机构交叉持股对企业资本配置效率的影响——考虑信息披露质量的中介效应.pdf

会 计 之 友 2023 年 第 22 期一、引言党的二十大报告指出推动经济实现质的有效提升和量的合理增长，强调了提升资本配置效率的紧迫性。经济可持续发展要构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局，而此阶段最重要的影响因素就是企业能否持续提升资本配置效率。在企业资本配置效率影响因素方面，学界主要从企业外部因素和内部因素两方面展开了探讨。从外部因素看，已有文献认为企业资本配置效率的提高既需要政府减少政策不确定性1，又需要市场发挥配置资源的主导作用2，减少市场信息摩擦，推进市场化进程3。从内部因素看，有文献认为企业应主动增加信息披露内容4，加快技术创新5，助力企业高效运行；也有文献认为企业应进行管理层股权激励6，设置合理的管理层结构，进行全面详细的战略分析与决策7，从而科学分配资本要素。综合现有研究看，虽有文献探讨了机构投资者对企业资本配置效率的影响8，但仅从机构投资者单一持股视角出发，忽略了机构投资者同时持股同行业多家企业即交叉持股带来的关联效应对企业资本配置效率的影响。机构交叉持股指机构投资者同时持有同行业多家企业股份。据统计，我国超过 34%的上市企业存在交叉持股机构投资者，美国的比例则达 60%以上，机构交叉持股正成为一种普遍且具有重要经济意义的现象，引起了国内外学者的重视。有研究认为机构交叉持股能降低管理层绩效敏感性，使公司成本降低，利润增加9；也有研究认为交叉持股机构投资者具有天然的信息优势，能发挥信息共享效应和监督效应，促进企业创新10。交叉持股机构投资者积累的管理经验，可帮助他们在信息不对称和严重代理问题情境中更有效地提升企业会计信息可比性11，促进机构交叉持股的同行业企业有效协作，提升企业价值12。但目前将企业资本配置效率和机构投资交叉持股行为联系起来的研究还较为少见，而在我国资本市场“一股独大”、代理问题较重的情境下，机构交叉持股能否对企业资本配置效率产生积极影响需要进一步探讨。此外，信息披露作为企业和利益相关者对话的桥梁，其质量高低影响着企业行为和投资者利益，交叉持股机构投资者具有较强的信息挖掘与传播能力，能够甄别企业披露信息的真实性，信息披露质量是否影响企业资本配置效率值得【基金项目】黑龙江省哲学社会科学研究规划项目（21GLB065）【作者简介】宋丽平（1967），女，黑龙江哈尔滨人，博士，黑龙江省首期会计领军人才，哈尔滨理工大学经济与管理学院教授，研究方向：资本运营、企业价值评估；郑惠雄（1995），男，福建泉州人，哈尔滨理工大学经济与管理学院硕士研究生，研究方向：资本运营【摘要】文章以 20102020 年沪深 A 股上市公司为样本，采用实证分析法研究了机构交叉持股对企业资本配置效率的影响及作用机制。结果表明，机构交叉持股显著提升了企业资本配置效率，持股比例越高，对企业资本配置效率的提升越强。该结论经过 Heckman 两阶段模型回归和更换机构交叉持股衡量标准等检验后依然成立。中介效应探究发现，机构交叉持股通过提高信息披露质量提升企业资本配置效率。此外，低行业竞争度会负向调节机构交叉持股对企业资本配置效率的提升作用。研究对如何持续优化企业资本配置进行了有益探索，为机构交叉持股对企业产生的积极效应补充了新的经验证据。【关键词】机构交叉持股；资本配置效率；信息披露质量；行业竞争度【中图分类号】F272【文献标识码】A【文章编号】1004-5937（2023）22-0070-09考虑信息披露质量的中介效应哈尔滨理工大学经济与管理学院宋丽平郑惠雄70关注。基于上述背景，本文将分析机构交叉持股对企业资本配置效率的影响，并考虑信息披露质量在二者之间的中介作用。相较以往研究，本文的主要贡献在于：第一，为机构交叉持股经济后果的研究提供了新的经验证据。机构交叉持股作为研究热点，尚未完善，已有文献主要基于西方资本市场，而本文探讨中国情境下机构交叉持股对企业资本配置效率的影响，具有一定的现实意义。第二，扩展了资本配置效率的研究视角。本文打破以往有关机构投资者单一持股对企业资本配置效率影响研究的局限，从机构投资者交叉持股视角，揭示机构交叉持股产生的关联效应的积极影响。第三，为监管部门制定政策提供了参考。党的二十大强调要坚持问题导向，聚焦发展中的突出问题，本文考察信息披露质量在机构交叉持股和企业资本配置效率间的中介作用，有助于监管部门找到困扰企业发展和资本市场稳定的关键问题，对症下药，从而规范市场环境、监督市场参与者。