机构投资者对公司的作用，因此我们还采用公司中持股机构投资者数的对数（IVNUM）来衡量公司持股的机构投资者数目。3.控制变量模型中设置了如下控制变量：（1）董事会的独立性（IND)。王跃堂等22研究发现董事会的独立性与公司业绩显著正相关；IND为独立董事占董事会的比例。（2）董事会规模(BSIZE)。董事会规模越大，其效率越差(Jensen26；Yermack23)；定义为董事会的董事人数。（3）董事长与总经理是否合一（DUAL）。双重身份可能使董事长可以有效地控制信息，使得董事会的其他成员无法得到有效的信息，从而妨碍了有效的监督（Jensen26）；设置为哑变量，“1”表示董事长和总经理合一，“0”表示不是。（4）国有股权比例(STATE)。Xu and Wang24发现国有股权比例与公司业绩显著负相关；定义为国有股权(包括国家股和国有股)占总股本的比例。（5）高管人员持股比例（MANSTOCK)；定义为公司全部高级管理人员(包括董事长、总经理、执行董事以及其他)持股比例之和。（6）高管人员薪酬(MANCASH)；定义为高管人员年度现金总报酬之和。（7）公司债务水平(DEBT)。公司债务水平对其经营业绩有显著的负面影响（Vafeas25)，定义为公司总负债与总资产之比。（8）公司规模(FSIZE)。Yermack23发现公司规模越小越容易取得超额经营收益，定义为公司年末总资产的对数。（9）年度变量(YEAR)。为控制研究区间宏观经济活动及政府政策变化的影响，模型加入了两个年度哑变量。四、实证研究结果（一）描述性统计表3为变量的描述性统计。IAEBIT和IACROA均值分别是0.007和-0.001，接近为0，也就说，经过行业调整以后，各个公司之间的业绩没有很明显的差异。因此按行业对公司业绩进行调整是必要的。IVPER和IVNUM的中值分别是2.58%和4，都小于均值9.92%和8.04，说明目前我国机构持股比例和持股机构数目小于均值的公司较多，机构投资者持股的整体水平还不高。IND的中值和均值为0.33和0.35，说明2001年证监会下达上市公司独立董事必须达到1/3的规定后，到2004年几乎所有公司都已合规；董事会规模平均为9人；董事长和总经理合一的占88%。STATE的中值和均值为0.32和0.30，说明国有股权比例占三分之一左右。公司高管持股比例中值和均值都为零，说明目前我国公司高管持股比例还很低。MANCASH的中值和均值分别是159.81和119.75万，且不同公司间的差别也较大。这两个反映管理层激励程度的指标说明对管理层还并未形成由业绩决定的薪酬机制。DEBT都在50%左右，说明公司的资本结构还较健康。表3 变量的描述性统计变量IAEBITIAIROAIVNUMIVPERINDBSIZEDUALSTATEMANSTOCKDEBTMANCASHFSIZE样本数316331633163316331633163316331633163316331633163均值0.007 -0.001 8.049.920.359.560.880.300.000.51159.8121.23中值0.013 -0.013 4.002.580.339.001.000.320.000.52119.7521.17标准差0.080 0.079 11.1714.900.042.020.320.250.020.19 147.950.86最小值-0.840 -0.2901.000.000.155.000.000.000.000.080.0019.07最大值0.2690 0.540 76.0068.890.5519.001.000.750.641.68 1868.5323.92（二）相关性分析表4列示了IAEBIT和IACROA与自变量间的Pearson相关系数。首先，公司业绩的两个指标，IAEBIT和IACROA间显著正相关，相关系数为0.47，说明这两个指标可以从不同角度来衡量公司业绩。其次， IVPER、IVNUM都与IAEBIT、IACROA显著正相关（显著性水平为1%），这一初步证据说明机构持股能提升公司业绩，与假设1相符，机构投资者更多扮演的有效监督者角色。再次，IAEBIT除与IND、DUAL和FSIZE，IACROA除与IND、DUAL和STATE没有显著相关外，与其他变量都在1%或5%水平上的显著相关。造成两个因变量与控制变量中个别变量的显著性存在差异的原因可能与因变量的构成相关。最后，两个检测变量IVPER和IVNUM间的相关系数高达0.81。因此，在回归分析时将这两个指标分开。自变量间相关程度最大的是IVNUM和FSIZE，但其系数也只有0.38，说明不存在多重共线性问题。