【文章內(nèi)容簡介】 者在公司治理中作用的文獻較少。宋冬林和張跡（2002）、蘇振華（2002）指出機構(gòu)投資者的積極參與，對于改善我國國企“一股獨霸”的股權(quán)結(jié)構(gòu)，保證治理結(jié)構(gòu)中激勵和約束機制的均衡都有著不可小視的作用。婁偉（2002）采用19982000年的數(shù)據(jù)檢驗了基金持股與公司績效之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)基金持股比例與托賓Q顯著正相關(guān)，他猜測可能是基金參與了公司治理并改善了公司績效。王琨和肖星（2005）以2002年的上市公司為樣本檢驗了證券公司和證券投資基金機構(gòu)投資者持股與關(guān)聯(lián)方資金占用之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)上市公司的前十大股東中機構(gòu)投資者的存在及其持股比例的增加都會顯著降低上市公司因關(guān)聯(lián)交易而產(chǎn)生的資產(chǎn)和資產(chǎn)負債凈值，因此認為我國機構(gòu)投資者已經(jīng)在一定程度上參與公司的經(jīng)營和治理活動。肖星和王琨（2005）通過對20002003年的數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)中國證券投資基金的持股與會計業(yè)績的關(guān)系是內(nèi)生的：證券投資基金在選擇投資對象時會選擇會計業(yè)績優(yōu)良的公司，同時證券投資基金也起到了促進公司會計業(yè)績改善的作用；所以他們認為中國證券投資基金既通過“用手投票”的積極方式參與公司治理又通過“用腳投票”的被動方式影響公司治理。孫凌姍和劉?。?006）通過對中國上市公司的實證研究發(fā)現(xiàn)：機構(gòu)投資者持股與公司績效存在一定的正相關(guān)關(guān)系。Chao Xi(2006)通過分析機構(gòu)投資者參與公司治理的法律和制度環(huán)境，得出我國機構(gòu)投資者積極股東主義達到了前所未有的水平，并將治理規(guī)則帶入到了實踐中，提升了上市公司的治理水平。王彩萍（2007）結(jié)合我國首起機構(gòu)投資者積極行動的案例，即中興通訊H股發(fā)行事件，對目前我國機構(gòu)投資者參與上市公司治理決策的方式及效果進行了實證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國機構(gòu)投資者已開始通過股東大會或股票市場來影響上市公司決策，但不同方式效果存在較大差異。國內(nèi)外已有的經(jīng)驗研究表明：總體上來說，機構(gòu)投資者的出現(xiàn)將對公司治理產(chǎn)生一定的影響，并導致公司管理層行為的改變，從而使公司績效和市場價值發(fā)生相應的變化（吳曉暉和姜彥福，2006）。但上述有關(guān)研究并沒有明確給出機構(gòu)投資者的介入能夠真正改進上司公司治理的經(jīng)驗證據(jù)，而只是理論上的分析和推測，因此基于此分析和推測而得出的關(guān)于機構(gòu)投資者持股與公司績效和公司市場價值的關(guān)系研究結(jié)論缺乏證據(jù)支持。為此，本文提出以下四個研究假設：H1：機構(gòu)投資者持股有利于上市公司治理水平的提升H2：機構(gòu)投資者通過參與公司治理能夠降低代理成本H3：機構(gòu)投資者通過提升公司治理水平改善公司績效H4：機構(gòu)投資者通過提升公司治理水平提高市場價值四、實證研究設計與實證結(jié)果（一）實驗變量的設計在H1中，因變量為公司治理指數(shù)（CCGINK），自變量為機構(gòu)投資者持股比例（IIshare）?？刂谱兞縤ndui為上市公司所處行業(yè)，本文將3470家上市公司按照各自的主營業(yè)務類型,分別歸類到采掘業(yè)；傳播與文化產(chǎn)業(yè)；電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應業(yè)；房地產(chǎn)業(yè)；建筑業(yè)；交通運輸；倉儲業(yè)；金融、保險業(yè)；農(nóng)、林、牧、漁業(yè)；批發(fā)和零售貿(mào)易；社會服務業(yè)；信息技術(shù)業(yè)；制造業(yè)以及綜合類13個行業(yè)?？刂谱兞縮harei為上市公司控股股東性質(zhì)，本文將3470家樣本公司分為國有股、民營股、外資股、集體股、社會團體股、職工持股會股以及其它類型股控股公司，其中國有上市公司是指政府、國有資產(chǎn)管理或其他政府部門、國有資產(chǎn)管理公司、國有或國有控股公司控股的上市公司。