二、理论分析与研究假设（一）机构交叉持股与企业资本配置效率有效监督假说表明交叉持股机构投资者会积极参与企业经营管理，发挥协同监督治理效应。相较于非交叉持股的机构投资者，机构交叉持股对企业资本配置效率的影响主要表现在以下两方面。一方面，交叉持股机构投资者更有能力影响企业资本配置效率。同时持股同行业多家企业使交叉持股机构投资者将原本没有关联的企业联结起来，形成联结网络，通过该网络，交叉持股机构投资者可以获取多元化的异质信息，使自身信息搜集能力和投资理财能力得到强化，从而指导个人投资者和其他一般投资者的投资行为。交叉持股机构投资者也可以联合其他机构投资者对上市企业管理层施压，形成一种以交叉持股机构投资者为主导的强大的外部利益相关者集团，并与上市企业大股东或高管博弈，促使企业加强治理，提升资本配置效率。Edmans等13通过研究得出结论：交叉持股机构投资者利用信息优势在资本市场中扮演着信息传播者的角色，通过交易向市场传递有关上市企业的信息，诱发“羊群效应”，个人投资者和其他一般机构投资者采取与他们一致的交易行为，使上市企业的股价发生变动，扼制管理层逆向选择行为，改善企业决策水平。此外，相比单一持股机构投资者，交叉持股机构投资者具有更丰富的行业专业知识和管理经验，他们参与企业治理能够产生正的外部性14。交叉持股机构投资者对特定企业的筹投资信息、业务流程和发展战略等事先把握，当发现管理层提案偏离企业目标时，可以在股东大会行使投票权表示反对，并提出有用建议，提高特定企业资本配置水平的同时对投资组合中其他同行业企业资本配置水平产生积极影响。因此，本文认为交叉持股机构投资者更有能力影响上市企业的资本配置效率。另一方面，交叉持股机构投资者更有动力去影响企业资本配置效率。交叉持股机构投资者具有委托代理关系的双重性：作为资金的代理人，受投资者对投资收益和投资风险的要求，为了让委托人满意，交叉持股机构投资者必须千方百计地了解上市企业经营情况，利用专业团队进行信息搜集与分析并作出合理决策，督促上市企业提升资本配置效率；作为股东，交叉持股机构投资者将资金投入同行业多家企业，出于投资组合收益最大化的目的，有参与监督治理企业的强烈愿望，这意味着需要获得足够多的企业相关信息和持股，为此付出的代价是惊人的。个人投资者由于投入资金较小，信息获取能力有限，他们不愿意去监督上市企业，偏爱“用脚投票”的方式进行短期投机牟利，而交叉持股机构投资者则不同，由于同行业企业间的经济共性，为监控一家企业所搜寻获取的信息有助于更好地分析和监督投资组合中其他同行业公司，这种信息共享产生的规模经济降低了监督成本15，使赚取的收益大于支出，且单位收益随着单位成本的递减而递增，持股比例越大，这种效应越明显16。此外，出于对市场份额和利润的争夺，同行业企业间会通过诸如盈余管理等行为相互施加负外部性，以影响竞争对手，使其决策产生失误。而交叉持股机构投资者同时持股同行业多家企业，企业间摩擦会损害其利益，故会减少竞争企业的敌对行为，加强同行业企业合作，内部化负外部性17，最终提升企业资本配置效率。因此，本文认为交叉持股机构投资者更有动力影响上市企业的资本配置效率。综合上述情况，本文提出假设 1。假设 1：机构交叉持股能够提升企业资本配置效率。（二）机构交叉持股、信息披露质量和企业资本配置效率在市场不完全信息环境下，散布于市场中的信息远非完全信息，真实信息、虚假信息和噪音交织在一起，而高质量的信息披露对企业资本分配决策和市场有效程度具有重要影响。首先，Coase 的公司理论认为公司的实质是利益相关者订立的契约集合，而契约关系的维持需要成本，高质量的信息披露能减少维持成本，使管理层和利71会 计 之 友 2023 年 第 22 期益相关者的沟通更加充分有效，有利于二者形成良好的互信机制，稳定契约关系。因此，企业管理层在进行资本分配时不会因为业绩压力而出现短视行为，为资本配置效率提升提供了保障。其次，由信号传递理论可知信息披露质量越高的企业越主动对外披露信息，这使市场的有效信息增加，可以减少股票价值评估的预测偏差，让资本市场定价效率提升18，也可以减少股票回报波动，降低企业融资约束19，从而吸引潜在投资者，避免企业出现碰到好的经营扩张或者投资机会却资金不足的情况，为企业进行经营和投资决策提供优良环境。