表4 变量间的Pearson检验的相关系数IACROAIVNUMIVPERIND BSIZEDUALSTATEMANSTOCKDEBTMANCASHFSIZEIAEBIT0.47*0.000.33*0.000.38*0.000.040.050.03*0.04-0.030.09-0.04*0.030.05*0.00-0.26*0.000.31*0.000.010.45IVNUM0.28*0.000.81*0.000.030.080.08*0.000.010.610.010.550.04*0.01-0.11*0.000.35*0.000.38*0.00IVPER0.29*0.000.81*0.000.030.160.05*0.000.020.32-0.05*0.000.04*0.04-0.09*0.000.33*0.000.26*0.00IND0.020.280.030.080.030.16-0.19*0.00-0.05*0.00-0.06*0.000.010.580.010.470.05*0.00-0.020.23BSIZE0.03*0.050.08*0.000.05*0.00-0.19*0.000.06*0.000.07*0.00-0.010.610.04*0.050.16*0.000.20*0.00DUAL0.010.470.010.610.020.32-0.05*0.000.06*0.000.09*0.00-0.030.15-0.010.49-0.020.310.06*0.00STATE0.000.960.010.55-0.05*0.00-0.06*0.000.07*0.000.09*0.00-0.05*0.00-0.010.79-0.04*0.010.16*0.00MANSTOCK0.04*0.020.04*0.010.04*0.040.010.58-0.010.61-0.030.15-0.05*0.00-0.030.06-0.010.78-0.05*0.01DEBT-0.37*0.00-0.11*0.00-0.09*0.000.010.470.04*0.05-0.010.49-0.010.79-0.030.060.010.67 0.23*0.00MANCASH0.17*0.000.35*0.000.33*0.000.05*0.000.16*0.00-0.020.31-0.04*0.01-0.010.780.010.670.33*0.00FSIZE0.09*0.000.38*0.000.26*0.00-0.020.230.20*0.000.06*0.000.16*0.00-0.05*0.010.23*0.000.33*0.00注：1.*、*分别表示5%和1%水平下显著；2.双尾t检验，上方的数字表示变量间的相关系数，下方的数字表示p值。（三）回归结果1.机构投资者持股与公司业绩表5列示了公式（1）的回归结果，从所有回归的值和Ad-R2来看，模型是有效的。表5中的回归（1）和（2）是IAEBIT分别与IVPER、IVNUM及控制变量的回归。IVPER和IVNUM与IAEBIT在1%水平上显著正相关，说明公司中机构持股比例越高或持股机构数目越多，公司业绩越好。表5中回归（3）和（4）是IACROA分别与IVPER和IVNUM及控制变量的回归。IVPER和IVNUM与IACROA都在1%的显著性水平上正相关。根据有效监督假说，相比于分散的中小股东，机构投资者有更多专业知识和较低成本去监督经理人，此假说预言，公司业绩与机构投资者持股正相关。回归（1）到（4）的结果说明我国机构投资者在一定程度上发挥了监督作用，提高了公司业绩，这些结果都支持机构投资者的有效监督假说，假设1得到了证据的支持。在回归（1）到（4）中，控制变量DEBT和MANCASH都表现出预期方向上的显著相关，又一次验证Jensen and Murphy26的股东财富和管理层薪酬正相关和Vafeas25的债务水平对公司业绩产生负面影响的结论。但在回归(1)与(2)中， FSIZE与IAEBIT正相关，这与Yermack23的结论相反。表5 