机构投资者持股与企业短贷长投——来自中国上市公司的证据

胡学淑 聂宇文（首都经济贸易大学会计学院 北京 100070 北京化工大学经济管理学院 北京 100029）

一、引言

公司投融资期限匹配理论认为，资产与债务的期限应当互相匹配（Morris，1976）［1］，合理有效地安排投融资期限结构关系到企业的可持续发展。然而，许多学者指出在我国实际观察到的却是大量以短期资金支持长期投资的期限错配现象，造成短贷长投现象，损害公司业绩（钟凯等，2016 ；马红等，2018）［2］［3］。以往研究认为主要原因包括：（1）金融系统的滞后发展。具体表现为债务违约风险及信用风险较高，银行贷款期限短，长期融资供应规模小，且成本高（白云霞等，2016）［4］；（2）政府干预强烈。官员晋升与地方经济竞争导致企业短期贷款与非效率投资增加，加剧企业投融资期限错配（邱穆青和白云霞，2019）［5］；（3）法规政策外在刺激。固定资产加速折旧政策显著增加企业投资活动，加重企业短贷长投现象（范文林和胡明生，2020）［6］。（4）董责险等企业保险为公司与管理者行为提供风险保障，诱发管理者道德风险与机会主义倾向，增加短贷长投行为（赖黎等，2019）［7］。由此可见，企业短贷长投现象往往是市场、政府和公司代理问题等多方因素相伴产生，而非利益与需求驱动的主动行为，且短贷长投对中国的宏观经济和微观企业经营都会产生负面影响。因此，如何改善企业短贷长投现象，如何从主观层面破除客观因素造成的企业短贷长投，是非常重要的。本文将从机构投资者持股层面研究对企业治理及其短贷长投的影响。

机构投资者是特殊的市场参与者。较普通投资者，具备一定的专业知识和操作管理能力，且具有信息整合优势和资金优势，更有效地履行股东监管责任。调查显示，我国股票市场中机构投资者盈利情况普遍好于自然人投资者。较政府而言，机构投资者是深入的市场参与者，更直接快速地发挥股东作用。但在中国这个新兴市场，机构投资者的作用发挥仍存在争议。一方面，新兴市场弱有效或半强式有效，受制于较低的信息透明度，机构投资者往往会产生羊群行为，导致股票崩盘风险，市场对机构投资者发挥的监督作用存疑；另一方面，新兴市场机构投资者持股水平普遍较低，单个机构投资者持股比例更低，不足以对抗大股东，证监会是资本市场秩序维护的主要监督者，强有力政府及强势大股东下，机构投资者是否具有监督意愿及监督效果也存疑，已有研究也表明机构投资者持股对公司治理存在不确定性。如前所述，企业短贷长投是一项风险很高的营运政策，在上市公司中普遍存在，会给公司带来极大的不确定性，现有研究中有关机构投资者如何影响企业投融资错配的研究相对较少且有关机构投资者是否在公司治理中是一支积极的治理力量还存在一定的争议。因此，考察机构投资者对公司短贷长投的影响具有一定的理论意义和现实意义。

本文的研究可能有以下两个方面的贡献：第一，丰富了我国制度背景下机构投资者持股影响后果的研究。中国作为典型的新兴市场，与欧美等发达国家的资本市场发展还存在着一定的差距，机构投资者在资本市场中发挥的作用也被认为存在差异。西方发达国家的研究普遍认为机构投资者具备更强的监督意愿和更高的监督能力，有助于公司治理水平的提高（An和Zhang，2011）［8］，但在我国制度背景下有关学者对机构投资者所发挥作用的研究却是观点各异。本文选取短贷长投展开研究，发现机构持股总体上能够缓解公司短贷长投现象，这一定程度上支持了我国制度背景下机构股东积极主义的趋势，为当前情境下鼓励机构投资者发展提供了一定的理论支持。第二，从股权结构的视角拓展了短贷长投现象的研究。以往研究从货币政策（钟凯等，2016）［2］、产融结合（马红等，2018）［3］、官员访问（邱穆青和白云霞，2019）［5］、审计师（罗宏等，2018）［9］、董责险（赖黎等，2019）［7］、以及产权性质（沈红波等，2019）［10］的角度对短贷长投现象进行分析，却忽略了作为公司治理基础性的力量——股权结构对于短贷长投的影响。本文借助机构持股的视角对此进行了补充。

