合格境外机构投资者与企业绩效

李争光，年 洁，季雨薇

(盐城工学院 经济管理学院，江苏 盐城 224002)

自1998年以来，我国在发展机构投资者方面做出了很大的努力，在这期间，机构投资者迅速发展，对资本市场的影响越来越大，逐渐成为资本市场的一支新兴力量。经过20多年的发展，中国资本市场已日臻完善。相对于散户来说，机构投资者会以投资管理建议的方式对企业进行监督，以促使企业经营管理的改良，进而提高企业绩效。

合格境外机构投资者(QFII)制度从2002年正式被我国引入以来，合格境外机构投资者发展十分迅速。QFII是指经中国证券监督管理委员会允许在中国证券市场进行投资，并获得国家外汇管理局批准的境外资产管理机构。据国家外汇管理局统计，到2017年1月底，中国共有276家境外机构投资者，投资金额累计达873.09亿美元。随着经济全球化趋势愈加明显，经济共同体联系日益紧密，QFII对中国证券市场的影响也越来越大。与此同时，随着QFII所持上市公司股份的不断增加，QFII对上市公司的治理产生了巨大的影响。因此，研究QFII与企业绩效的相关性对上市公司治理具有重要意义。

随着经济全球化的深入，QFII对国内经济的发展有很大促进，但是国内的研究者却忽略了QFII持股对企业的影响，大多数研究都局限在一般机构投资者对企业影响上。综观国内外学者的研究结论，关于QFII的公司治理效应存在着两种观点[1]。

第一种观点支持“效率监督假说”，即QFII可以改善公司管理，促进公司发展，有效提高企业绩效。国内有少量文献研究了QFII与企业绩效的影响，其中黄斌(2011)在其发表的一篇论文中表明，QFII持股与企业绩效水平呈现正相关关系[2]。王雄等(2013)通过实证研究发现，QFII持股与公司业绩正相关[3]。童元松等(2015)研究发现，QFII通过获取更多的股份，提出自己的意见，选取更加合理的方案，参与公司的管理，从而了解被投资公司，这一切均有利于提高企业绩效[4]。

Suman Neupane等(2016)通过印度的IPO市场研究了国内外机构投资者对IPO的投资，研究发现[5]：外国机构投资者和国内机构投资者的投资模式和股票选择差异很大，通过研究上市时的机构认购情况，发现外国机构投资者比国内机构投资者更具侵略性，更多的认购IPO。一些研究还表明，由于拥有投资经验和专业知识，外国机构投资者相对于国内机构投资者表现更为优越(Grinblatt 和Keloharju,2000；Seasholes,2000)[6-7]。Tarun Khanna和Kfishna Pale Pu(2003)通过对印度市场的研究，发现QFII持股能显著提高上市公司的业绩[8-10]。Ahmadjian(2007)在书中写到，外国投资者的股权比例由一开始的7.7%增长为后来的28%，对公司的管理有着很大影响[11]。Ueda(2007)研究了日本的资本市场、投资者关系以及投资者支持，发现机构投资者的积极行为是由外国投资者发起的，其次才是日本机构投资者[12]。Mitsuru Mizuno(2010)研究发现，外国投资者对企业绩效的影响，比国内机构投资者要大。该项研究从国外投资者和国内机构投资者的角度讨论了公司治理结构的演变，并阐明了机构投资者与企业绩效之间的关系[13]。就外国投资者而言，在绝大多数公司治理项目中，外资持股与公司治理指标之间存在正相关关系。欧洲政策研究中心(1995)指出，机构投资者的国际多样化和日益增加的跨境活动有助于改变公司治理标准。外资股权的影响不容低估，因为欧洲的“新”投资者往往是来自美国、英国和其他国家的机构投资者[14]。

第二种观点支持“利益冲突假说”和“战略同盟假说”，这种观点则认为QFII持股不会提高企业绩效[15]。叶丹(2009)研究了QFII持股对企业绩效的影响，发现QFII没有积极参与公司治理，也没有提高企业绩效。作为目前最积极的投资者，美国养老基金成为了学术界研究的主要对象。Smith(1996)通过研究CalPERS的积极行为对目标公司治理结构的影响，发现美国养老基金持股增加了公司股东的财富，但对经营业绩没有显著影响[16]。Wahal(1996)、Guercio和Hawkins(1999)发现养老基金股东的行为不能改善会计业绩[17-18]。Stuart和Laura(2000)以养老基金为代表，对机构投资者的积极行为进行研究，发现机构投资者虽然在短期内通过改革公司治理结构有效地提高了企业绩效，但长期效果并不显著[19]。Michael(1996)认为机构投资者的积极行为虽然可以改善企业治理情况，却没有显著提高企业绩效[20]。