机构投资者持股与公司业绩的回归结果预期符号IABEIT回归（1）IABEIT回归（2）IAIROA回归（3）IAIROA回归（4）IABEIT回归（5）IABEIT回归（6）IABEIT回归（7）IABEIT回归（8）常数项-0.170*-4.76-0.072* -1.860.176*5.020.322*8.580.0440.840.195*3.47IVPER（机构持股比例）+0.001*12.210.002*18.460.001*8.170.01*5.64IVNUM（机构数目对数）+0.016*11.820.024*17.780.021*10.020.06*10.95IND（独董占比）+0.0381.260.0311.010.0371.230.0260.860.0230.560.0170.421.050.180.360.99BSIZE（董事会规模）-0.0000.580.0000.340.0000.650.0000.29-0.000-0.26-0.000-0.190.010.880.010.47DUAL（同一人）-0.0000.020.0000.11-0.007*-1.83-0.007*-1.720.0040.630.0020.370.010.200.010.70STATE（国有股比例）-0.003-0.63-0.004-0.670.0000.00-0.000-0.060.0070.990.0091.240.02*1.62-0.00-0.09MANSTOCK（高管持股）+0.131*1.830.1041.450.141*2.010.1001.430.0650.840.0470.6024.99*1.842.65*3.12DEBT（资产负债率）-0.162*-23.78-0.151*-21.43-0.084*-12.63-0.068*-9.84-0.072*-7.38-0.055*-5.41-14.77*-11.15-1.81*-22.36MANCASH（高管薪酬）+0.000*3.790.000*4.580.000*13.570.000*14.820.000*4.390.000*4.340.00-1.41-0.00*-2.45FSIZE（公司规模）-0.010*6.240.005*2.77-0.009*-5.45-0.017*-9.36-0.001-0.56-0.010*-3.55-0.01*-4.86-0.01*-8.14YEAR（年度）-控制控制控制控制控制控制控制控制N31633163316331631915191531633163Ad-R20.2360.2340.2450.2400.0930.1080.000*0.000*F89.65*88.60*94.30*91.63*22.72*26.73*57.43*260.23*注：1.*、*、*分别表示10%、5%和1%水平下显著；2.双尾t检验，上方数字为变量回归系数，下方数字为t值。2. 机构投资者持股与公司业绩间的稳健性检验 在稳健性检验和分组样本进行的回归中，以IACROA为因变量的回归结果与IAEBIT为的回归结果无实质性变化（检测变量的显著性）。因此后文我们都只报告IAEBIT的回归结果。如果机构投资者只投资绩优公司，那么机构投资者持股与公司业绩的正相关关系，体现的可能不是机构投资者的有效监督能力而是较强的选股能力。为了检验可能存在的联立性偏误，我们采用滞后一年的自变量数据来回归，即2004-2005年度的机构投资者持股和控制变量数据，2005-2006年度公司业绩数据，样本分别是955和960个。表5中回归（5）和（6）是IAEBIT分别与滞后一期的机构持股比例和持股机构数目及控制变量的回归。IVPER和IVNUM与IAEBIT间仍然表现出显著正相关，机构投资者持股与公司业绩间的显著正相关关系在采用滞后一年的数据后依然存在，这至少说明两者间的内生性问题并不是很严重，体现的是机构投资者的有效监督能力。但如果机构投资者在公司中持股时间的较长（一般指跨越一个会计年度），即使采用滞后一年的自变量数据回归也不能完全解决联立性偏误问题。我们选用总股份数目的对数（SUMSTOCK）和股东数目的对数（SUMIVEST）作为机构持股比例和持股机构数目的工具变量，采用两阶段回归来得到一致估计量，结果见回归（7）和（8）。回归（7）中IVPER的系数在统计上正显著，说明把总股数对数（SUMSTOCK）作为工具变量后，IVPER与公司业绩的显著正相关关系没有变化。回归（8）中IVNUM与公司业绩间也保持显著正相关。3.机构投资者持股的不同情况与公司业绩表5的回归结果表明，不管是混合横截面数据回归、滞后一年的自变量数据回归还是使用工具变量的两阶段回归，IVPER和IVNUM与公司业绩都保持显著正相关，支持假设1。一个更深入的问题是，此结论是不是对所有机构投资者持股的公司都成立？Maug27发现机构投资者影响公司决策的努力程度取决于其持股情况，如果机构投资者持股比例较高、换手率较低或持有时间较长，其会有更大动机去监管公司管理层行为。祁斌，黄明，陈卓思28，29，30根据机构投资者持股比例的中值，把样本分为高持股比例和低持股比例两个子样本，发现高比例机构持股公司的股票波动明显下降，存在较明显的惯性现象，而机构持股比例较低的股票存在明显反转现象 陈卓思、高峰、祁斌（2008）的研究中，也把机构投资者分为高比例持股和低比例持股，来分别检验股票收益率变化与机构持股之间的关系。