【作　　者】
朱湘萍（副教授） 房艳敏

【作者单位】
（湖南大学工商管理学院 长沙 410079）

【摘　　要】

      【摘要】本文采用部分可观测的Bivariate Probit估计方法，以2005 ~ 2012年间352家违规上市公司及其配对样本公司为研究对象，考察了机构投资者总体持股以及不同类型的机构投资者持股对上市公司违规行为的影响。结果表明，我国证券市场中的机构投资者总体持股并不能发挥有效的监督作用，其看重短期获利反而在一定程度上会诱发上市公司的违规行为。分类来看，相比于证券投资基金、社保基金、QFII等与被投资公司不具有商业关系的独立机构投资者，券商、企业年金、保险公司以及信托公司等与被投资公司具有商业关系的非独立机构投资者能够发挥有效的监督作用，抑制上市公司的违规行为。
【关键词】机构投资者   公司违规   公司治理

一、引言
近年来，机构投资者的持股比例不断上升，已经成为发达国家资本市场中的主要投资力量。在美国等成熟市场中，机构投资者的持股市值比例大都在90%以上（孙杰，2013 ）。Pound（1988）针对机构投资者作用的提出了三大假说：有效监督假说（Efficient-monitoring Hypothesis）、利益冲突假说（the Conflict-of-interest Hypothesis）和战略联盟假说（the Strategic-alignment Hypothesis）。机构投资者作为金融中介存在两层委托代理关系，既是资金所有人的受托人又是被投资公司管理层的委托人（李海英，2012）。这种双重代理关系的存在，使机构投资者在行使对公司的监督权时，存在矛盾制约的关系。
与西方成熟的资本市场相比，我国的资本市场还不完善，上市公司的治理结构也存在很多缺陷，如“一股独大”、内部人控制、监事会失效等。在此背景之下，机构投资者是否发挥了监督作用、投资决策是以短期套利投机还是长期价值投资为目的等都需要通过实证研究来证明。本文则通过研究机构投资者持股与上市公司违规行为的直接关系，来检验机构投资者行使监督权的有效性。
二、文献回顾与研究假设
从监管的角度而言，机构投资者相比与个人更能有效的监督公司管理层。Carleton和Nelson等（1998）证实了机构投资者已经成为管理层的监督者和公司治理的积极参与者。Mcconnell和Servaes（1990）也证实了机构投资者的监督作用，认为机构投资者对管理层的监督会迫使其减少机会主义和自利行为。同时由于机构投资者具备较强的专业知识、较易获取相关信息，其监督成本要比个人投资者低。因此相对于一般股东而言，机构投资者能够更加有效地监督公司，提升公司的价值，而不是以消极的态度进行抵制。已有研究结果表明，机构投资者持股与公司业绩、股东价值具有正相关关系（Cornett，2007；娄伟，2002；钱露，2008；李维安和李滨，2008）。Shleifer and Vishny（1986）认为大股东作为一种监督机制，更能有效地行使监督权，促使管理层提高公司经营效率、提升公司的价值。针对目前证券市场中存在的消极行为，也有学者从机构投资者对这些消极行为监管的角度进行研究。Mitra和Cready（2005）、Burns（2006）从盈余管理的角度论证了机构投资者的监督作用，发现机构投资者对公司的盈余管理有抑制作用。陆瑶和朱玉杰等（2012）认为机构投资者持股降低了公司违规的可能性，并且增加了公司违规被稽查的可能性。