二、理论分析与研究假设

一般认为，机构投资者与个人投资者相比具有投资管理专业化、投资结构组合化以及投资行为规范化这三个特点。2020年3月28日，中国证券投资者保护基金有限责任公司发布的《2019年度全国股票市场投资者状况调查报告》也表明，在受调查者中，机构投资者的盈利情况要显著好于自然人投资者。机构投资者的专业性也体现在公司治理中。从信息传递角度来说，由于机构投资者持有多家股票，使得其在参与公司治理过程中融合各方治理信息，积累可供实践的经验（李维安和李滨，2008）［11］。从监督角度来说，机构投资者作为中小股东的代表，会设法通过信息整合和专业的行业判断积极监督公司股东大会、董事会和监事会所做决定的合理性，积极阻止可能危害中小股东利益的提议（Pound，1988）［12］，积极履行“用手投票”的股东监督义务。最后，机构投资者自身能力相较于一般股东而言更为突出，原因在于机构投资者往往拥有专业优势和信息整合能力，会对管理层人员产生极大的约束力，减少代理成本。在上述机制下，随着机构投资者持股比例的增加，机构投资者对公司治理的积极性和话语权也会变大，这将使得管理者的道德风险和机会主义行为得到有效约束，从而抑制公司短贷长投现象。据此，提出本文第一个假设：

假设1：机构投资者持股会缓解公司短贷长投现象。

由于存在信息不对称和代理问题，公司投资决策通常会偏离最优投资决策进而影响到公司的投资效率（Jensen，1986）［13］。投资不足或过度投资都属于非效率投资，导致资源的未有效利用，进而未能实现企业价值最大化。研究发现，非效率投资越多的公司可能存在更多的公司治理问题，且内部监管较弱。一方面，企业所有权和经营权的分离为管理层进行个人机会主义行为提供了可能（Jensen，1986）［13］，管理层出于个人私利投资自利性项目，从而产生过度投资。另一方面，管理层也可能为了避免承担投资失败风险，影响个人声誉和绩效，或者可能由于太过保守而未能发现良好的投资机会，使得企业投资不足（辛清泉等，2007）［14］。俞红海（2010）［15］以及张会丽和陆正飞（2012）［16］研究认为高质量公司治理能够抑制非效率投资。Billett等（2011）［17］、Giroud 和 Mueller（2010）［18］发现公司治理差的公司更可能发生非效率投资。因此，在非效率投资越多的企业中，代理问题可能会更突出，公司治理也越差，机构投资者外部监管的作用发挥更大。基于此，本文认为在非效率投资越多的公司中，机构投资者越能够通过有效约束管理层个人机会主义行为，提高公司治理水平，进而减少公司短贷长投现象。据此，提出本文第二个假设：

假设2：在非效率投资越多的公司中，机构投资者持股对公司短贷长投的抑制作用越大。

三、研究设计

（一）数据与变量定义

本文选取2008—2018年A股上市公司作为初始样本，实证研究了机构投资者持股对企业短贷长投的影响。文中使用的数据均来自于CSMAR数据库、RESSET数据库以及CCER数据库，并进行如下筛选：（1）剔除金融、房地产业公司；（2）剔除研究期间内数据缺失的公司；（3）剔除ST、PT类公司；（4）为消除异常值的影响，本文对所有连续变量进行了上下1%的Winsorize处理。最终共获得22 195个公司-年度观测值。