李青原31发现机构投资者持有公司的股权比例和监督成本等因素决定了机构投资者是否积极参与公司治理。那么一个值得关注的问题是，机构投资者持股与公司业绩的正相关关系会不会因为持股比例高低和机构数目多少而改变呢？表6 机构投资者与公司业绩的分组检验公司业绩均值均值差异（T检验）机构持股比例高比例组中比例组低比例组高低组间高中组间中低组间0.035-0.0130 -0.02518.324*13.737*4.103*持股机构数目多数目组中数目组少数目组多少组间多中组间中少组间0.035 -0.007-0.02719.786*11.224*6.704*注：1.*、*、*分别表示10%、5%和1%水平下显著。我们以机构持股的三分位点为依据，将总样本分为三组，对机构投资者持股的不同情况与公司业绩之间的关系进行检验，具体结果见表6的单变量t检验。可以看出，高低组间、高中组间和中低组间的公司业绩都在1%的水平上显著差异。同样，在持股机构数目不同的组之间，公司业绩也在1%的水平上存在显著差异。这些分组检验的结果再一次说明了机构投资者持股比例的高低和持股机构数目的多少对公司业绩产生作用，机构投资者持股比例较高、拥有较多机构投资者的公司，其公司业绩更高。基于机构持股组间公司业绩存在的显著差异，在此本文以机构持股的三分位点为依据，将总样本分为三组并分别进行回归。表7是以机构持股比例为依据分组的回归结果，其中回归（1）和（2）是对机构持股高比例组，IAEBIT分别与IVPER和IVNUM及控制变量的回归。回归（3）和（4），回归（5）和（6）分别对机构持股中比例组和机构持股低比例组进行的回归。在表7的回归（1）和（2）中，无论是IVPER还是IVNUM都与IAEBIT在1%水平上显著正相关。在回归（3）和（4）中，IVPER和IVNUM仍表现出显著正相关，但显著性水平的t值从回归（1）和(2)中的7.70、7.20下降到3.78、3.02，假设1的有效监督者角色假说再次得到验证。与前四个回归结果不同的是，在回归（5）和（6）中，IVPER和IVNUM表现出显著负相关，这符合假设2的预测。纵观三组子样本中IVPER和IVNUM回归系数的符号、统计显著性的变化规律，可以发现，当机构持有高比例股份时，机构投资者的行为更符合有效监督假说，更愿意去监督公司管理层及公司运行情况。而当机构持股较低时，机构投资者的行为更符合利益冲突假说和战略结盟假说，此时机构投资者往往充当着利益攫取者角色，无助于改善公司业绩。表7 机构持股比例与公司业绩进一步研究的回归结果预期符号高比例回归（1）高比例回归（2）中比例回归（3）中比例回归（4）低比例回归（5）低比例回归（6）常数项0.084*1.940.176*3.88-0.147*-2.46-0.081-1.25-0.467*-3.24-0.574*-3.91IVPER（机构持股比例）+0.001*7.700.004*3.78-0.035*-1.76IVNUM（持股机构数目）+0.001*7.200.002*3.02-0.020*-3.79IND（独董占比）+0.0090.22-0.004-0.09-0.014-0.27-0.021-0.390.1161.160.1231.24BSIZE（董事会规模）-0.002*-2.67-0.002*-2.890.0010.040.0020.160.008*3.650.008*3.79DUAL（同一人）-0.003-0.67-0.001-0.23-0.005-0.08-0.001-0.160.0100.800.0110.83STATE（国有股比例）-0.009-1.41-0.013-1.990.0070.790.0070.780.107*5.830.104*5.77MANSTOCK（高管持股）+0.0770.960.0590.730.156*1.750.1251.386.820.378.970.49DEBT（资产负债率）-0.106*-10.83-0.096*-9.57-0.132*-11.85-0.126*-10.86-0.238*-10.76-0.250*-11.21MANCASH（高管薪酬）+ 0.004*4.550.005*4.970.006*3.170.005*3.27-0.002*-3.600.002*-3.58FSIZE（公司规模）-0.001-0.24-0.005*-2.100.009*3.340.006*1.970.031*4.570.037*5.32YEAR（年度）控制控制控制控制控制控制N105410541054105410551055Ad-R20.2350.2300.1560.1520.1650.174F30.40*29.56*18.72*18.16*19.95*21.19*注：1.