共同机构投资者能否促进上市公司高质量发展——基于公司违规视角.pdf

第 39 卷摇 第 2 期2024 年 3 月北京工商大学学报(社会科学版)JOURNAL OF BEIJING TECHNOLOGY AND BUSINESS UNIVERSITY(SOCIAL SCIENCES)Vol.39 No.2Mar.2024doi:10.12085/j.issn.1009鄄6116.2024.02.005引用格式:赵晓梅,朱海林.共同机构投资者能否促进上市公司高质量发展?基于公司违规视角J.北京工商大学学报(社会科学版),2024,39(2):56-70.ZHAO Xiaomei,ZHU Hailin.Can common institutional investors promote high鄄quality development of listed compa鄄nies?A corporate violations perspectiveJ.Journal of Beijing Technology and Business University(Social Sci鄄ences),2024,39(2):56-70.共同机构投资者能否促进上市公司高质量发展?基于公司违规视角赵晓梅,摇 朱海林(中国财政科学研究院,北京摇 100142)摇 摇 摘摇 要:有效提高上市公司质量是学术研究的热点,也是监管机构监管的重难点,更是中国经济高质量发展的微观基础。基于一种新兴市场化机制 共同机构投资者出现的契机,运用 20072021 年中国 A 股上市公司数据,考察了共同机构投资者与公司违规的关系。研究发现,共同机构投资者通过发挥行业协同、监督治理和资源聚集效应抑制了投资组合公司违规行为。进一步分析发现:共同机构投资者能够有效减少投资组合公司的信息披露违规和经营违规,而对领导人违规行为的抑制作用有限;长期共同机构投资者对投资组合公司违规行为的治理效应更明显;共同机构投资者对投资组合公司违规行为的抑制作用在企业经营风险高、行业竞争程度低和媒体关注度高时更大;并且,共同机构投资者能够有效削弱投资组合公司违规与经营业绩的负相关关系。因此,政府应充分发挥共同机构投资者的协同治理作用,公司应努力培育和保持核心竞争力吸引共同机构投资者持股,以促进公司高质量发展。关键词:共同机构投资者;投资组合公司;公司违规;行业协同效应;监督治理效应;资源聚集效应中图分类号:F272摇 摇 摇 文献标志码:A摇 摇 摇 文章编号:1009鄄鄄6116(2024)02鄄鄄0056鄄鄄15收稿日期:2023鄄鄄03鄄鄄16作者简介:赵晓梅(1994),女,四川成都人,中国财政科学研究院博士研究生,研究方向为会计理论与政策;朱海林(1965),男,江西吉安人,中国财政科学研究院副研究员,博士生导师,博士,研究方向为会计理论与政策。一、问题的提出2020 年 10 月,国务院印发关于进一步提高上市公司质量的意见,提出把提高上市公司质量作为促进经济高质量发展的有力支撑。2022年 12 月,证监会出台推动提高上市公司质量三年行动方案(20222025)。随后,上交所和深交所相继发布推动提高上市公司质量三年行动计划,对提高上市公司质量作出如下具体工作安排:规范公司治理,夯实日常监管提升信息披露质量,突出特定行业经营性信息的披露要求,提高上市公司及相关主体违法违规成本,推动上市公司高质量发展。然而,近年来中国上市公司违规事件频发,既涉及市值超百亿元的公司,如“通策医疗冶“新潮能源冶“上海机电冶,也涉及诸如“康隆达冶“江苏舜天冶“国瑞科技冶等小市值公司。违规事件严重挫伤了投资者信心,损害了上市公司质量,增加了资本市场的不稳定性,阻碍了中国经济的高质量发展。因此,推动上市公司信息质量提升,促进资本市场有效运行,保护投资者合法权益迫在眉睫。公司治理问题是上市公司高质量发展面临的首要问题,违规作为公司治理不善的重要表现,主要源于内部人的机会主义动机。在这些动机的驱使下,企业内部人通过违法违规获取机会收益。现有文献表明,违规行为不仅会影响微观企业的可持续发展,还会影响宏观经济的平稳运行。微65第 39 卷摇 第 2 期摇 摇 摇 摇 摇 赵晓梅,朱海林:共同机构投资者能否促进上市公司高质量发展?观上,受到监管部门处罚的公司违规不仅会损害公司声誉1,引起公司证券价格的消极波动2,降低公司融资规模、迫使公司转向高成本融资3,还会对同地区其他上市公司产生“近墨者黑冶的传染效应4;宏观上,公司违规行为致使公司股价崩盘的同时增加了资本市场的系统性风险,打击了投资者对资本市场的信心,进而影响了资本市场的运作效率。