新古典经济学假定“经济人”都是自利的，一方面管理层出于构建商业帝国或私人获利的动机，可能会利用信息披露影响信息在投资者间的分布，实施机会主义行为；另一方面由于担心专有信息被竞争对手利用而削弱企业竞争优势，管理层主动进行信息披露的积极性不高。这些问题导致上市企业信息披露质量不高，并产生连锁反应，造成股票流动性降低、资本成本上升，使企业资本不足，无法长远发展。而交叉持股机构投资者持股比例大，他们着眼于长期可持续回报，会主动参与企业经营管理，促使信息披露质量提升。已有研究表明，交叉持股机构投资者可以通过建立联结网络将特定企业信息披露产生的外部利益内部化20，使该企业信息披露收益增加，信息披露的担忧也因此减少。另外，交叉持股机构投资者具有较强的信息甄别能力，当识别出上市企业有虚假或者选择性披露行为时，会通过投票、修改薪酬契约或委派人员进行管理层更换等方式对管理层施压21；若出现重大遗漏，交叉持股机构投资者还会采取行动要求监管部门进行制裁。在解雇和监管压力下，管理层自利动机被抑制，会勤勉尽责，提高信息披露质量；而随着信息披露质量的提高，企业融资约束问题和管理层决策顾虑问题都得到缓解，企业能够更加有效配置资本。因此，交叉持股机构投资者具有动机提高信息披露质量，发挥高质量信息披露的积极作用促进企业资本配置效率提升。基于上述分析，本文提出假设 2。假设 2：信息披露质量在机构交叉持股与企业资本配置效率之间起中介作用。三、研究设计与模型构建（一）样本选择与数据来源本文以 20102020 年沪深 A 股上市公司为样本，按以下原则筛选：（1）剔除金融业的样本；（2）剔除数据缺失或异常的样本；（3）剔除 ST 和*ST 的样本。样本数据来自CSMAR 数据库和 RESSET 数据库，为避免极端值的影响，对连续变量进行了 1%的缩尾处理，统计分析工具使用Stata17.0。（二）变量设定1.机构交叉持股借鉴 Jun-Kook 等22的做法，从两个维度衡量机构交叉持股：（1）是否存在机构交叉持股（CoInsti1），企业在某一年四个季度中任何一个季度存在同时持有同行业两家及以上企业不少于 5%股份的机构投资者时 CoInsti1 取1，反之则取 0；（2）机构交叉持股比例（CoInsti2），表示企业某一年度机构交叉持股比例之和。2.资本配置效率以往研究多从投资活动角度以投资效率衡量企业资本配置效率23，忽略了经营活动的影响。为了更全面衡量企业资本配置效率，本文借鉴王竹泉等24的做法，从营业活动重分类视角，考虑企业资本在各个营业活动间分配的基础上计算资本配置效率。计算过程如下：第一，根据界定的经营活动和投资活动计算总资本回报率、经营活动资本回报率以及投资活动资本回报率。计算过程如表 1 所示。第二，利用第一步计算所得指标进一步计算出企业资本配置效率，公式如下：ECA=（ri，tRiski，t-rj，tRiskj，t）（ci，t+ci，t-1Ct-Ct-1-cj，t+cj，t-1Ct+Ct-1）（1）其中，ECA 表示资本配置效率，ri，t表示投资活动回报率，rj，t表示经营活动回报率，ci，t表示期末投资活动资本，cj，t表示期末经营活动资本，Ct表示期末总资本，ci，t-1表示期初投资活动资本，cj，t-1表示期初经营活动资本，Ct-1表示期初总资本。Riski，t表示投资活动风险，Riskj，t表示经营活动风险，二者计算公式如下：Riskx，t=1T-1Tt=1移（rx，t-1TTt=1移rx，t）2姨，T=3，x=i or j（2）其中，x=i 表示投资活动，x=j 表示经营活动。式（2）中用企业第 t-1 年至第 t+1 年营业活动回报率的滚动取值的标准差衡量营业活动风险。通过上述公式计算的 ECA 值越大，表示企业资本在各营业活动间的分配越合理，资本配置效率越高。3.信息披露质量由于投资者最关心的是企业的盈利，故本文以盈余72管理程度衡量信息披露质量，通过修正的琼斯模型计算。具体计算过程如下：TAtAt-1=琢0+琢11At-1+琢2驻REVt-驻RECtAt-1+琢3PPEtAt-1+琢4ROAt-1+着t（3）NDAt=琢0+琢11At-1+琢2驻REVt-驻RECtAt-1+琢3PPEtAt-1+琢4ROAt-1（4）DAt=TAtAt-1-NDAt（5）其中，TAt表示第 t 年的经营性应计项目的总额，用营业利润与经营活动现金流量净额的差值表示；At-1表示第t-1 年的年末总资产；驻REVt表示第 t 年营业收入变动额；驻RECt表示第 t 年应收账款的变动数额；PPEt表示公司第t 年末固定资产原值；ROAt表示公司第 t 年的总资产报酬率；着t为随机干扰项。