事实上，由于投资目的和诱因不同，机构投资者并不一定能发挥有效的监督作用。机构投资者存在着双重代理的问题，其本身与被投资公司可能存在商业关系，有可能会因自身利益而限制了监督被投资公司管理者的效果。Short和Keasey（1999）在总结前人研究的基础上，发现由于不同的所有者间存在着复杂的利益关系，以及存在信息评估等方面的问题，使得机构投资者对公司绩效的影响并不显著。Davie和Kochhar（1996）的研究发现，机构投资者投资的目的是短期获利，这种短期主义会导致他们对被投资公司有关信息的过度反应和过度交易，进而不能有效监督管理层的行为。并且机构投资者与被投资公司之间存在其他商业关系的，只有当参与公司治理所带来的收益大于其付出的成本时，他们才会参与到公司治理中。针对不同类型机构投资者的监督作用，杨海燕和韦德洪等（2012）的研究结果显示，机构投资者的总体持股降低了公司财务报告的可靠性。但进一步分类来看，证券投资基金、保险公司、社保基金、信托公司和QFII等机构投资者并不影响财务报告的可靠性，一般法人持股则降低了财务报告的可靠性。
总体来看，我国的机构投资者并不是真正意义上的“投资者”，更像是一个“交易者”，缺乏长期投资和价值投资的理念。在市场短线投机理念盛行的氛围中，我国的机构投资者主要依靠炒作和坐庄等手段来赚取股票差价收益。同时我国的机构投资者相互之间也存在着巨大的竞争压力，基金的短期排名是基金持有人在购买基金时的重要判断指标，排名靠前的基金才会受到投资者的追捧，这迫使机构投资者不得不追求短期收益。机构投资者参与公司治理、有效行使监督权本应是一个长期的过程，在追求短期收益的驱动下，其监督效率必然会受到影响。此外，相比于个人投资者，机构投资者拥有较为雄厚的资金实力以及信息获取能力，其投资资金波动所带来的羊群效应对公司股价会造成较大的影响。在此背景下，企业管理层为达到预期利益目标，避免股东遭受潜在的损失，就会冒险采取违规行为。因此，本文提出如下假设：
H1：机构投资者总体持股比例与上市公司违规呈正相关关系。
由于不同类型的机构投资者的资金来源、投资目的、委托要求以及与被投资公司的经济关系等方面存在差异，因此以机构投资者的总体持股比例为研究对象来检验其监管效率并不全面。不同类型的机构投资者对被投资公司的监管效率有所不同，这与以机构投资者总体为研究对象的结论可能存在差异。
借鉴Brickley（1988）对机构投资者的分类方法，并结合我国的实际情况，我们根据机构投资者与被投资公司是否存在或希望存在某种商业关系，将机构投资者划分为两种类型：在我国，证券投资基金、社保基金、QFII等机构投资者一般与被投资公司不存在商业关系，我们将其视为独立的机构投资者；而券商、企业年金、保险公司以及信托公司等机构投资者一般与被投资公司存在或希望存在某种商业关系，则将其归类为非独立的机构投资者。
独立机构投资者在进行投资决策时，往往不需要考虑除投资以外的商业关系，只是基于自身的委托代理关系，在我国目前的资本市场中，其投资目的更倾向于短期获利，并没有足够的动机去参与公司治理、监督公司管理层的行为。与此相反，非独立机构投资者由于与被投资公司存在其他经济利益关系，他们更期望维持现有的或潜在的这种商业关系，更期待着与被投资公司的长期合作。这种长期合作的动机会促使他们形成长期价值投资的理念，提高机构投资者参与公司治理、行使监督权的积极性，从而抑制被投资公司违规行为的发生。因此，本文提出以下假设：
H2：证券投资基金、社保基金和QFII等独立机构投资者持股比例与上市公司违规呈正相关关系。
H3：券商、企业年金、保险公司以及信托公司等非独立机构投资者持股与上市公司违规呈负相关关系。
三、研究设计
1. 样本选择与数据来源。根据证监会的相关统计资料，我国的机构投资者在2005年以后得到了迅速发展。因此，本文选择2005 ~ 2012年间受到证监会、沪深交易所和财政部公开谴责、公开批评或公开处罚的非金融类A股违规上市公司及其配对公司为研究对象。在剔除违规当年新上市、数据不全以及未找到配对公司的样本后，共获得352家违规上市公司。研究期间涉及多次违规的上市公司，以其首次被处罚的年度作为研究年份。
配对样本公司的选择依据以下标准及优先顺序：①与样本公司在同一证券交易所上市；②与样本公司处于同一行业；③与样本公司违规前一年的资产总额最接近，差异在［-50%，+50%］的范围内；④与样本公司的上市年龄最接近；⑤未因违规行为而受到证监会、沪深交易所和财政部的公开谴责、公开批评或公开处罚。