因此,从源头上抑制公司违规倾向,降低公司违规频率,提升上市公司质量,是实现经济高质量发展的重要支撑。近年来,随着资本市场的快速发展和企业并购活动的日益频繁,共同机构投资者(同一机构投资者同时持股同行业多家公司)作为一种新兴的所有权模式应运而生,其独特的制度联结安排加强了同行业企业的联系,深刻影响了微观企业的行为5-6,引起全球范围内广大学者的热议。已有研究从独董、经营投资问责制度和 ESG 披露等治理机制去寻找减少公司违规行为的可能路径7-9,但尚未对机构投资者在同行业内多样化投资形成的股权联结是否以及如何影响所持股的同行业多家公司(以下简称“投资组合公司冶淤)违规行为进行深入讨论。因此,在中国经济高质量发展的背景下,共同机构投资者能否减少以及将通过何种路径减少投资组合公司违规行为?进一步,当公司所处的内外部压力不同时,共同机构投资者与投资组合公司违规的关系是否存在异质性?这些问题均需要深入、系统地探讨。基于此,本文以20072021 年中国 A 股上市公司为研究样本,分析并检验了共同机构投资者对投资组合公司违规行为的影响及路径。研究发现:共同机构投资者能够显著降低投资组合公司违规概率和违规频率;影响路径检验表明,共同机构投资者发挥了行业协同效应、监督治理效应和资源聚集效应,即共同机构投资者通过协调投资组合公司建立联盟、降低代理成本和缓解融资约束抑制投资组合公司违规行为。进一步地,测度共同机构投资者对投资组合公司具体违规类型的影响发现,共同机构投资者可以显著减少投资组合公司的信息披露违规和经营违规,而对领导人违规作用有限。考虑共同机构投资者异质性的影响发现,相较于短期共同机构投资者,长期共同机构投资者的治理效应更为明显。本文还探讨了公司所处不同压力下共同机构投资者对投资组合公司违规行为影响的异质性,发现当投资组合公司的经营风险较高、行业竞争程度较低和媒体关注度较高时,共同机构投资者更能显著抑制公司违规行为。此外,经济后果检验发现,共同机构投资者通过降低投资组合公司违规概率和违规频率而使公司获取更好的经营业绩。本文的研究贡献如下。第一,本文区别于陆瑶等10的研究,不再局限于单一持股模式的股权结构,而是基于“投资组合价值最大化冶理论,从在同一行业持股多家公司的共同机构投资者角度提供了促进上市公司高质量发展的新证据,深化了对机构投资者多样化投资经济后果的认识,为监管部门合理规范机构投资者的多样化投资行为提供了理论支撑。第二,本文打破传统的“双重委托代理冶链条,从行业协同和资源聚集路径拓展了机构投资者参与投资组合公司治理的经济后果。现有文献限于探讨机构投资者类型以及持股比例对单个公司行为产生的影响,本文则基于“投资组合价值最大化冶理论,探讨了共同机构投资者的行业协同效应对投资组合公司间的竞争冲突以及资源聚集效应对投资组合公司融资约束产生的治理作用。本文的研究契合了政府提出的把提高上市公司质量作为促进经济高质量发展的有力支撑的精神,可为政府部门明确共同机构投资者的发展重点与方向、优化共同机构投资者的发展环境提供理论依据。本文的研究表明,充分发挥共同机构投资者的行业协同、监督治理和资源聚集效应是减少公司违规行为和促进上市公司高质量发展的重要途径,政府应鼓励共同机构投资者发挥积极作用,以促进中国经济高质量发展。二、理论分析与研究假设公司违规是指公司的管理层或大股东为了达成某种不正当目的(如粉饰报表、操纵股市、非法侵占公司利益等)而违反相关法律法规的行为。舞弊三角理论揭示了公司违规动机、违规机会和违规行为合理化的关系11。首先,根据 Corre鄄ia12的公司违规成本与收益分析模型,违规动机产生于管理层或大股东对违规收益和违规成本的权衡;其次,公司薄弱的内外部治理环境为管理层或大股东将违规动机转化为违规事实开通了“便利之门冶;最后,管理层或大股东为违规寻找借75北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2024 年摇 第 2 期口,将其违规行为予以合理化。于是,在违规动机、违规机会和违规行为合理化三因素的相互作用下,公司违规行为产生。理性经济人假设认为,公司违规行为是公司内部人对预期违规收益和预期违规成本权衡之后的理性行为。违规收益主要包括公司通过违规获取的额外收益以及避免的财产损失;违规成本则既包括经济成本,也包括声誉等非经济成本。