控制變量Debt為資產(chǎn)負債率表示的財務杠桿?？刂谱兞縇nasset為上市公司資產(chǎn)總額對數(shù)表示的公司規(guī)模。控制變量Market為上市公司所處交易所。在H2中，因變量的設計本文借鑒了Ang et al.（2000）和Singh and Davidson（2003）方法，采用資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Turnover）來計量代理成本，資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越低，表明代理成本越高；自變量為IIshare，控制變量與H1相同。在H3中，因變量為托賓Q（Tobin Q），自變量在H2的基礎上增加了CCGINK，控制變量與H2相同。在H4中，因變量為每股收益（EPS）和凈資產(chǎn)收益率（ROE），自變量和控制變量均與H3相同。IIshare_1為檢驗IIshare滯后效應的前一期變量。（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源本文選擇的樣本為20042006滬深兩市有機構(gòu)投資者持股的上市公司，其中2004年1237家上市公司，2005年1213家上市公司，2006年1236家上市公司。之后，剔除樣本CCGINK數(shù)據(jù)不全，相關(guān)財務數(shù)據(jù)不全的樣本，有效樣本為3470家，其中2004年有效樣本為1116家，2005年有效樣本1138家，2006年有效樣本為1216家，滿足統(tǒng)計對樣本代表性的要求。CCGINK來源于南開大學公司治理研究中心的治理指數(shù)數(shù)據(jù)庫。南開大學公司治理研究中心推出的中國上市公司治理指數(shù)(CCGINK)包括了6個方面的維度：股東權(quán)利與控股股東、董事與董事會、經(jīng)理層、監(jiān)事與監(jiān)事會、信息披露和利益相關(guān)者，共80多個指標，比較全面地包括了影響公司治理績效的因素。該指數(shù)成為反映中國上市公司治理狀況的“晴雨表”。因此，本文選擇了該指數(shù)來研究機構(gòu)投資者改善公司治理的情況，指數(shù)年度區(qū)間為20042005年。模型中涉及到的控制變量，例如indui、sharei、Debt、Lnasset和Market均來自于色諾芬數(shù)據(jù)。Tobin Q計算公式為（流通股*收盤價+非流通股*每股凈資產(chǎn)+負債總額）/資產(chǎn)總額，其中涉及到各個財務指標數(shù)據(jù)均來自色諾芬數(shù)據(jù)庫。EPS和ROE也來自色諾芬數(shù)據(jù)庫，采用主營業(yè)務利潤來進行攤薄。本文機構(gòu)投資者包括非貨幣型基金、保險資金、企業(yè)年金、財務公司、券商自營資金（自有資金投資）、QFII。其中非貨幣型基金、保險資金、企業(yè)年金、QFII為其重倉股票數(shù)據(jù)，券商資金（自營）、財務公司為其財務數(shù)據(jù)。具體的持股數(shù)據(jù)來源于wind 資訊。（三）描述統(tǒng)計與實證結(jié)果表4為機構(gòu)投資者各年每個季度和季度平均持股數(shù)量、持股市值和占流通股比例情況。表4 機構(gòu)投資持股情況描述統(tǒng)計（單位：萬股；萬元；%）時間統(tǒng)計指標200420052006第1季度持股數(shù)量持股市值占流通股比例第2季度持股數(shù)量持股市值占流通股比例第3季度持股數(shù)量持股市值占流通股比例第4季度持股數(shù)量持股市值占流通股比例全年平均持股數(shù)量持股市值占流通股比例Hausman檢驗結(jié)果告訴我們，下面Panel Data模型均為固定效應模型，且是個體固定效應模型，而不是時間固定效應模型或個體時間固定效應模型，限于篇幅，這部分檢驗結(jié)果均沒有報出。同時為了克服異方差、多重共線性等因素的影響，本文的Panel Data回歸結(jié)果或者Cross Section Data回歸結(jié)果均為穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，這樣所得結(jié)論更加可靠?；赑anel Data的個體固定效應模型（模型11）結(jié)果顯示，當期機構(gòu)投資者持股比例與公司治理指數(shù)之間存在正相關(guān)的關(guān)系，但系數(shù)并不顯著。