分年度分行业对式（3）进行截面回归，得到回归系数，然后利用式（4）计算出正常经营性应计项目额，再用式（5）计算出可操纵性应计项目 DAt，信息披露质量用 DAt的绝对值的相反数表示，该值越大，信息披露质量越高。4.控制变量参考已有关于资本配置效率的研究，本文在公司经营与财务特征层面控制企业规模（Size）、产权性质（SOE）和资产负债率（Lev），成长性与盈利能力层面控制托宾 Q（TobinQ）、资产收益率（ROA）及总资产周转率（TAT），公司治理层面控制两职合一（Dual）及高管薪酬（ExeComp），外部监督层面控制分析师关注（Analyst）、审计费用（AuditFee）及是否国际四大审计（Big4）。此外，还控制了行业（Industry）和年份（Year）的影响。各变量具体说明如表 2 所示。（三）模型构建本文构建以下模型进行假设验证：ECAi，t=0+1CoInstii，t+2Controlsi，t+Industry+Yea+着i，t（6）在模型（6）中，ECAi，t表示企业资本配置效率；CoInstii，t表示上市公司机构交叉持股的情况，用 CoInsti1、CoInsti2表示；Controlsi，t表示控制变量的集合；Industry 和Year表示年份和行业固定效应；着i，t表示误差项；0、1和 2为变量的回归系数。四、实证分析（一）描述性统计表 3报告的结果显示，被解释变量资本配置效率（ECA）的均值为 0.2734，标准差为 0.6853，最小值为-11.1495，最大值为 13.8502，说明样本中部分企业将资本分配到无法提升效率的经营活动或者投资活动中，企业间的资本配置效率存在较大差异。解释变量是否存在机构交叉持股（CoInsti1）的均值为 0.1384，说明研究样本中有 13.84%的企业存在机构交叉持股；机构交叉持股比例（CoInsti2）的均值为 4.00%，最大值为 92.53%，说明部分交叉持股机构投资者持股已达到可以对企业施加影响的水平。CoInsti1 和 CoInsti2 的标准差分别为 0.3454 和 0.1237，都大于它们的均值，说明企业间的机构交叉持股特征呈现较大的差异性。此外，本文还进行了独立样本组间均值和中位数差异检验。将样本按是否存在机构交叉持股进行分组，对变量进行差异性检验，结果如表 4 所示。可以看出存在机构投资活动经营活动资本货币资金+交易性金融资产+可供出售金融资产+持有至到期投资+一年内到期的非流动资产+长期股权投资+长期债券投资+投资性房地产-交易性金融负债总资本-投资活动资本回报投资收益+R对联营企业和合营企业的投资收益+公允价值变动损益总资本回报-投资活动回报回报率投资活动回报/投资活动资本均值经营活动回报/经营活动资本均值总营业活动总资产+存货跌价准备+其他应收款减值准备+预付账款减值准备+应收账款减值准备-应付票据-应付职工薪酬-应付账款-其他应付款-预收账款-应交税费-其他流动负债-交易性金融负债-预计负债-递延所得税负债-其他非流动负债利润总额+财务费用+R对联营企业和合营企业的投资收益-汇兑损益总资本回报/总资本均值表 1营业活动及回报界定注：R 为所得税税率 25%。73会 计 之 友 2023 年 第 22 期变量类型变量代码变量计算被解释变量ECA（投资活动资本回报率/投资活动风险-经营活动资本回报率/经营活动风险）（投资活动资本占总资本比例-经营活动资本占总资本比例）解释变量CoInsti1企业在某一年度任何一个季度是否存在同时持有同行业两家及以上企业不少于 5%股份的机构投资者，有取 1，否则取 0CoInsti2企业某一年度机构交叉持股比例之和Big4由国际四大会计师事务所审计取 1，否则取0变量名称企业资本配置效率是否存在机构交叉持股机构交叉持股比例是否国际四大审计中介变量IDQ利用修正的琼斯模型计算得出信息披露质量控制变量企业规模Size总资产的对数资产负债率Lev总负债/总资产高管薪酬ExeComp高管前三名薪酬总额的对数产权性质SOE企业为国有企业取 1，否则为 0托宾 Q 值TobinQ总市值/总资产资产收益率ROA2净利润/（总资产期初余额+总资产期末余额）总资产周转率TAT营业收入/总资产两职合一Dual董事长与总经理为同一人取 1，否则取 0审计费用AuditFee企业审计费用合计的对数分析师关注Analyst在一个年度内企业被分析师跟踪的数量表 2变量说明交叉持股（CoInsti1=1）的样本组资本配置效率（ECA）的均值和中位数均高于不存在机构交叉持股（CoInsti1=0）的样本组，且均值差和中位数差均在 1%的水平上显著，说明存在机构交叉持股的企业资本配置效率高于无机构交叉持股的企业，初步支持了假设 1。