从上述国内外文献综述可以看出，合格境外机构投资者与企业绩效之间的关系尚未形成一致结论。目前，全球股票市场的特点是机构投资者迅速增加，机构投资者的这种扩张影响着企业绩效。因此，机构投资者的行为已经成为影响企业绩效极其重要的因素。故本文从企业绩效的视角考察QFII的公司治理效应。

一、理论分析与研究假设

1.QFII持股对企业绩效的影响

《新京报》发表的一篇文章指出，QFII在投资国内公司时比国内基金更注重公司的治理结构。例如，QFII在进行投资时，会选择管理回报比较高的公司。这背后的逻辑是，公司管理层的薪酬与公司的经营业绩密切相关。管理层的高报酬可能意味着公司有更好的经营业绩。如果公司高管的薪酬低于行业标准，则意味着管理层没有足够的动力去主动地工作，或者管理层可能从秘密渠道获得上市公司的非法收入。此外，考虑到中国的特殊情况，管理层的高薪酬可能意味着公司的财务和薪酬政策更加透明和标准化，以及公司治理结构可能会相对完整。此外，QFII在股权结构改革过程中也发挥着积极的作用。例如，研究表明，拥有QFII和国内基金的公司将在股票交易改革中经历更短的时间，QFII的作用将高于国内基金。作为国外股东，QFII很少屈服于大股东的压力，发挥监督者作用的可能性更高。通过QFII在改进公司治理方面的作用，毕马威事务所等相关研究进一步表明，与没有QFII作为股东的公司相比，QFII作为股东的公司具有更好的经营业绩。QFII的持股规模与公司的财务表现和股票市场表现均呈正相关关系。

国内外学者认为QFII是否改进公司治理结构继而提升企业业绩存在三种假说：效率监督假说是指QFII结合自己国内的企业管理经验，对参与的企业提出建议，具有促进作用;利益冲突假说是指QFII和公司之间存在分歧，QFII更加注重利益，而公司既要追求利益，又要追求业绩；战略同盟假说是指QFII和公司高管认为双方相互合作是有益的，这种合作降低了机构投资者监督公司高管所产生的对公司价值的正效应。后两种假说都认为QFII的参与会对公司产生负面影响，影响公司的正常发展。

QFII持股与企业绩效之间存在何种关系主要取决于上述探讨的QFII与企业绩效关系的三种假说。假如QFII发挥了效率监督的作用，可以有效地减少管理层的投机行为或自身利益行为，有效地监督上市公司，督促管理层更加关注企业绩效，那么可以预期QFII持股比例与企业绩效之间存在正相关关系。如果QFII参与公司治理干扰了管理层和董事会的工作，影响了公司正常的经营业务秩序，降低了公司治理水平，我们预期在这种情况下，QFII持股比例与企业绩效之间存在负相关关系。基于以上分析，本文提出假设1：

H1a：在保证其他条件不变时，根据效率监督假说，合格境外机构投资者持股与企业绩效正相关；

H1b：在保证其他条件不变时，根据利益冲突假说和战略同盟假说，合格境外机构投资者持股与企业绩效负相关。

2.产权性质对QFII与企业绩效之间关系的影响

现有文献大多关注QFII对整体上市公司绩效的影响，很少有文献进一步研究产权性质对QFII与企业绩效之间关系的影响。上市公司终极控制人性质的不同会使公司之间的治理结构存在差异，从而导致企业绩效水平有所不同。因此，根据企业产权性质的不同，本文提出假设2：