*、*、*分别表示10%、5%和1%水平下显著；2.双尾t检验，上方数字为变量回归系数，下方数字为t值。表8是以持股机构数目为依据分组回归的结果。其中回归（1）和（2）是利用持股机构多数目的样本组，将IAEBIT分别与IVPER和IVNUM进行的回归。回归（3）、（4）和回归（5）、（6）分别是利用持股机构中数目组和持股机构低数目组进行的回归。在表8的回归（1）和（2）中，无论是IVPER还是IVNUM都与IAEBIT在1%水平上显著正相关。回归（3）中，IVPER与IAEBIT显著正相关，但t值由回归（1）的7.92降为2.72。在回归（4）中，IVNUM的系数不再显著。在回归（5）中IVPER的系数符号为负但不显著，而在回归（6）中IVNUM与IAEBIT表现出显著负相关。回归结果在分组样本中的变化趋势，与表6基本一致：在持股机构多数目组和中数目组的公司，机构投资者能够有效监督公司的管理层，有效监督假说得到证明；在持股机构少数目组中，机构投资者持股对公司业绩产生负面影响，支持机构投资者的利益冲突和战略同盟假说。进一步分析的结果总体表明，机构投资者在公司治理中扮演的角色视其持股情况而定。当机构投资者持股比例较高或持股机构数目较多的时候，机构投资者有动机且有能力监督公司管理层，因而有助于提升公司业绩；当机构持股比例较低或持股机构数目较少的时候，机构投资者更可能和管理层合谋，损害其他股东利益，从而对公司业绩产生负面影响。机构投资者的有效监督者角色和利益攫取者假说在我国同时成立。本文的结论与Shleifer and Vishny1只有拥有大量股权的机构投资者才会有足够的动力去监督管理层的观点一致，也支持Pound12关于机构投资者在公司治理中发挥作用的三种假说。表8 持股机构数目与公司业绩进一步研究的回归结果预期符号多数目回归（1）多数目回归（2）中数目回归（3）中数目回归（4）少数目回归（5）少数目回归（6）常数项0.220*5.200.321*7.63-0.238*-3.32-0.210*-2.94-0.526*-3.88-0.532*-3.94IVPER（机构持股比例）+0.001*7.920.001*2.72-0.001-0.23IVNUM（持股机构数目）+0.001*8.010.0031.22-0.026*-3.30IND（独董占比）+-0.018-0.43-0.032-0.770.148*2.660.146*2.620.0580.640.0530.59BSIZE（董事会规模）-0.003*-3.42-0.003*-3.710.0011.020.0011.070.007*3.100.007*3.13DUAL（同一人）-0.0020.340.0040.800.0010.090.0010.130.1771.490.0171.46STATE（国有股比例）-0.002-0.30-0.005-0.77-0.004-0.44-0.005-0.580.118*7.050.117*7.05MANSTOCK（高管持股）+0.128*1.930.0991.480.0790.800.0740.756.9900.508.320.59DEBT（资产负债率）-0.093*-9.91-0.080*-8.41-0.133*-10.48-0.131*-10.14-0.222*-10.91-0.227*-11.16MANCASH（高管薪酬）+0.004*4.990.005*5.220.005*3.090.006*3.35-0.001*-2.77-0.001*-2.76FSIZE（公司规模）-0.006*-3.35-0.011*-5.730.011*3.120.009*2.590.034*5.430.037*5.78YEAR（年度）控制控制控制控制控制控制N1048104886786712481248Ad-R20.2420.2430.1550.1490.1560.163F31.33*31.49*15.44*14.80*21.91*23.08*F30.40*29.56*18.72*18.16*19.95*21.19*注：1.*、*、*分别表示10%、5%和1%水平下显著；2.双尾t检验，上方数字为变量回归系数，下方数字为t值。五、结论与政策建议本文选取2004-2006年间有机构投资者持股的3163个上市公司为样本，利用机构持股比例和持股机构数目数据，实证检验机构投资者持股对公司业绩的影响，以此考察机构投资者在公司治理中是有效监督者角色还是利益攫取者角色。研究结果表明：（1）在全部样本中，机构投资者持股与公司业绩正相关，机构投资者在公司治理中扮演着有效监督者角色，改善了公司业绩；（2）在分组样本中机构投资者持股较高的公司，机构投资者持股与公司业绩显著正