（二）相关性分析表 5 为本文变量间的相关系数检验结果。变量间是否存在多重共线性的相关系数判断临界点为 0.8，两变量间相关系数高于 0.8，说明变量间可能存在共线性，将影响回归结果，反之则不存在影响。由表 5 可知，是否存在机构交叉持股（CoInsti1）与机构交叉持股比例（CoInsti2）的相关系数为 0.8063。这是因为这两个指标是机构交叉持股的两个维度衡量指标，将分别进行回归，故不存在多重共线问题。其他变量间的相关系数均小于 0.8，因此本文变量间不存在显著的多重共线性，满足进行下一步回归分析的条件。（三）基本回归结果分析表 6 为机构交叉持股与资本配置效率的基本回归结果。具体而言，考虑行业和年度效应后，是否存在机构交叉持股（CoInsti1）的系数为0.0652，在 1%的水平上显著，表示存在机构交叉持股可以使企业资本配置效率提升 6.52%；机构交叉持股比例（CoInsti2）的系数为 0.1325，在 5%的水平上显著，表示机构交叉持股比例每增加 1%，企业资本配置效率将提高 13.25%。由此可见，原本没有关联的同行业企业通过交叉持股机构投资者联结起来后，其资本配置效率得到显著提升，基本回归结果支持本文的假设 1。（四）信息披露质量的中介效应检验参考温忠麟和叶宝娟25的中介效应模型，用逐步回归法进行中介效应检验，模型具体如下：IDQi，t=滋0+滋1CoInstii，t+滋2Controlsi，t+Industry+Year+着1（7）ECAi，t=棕0+棕1CoInstii，t+棕2IDQi，t+棕3Controlsi，t+Industry+Year+着2（8）首先对模型（6）进行回归，其次在系数 1显著的情况下对模型（7）和模型（8）进行回归。若系数滋1和棕2均显著，则中介效应显著。此时若系数棕1也显著，则信息披露质量发挥了部分中介效应，否则为完全中介效应。检验结果如表 7 所示。由表 7 列（1）和列（3）可知，机构交叉持股（CoInsti1 和 CoInsti2）的系数均在 10%的水平上显著为正，说明机构交叉持股能正向影响信息披露质量；列（2）和列（4）中，信息披露质量（IDQ）的系数在 1%的水平上具有正向显著性，表示中介效应存在，而机构交叉持股的系数也显著为正，说明信息披露质量在机构交叉持股与企业资本配置效率之间起部分中介作用。进行 Bootstrap 检验，置信区间不包括 0 值，即在 5%水平上显著，表明中介效应成立，假设 2 得到验证，意味着交叉持股机构投资者利用信息和管理经验优势，通过提升信息披露质量促进了企业资本配置效率的提升。74（五）稳健性检验1.Heckman 二阶段模型回归通常机构投资者选择上市公司投资并不是随机的，会根据企业资本配置效率水平有选择地投资，即存在样本选择偏误问题。为了排除此影响，本文使用 Heckman 二阶段模型进行检验。第一阶段，利用构建的模型（4）进行Probit 回归，考察上一期的公司特征变量与是否存在机构交叉持股（CoInsti1）的相关性，计算出逆米尔斯比率（Imr）。第二阶段，将逆米尔斯比率（Imr）作为控制变量加入模型（3）进行回归，以纠正样本选择偏误对本文结论的干扰。CoInsti1i，t=渍0+渍1LagControlsi，t+滋i，t（9）其中，CoInsti1i，t表示公司 i 在 t 年是否存在机构交叉持股，LagControlsi，t为控制变量的集合，i，t为回归残差。选择滞后项是因为机构投资者通常是根据企业上一期的财务报表信息来决定是否进行投资。检查结果如表 8 第（1）列所示，逆米尔斯率（Imr）的回归系数在 1%水平上显著，表示机构交叉持股的分布确实存在偏差，因此考虑样本选择偏误问题的影响是必要的。加入控制变量Imr 后，机构交叉持股比例（CoInsti2）的系数为 0.1642，在 1%的水平上具有统计显著性，与基本回归结果一致，说明在考虑样本选择偏误影响后，基本回归结论保持稳健。2.更换机构交叉持股衡量标准为了更加全面地考察资本市场的机构交叉持股情况，本文将机构交叉持股的衡量标准改为 3%。