H2a：在其他条件不变的前提下，与民营企业相比，合格境外机构投资者对国有企业绩效的影响更加显著；

H2b：在其他条件不变的前提下，与国有企业相比，合格境外机构投资者对民营企业绩效的影响更加明显。

二、研究设计

1.样本选择与数据来源

本文选取了CSMAR数据库中2007—2016年沪深两市A股上市公司作为研究样本。本文的筛选过程如下：(1)财务指标数据缺失的上市公司；(2)企业终极控制股东性质不能判断及缺失的上市公司；(3)其他控制变量缺失的上市公司；(4)QFII持股比例数据缺失的上市公司；(5)对主要连续变量在1%(99%)的水平上进行了缩尾。经过上述筛选过程，最终，共获得2068个观测值。

2.变量的选择与定义

本文选择的因变量是企业绩效指标。虽然有很多度量企业绩效水平的指标，但在本文中主要选取总资产收益率ROA、每股收益EPS以及托宾Q值(TOBINQ)进行度量。

总资产收益率ROA和每股收益EPS从会计业绩层面衡量了企业绩效。托宾Q在一定程度上反映了证券市场对企业绩效的反应，从股本扩张能力的角度出发进行考察。

文中解释变量选取QFII持股比例进行度量。

本文借鉴了李争光等[21](2014)的实证模型，我们对一些指标进行了控制，主要有资产负债率、企业规模和市值账面比。为了控制年度和行业对企业绩效的影响，本文在回归模型中还加入了年度和行业虚拟变量。主要变量定义详见表1。

表1主要变量定义表

变量名称变量符号计算方法总资产收益率ROA净利润/平均总资产,其中平均总资产=(本年末总资产+上年末总资产)/2每股收益EPS净利润/普通股股数托宾Q值TOBINQ(股权市值+负债账面价值)/总资产,其中股权市值=流通股股数×年末收盘价+非流通股股数×每股净资产QFII持股比例FRQFII持股股数/总股数资产负债率LEV负债总额/资产总额企业规模SIZE企业总资产的自然对数市值账面比MBR股权市值/所有者权益终极控制人性质SOE终极控制人性质虚拟变量,企业的终极控制股东为国有企业时取1,否则取0年度Year年度虚拟变量行业Industry行业虚拟变量

3.实证模型

采用如下模型(1)来检验QFII持股对企业绩效的影响：

Performanceit=β0+β1FRit+β2LEVit+

β3SIZEit+β4MBRit+β5SOEit+

∑Year+∑Industry+εit

(1)

其中，Performanceit为企业i在t年的企业绩效。企业绩效指标将分别用总资产收益率、每股收益、托宾Q值来衡量；FRit是企业i在t年的合格境外机构投资者持股比例；LEVit是企业i在t年的资产负债率；SIZEit是企业i在t年的企业规模；MBRit是企业i在t年的市值账面比；SOEit是企业i在t年的终极控制人性质虚拟变量；∑Year是年度虚拟变量；∑Industry是行业虚拟变量；εit是误差项。我们按照终极控制人性质，采用模型(1)进行分样本回归，以检验产权性质对QFII持股与企业绩效之间关系的影响。

四、实证结果分析

1.描述性统计

表2报告了主要连续变量的描述性统计结果。从表2可以发现，总资产收益率、每股收益、托宾Q值的均值(中位数)分别为0.063(0.057)、0.606(0.463)、2.144(1.740)，标准差较小。QFII持股比例的均值(中位数)为1.67%(0.85%)，说明我国上市公司的QFII持股比例较低，这是因为我国作为一个新兴的资本市场，引入QFII的时间较短，QFII正处于初步发展阶段。根据样本可以发现，中国上市公司大多为国有企业控股，占到54.6%。

表2样本描述性统计

变量样本量均值标准差最小值Q1中位数Q3最大值ROA20680.0630.059-0.1270.0260.0570.0940.236EPS20680.6060.643-0.9140.2260.4630.8213.344TOBINQ20682.1441.2640.9061.2971.7402.5277.790FR20680.01670.02970.00070.00400.00850.01620.1870LEV20680.4560.2190.0540.2800.4440.6130.949SIZE206822.6791.67520.00221.54922.41023.37528.716MBR20683.0542.1940.6961.6472.4323.70113.674SOE20680.546——————

2.相关性分析

表3报告了主要变量之间的相关性分析。在pearson相关系数中，FR与EPS显著正相关，与ROA、TOBINQ显著负相关；在spearman相关系数中，FR与ROA、EPS、TOBINQ显著正相关。单变量检验的结果并没有验证假设1与假设2，为了控制其他变量的影响，本文将在下面作多元回归分析。