（二）模型设定

1.机构投资者持股比例与短贷长投。为实证检验提出的研究假设1，本文构建了回归模型1：

本文借鉴钟凯等（2016）［2］的研究计算“短贷长投”的代理变量SFLIi，t，即购建固定资产等投资活动现金支出-（长期借款本期增加额+本期权益增加额+经营活动现金净流量+出售固定资产现金流入），再利用年初的总资产剔除规模效应。短贷长投（SFLIi，t）的值越大，说明公司短贷长投现象越严重，SFLIi，t+1表示下一期该公司的短贷长投情况。

本文分别用 Insshri，t和虚拟变量 _Insshri，t衡量机构投资者持股。Insshri，t为上市公司年报中披露的机构投资者持股比例；_Insshri，t计算方式如下：取样本公司按年度和行业分类排序的机构投资者持股比例的中位数，若公司当年机构投资者持股比例大于该中位数则取值为1，否则取值为0。

参照以往有关文献，在进行回归时，本文还加入了以下控制变量 ：（1）公司规模（Sizei，t），用期末总资产的自然对数来表示 ；（2）盈利能力（ROAi，t），用本年净利润与期末总资产的比值来表示 ；（3）财务杠杆（Levi，t），即期末总负债与期末总资产的比值 ；（4）现金流（CFOi，t），等于本年经营活动现金净流量与期末总资产的比值；（5）总资产周转率（Turnoveri，t），等于营业收入与期末资产总额的比值；（6）审计意见类型（MAOi，t），如果本年的审计意见为“标准无保留意见”，则取值为1，否则为0；（7）营业收入增长率（Growthi，t），等于营业收入本年本期金额与营业收入上年同期金额的差值与营业收入上年同期金额的比值；（8）董事会规模（Boardi，t），等于董事会人数取自然对数 ；（9）股权集中度（Firsti，t），用第一大股东持股比例表示 ；（10）董事会结构（INDDRi，t），等于董事会中独立董事占比 ；（11）股权性质（SOEi，t），如果实际控制人是中央企业或地方国有企业，取值为 1，否则为 0 ；（12）两职合一（Duali，t），若董事长与总经理由同一人担任，取值为1，否则为0；（13）行业（Industry）与年份（Year）。

2.非效率投资、机构投资者持股与短贷长投。为实证检验提出的研究假设2，本文构建了回归模型2：

本文借鉴 Richardson（2006）［19］与刘慧龙等（2014）［20］的模型来估计投资效率，使用的模型如下所示：

Investt=δ0+δ1Growtht-1+δ2Levt-1+δ3Casht-1+δ4Aget-1+δ5Sizet-1+δ6Returnst-1+δ7Investt-1+ε

其中，新增投资Invest=（资本支出+并购支出-出售长期资产收入-折旧）/总资产；Growtht-1为滞后一期的年营业收入增长率；Levt-1为滞后一期的资产负债率；Casht-1等于现金及现金等价物除以总资产；Aget-1为滞后一期的公司上市年限，具体计算为滞后一期的公司上市年限加1取对数；Sizet-1为滞后一期的公司规模，等于滞后一期的总资产取对数；Returnst-1采用考虑现金红利再投资的年个股回报率；Investt-1为滞后一期的新增投资；此外，该模型还控制了行业和年度效应。对该模型所估计出来的残差取绝对值，即可以得到公司投资效率代理变量ABSINVi，t，ABSINVi，t取值越大，说明该公司存在的非效率投资越多，投资效率越低。

四、实证结果

（一）描述性统计

从表1主要变量的描述性统计可以发现，短贷长投的代理变量（SFLIi，t）的平均值为 -0.08，这与钟凯等（2016）［2］的数据描述一致。机构投资者持股比例（Insshri，t）平均值为0.28，与第一大股东持股比例的平均值（0.35）已经较为接近，表明对于大多数公司来说，机构投资者已经成为其重要的持股主体，因此，其对公司治理的影响不容忽视。

