境外机构投资者与公司业绩理论与证据

境外机构投资者与公司业绩理论与证据

一、研究问题的提出外国机构投资者在新兴股票市场发展中的作用是关于金融自由的讨论的一个重要问题。在经济全球化背景下，对外开放是新兴资本市场发展的必然趋势。从有序开放的战略安排出发，合格境外机构投资者（QualifiedForeignInstitutionalInvestors，下文简称QFII）制度的意义之一在于培育战略性机构投资者，完善上市公司治理。以上分歧产生的关键在于，大量现有实证研究侧重于研究机构投资者持股与公司业绩的相关关系，忽略了对以下两类内生性问题的处理：第一类，机构持股可能与一些难以观测但显著影响公司业绩的变量相关，带来遗漏变量偏误（omittedvariablebias），这些遗漏信息在一定时期内多为非时变因素，如企业社会资本（如与政府、金融机构关系）、企业文化等；第二类，QFII持股与公司业绩之间可能存在相互作用，而这会带来联立性偏误（simultaneousbias），使得研究者难以区分是业绩优良的上市公司吸引了QFII投资，还是QFII的参股提升了上市公司业绩。本文采用面板固定效应模型与工具变量法相结合的方法，尝试对境外机构投资者持股与我国上市公司业绩间的因果关系进行研究。在面板固定效应模型下，上市公司个体特质性因素被剔除，遗漏变量问题得到了较好的控制。为减轻公司业绩对机构持股的反向干扰，我们基于以往研究将上一期QFII、国内机构投资者持股比例作为本期持股比例的代理变量（本文主要贡献如下，第一，建立机构投资者参与公司治理的决策行为模型。权衡成本与收益后，持股比例低的QFII没有激励参与公司治理，而持股比例高的国内机构投资者则有动力成为“价值创造者”。相比于以往研究，本文理论模型将机构投资者作用由监督扩充至监督和提供增值服务，同时基于参与公司治理所需的沉没成本将机构投资者分类，并据此对不同情境下最优解进行社会效率评估。第二，从实证角度对理论假说予以验证。实证部分创新之处在于对遗漏变量和反向因果两类内生性问题的处理。通过综合运用面板固定效应模型与工具变量法，本文从因果角度回答了境外机构投资者参股是否提升了上市公司业绩的问题。本文后续各部分安排如下：第二部分进行文献回顾并基于理论模型提出研究假说；第三部为实证模型设定，重点讨论了内生性问题的处理方法；第四部分为数据描述；第五部分为实证结果展示与分析；第六部分总结全文。二、一般文献与研究假设（一）“价值投资者”倾向“精神下的”关于境外机构投资者是否提升了公司业绩的问题，学术界尚未达成一致观点。一些学者对境外机构投资者的“价值创造”能力持乐观态度。首先，境外机构投资者与当地企业业务往来少、独立性更强，因此会更积极地参与公司治理（相比之下，另外一些研究者认为境外机构投资者仅仅是“价值投资者”，即境外机构投资者仅仅是选择了绩优公司进行投资，但并未对公司业绩的提升做出实质性贡献。首先，境外机构投资者的本土化程度较低，参与公司治理成本较高（（二）基于社会效率最优成本的参与主体关系本节建立单期博弈模型，研究机构投资者是否会通过参与公司治理来提升公司业绩。如果参与，那么机构投资者可对公司内部人实施监督以防止其侵占中小股东利益。在此基础上，机构投资者还可以基于自身专业知识为公司提供增值服务。但是，机构投资者参与公司治理是需要支付成本的。由于公司治理具有公共品属性，机构投资者仅能依据持股比例部分地享受自身努力带来的收益，因此机构投资者需权衡利弊以决定是否参与公司治理。相比于以往研究（如首先，考虑如下目标函数：假设公司存在两个外部股东：国内机构投资者D和境外机构投资者F,下文分别从全体外部股东收益最大化、单个机构投资者自身收益最大化两个角度出发，讨论不同情况下各个机构投资者参与公司治理的最优成本支出。随后以前者社会最优（socialoptimum）为参考标准，对后者最优结果的社会效率进行评判。1．机构投资者参与公司治理决策：全体外部股东收益最大化其中k2．机构投资者参与公司治理决策：个体收益最大化当C当C设f′（·）反函数为h（·），两者均单调递减。当国内机构投资者和QFII投资收益分别达到最大时有：由假设可知“持股量最大机构股东存在且唯一”，因此(1）若反证法：设此时策略组合为纳什均衡。不失一般性，给定境外机构投资者策略不变，设国内机构投资者将其有效成本由C(3)(4)国内机构投资者已获得最高收益，没有动力改变其支付。不妨令境外机构投资者改变其策略，将不支付成本的策略改为支付一些成本，有综上，我们发现当国内机构投资者为最大外部机构股东时，纳什均衡为国内机构投资者承担全部监督/增值服务成本，境外机构投资者搭便车，该解达到社会效率最优；当境外机构投资者为最大外部机构投资者时，求解过程与上文类似，纳什均衡解为境外机构投资者承担全部成本结论1：国内机构投资者有激励参与公司治理，承担全部监督及增值服务成本，是公司价值创造者。