表3Pearson(Spearman)相关系数

变量名ROAEPSTOBINQFRLEVSIZEMBRSOEROA10.683∗∗∗0.368∗∗∗0.078∗∗-0.508∗∗∗-0.153∗∗∗0.208∗∗∗-0.209∗∗∗EPS0.600∗∗∗1-0.055∗∗0.146∗∗∗-0.041∗0.300∗∗∗-0.071∗∗-0.032TOBINQ0.245∗∗∗-0.046∗∗10.133∗∗∗-0.421∗∗∗-0.573∗∗∗0.909∗∗∗-0.247∗∗∗FR-0.091∗∗∗0.143∗∗∗-0.072∗∗10.018-0.122∗∗∗0.144∗∗∗-0.126∗∗∗LEV-0.463∗∗∗0.008-0.312∗∗∗0.237∗∗∗10.472∗∗∗-0.108∗∗∗0.312∗∗∗SIZE-0.142∗∗∗0.330∗∗∗-0.443∗∗∗0.294∗∗∗0.552∗∗∗1-0.433∗∗∗0.336∗∗∗MBR0.087∗∗∗-0.077∗∗0.872∗∗∗-0.06∗∗-0.021-0.355∗∗∗1-0.154∗∗∗SOE-0.187∗∗∗0.013-0.188∗∗∗-0.0340.308∗∗∗0.310∗∗∗-0.102∗∗∗1

注：左下角(右上角)为pearson(spearman)相关系数；“***”、“**”、“*”分别表示在1%、5%、10%水平上显著。

3.实证结果及分析

(1)QFII与企业绩效

表4报告了假设1的检验结果，我们可以发现FR与ROA、EPS、TOBIN Q之间显著正相关，即QFII持股越高，企业绩效越好，支持了效率监督假说，H1a得到验证。

在控制变量方面，当企业绩效的因变量为总资产收益率和每股收益时，资产负债率的系数是负的，二者均在1%的水平上显著，表明公司的资产负债率越高，企业绩效越差，这与李争光等[21](2014)的研究结论一致。企业规模的系数是正的，且在1%的水平上显著，表明企业规模越大，规模效应越好，企业绩效越好。公司成长性市账比MBR的系数是正的，且在1%的水平上显著，表明公司成长机会越好，企业绩效越好。终极控制人性质的系数是负的，分别在1%、5%的水平上显著。当企业绩效的因变量为TOBINQ时，资产负债率LEV的系数是负的、市账比MBR的系数是正的，二者均在1%的水平上显著，与第1列、第2列得出的结果一致。企业规模的系数为负、终极控制人的系数为正，但不显著。

表4QFII持股与企业绩效回归结果

变量因变量ROA(1)因变量EPS(2)因变量TOBINQ(3)截距项-0.210∗∗∗(-7.79)-4.780∗∗∗(-15.25)1.624∗∗∗(6.23)FR0.079∗(1.67)2.421∗∗∗(4.38)1.304∗∗∗(2.83)LEV-0.169∗∗∗(-23.93)-0.907∗∗∗(-11.04)-1.885∗∗∗(-27.58)SIZE0.015∗∗∗(13.17)0.242∗∗∗(18.72)-0.005(-0.43)MBR0.005∗∗∗(8.69)0.040∗∗∗(5.66)0.495∗∗∗(84.84)SOE-0.015∗∗∗(-5.69)-0.066∗∗(-2.18)0.024(0.94)年度效应已控制已控制已控制行业效应已控制已控制已控制Obs206820682068AdjR20.2920.1930.855F统计值28.51∗∗∗16.94∗∗∗395.06∗∗∗

注：括号内为t值；“***”、“**”和“*”分别表示在1%、5%和10%水平上显著。

(2)产权性质对QFII持股与企业绩效之间关系的影响。为了进一步验证终极控制人性质对QFII持股与企业绩效之间关系的影响，我们进行了分样本回归分析。分样本回归分析的结果如表5所示，当终极控制人性质为国有企业时，FR与ROA、EPS、TOBINQ显著正相关；当终极控制人性质为民营企业时，FR与企业绩效的因变量TOBINQ显著正相关，与因变量ROA正相关、与EPS负相关，但并不显著，这支持了假设H2a，说明了QFII对国有企业绩效的正向影响比非国有企业更为显著。