表1 描述性统计

（二）回归分析

1.机构投资者持股与短贷长投。表2是本文研究假设1的回归结果，在模型进行回归时，本文控制了行业效应和年度效应。如表2第（1）列所示，在控制了相关控制变量之后，机构投资者持股（Insshri，t）与短贷长投代理变量（SFLIi，t）在1%水平上显著负相关，由此表明，随着机构投资者持股比例的增加，公司短贷长投现象会有所缓解。进一步采用其他指标进行了稳健性检验，将机构持股（Insshri，t）改用机构持股虚拟变量（_Insshri，t）表示，发现结果未改变，第（3）列和第（4）列采用下一期短贷长投代理变量（SFLIi，t+1）作为因变量，分别对机构持股（Insshri，t）和机构持股虚拟变量（_Insshri，t）进行回归，结果仍未改变。因此，假设1得到验证。

表2 机构投资者持股与短贷长投回归结果

2.非效率投资、机构投资者持股与短贷长投。表3是本文研究假设2的回归结果，可以看到，非效率投资（ABSINVi，t）与机构投资者持股（Insshri，t与 _Insshri，t）的交乘项（ABSINV_Insi，t与 _ABSINV_Insi，t）均显著为负，说明在非效率投资较多的公司中，机构投资者持股对公司短贷长投的抑制作用更强，进一步说明了机构投资者持股对公司的治理效应，假设2得到验证。

表3 非效率投资、机构投资者持股与短贷长投回归结果

五、稳健性检验

（一）工具变量回归

以上结果发现机构投资者持股比例越高时，公司的短贷长投现象会减弱。但由此推断机构投资者持股比例是短贷长投减弱的原因，可能并不足够。因此借鉴梁上坤（2018）［21］的研究，本文选取公司是否属于沪深300指数（Indexi，t）以及每年行业机构投资者持股比例均值（Ins_meani，t）作为工具变量，运用两阶段方法对模型1重新拟合。检验结果显示，在第一阶段中，弱工具变量检验F统计量为503.18，说明不存在弱工具变量问题。在第二阶段中，在控制了内生性之后，机构投资者持股比例（Insshri，t）与短贷长投代理变量（SFLIi，t）的估计系数仍然在1%水平上显著为负，表明机构投资者持股对公司短贷长投确实有治理作用，假设1再次得到证明。同时，两者的交乘项在1%的水平上显著为负，说明在控制了内生性后，机构持股对短贷长投的抑制作用在非效率投资越多的上市公司中更明显，假设2得到验证。

（二）替换自变量

参考梁上坤（2018）［21］的做法，本文使用变动的机构投资者持股比例替代机构投资者总的持股比例检验假设1与假设2。具体做法为：将当年的机构投资者持股比例（Insshri，t）分解为上一年的机构投资者持股比例（Laginsi，t）和当年变动的机构投资者持股比例（Inschi，t），重新进行回归。结果发现，变动的机构投资者持股比例（Inschi，t）系数在1%的水平上显著为负，再次验证假设1；变动的机构投资者持股比例（Inschi，t）与非效率投资（ABSINVi，t）的交乘项（ABSINV_Inschi，t）也在1%的水平上显著为负，假设2再次得到验证。

（三）固定效应模型

本文采用公司固定效应模型重新进行回归。回归结果显示，机构投资者持股（Insshri，t和 _Insshri，t）与公司短贷长投（SFLIi，t和 SFLIi，t+1）均显著负相关。机构持股与非效率投资的交乘项（ABSINV_Insi，t和 _ABSINV_Insi，t）均在1%的水平上显著负相关。这些结果与之前的发现一致。限于篇幅有限，以上稳健性检验回归结果未予列示。

六、进一步检验

（一）机构投资者类型与短贷长投

以往文献指出不同类型的机构投资者对公司监督和治理存在差异，认为稳定型机构投资者以获得公司长期利益为目标，能起到有效监督作用；然而交易型机构投资者着眼于短期内股价波动带来的收益，是上市公司的无效监督者（夏宁和杨硕，2018）［22］。因此，本文借鉴夏宁和杨硕（2018）［22］的研究，构造变量机构投资者类型（Invwi，t），将机构投资者划分为稳定型和交易型的机构投资者，划分方法如下：