当违规收益大于违规成本时,违规动机被激发,而较低的违规稽查率为违规动机转化为违规事实提供了机会。在投资组合价值最大化目标下,共同机构投资者既有可能降低投资组合公司的违规动机,对公司行为产生积极的行业协同、监督治理和资源聚集效应,也有可能诱发投资组合公司违规并降低违规行为被监管稽查的概率,产生消极的合谋舞弊效应。协同治理效应和合谋舞弊效应究竟谁占主导地位取决于共同机构投资者基于预期违规收益和预期违规成本在“违规冶与“守规冶之间进行权衡的结果。针对中国实践,大多数文献都论证了共同机构投资者对投资组合公司的盈余管理、风 险 承 担 和 并 购 等 具 有 积 极 治 理 作用13-15。因此,本文预计协同治理效应将在共同机构投资者与投资组合公司违规的关系中占据主导地位。具体来看:首先,共同机构投资者可以促使投资组合公司建立战略联盟来实现协作共赢,减少投资组合公司出于恶性竞争而诱发的违规行为,发挥行业协同效应;其次,共同机构投资者可以凭借其在资本市场中的信息聚集和信息共享创造规模效应16,对投资组合公司管理者和大股东进行有效监督,减少其机会主义倾向和自利行为,发挥监督治理效应;最后,共同机构投资者还能对行业价值及发展潜力产生客观上的认证作用,助于形成投资者资源的集聚与融合,带动对其他资源的吸附,发挥资源聚集效应14。(1)共同机构投资者能够发挥行业协同效应。不完全契约理论认为,为预防契约的不完备导致自身利益受损,行业内企业之间的协作程度较低且竞争较为激烈17。滕飞等18认为,市场竞争的加剧对公司违规行为具有显著的“诱发效应冶,产品市场竞争将先对公司经营活动行为产生冲击,而后则会影响公司财务等相关信息的披露行为。Markarian&Santalo19的研究结果表明,激烈的市场竞争会增加企业进行盈余管理的可能。因此,同行业企业间激烈的竞争使得企业倾向于通过败德行为缓解有限市场和有限资源的争夺压力,诱发违规动机。出于投资组合价值最大化的目的,在行业内同时持股两家以上公司的共同机构投资者有强烈动机和意愿促进持股行业中的企业相互协作,共享业务行为和特定资源,减少投资组合公司违规动机,抑制其违规行为。在减少外患方面,共同机构投资者通过对投资组合公司经营管理和投融资决策施加实质影响,促进投资组合公司建立战略联盟20,避免出现企业间的不正当竞争和恶性竞争,减少不完全契约冲突,从根本上减少投资组合公司出于行业竞争压力而引发违规动机,抑制经营和信息披露等违规行为。在解决内忧方面,企业之间的战略联盟关系可以模糊正式企业边界,促使联盟各方更愿意分享与其切身利益相关的专业技术知识和私有信息21,在一定程度上能够提升企业自身应对技术变革和产品过时带来的生产经营急剧变化的能力,实现共赢。而当企业间良好协作产生的收益高于违规产生的收益时,企业违规动机将被减弱。综上,共同机构投资者可以有效发挥行业协同效应,降低投资组合公司因“内忧外患冶而引发的违规动机,从根本上抑制投资组合公司的违规行为。(2)共同机构投资者能够发挥监督治理效应。双重委托代理理论认为,代理人为谋取私利可能实施财务造假、侵占公司资产、违规担保等违法违规行为。共同机构投资者作为一种有效的外部治理机制,能够作为信息流通的关联节点产生信息规模效应,发挥高效的监督作用22,改善公司治理,减少投资组合公司的违规问题。一方面,共同机构投资者的内部监督可以约束管理层的道德风险和机会主义行为。威慑理论认为,提高惩罚的确定性或严厉性能够对管理层形成更强的威慑力,增加管理层的违规成本,减少其违法违规行为。掌握大量行业及公司运营层面私有信息的共同机构投资者能够在投资组合公司的经营和投资活动中扮演监督角色,较强的话语权和退出权有助于增强经理人努力工作的动机23,抑制 CEO操纵财务信息的行为24,甚至罢免不称职、不作为或滥作为的 CEO22,从而增加管理层违规成本,减少其违规动机,规范和监督管理层权力的运85第 39 卷摇 第 2 期摇 摇 摇 摇 摇 赵晓梅,朱海林:共同机构投资者能否促进上市公司高质量发展?用。另一方面,共同机构投资者的内部监督可以降低控股股东谋取私利的可能性,通过参与公司治理获取公司内部信息,识别控股股东侵占公司资产、违规担保等违法违规行为,从根源上制止大股东将违规动机转化为违规事实。(3)共同机构投资者能够发挥资源集聚效应。资源的紧张可能会给公司带来不良后果,尤其是公司面临资源限制而无法实现预期目标时,巨大的市场压力容易激发公司违规动机25。Bhojraj&Libby26用实验方法研究发现,预备股票发行的资本市场压力增加时,管理层在信息披露方面会存在短视行为。