4.稳健性检验

(1)本文选择了净资产收益率ROE作为企业绩效的替代变量检验QFII对企业绩效的影响，稳健性检验结果如表6所示。通过表6的第1列的数据，我们可以发现FR与ROE正相关，且在1%的水平上显著，这表明QFII持股比例的增加有助于提高企业绩效，稳健性检验结果与表4中的研究结论一致。

通过表6的第2列、第3列可以发现。当企业终极控制股东为国有企业时，FR与ROE正相关，且在1%的水平上显著；当企业终极控制股东为非国有企业时，FR与ROE不显著，这与表5的研究结论一致。

表5产权性质对QFII持股与企业绩效之间关系影响的回归结果

变量SOE=1SOE=0ROAEPSTOBINQROAEPSTOBINQ截距项-0.126∗∗∗(-4.06)-4.114∗∗∗(-9.62)2.388∗∗∗(6.74)-0.461∗∗∗(-9.08)-6.320∗∗∗(-14.12)0.172(0.48)FR0.221∗∗(3.35)6.302∗∗∗(6.94)1.477∗∗(1.96)0.027(0.40)-0.512(-0.87)1.054∗∗(2.25)LEV-0.180∗∗∗(-20.82)-1.256∗∗∗(-10.51)-1.711∗∗∗(-17.27)-0.173∗∗∗(-14.46)-0.693∗∗∗(-6.56)-2.288∗∗∗(-27.18)SIZE0.010∗∗∗(7.92)0.213∗∗∗(12.44)-0.028∗∗(-1.99)0.026∗∗∗(12.51)0.308∗∗∗(16.53)0.049∗∗(3.30)MBR0.006∗∗∗(8.39)0.059∗∗∗(5.63)0.431∗∗∗(49.74)0.005∗∗∗(5.34)0.024∗∗∗(2.79)0.573∗∗∗(84.58)年度效应已控制已控制已控制已控制已控制已控制行业效应已控制已控制已控制已控制已控制已控制Obs113011301130938938938AdjR20.3390.2000.7870.2620.3310.930F统计值20.95∗∗∗10.75∗∗∗144.69∗∗∗12.07∗∗∗16.44∗∗∗415.98∗∗∗

注：括号内为t值；“***”、“**”和“*”分别表示在1%、5%和10%水平上显著。

表6QFII与企业绩效(ROE)回归结果

变量ROE(1)SOE=1ROE(2)SOE=0ROE(3)截距项-0.483∗∗∗(-8.81)-0.349∗∗∗(-4.85)-0.895∗∗∗(-10.32)FR0.292∗∗∗(3.02)0.648∗∗∗(4.24)0.139(1.21)LEV-0.150∗∗∗(-10.42)-0.194∗∗∗(-9.67)-0.131∗∗∗(-6.38)SIZE0.029∗∗∗(12.63)0.021∗∗∗(7.23)0.048∗∗∗(13.19)MBR0.009∗∗∗(7.31)0.011∗∗∗(6.53)0.007∗∗∗(4.54)年度效应已控制已控制已控制行业效应已控制已控制已控制Obs20681130938AdjR20.1160.1370.181F统计值9.71∗∗∗7.17∗∗∗7.91∗∗∗

注：括号内为t值；“***”、“**”和“*”分别表示在1%、5%和10%水平上显著。

(2)考虑到内生性问题，本文采用滞后一期的QFII持股比例来检验其对企业绩效的影响，滞后一期的QFII持股比例用LagFR来表示，回归结果如表7、表8所示。其中表7报告假设1的稳健性检验结果；表8报告假设2的稳健性检验结果。从表7可以看出，当QFII持股比例滞后一期时，LagFR与总资产收益率ROA呈正相关，但不显著,与每股收益、托宾Q值显著正相关，且在5%的水平上显著，这与表4得出的结论基本一致。

从表8中可以看出，当企业终极控制股东为国有企业时，LagFR与因变量ROA、EPS、TOBINQ显著正相关，分别在1%、1%、1%的水平上显著；当企业终极控制股东为非国有企业时，LagFR与因变量ROA、EPS、TOBINQ不显著，再次验证了假设H2a。