本文数据主要来源于CSMAR数据库和Resset数据库。所有数据利用STATA12.0完成计算和分析过程。
2. 研究方法。现有文献中对公司违规的研究大都采用Probit或Logistic估计方法。这些方法都建立在我们观测到的公司违规，就是所有公司实际发生的违规行为基础上，但事实上还存在公司实际发生了违规行为但未被稽查出来的可能性。为了解决这一问题，本文利用2005 ~ 2012年上市公司违规的面板数据，采用Probit和部分可观测的Bivariate Probit估计方法进行回归分析。
借鉴Poirier以及陆瑶等的研究，我们引入两个潜在变量来研究公司的违规行为：违规倾向Fraud和违规稽查Detect，分别表示公司违规发生的可能性以及违规发生后被稽查出来的可能性。
Fraud=βFi×XFit+uit （1a）
Detect=βDi×XDit+vit （1b）
其中：βFi、βDi分别为解释变量XFit与XDit的系数，uit、vit都是均值为0且服从二元正态分布的误差项，ρ为uit、vit的相关系数。
定义虚拟变量Fraud和Detect：
Fraud＞0时，Fraud=1，否则Fraud=0
Detect＞0时，Detect=1，否则Detect=0 （2） 实际观测到的数据为Fraud与Detect的乘积Y，Y=1表示公司在该年度发生了违规行为且被稽查出来；Y=0表示公司没有发生违规行为或者虽然事实上发生了违规行为但未被稽查出来。因此：
Pr（Y=1）=Pr（Fraud=1&Detect=1）
=Pr（Fraud=1）×Pr（Detect=1｜Fraud=1）
=φ（βFi×XFit，βDi×XDit，ρ） （3a）
Pr（Y=0）=Pr（Fraud=0 or Detect=0）
=Pr（Fraud=1）×Pr（Detect=0｜Fraud=1）+Pr（Fraud=0）
=1-φ（βFi×XFit，βDi×XDit，ρ） （3b）
Y的对数似然函数为：
L（βFi，βDi）=∑｛Y×ln［φ（βFi×XFit，βDi×XDit，ρ）］+（1-Y）ln［1-φ（βFi×XFit，βDi×XDit，ρ）］｝ （4）
可以看出，在Probit估计模型中，Y=Fraud；Pr（Y=1）=Pr（Fraud=1）=φ（βi×Xit）。当Detect不完全为1时，Probit估计方法与Bivariate Probit估计方法的参数估计存在不同。
3. 模型构建。为了验证H1，设计以下回归模型：
Probit估计：
Y=β0+β1INST_OWNER+β2LNBO+β3DULI+β4BM+β5SM+β6DLDQ+β7STATE+β8TOPTEN+β9LEV+β10TQ+β11RETURN +β12STKVOLAT+β13STKTURN +ui （5）
Bivariate Probit估计：
Fraud=βF0+βF1INST_OWNER+βF2LNBO+βF3DULI+βF4BM+βF5SM+βF6DLDQ+βF7STATE+βF8TOPTEN+uFi
Detect=βD0+βD1STATE+βD2TOPTEN+βD3LEV+βD4TQ+βD5RETURN+βD6STKVOLAT+βD7STKTURN +vDi （6）
为了验证假设H2、假设H3，我们设计的回归模型如下所示：
Probit估计：
Y=β0+β1INDE_OWNER+β2DEPE_OWNER+β3 LNBO+β4DULI+β5BM+β6SM+β7DLDQ+β8STATE+β9 TOPTEN+β10LEV+β11TQ+β12RETURN+β13STKVOLAT+β14STKTURN +ui （7）
Bivariate Probit估计：
Fraud=βF0+βF1INDE_OWNER+βF2DEPE_OWNER+βF3LNBO+βF4DULI+βF5BM+βF6SM+βF7DLDQ+βF8STATE+βF9TOPTEN+uFi