吴国萍、马施27研究发现,偿债压力对公司的信息披露违规行为产生了显著的影响。财务资源作为企业的一种重要资源,能够支持企业投资活动和日常经营活动的有序开展28。共同机构投资者能够对企业价值及行业发展潜力产生客观上的认证作用,吸引其他投资者投资并推高公司股票溢价,有助于集聚与融合投资者的财务资源,缓解持股企业融资约束,减少投资组合公司因财务资源压力而引发的信息披露违规和擅自改变资金用途的经营违规。此外,充沛的财务资源可以帮助企业通过正常生产经营活动实现业绩目标和股东财富增值,降低公司违规收益,抑制公司违规倾向。基于上述分析,本文提出以下假说。H1:共同机构投资者通过发挥行业协同、监督治理和资源聚集效应,显著抑制了投资组合公司的违规行为。三、研究设计(一)样本选取与数据来源本文选取 20072021 年中国 A 股上市公司为研究对象。数据来源于 CSMAR 数据库和CNRDS 数据库,并剔除了金融行业样本、ST 类样本和数据缺失样本。处理后,本文共获得 31 615个观测值。本文对所有连续变量进行了 1%和99%分位点的缩尾处理。(二)变量定义1郾 被解释变量本文被解释变量为公司违规行为(Fraud)。借鉴江新峰等7的研究,从“质冶和“量冶两个角度对公司违规行为进行衡量。(1)“质冶为违规概率(Fraudif),若上市公司当年出现违规取值为 1,反之为 0。(2)“量冶为违规频率(Fraudnum),以上市公司当年违规行为发生的次数衡量。2郾 解释变量本文解释变量为共同机构投资者(Coz)。参照杜勇等13和 Chen et al.20的做法,以在同行业两家及以上公司中均持有不低于 5%股份的机构投资者数量加 1 取自然对数衡量。3郾 中介变量本文中介变量有 3 个。(1)共同机构投资者同行业势力(Coz_power)。采用每个上市公司所有共同机构投资者持股的同行业上市公司的个数,计算年度均值后加 1 取自然对数衡量。该指标可用于衡量共同机构投资者的行业协同效应。(2)代理成本(AgentCost)。第一类代理成本(Turnover)用总资产周转率衡量,为营业收入与平均资产总额的比值,数值越大,第一类代理成本越低。该指标可用于衡量共同机构投资者的监督治理效应。第二类代理成本(Tunnel)用大股东隧道挖掘衡量,为其他应收款与总资产的比值,数值越小,第二类代理成本越低。该指标也可用于衡量共同机构投资者的监督治理效应。(3)融资约束(SA)。借鉴 Hadlock&Pierce29的研究,采用SA 指数绝对值测度,SA 指数绝对值越大,企业面临的融资约束程度越高。该指标可用于衡量共同机构投资者的资源聚集效应。4郾 控制变量参考张学志等30的做法,本文选取的控制变量如下。(1)机构投资者持股(InsInvP):机构投资者持股比例之和。(2)公司规模(Size):总资产取自然对数。(3)杠杆率(Lev):总负债与总资产的比值。(4)盈利能力(ROA):净利润与资产总额的比值。(5)公司价值(TobinQ):市值与总资产的比值。(6)公司成长性(Growth):当年营业收入增长额与上年营业收入的比值。(7)公司年龄(Age):企业上市年龄加 1 取自然对数。(8)董事会规模(Boardsize):董事会人数取自然对数。(9)独立董事占比(Indir):独立董事人数占董事会总人数比例。(10)两职合一(Dual):董事长兼任总经理时取值为1,否则为 0。(11)第一大股东持股比例(Top1):公司第一大股东持股数占总股数的比例。(12)高管持股比例(Mngmhld):高管持股数占总股数的比例。(13)高管薪酬(Salary):前三名95北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2024 年摇 第 2 期高管薪酬总额取自然对数。(14)产权性质(SOE):国有企业取值为 1,否则为 0。(15)“四大冶审计(Big4):由国际“四大冶会计师事务所审计时取值为 1,否则为0。(16)市场化指数(Market):樊纲和王小鲁等所编制中国市场化指数。此外,本文还控制了行业(Ind)和年份(Year)固定效应。(三)模型构建为检验共同机构投资者对投资组合公司违规行为的影响,本文参考杜勇等13和江新峰等7的研究,构建模型(1),使用稳健标准误,并经公司层面聚类调整。