变更判定标准后的回归结果如表 8 列（2）和列（3）所示，是否存在机构交叉持股（CoInsti11）和机构交叉持股比例（CoInsti22）的系数均显著为正，基本回归结论依旧成立。3.考虑宏观行业因素由于样本期间部分行业会出现周期性变化，国家出台的诸如货币政策、税收政策等宏观经济政策会对不同行业企业的经营和投资环境产生影响，交叉持股机构投资者可能会因此改变投资选择，使得基本回归出现偏误。为了控制（消除）这种偏误，在基本回归模型的基础上加入行业乘以年度的固定效应重新回归，结果如表 8 列（4）和列（5）所示，是否存在机构交叉持股（CoInsti1）和机构交叉持股比例（CoInsti2）的系数均具有正向统计显著性，再次与基本回归结论保持一致。（六）进一步检验：行业竞争度的调节作用较高的行业竞争度可以给企业提供更加规范的外部治理环境，增加市场信息透明度，使信息流动迅速，降低企业代理成本，在此环境下，交叉持股机构投资者能更好地发挥监督效应，激发管理层能力，同时利用资源和信息优势向资本市场传递更多企业相关信息，降低信息不对称程度，促进企业资本配置效率提升。而低行业竞争度环境下，部分企业利用垄断地位获取丰富的垄断利润，市场信息壁垒较高，交叉持股机构投资者即使获取了相关信息，也更愿意利用该信息进行投机以赚取高额短期收益。为了证实这一点，本文以行业内主营业务收入最大的前 5家企业的赫芬达尔指数衡量行业竞争度，赫芬达尔指数变量样本数最小值最大值ECA12 446-11.149513.8502CoInsti112 4460.00001.0000CoInsti212 4460.00000.9253Big412 4460.00001.0000均值标准差0.27340.68530.13840.34540.04000.12370.08270.2754IDQ12 446-4.4288-0.00001-0.46340.4634Size12 44622.60731.359219.144428.6365Lev12 4460.45100.20020.00711.0181ExeComp12 44614.46210.751211.066618.0490SOE12 4460.52130.49960.00001.0000TobinQ12 4461.98851.47500.673531.4002ROA12 4460.04480.0578-0.66170.6754TAT12 4460.68510.53620.00609.3799Dual12 4460.20100.40070.00001.0000AuditFee12 44613.93370.811711.695218.1561Analyst12 4469.008110.94690.000075.0000表 3主要变量描述性统计变量不存在机构交叉持股均值差中位数差均值ECA0.2574-0.1151*-0.1009*存在机构交叉持股中位数均值中位数0.10640.37250.2073表 4组间均值与中位数差异检验注：*表示在 1%水平上显著。75会 计 之 友 2023 年 第 22 期越大，行业竞争度越低。设定虚拟变量 HHI，若企业所在行业赫芬达尔指数高于当年所有行业的中位数，HHI取 1，表示低行业竞争度；若低于所有行业中位数则取 0，表示高行业竞争度。将行业竞争度与机构交叉持股的交互项（CoInsti1HHI 和 CoIn-sti2HHI）代入基本回归模型进行回归，结果如表 9 所示。可以看出，交互项的回归系数显著为负，说明低行业竞争度在机构交叉持股与企业资本配置效率之间起负向调节作用，即低行业竞争度削弱了机构交叉持股对企业资本配置效率的提升作用。五、结论与建议本文基于 20102020 年的 A 股上市公司数据，考察了机构交叉持股对企业资本配置效率的影响，研究结果表明：机构交叉持股能够显著提升企业资本配置效率；中介效应检验发现机构交叉持股通过提高信息披露质量提升企业资本配置效率；进一步检验发现低行业竞争度不利于机构交叉持股提升企业资本配置效率。基于上述结论，本文提出如下建议：（1）从企业自身角度，应重视机构交叉持股的价值，主动引入交叉持股机构投资者参与企业治理，充分利用其资金、信息和行业管理经验优势，抑制企业内部盈余操纵行为，提升信息披露质量，进而提升资本配置效率。（2）从投资者角度，应借助交叉持股机构投资者做出合理的投资决策。