其中Insshrit表示公司i在t年的机构投资者持股比例，STD（Insshrit-3，Insshrit-2，Insshrit-1）表示公司 i前三年的机构投资者持股比例标准差；MEDIANtj（SDtj）表示t年的行业 j的中位数，当 SDit≥ MEDIANtj（SDtj）时，Invwit取值为1，表示公司i在t年的机构投资者为稳定型机构投资者；否则取值为0，表示公司i在t年的机构投资者为交易型机构投资者。按以下模型对此进行回归，其他变量构造如前所述。

在进行回归时采用公司固定效应模型。下页表4是该部分的回归结果。在第（1）列中，机构投资者持股比例（Insshri，t）与机构投资者类型（Invwi，t）的交乘项（Invw_Insi，t）在10%的水平上显著为负，表明稳定性的机构投资者更加注重公司治理水平，进一步检验不同类型机构投资者对公司短贷长投的治理效果，第（2）列的结果与此基本一致。

表4 机构投资者类型与短贷长投

（二）中介机制检验

前已述及，机构投资者能够有效约束管理者的道德风险和机会主义行为，减少企业短贷长投行为。因此本文认为委托-代理问题是机构持股对短贷长投抑制结果的一个潜在途径。参考戴亦一等（2016）［23］的做法，本文采用下一期的经营费用率（AGENCYi，t+1）衡量公司的委托代理成本。具体计算为管理费用与销售费用之和与营业收入的比值，经营费用率越高，股东与管理层之间的代理成本越高。将中介机制检验分为以下三部分：

由于模型（1）的回归已于之前列示，因此表5仅展示模型（2）和（3）的回归结果。由模型（2）的回归结果，可以发现机构持股（Insshri，t）与经营费用率（AGENCYi，t+1）显著负相关，说明机构持股能够显著降低公司经营费用，有效监督管理层的自利行为，减少部分股东与管理层之间的代理问题。最后在模型（3）中，当经营费用率（AGENCYi，t+1）加入到模型（1）中，机构投资者持股（Insshri，t）的系数在 5%的水平上显著为负，而经营费用率（AGENCYi，t+1）的系数在1%的水平上显著为正，且机构持股的系数由-0.019变为-0.020，说明代理问题在机构投资者持股对短贷长投的影响中发挥了部分中介效应。

表5 中介机制检验

七、研究结论与启示

本文以2008—2018年我国A股上市公司为研究样本，对机构投资者持股与公司短贷长投的关系问题展开研究。研究发现：第一，机构投资者持股对公司短贷长投现象存在显著的抑制作用；第二，机构持股对短贷长投的治理效用在非效率投资越多的公司中更突出；进一步的研究显示：稳定型机构投资者的积极股东主义更显著，也更符合经济未来的发展。交易型机构投资者则更多扮演投机者角色，在公司治理中发挥的作用较小。机制检验结果表明机构投资者通过减少股东-管理层代理成本抑制短贷长投现象，说明机构投资者能够有效发挥监督管理层的作用。

本文研究符合我国当前的现实情况，基于短贷长投的角度分析了机构投资者的治理作用。本文的研究结论表明，机构投资者能有效发挥公司治理作用，从而改善公司治理环境，支持了我国制度背景下机构投资者“积极股东主义”的趋势。该研究从股权结构的视角研究了短贷长投现象，肯定了我国制度背景下机构投资者对公司治理的积极作用。根据本文结论，第一，对于上市公司来说，企业应当有意识地优化股权结构，发挥独立机构投资者等的治理效率，提高公司治理水平；第二，对于国家来说，需要加大对机构投资者的扶持力度，让机构投资者能有效参与企业的监管与治理。