Fraudit=琢0+琢1Cozit+A忆CVsit+着it(1)其中,被解释变量 Fraud 为公司违规行为,包括违规概率(Fraudif)和违规频率(Fraudnum);CVs 为一系列控制变量;着 为残差项。琢1反映了共同机构投资者对投资组合公司违规行为的影响,如果 琢1显著为负,表明共同机构投资者能够有效降低投资组合公司违规概率和违规频率。同时,本文构建模型(2)检验共同机构投资者的行业协同效应。Fraudit=茁0+茁1Coz_powerit+B忆CVsit+着it(2)构建模型(3)和模型(4)检验共同机构投资者的监督治理和资源聚集效应。Mit=酌0+酌1Cozit+C忆CVsit+着it(3)Fraudit=啄0+啄1Cozit+啄2Mit+D忆CVsit+着it(4)其中,M 表示中介变量,分别是代理成本(AgentCost)和融资约束(SA)。四、实证结果与分析(一)描述性统计分析表 1 报告了主要变量的描述性统计结果。结果 显 示,违 规 概 率(Fraudif)的 均 值 是0郾 223 0,标准差为 0郾 416 3;违规频率(Fraud鄄num)的均值为 0郾 412 7,标准差为 1郾 039 1,表明样本公司违规次数存在较大差异。上述有关公司违规的数据统计结果与江新峰等7的统计结果相似。共同机构投资者(Coz)的均值为 0郾 078 5,最大值为 1郾 609 4,表明样本公司当年最多存在 5个共同机构投资者。其他变量的描述性统计结果与以往研究文献类似,不再赘述。摇 摇(二)基准回归结果分析表 2 反映了共同机构投资者对投资组合公司违规行为影响的基准回归结果。其中,为控制行摇 摇表 1摇 变量的描述性统计结果变量均值最小值最大值标准差Fraudif0郾 223 0摇 010郾 416 3Fraudnum0郾 412 7摇 0171郾 039 1Coz0郾 078 5摇 0郾 000 01郾 609 40郾 230 7Coz_power0郾 152 7摇 0郾 000 02郾 302 60郾 462 6Turnover0郾 628 3摇 0郾 076 82郾 549 20郾 431 0Tunnel0郾 015 8摇 0郾 000 20郾 145 80郾 023 7SA3郾 780 1摇 2郾 109 45郾 645 90郾 265 8InsInvP0郾 442 5摇 0郾 003 40郾 905 60郾 242 3Size22郾 170 319郾 835 1 26郾 120 11郾 278 3Lev0郾 434 4摇 0郾 056 40郾 891 00郾 203 8ROA0郾 036 9-0郾 258 60郾 195 40郾 061 9TobinQ2郾 076 2摇 0郾 865 78郾 734 71郾 335 9Growth0郾 184 6-0郾 555 92郾 635 20郾 412 7Age2郾 164 9摇 0郾 693 13郾 332 20郾 755 1Boardsize2郾 136 2摇 1郾 609 42郾 708 10郾 199 8Indir0郾 373 8摇 0郾 307 70郾 571 40郾 053 0Dual0郾 262 4摇 010郾 440 0Top10郾 343 1摇 0郾 002 90郾 899 90郾 149 5Mngmhld0郾 120 6摇 0郾 000 00郾 673 80郾 187 9Salary14郾 459 212郾 574 9 16郾 508 60郾 748 1SOE0郾 387 6摇 010郾 487 2Big40郾 059 7摇 010郾 237 0Market8郾 500 6摇 0郾 737 0 12郾 014 02郾 244 9业发展周期、产业政策等的影响,列(3)和列(4)进一步控制了行业 伊 年度固定效应。结果表明,被解释变量为 Fraudnum 和 Fraudif 时,Coz均在 1%的水平下显著且系数均为负,表明共同机构投资者能够有效降低投资组合上市公司的违规概率和违规频率,验证了本文的 H1。从经济学意义上看,相较于不存在共同机构投资者的企业,当企业存在共同机构持股时,违规频率显著降低 26郾 17%(0郾 108 0/0郾 412 7),违规概率下降22郾 34%(平均边际效应),在经济意义上同样显著。总体来讲,本文的基准回归结果表明共同机构投资者显著抑制了投资组合公司的违规行为。06第 39 卷摇 第 2 期摇 摇 摇 摇 摇 赵晓梅,朱海林:共同机构投资者能否促进上市公司高质量发展?