在经济结构优化与竞争激烈的大背景下，企业发展备受挑战，虚构信息或故意遗漏披露的动机更强，导致投资风险增加，本文验证了机构交叉持股能通过提升信息披露质量促进企业资本配置效率提升。因此，投资者在进行投资风险报酬衡量时可关注76企业的机构交叉持股情况，以识别信息披露质量高的企业来降低风险，稳定回报。（3）从政府监管角度，应当引导交叉持股机构投资者做积极、合格的资本市场参与者。一方面建立健全资本市场相关法律法规和规章制度，提升市场监管水平，填补监管漏洞，保障交叉持股机构投资者合法权益，为他们提供更规范、更完善和更严格的制度环境；另一方面出台政策鼓励交叉持股机构投资者参与企业经营管理，进行长期价值投资，提升企业资本配置效率的同时最大化投资组合回报，实现企业和投资者双赢。本文的不足之处：（1）受数据可获性的限制，若交叉持股机构投资者持有同行业非上市企业的股份，则无法全面考察机构交叉持股的监督治理效应，未来可通过完变量（1）ECA（2）ECACoInsti10.0652*（3.4558）Adj.R20.09230.0919CoInsti20.1325*（2.5425）CVsYESYESIndustry FEYESYESYear FEYESYESN12 44612 446表 6基本回归结果变量（4）ECA（5）ECACoInsti10.0666*（3.5245）CoInsti20.1376*（2.6346）CoInsti11Adj.R20.09780.0974（1）ECA（2）ECA（3）ECA0.1642*（3.0005）0.0455*（2.9986）0.10340.09210.0920CVsYESYESYESYESYESIndustry FEYESYESYESYESYESYear FEYESYESYESYESYESN11 22112 44612 44612 44612 446CoInsti220.1401*（2.7547）Imr0.1690*（3.1333）表 8 Heckman 二阶段模型回归、更换机构交叉持股衡量标准和考虑宏观行业因素影响检验结果变量（1）ECA（2）ECACoInsti10.1371*（5.3358）CoInsti20.2579*（3.5944）HHI0.0074（0.4920）-0.0021（-0.1399）Adj.R20.09340.0923CoInsti1HHI-0.1443*（-4.1296）Industry FEYESYESYear FEYESYESN12 44612 446CoInsti2HHI-0.2488*（-2.5616）CVsYESYES表 9行业竞争度调节作用检验结果变量（1）IDQ（3）IDQ（4）ECACoInsti10.0212*（1.6601）CoInsti20.0691*（1.9518）0.1294*（2.4793）IDQ0.0452*（3.4166）Adj.R20.08600.08610.0927（2）ECA0.0642*（3.4063）0.0451*（3.4102）0.0931CVsYESYESYESYESIndustry FEYESYESYESYESYear FEYESYESYESYESBootstrap 法检验偏差校正的 95%置信区间0.0021，0.0058偏差校正的 95%置信区间0.0055，0.0151N12 44612 44612 44612 446表 7信息披露质量中介效应检验结果77会 计 之 友 2023 年 第 22 期善指标的构建来弥补此不足。（2）盈余管理信息是企业会计信息的一部分，无法全面衡量信息披露质量，未来的研究可从会计信息可比性等角度进行研究，以进一步丰富机构交叉持股、信息披露质量和企业资本配置效率的研究。荫【参考文献】1JULIO B，YOOK Y.Political uncertainty and corporateinvestment cyclesJ.The Journal of Finance，2012，67（1）：45-84.2马壮，李延喜，曾伟强，等.产业政策提升资本配置效率还是破坏市场公平 J.科研管理，2016（10）：79-92.3方军雄.所有制、市场化进程与资本配置效率 J.管理世界，2007（11）：27-35.4李海凤，史燕平.信息披露质量影响资本配置效率实证检验J.