Detect=βD0+βD1STATE+βD2TOPTEN+βD3LEV+βD4TQ+βD5RETURN+βD6STKVOLAT+βD7STKTURN +vDi  （8）
4. 变量定义。我们所称的公司违规是指“公司违反《证券法》、《公司法》、证监会和沪深两交易所的有关规定等并受到证监会、财政部以及沪深交易所等监管机构公开处罚的行为”，主要包括推迟披露、虚假记载、重大遗漏、虚构利润、内幕交易、违规买卖股票、违规担保、擅自改变资金用途、占用公司资产等行为。若公司存在违规行为，则表明机构投资者监管效率低，反之亦然。
本文采用Bivariate Probit估计方法，需选择两组不完全相同的变量，分别解释公司违规的可能性和违规稽查的可能性。

由于选取配对样本的过程中，已经考虑了年度、行业、资产规模以及证券交易所等因素对公司违规的影响，因此我们在选择控制变量时着重考虑以下因素：解释公司违规的变量主要包括董事会人数、独立董事比例、董事会会议频率、监事会会议频率、董事长是否兼任总经理；解释违规稽查的变量主要包括资产负债率、托宾Q值、净利润、流通股年换手率、日收益波动率。由于我国证券市场中特殊的股权结构形式以及我国的经济体制、政治文化等方面的影响，我们认为国有股比例和股权集中度对公司违规和违规稽查都有影响，因此都应作为这两者的控制变量。此外，考虑到公司违规行为披露的滞后性，我们选取的变量数据是违规前一年度的观测值。
四、实证分析
1. 描述性统计。本文首先对违规公司与其配对样本公司（样本组和控制组）的研究变量进行了描述性统计分析，并对两组数据进行了配对样本T检验。

从表2的描述性统计结果可以看出，样本组的机构投资者持股比例（INST_OWNER）最大值为 0.841，最小值为0；控制组的机构投资者持股比例（INST_OWNER）最大值为1，最小值也为0。两组样本数据的最大值和最小值都存在较大差距，说明我国上市公司的机构投资者持股比例整体上存在较大的差异。样本组和控制组的独立机构投资者持股比例（INDE_OWNER）均值分别为0.031和0.032，非独立机构投资者持股比例（DEPE_OWNER）均值分别为0.010和0.013，两个变量的均值都比较低，表明我国上市公司的独立机构投资者持股比例和非独立机构投资者持股比例相对较低。此外，两组样本的独立董事比例（DULI）和国有股比例（STATE）的均值在10%的置信区间上存在显著性差异，净利润（RETURN）和股权集中度（TOPTEN）的均值在1%的置信区间上存在显著性差异，流通股年换手率（STKTURN）的均值在5%的置信区间上存在显著性差异。
在进行Bivariate Probit回归分析之前，本文对两组样本的全部变量进行了Person相关性检验（相关系数表略），尽管部分变量间的相关系数显著，但以VIF检验多重共线性的值都不大于2，说明回归模型中并不存在多重共线性。
2. 假设H1的回归结果与分析。表3为机构投资者总体持股对上市公司违规的影响。从左往右，第一列为选取的自变量和因变量，第二列［1］为模型（7）采用Probit估计的回归结果，第三列［2］为模型（8）采用部分可观测的Bivariate Probit估计的回归结果，第四列［3］为交换控制变量后进行稳健性检验的结果。表3的回归结果显示，在控制了影响公司违规的其他因素后，无论采用Probit估计还是Bivariate Probit估计，机构投资者总体持股比例均与上市公司违规具有正相关关系，并分别在5%、1%的置信区间上显著，H1成立。这也支持了我们之前的分析：目前我国证券市场中的机构投资者参与公司治理、行使监督权的积极性并不高，主要是以短期盈利为目的，被投资公司迫于这种压力为了达到预期盈利目标，便会冒险采取违规行为。特别是在我国证券市场监管不严、违规成本相对比较低的情况下，公司的这种违规倾向会更强。