结论2：境外机构投资者没有激励参与公司治理，难以成为公司的价值创造者。三、工具变量选择的合理性基于以上讨论，建立如下计量模型：其中y上述主模型中我们使用每股收益作为衡量公司业绩的代理变量。每股收益作为测定股票投资价值的基础性指标，可以综合反映公司绩效。稳健性检验中我们还尝试使用净资产收益率、总资产净利率、市值/账面等其他衡量公司绩效的指标。国内机构投资者范围涵盖基金、保险公司、社保基金、券商、信托公司、财务公司和其他非金融上市公司。由于国内外机构投资者持股可能存在趋同的“羊群行为”，因此需将国内机构投资者持股纳入模型以防遗漏变量问题。控制变量包括资产负债率、每股盈利增长率、A股总股本对数、总权益对数和每个季度的虚拟变量。式（1）中γ和对于遗漏变量问题，首先我们充分利用数据结构的优势，运用面板固定效应模型剔除个体非时变因素，如企业所在行业、成立年限、地区、社会资本（与政府、金融机构、其他企业关系等）、企业文化等（计量检验表明，固定效应模型优于最小二乘和随机效应模型）。其次，我们基于以往研究在模型中引入控制变量，包括度量企业财务风险的资产负债率，度量企业成长性的每股盈利增长率，度量企业规模的A股总股本对数和总权益对数和度量时间趋势的季度虚拟变量（对于反向因果问题，我们首先用上一期机构持股比例作为本期持股比例的代理变量，缓解公司业绩对持股比例的反向干扰（工具变量选择的合理性主要体现在“股权结构与公司业绩无关”的结论上。本文工具变量的合理性体现在以下几个方面，第一，模型结果不受公司个体异质性干扰。公司自身特点，如行业、企业社会资本等会影响公司股权结构和业绩，固定效应模型下，公司个体效应得以剔除。第二，股权结构内生性问题得以控制。为保证上文对内生性问题的处理是有效的，本文首先运用计量检验（过度识别检验和识别不足检验验）来验证工具变量的合理性。在过度识别情况下，我们可以检验工具变量是否外生。Hansen过度识别检验的原假设为“所有工具变量均与干扰项不相关”，模型中只要有一个变量不是外生的，检验结果就会拒绝原假设。相应地，识别不足检验是用来判断工具变量与内生变量间相关性的强弱，拒绝则表明不存在识别不足问题。除上述计量检验以外，本文还进行了反事实检验（falsificationtest），模型设定如式（2）所示。由于机构投资者未来持股不会影响公司当前业绩，因此当使用国内、境外机构投资者未来持股比例作为解释变量，公司未来股权结构作为工具变量对本期公司业绩进行回归时，从经济含义上讲，机构持股变量系数此外，本文还进行了一系列稳健性测试。第一，基于机构持股情况分别对机构持股公司（剔除机构投资者投资额为0的上市公司样本）、国内机构投资者为最大外部股东的公司、QFII为最大外部股东的公司这三类子样本进行稳健性检验。第二，基于投资者类型将机构投资者分类（QFII、基金、保险、社保、券商、财务公司和信托）并进行稳健性检验。第三，对盈利公司样本进行稳健性检验，并尝试使用净资产收益率、总资产净利率、市值/账面作为衡量公司业绩的指标。第四，我们在模型中引入公司实际控制人控制权与所有权的分离度，验证工具变量的合理性。第五，在原有工具变量基础上引入新工具变量，测试结果稳健性。第六，基于四、研究设计与变量描述本文选取2008年12月31日前沪深两市上市的A股上市公司作为研究对象进行实证研究，数据频率为季度。实证研究区间为2006年第二季度至2010年第三季度，原因有三。其一，QFII制度起步晚，初期规模小，初期投资的上市公司数量少，因此对我国股市影响有限（据国家外汇管理局统计，2003年至2005年间QFII获批投资额度分别仅为17亿、17.75亿、22.2亿美元，累计投资额度不到沪深两市总市值1.5%）。相比之下，2006年QFII新增额度升至34亿美元，累计投资额度90.95亿美元，因此从2006年开始取样更为恰当。其二，2006—2010年，中国股市经历了一个完整的上升、下降周期，以此为研究区间可以较好地反映长期趋势，排除因仅研究牛市或者熊市而带来的结果不稳健的顾虑。其三，时间跨度为5年，基本满足研究区间内一些难以观测的企业特征（如企业社会资本、企业文化等）不发生明显改变的假设。机构投资者持股（主要解释变量）：QFII季度持股明细来自财讯网（http：//），国内机构投资者季度持股明细来自Wind金融数据库。上市公司财务指标：每股收益（因变量）、净资产收益率（因变量）、总资产净利率（因变量）、A股总股本、权益、负债、资产、股价等来自Wind金融数据库。