表 2摇 共同机构投资者影响公司违规行为的基准回归结果FraudnumFraudifFraudnumFraudif(1)(2)(3)(4)Coz-0郾 108 0*-0郾 153 7*-0郾 109 3*-0郾 160 7*(-3郾 504 7)(-2郾 578 6)(-3郾 456 0)(-2郾 636 0)InsInvP-0郾 097 9-0郾 343 2*-0郾 084 1-0郾 321 2*(-1郾 359 6)(-3郾 769 0)(-1郾 143 4)(-3郾 468 9)Size0郾 024 3*-0郾 006 20郾 023 9*-0郾 007 5(2郾 070 1)(-0郾 378 7)(2郾 005 9)(-0郾 447 0)Lev0郾 232 3*0郾 514 1*0郾 226 9*0郾 525 0*(3郾 433 9)(6郾 630 2)(3郾 317 0)(6郾 597 4)ROA-3郾 201 7*-2郾 723 8*-3郾 242 0*-2郾 843 5*(-15郾 281 1)(-14郾 670 8)(-15郾 213 3)(-14郾 772 3)TobinQ0郾 029 7*0郾 028 4*0郾 029 7*0郾 028 7*(3郾 802 4)(2郾 846 5)(3郾 745 1)(2郾 781 2)Growth0郾 064 3*0郾 091 9*0郾 065 0*0郾 091 9*(3郾 578 2)(4郾 387 5)(3郾 502 5)(4郾 246 0)Age0郾 013 4-0郾 006 20郾 014 6-0郾 004 1(0郾 872 1)(-0郾 277 1)(0郾 942 2)(-0郾 178 7)Boardsize-0郾 057 60郾 001 6-0郾 053 1-0郾 004 9(-0郾 993 0)(0郾 020 3)(-0郾 893 1)(-0郾 061 5)Indir0郾 020 9-0郾 110 4-0郾 006 5-0郾 139 8(0郾 113 4)(-0郾 434 6)(-0郾 034 2)(-0郾 541 2)Dual0郾 017 80郾 026 40郾 014 10郾 024 3(0郾 853 7)(0郾 989 4)(0郾 666 9)(0郾 889 5)Top1-0郾 410 5*-0郾 552 2*-0郾 411 2*-0郾 581 4*(-5郾 717 1)(-5郾 026 9)(-5郾 702 0)(-5郾 209 7)Mngmhld-0郾 170 2*-0郾 396 6*-0郾 152 5*-0郾 378 7*(-1郾 987 2)(-3郾 598 3)(-1郾 759 5)(-3郾 400 1)Salary-0郾 024 7-0郾 044 4*-0郾 025 3-0郾 046 6*(-1郾 547 2)(-2郾 061 8)(-1郾 561 6)(-2郾 114 9)SOE-0郾 267 8*-0郾 374 9*-0郾 272 0*-0郾 394 8*(-11郾 065 8)(-10郾 852 8)(-11郾 116 1)(-11郾 121 4)Big4-0郾 089 4*-0郾 196 9*-0郾 091 4*-0郾 211 7*(-2郾 901 8)(-3郾 107 1)(-2郾 916 4)(-3郾 271 7)Market0郾 003 5-0郾 000 10郾 004 70郾 001 4(0郾 821 5)(-0郾 020 6)(1郾 083 8)(0郾 228 0)Ind&Year FE是是是是Ind 伊 Year FE否否是是常数项0郾 550 4*0郾 469 00郾 554 4*-0郾 210 5(1郾 972 8)(1郾 101 4)(1郾 963 1)(-0郾 315 8)观测值31 61531 61531 61531 615R20郾 099 00郾 073 60郾 122 20郾 090 7摇 摇 注:*、*和*分别表示在 1%、5%和 10%的水平下显著;括号内为 T 值。16北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2024 年摇 第 2 期摇 摇(三)稳健性检验1郾 内生性问题处理为了尽可能缓解遗漏变量、样本选择偏差和反向因果等导致的内生性问题对本文研究结论的影响,本文采用 Heckman 两阶段法、工具变量法、倾向得分匹配法、对共同机构投资者指标滞后一期处理、排除“好公司冶和“规模大公司冶的潜在影响等一系列措施以增强研究结论的可靠性。