模型11：CCGINK＝f（IIshare, indu1, indu2, indu3, indu4, indu5, indu6, indu7, indu8, indu9, indu10, indu11, indu12, marketi, share1, share2, share3, share4, share5, share6, debt, lnasset）＋fixedeffect+ε表5 不考慮機構(gòu)投資者滯后效應的Panel Data結(jié)果（CCGINK）VariableCoef..tP|t|[95% Conf. Interval]IIshareindu1indu3indu5indu7indu8lnasset_conssigma_u = sigma_e = Rho = Rsq：within = between = overall = corr(u_i,Xb) = F(19，1029) = Prob F = 說明：，下同。表6結(jié)果顯示，在模型12中，前一期機構(gòu)投資者持股比例與當期公司治理指數(shù)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，換句話，機構(gòu)投資者的介入，使得上司公司治理水平得到提高。這與婁偉（2002）、王琨和肖星（2005）等關(guān)于機構(gòu)投資者參與了公司治理的猜測是相吻合的，本文第一個研究假設得到證實。為本文接下來的其他三個研究假設提供了基礎。模型12：CCGINK＝f（IIshare_1, indu1, indu2, indu3, indu4, indu5, indu6, indu7, indu8, indu9, indu10, indu11, indu12, marketi, share1, share2, share3, share4, share5, share6, debt, lnasset）+ε表6 考慮機構(gòu)投資者滯后效應的OLS結(jié)果（CCGINK）VariableCoef..tP|t|[95% Conf. Interval]IIshare_1indu2indu3indu4indu5indu8marketidebtlnasset_consProb F = Rsquared = 機構(gòu)投資者介入上司公司治理以后，能夠改善上司公司治理狀況，上司公司治理水平提高后，委托代理成本是否也相應降低？為此，本文選擇了代理成本的替代變量，即資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率來進行Turnover和機構(gòu)投資者持股情況之間關(guān)系的研究。模型21結(jié)果顯示，機構(gòu)投資者持股比例越高，資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高，代理成本越低，與本文的假設是相一致的。模型21：Turnover＝f（IIshare, indu1, indu2, indu3, indu4, indu5, indu6, indu7, indu8, indu9, indu10, indu11, indu12, marketi, share1, share2, share3, share4, share5, share6, debt, lnasset）＋fixedeffect+ε表7 不考慮機構(gòu)投資者滯后效應的Panel Data結(jié)果（Turnover）VariableCoef..tP|t|[95% Conf. Interval]IIshareindu3indu7indu8indu12debt_conssigma_u = sigma_e = Rho = Rsq：within = between = overall = corr(u_i,Xb) = F(19，2228) = Prob F = 如果考慮機構(gòu)投資者滯后效應，本文同樣發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者的持股能夠提升上司公司下一年度的資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，即降低上司公司的代理成本。模型22中，IIshare_1系數(shù)顯著。模型22：Turnover＝f（IIshare_1, indu1, indu2, indu3, indu4, indu5, indu6, indu7, indu8, indu9, indu10, indu11, indu12, marketi, share1, share2, share3, share4, share5, share6, debt, lnasset）＋fixedeffect+ε表8 考慮機構(gòu)投資者滯后效應的Panel Data結(jié)果（Turnover）VariableCoef..tP|t|[95% Conf. Interval]IIshare_1debtlnasset_conssigma_u = sigma_e = Rho = Rsq：within =