3. H2、H3的回归结果与分析。表4为不同类型的机构投资者持股对上市公司违规的影响。从左往右，第一列为选取的自变量和因变量，第二列［1］为模型（7）采用Probit估计的回归结果，第三列［2］为模型（8）采用部分可观测的Bivariate Probit估计的回归结果，第四列［3］为交换控制变量后进行稳健性检验的结果。表4的回归结果显示，在控制了影响上市公司违规的其他因素后：①对于独立的机构投资者持股，Bivariate Probit估计的回归结果显示，独立的机构投资者持股与公司违规存在正相关关系，并在5%的置信区间上显著，H2成立；②对于非独立的机构投资者持股，Bivariate Probit估计的回归结果显示，非独立的机构投资者持股与公司违规存在负相关关系，即非独立的机构投资者持股比例升高也会抑制公司违规行为的发生，并且在5%的置信区间上显著，假设H3成立。这也充分证明，非独立的机构投资者相对于独立的机构投资者来说，由于其与被投资公司已经存在或希望存在某种商业关系，他们需要的是一种长期合作而不是只考虑短期利益，因此会更加积极地参与公司治理，提高对公司管理层的监督，从而抑制上市公司的违规行为。
4. 稳健性检验。在进行Bivariate Probit估计时，我们需要将控制变量划分为不完全相同的两组，分别解释公司违规的可能性和违规稽查的可能性。为了检验上述研究结果的可靠性，我们将上述两组类型的控制变量进行交换，来进行稳健性检验，回归结果并没有实质性的差异。因此，前文的研究结论具有一定的可靠性。
五、研究结论与建议
本文通过实证分析机构投资者持股对上市公司违规行为的影响，发现在我国证券市场中机构投资者总体持股并没有起到有效的监督作用，其短期投机获利的目的反而诱发了公司的违规行为。
考虑到不同类型的机构投资者，投资目的、资金来源以及与被投资公司的关系等有所不同，我们根据机构投资者与被投资公司是否具有商业关系，将机构投资者总体划分为两种不同的类型。结果表明：证券投资基金、社保基金和QFII等与被投资公司不存在某种商业关系的独立的机构投资者持股会诱发上市公司的违规行为；券商、企业年金、保险公司以及信托公司等非独立的机构投资者，由于受到已存在的或潜在存在的某种商业关系的影响，主要是以长期合作为目的，更有动机参与公司治理、行使监督权，进而抑制上市公司的违规行为。因此，我们认为机构投资者能否有效地监督、抑制上市公司的违规行为，主要是由其投资目的决定的。
现如今我国证券市场中的机构投资者大多数仍然是以短期获利为目的，其资金波动所带来的羊群效应会促使上市公司冒险采取违规行为。但如果机构投资者与被投资公司存在某种商业关系，这种短期获利的目的就会转变为长期投资，促使他们积极参与公司治理、行使监督权，从而抑制上市公司的违规行为。
上述研究结论的意义在于：发挥机构投资者的监督作用可以带来双赢的局面，在使自己获得高额投资回报的同时还促进公司提高经营业绩和经营效率，抑制公司的违规行为。
因此，我们要从以下几个方面积极推动机构投资者参与公司治理、发挥监督作用：第一，优化证券市场中机构投资者的结构，培养具有长期投资理念的机构投资者，如保险公司、企业年金等一类的机构投资者。第二，培养机构投资者进行长期投资和价值投资的理念，而不是以短期获利为目的。第三，对机构投资者的考核指标要由短期转化为长期，以减少机构投资者的压力。
主要参考文献
1. 孙杰. 积极鼓励机构投资者参与公司治理.中国证券报，2013-03-07
2. 耿志民.中国机构投资者研究.北京：中国人民大学出版社，2002
3. 李海英.机构投资者对中小投资者利益保护效应研究.北京：经济科学出版社，2012
4. 娄伟.基金持股与上市公司业绩相关性的实证研究.上海经济研究，2002；6
5. 钱露.证券投资基金与公司绩效关系研究——基于中国A股上市公司的证据.中央财经大学学报，2008；12
6. 李维安，李滨.机构投资者介入公司治理效果的实证研究——基于CCGINK的经验研究.南开管理评论， 2008；1