摇 摇(1)采用 Heckman 两阶段法。本文可能受到样本选择偏差问题的影响,即本文的研究结论可能并非由共同机构投资者因素所致,而是源于同行业上市公司的某些共有因素。鉴于此,本文借鉴潘越等31的研究,采用 Heckman 两阶段法进行检验。具体地,本文将是否存在共同机构投资者作为被解释变量,将基准回归模型中的控制变量作为解释变量计算出逆米尔斯比率(IMR),并将其作为控制变量代入基准回归模型重新回归。表 3 的列(1)和列(2)报告了 Heckman 两阶段法第二阶段的检验结果,IMR 显著,表明的确存在样本选择偏差问题,加入 IMR 重新回归后,Coz 分别在 1%和 5%的水平下显著且系数均为负,这与前文的基准回归结果类似,说明本文基准回归结果结论是稳健的。表 3摇 Heckman 两阶段法和工具变量法回归结果Heckman 两阶段法工具变量法FraudnumFraudifCozFraudnumCozFraudif(1)(2)(3)(4)(5)(6)Coz-0郾 086 6*-0郾 122 5*-3郾 257 2*-3郾 946 5*(-2郾 807 9)(-2郾 028 2)(-2郾 623 9)(-8郾 342 5)IMR-0郾 871 5*-1郾 391 9*(-3郾 234 5)(-2郾 515 6)D3000郾 022 8*0郾 022 8*(4郾 604 0)(4郾 603 0)控制变量是是是是是是Ind&Year FE是是是是是是常数项7郾 539 3*11郾 477 2*-1郾 050 4*-2郾 897 8*-1郾 051 1*-4郾 077 2*(3郾 636 1)(2郾 617 5)(-22郾 562 3)(-2郾 017 0)(-22郾 594 8)(-6郾 090 6)观测值31 61531 61531 61531 61531 61531 615R20郾 099 40郾 074 10郾 211 20郾 099 80郾 211 20郾 074 3摇 摇 注:*、*和*分别表示在 1%、5%和 10%的水平下显著;括号内为 T 值。摇 摇(2)采用工具变量法。本文很可能存在因果倒置的内生性问题,即文章的结论可能由较少违规行为的上市公司更可能存在共同机构投资者,而不是共同机构投资者减少了公司违规行为所致。为解决此问题,本文借鉴杜勇等13的研究,选择沪深 300 指数(D300)作为工具变量。表 3的列(3)列(6)报告了工具变量法回归结果。第一阶段回归结果见列(3)和列(5),显示沪深300 指数与共同机构投资者存在显著相关关系,F 值均为 76郾 70,大于 10,说明工具变量能够较好地解释内生变量。第二阶段回归结果见列(4)和列(6),Coz 均在1%的水平下显著且系数均为负,与基准回归结果一致,意味着在一定程度上消除因果倒置内生性问题后,共同机构投资者抑制投资组合公司违规行为的作用依然存在,进一步支持了本文的 H1。(3)采用倾向得分匹配法。本文采用倾向得分匹配法(PSM)进行检验以缓解遗漏变量和选择偏差问题。将拥有共同机构投资者的公司作为处理组,以模型(1)中的控制变量作为匹配变量,分26第 39 卷摇 第 2 期摇 摇 摇 摇 摇 赵晓梅,朱海林:共同机构投资者能否促进上市公司高质量发展?别采用 1颐 4最近邻匹配于和核匹配盂筛选出配对样本。平衡性检验结果榆显示,匹配后所有公司特征变量在处理组和对照组之间均无显著性偏差,匹配方法对应 ATT(处理组平均处置效应)的T 值在 1%的水平下显著,表明 PSM 匹配效果较好。匹配后的回归结果见表 4,Coz 至少在 5%的水平下显著且系数均为负,这与前文的基准回归结果类似,说明本文基准回归结果是稳健的。表 4摇 PSM 回归结果1颐 4匹配核匹配1颐 4匹配核匹配FraudnumFraudnumFraudifFraudif(1)(2)(3)(4)Coz-0郾 098 9*-0郾 108 7*-0郾 125 0*-0郾 155 0*(-3郾 134 3)(-3郾 523 9)(-2郾 010 1)(-2郾 597 9)控制变量是是是是Ind&Year FE是是是是常数项1郾 718 2*0郾 678 1*2郾 377 3*0郾 445 7(4郾 287 2)(2郾 099 9)(3郾 815 2)(1郾 045 7)观测值11 05031 54911 05031 549R20郾 092 40郾 098 90郾 085 10郾 073 9摇 摇 注:*、*和*分别表示在 1%、5%和 10%的水平下显著;括号内为 T 值。