表7QFII滞后一期与企业绩效回归结果

变量因变量ROA(1)因变量EPS(2)因变量TOBINQ(3)截距项-0.283∗∗∗(-6.30)-6.565∗∗∗(-10.88)0.764∗(1.93)LagFR0.001(1.09)0.023∗∗∗(2.82)0.017∗∗(3.12)LEV-0.191∗∗∗(-15.16)-1.044∗∗∗(-6.17)-2.151∗∗∗(-19.35)SIZE0.016∗∗∗(9.03)0.306∗∗∗(13.00)-0.033(-2.11)MBR0.008∗∗∗(7.19)0.062∗∗∗(4.33)0.503∗∗∗(53.11)SOE-0.012∗∗∗(-2.86)-0.030(-0.53)0.007(0.19)年度效应已控制已控制已控制行业效应已控制已控制已控制Obs765765765AdjR20.3560.2620.875F统计值15.59∗∗∗10.34∗∗∗185.01∗∗∗

注：括号内为t值；“***”、“**”和“*”分别表示在1%、5%和10%水平上显著。

表8QFII滞后一期与企业绩效分样本回归结果

变量SOE=1SOE=0ROAEPSTOBINQROAEPSTOBINQ截距项-0.186∗∗∗(-3.83)-5.527∗∗∗(-7.28)1.138∗∗(2.29)-0.626∗∗∗(-6.37)-9.162∗∗∗(-9.56)0.513(0.85)LagFR0.003∗∗∗(3.08)0.071∗∗∗(5.22)0.028∗∗∗(3.15)-0.0002(-0.18)-0.008(-0.92)0.007(1.39)LEV-0.215∗∗∗(-15.10)-1.587∗∗∗(-7.13)-2.252∗∗∗(-15.50)-0.184∗∗∗(-7.46)-0.411∗(-1.71)-1.947∗∗∗(-12.91)SIZE0.012∗∗∗(6.57)0.273∗∗∗(9.56)0.028(1.51)0.028∗∗∗(7.09)0.393∗∗∗(10.05)0.030(1.24)MBR0.008∗∗∗(6.89)0.076∗∗∗(3.96)0.446∗∗∗(35.72)0.007∗∗∗(3.29)0.043∗∗(2.24)0.616∗∗∗(50.72)年度效应已控制已控制已控制已控制已控制已控制行业效应已控制已控制已控制已控制已控制已控制Obs467467467298298298AdjR20.4180.2810.8370.3480.4520.945F统计值13.38∗∗∗7.73∗∗∗89.90∗∗∗7.89∗∗∗11.66∗∗∗222.82∗∗∗

注：括号内为t值；“***”、“**”和“*”分别表示在1%、5%和10%水平上显著。

四、结语

本文选取2007—2016年的A股上市公司作为研究样本，考察了合格境外机构投资者持股对企业绩效的影响。研究发现，合格境外机构投资者持股比例与企业绩效显著正相关，即能有效提高企业绩效。本文还进一步考察了终极控制人性质对合格境外机构投资者持股与企业绩效之间关系的影响，经验证据表明，与民营企业相比，合格境外机构投资者对国有企业的绩效影响更加显著。

本文通过实证分析研究了合格境外机构投资者持股与企业绩效之间的关系，其研究结果具有一定的理论和现实意义。第一，本文从企业绩效的角度考察了QFII持股对公司治理的影响，研究发现合格境外机构投资者能够提升企业绩效，从而丰富了企业绩效的影响因素以及合格境外机构投资者公司治理效应领域的研究。第二，为了进一步研究终极控股人性质对QFII持股与企业绩效之间关系的影响，本文进行了分样本回归分析。我们发现，与民营企业相比，合格境外机构投资者对国有企业绩效的影响更为显著,这可能是因为中国的资本市场环境对QFII的投资决策有很大的影响。中国作为一个“新兴”与“转型”兼具的资本市场，QFII进入中国资本市场的时间很短，在进行投资选股时，往往会选择绩效较好的公司。由于国有企业控股的上市公司本身就具有比较稳定和完善的公司治理体系，而非国有企业控股的上市公司可能会因为信息披露不充分、公司治理结构不完善导致企业绩效水平低下，因此，QFII在进行投资选股时为了减少投资风险会更偏向于国有企业控股的上市公司。