重庆大学学报（社会科学版），2015（2）：42-47.5ZHAO M，SUN T，FENG Q.Capital allocation effi-ciency，technological innovation and vehicle carbon e-missions：evidence from a panel threshold model ofChinese new energy vehicles enterprisesJ.Science ofthe Total Environment，2021（25）：147104.6AKTAS N，ANDREOU P C，KARASAMANI I，et al.CEO duality，agency costs，and internal capital alloca-tion efficiency J.British Journal of Management，2019，30（2）：473-493.7STARHCH M，PIDUN U，et al.Process mattershowstrategic decision-making process characteristics impactcapital allocation efficiency J.Long Range Planning，2019，52（2）：202-220.8尚航标，宋学瑞，王智林.监督与纾困！机构投资者持股与企业投资效率的关系研究J.技术经济，2022（3）：128-138.9ANTON M，EDERER F，GINE M，et al.Commonownership，competition，and top management incentivesR.SSRN Working Paper，2016.10GAO K J，SHEN H X，GAO X，et al.The power ofsharing：evidence from institutional investor cross-ownership and corporate innovationJ.InternationalReview of Economics and Finance，2019，63：284-296.11周冬华，黄沁雪.共同所有权与会计信息可比性：来自中国资本市场的经验证据J.会计与经济研究，2021（4）：3-22.12周泰云，邢斐，姚刚.机构交叉持股对企业价值的影响 J.证券市场导报，2021（2）：30-40.13EDMANS A，LEVIT D，REILLY D.Governance un-der common ownership J.Review of Financial Stud-ies，2019，32（7）：2673-2719.14HE J，HUANG J K，ZHAO S.Internalizing gover-nance externalities：the roleof institutional cross-ownership J.Journal of Financial Economics，2019，134（2）：400-418.15杜勇，马文龙.机构共同持股与全要素生产率 J.上海财经大学学报，2021（5）：81-95.16张亚涛.交叉持股的机构投资者能够抑制企业商誉泡沫吗？J.经济学报，2023（1）：125-161.17钟海燕，王捷臣.连锁机构投资者能抑制企业盈余管理吗 J.会计之友，2022（8）：54-62.18李洋，王春峰，向健凯，等.交易者有限理性、信息披露质量与价格发现效率J.系统工程理论与实践，2020（7）：1682-1693.19张琳琳.信息披露质量对企业过度投资的影响：基于深交所上市公司的经验分析J.会计之友，2014（12）：58-61.20LEWELLEN K，LOWRY M.Does common owner-ship really increase firm coordination J.Journal of Fi-nancial Economics，2021，141（1）：322-344.21向元高，罗进辉.共同股东的治理效应：文献述评与研究展望 J.外国经济与管理，2023，45（4）：38-53.22JUN-KOO K，JUAN L，HYUN S N.Are institutionalinvestors with multiple block-holding effective moni-tors J.Journal of Financial Economics，2018，128（3）：576-602.23李云鹤，李湛，唐松莲.企业生命周期、公司治理与公司资本