摇 摇(4)对共同机构投资者滞后一期处理。由于共同机构投资者对公司违规行为的治理效应需要一定的时间,共同机构投资者对投资组合公司违规行为产生的显著抑制作用很可能存在时滞性。因此,本文对共同机构投资者及相关控制变量进行了滞后一期处理,再次进行回归得到的结果虞与基准回归结果基本一致,说明本文基准回归结果是稳健的。(5)排除“好公司冶和“规模大公司冶的潜在影响。参考张学志等30的研究,为了解决“好公司冶和“规模大公司冶可能更少违规、更可能存在共同机构投资者的问题,本文以公司成长性、公司价值和公司规模指标进行分组回归。分别按照公司成长性、公司价值和公司规模的年度行业中位数进行分组回归,结果愚显示,在不同的公司成长性、公司价值和公司规模组别中,Coz均显著且系数均为负,系数与基准回归结果无显著差别,表明本文基准回归结果并未受到“好公司冶和“规模大公司冶的潜在影响。2郾 其他稳健性检验变更共同机构投资者衡量方法。(1)本文借鉴杜勇等13的做法,采用共同机构投资者虚拟变量(Cozif)和共同机构投资者持股比例(Cozratio)两个指标衡量共同机构投资者。(2)本文借鉴潘越等31的做法,将共同机构投资者持股比例限定为 10%,重新计算共同机构投资者(Coz_10),并与违规频率(Fraudnum)和违规概率(Fraudif)进行回归。表5 结果显示,Cozif、Cozratio 和 Coz_10至少在 5%的水平下显著且系数均为负,进一步表明本文基准回归结果是稳健的。摇 摇(四)机制分析1郾 行业协同效应在理论推导中,本文提出共同机构投资者之所以能对投资组合公司违规行为产生抑制作用的机理之一是发挥了行业协同效应。共同机构投资者行业协同效应的强弱主要受其在行业中势力大小的影响。势力越大,其越有强烈动机和意愿促进投资组合公司相互协作、共享业务和特定资源,减少投资组合公司出于行业竞争动机而诱发的违规行为。表 6 展示了共同机构投资者的行业协同效应检验结果,显示无论是将违规频率(Fraud鄄num)还是违规概率(Fraudif)作为被解释变量,共同机构投资者同行业势力(Coz_ power)均在 1%的水平下显著且系数均为负,说明共同机构投资者在行业中势力越大,越有助于促进投资组合公司相互协作,降低投资组合公司违规概率和违规频率,支36北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2024 年摇 第 2 期摇 摇 摇 摇表 5摇 其他稳健性检验结果FraudnumFraudifFraudnumFraudifFraudnumFraudif(1)(2)(3)(4)(5)(6)Cozif-0郾 075 2*-0郾 100 4*(-3郾 234 8)(-2郾 310 9)Cozratio-0郾 191 8*-0郾 429 4*(-2郾 690 8)(-2郾 637 0)Coz_10-0郾 119 6*-0郾 193 1*(-3郾 324 1)(-2郾 564 0)控制变量是是是是是是Ind&Year FE是是是是是是常数项0郾 562 7*0郾 491 70郾 598 5*0郾 483 80郾 576 5*0郾 488 6(2郾 020 5)(1郾 156 4)(2郾 152 4)(1郾 140 0)(2郾 076 8)(1郾 152 3)观测值31 61531 61531 61531 61531 61531 615R20郾 099 00郾 073 60郾 098 80郾 073 70郾 099 00郾 073 7摇 摇 注:*、*和*分别表示在 1%、5%和 10%的水平下显著;括号内为 T 值。表 6摇 行业协同效应检验结果FraudnumFraudif(1)(2)Coz_power-0郾 051 0*-0郾 085 8*(-3郾 557 3)(-2郾 953 2)控制变量是是Ind&Year FE是是常数项0郾 538 6*0郾 426 8(1郾 920 7)(0郾 999 2)观测值31 61531 615R20郾 099 00郾 073 8摇 摇 注:*、*和*分别表示在 1%、5%和 10%的水平下显著;括号内为 T 值。持了行业协同效应。摇 摇 2郾 监督治理效应表 7 展示了共同机构投资者的监督治理效应检验结果