除股价为日度数据外，其余数据均为季度数据。上市公司股权结构（工具变量）：前五大股东季度持股明细来自Wind金融数据库，实际控制人控制权与所有权分离度的年度数据来自CSMAR数据库。特别说明的是，鉴于机构投资者投资组合的保密性，上市公司报表仅公布前十大流通股股东明细，损失了一些机构投资者的非重仓股信息。不过这对我们的结论并不构成干扰，因为在低持股比例之下QFII不会有激励提升公司业绩，因此下文关于QFII不是“价值创造者”结论仍不失稳健性。本文从三方面对数据进行预处理：(1)统一数据频率，将非季度频率数据调整为季度数据；(2)产生新变量，根据各家QFII的季度持股明细计算全体QFII对各家上市公司的季度持股比例，根据各家上市公司日度股价数据计算季度平均股价，进而计算市值账面化；(3)为排除异常值的干扰，对每股收益、净资产收益率、总资产净利率、市值账面比、资产负债率、权益进行了1%水平上的缩尾（Winsorize）处理。表2为主要变量的描述性统计。全部变量均经单位根检验，确认为平稳序列。研究期间内，我国上市公司平均季度每股收益为0.07元。股本结构上，第一大股东平均持股比例为36.02%，前三大股东平均持股比例为48.55%，股权结构集中。国内全体机构投资者的平均持股比例明显高于QFII平均持股比例，前者参与公司治理的激励更强。需要指出的是，境外机构投资者的投资额度受到政策管制，这使得其参股的上市公司数目明显低于国内机构投资者，即相当一部分上市公司的外部股东中仅有国内机构投资者而没有QFII，这大大拉低了QFII的平均持股比例。当分别以国内机构投资者参股、QFII参股的上市公司为研究对象进行统计后，我们发现国内机构投资者、QFII的平均持股比例分别为24.74%、2.74%，两者间差距大大缩减。进一步地，将机构投资者细分为QFII、基金、保险、社保、信托、财务公司和信托等后，发现QFII平均持股比例仅次于基金和社保，是机构投资者重要的组成部分。五、持股影响公司业绩的稳健性检验以下为回归结果。我们首先报告了QFII持股对公司业绩影响的平均效应，随后进行一系列稳健性检验。除特别说明外，下文所有回归的模型设定均为固定效应下的工具变量法。（一）反向因果理论模型筛选结果表明面板随机效应优于普通最小二乘回归（表3第（2）列B-P拉格朗日乘数卡方检验），固定效应优于随机效应（第（3）列Hausman检验）。除遗漏变量问题外，为排除反向因果的影响，我们在固定效应模型中将股权结构类指标作为国内外机构持股的工具变量（第（4）列）。Hansan过度识别检验表明工具变量均与干扰项不相关。第一阶段回归结果及识别不足检验（Kleibergen-PaaprkLMstatistic）表明工具变量与内生变量强相关，排除了弱工具变量的可能性。分析回归结果，从最小二乘、随机效应、固定效应到工具变量估计，随着内生性问题不断得以控制，上一期QFII持股（QFII（二）机构未来持股情况、公司对于公司业绩的影响下文采用反事实检验法对模型设定的合理性予以进一步检验（表4）。我们的研究假说认为国内机构投资者（期初）持股对公司业绩有促进作用，但国内外机构投资者未来持股情况不会影响上市公司当期业绩。如果实证结果表明机构未来持股情况与本期公司业绩显著正相关，则说明原模型仍存在内生性问题。我们用国内外机构投资者的t+2期持股比例（Domestic（三）其他衡量公司业绩指标首先，我们基于机构持股情况进行稳健性检验。上文研究对象为全体上市公司，而部分以往文献则仅以机构持股公司为研究对象（如其次，我们还针对盈利公司子样本进行了稳健性检验（基于式（1））。表5第（4）列表明国内机构投资者持股每增加10%，上市公司每股收益增加0.2%。除每股收益外，我们还使用了其他衡量公司业绩的指标（净资产收益率、总资产净利率、市值账面比），整体上结果稳健。尽管计量检验、反事实检验等已表明固定效应下的工具变量法很好地处理了内生性问题，但我们依然担心一些难以观测的因素会同时影响机构持股和上市公司业绩，进而干扰回归结果。其中一个最可能的因素是控制权与所有权分离度。当控股股东的控制权高于所有权时，两权分离的股权结构为控股股东转移利润、进行关联交易等“隧道行为”提供了便利（除此以外，我们还是积极尝试从不同角度选择工具变量，以此测试研究结果的稳健性。我们注意到在非流通股解禁时期，部分限售股东（大非、小非）会抛售股票，接盘方为各类机构投资者和散户，因此解禁季度虚拟变量与机构持股量相关。此外解禁时间相对于公司业绩是外生的。有鉴于此，在原有3个工具变量的基础上我们将股改解禁日所在季度的虚拟变量作为第4个工具变量（表7第（2）列）。过度识别检验（2.62）、识别不足检验（25.01参考以往研究方法（