机构投资者持股与企业杠杆操纵

魏文君 李黎

【摘要】以2012 ～ 2021年非金融业A 股上市公司为研究对象， 针对机构投资者持股对企业杠杆操纵的影响进行探究， 并进一步进行异质性、 影响机制以及经济后果分析。主回归分析发现， 机构投资者持股能够抑制企业杠杆操纵， 且在替换变量及控制内生性后结论依然成立；异质性分析发现， 在稳定型机构投资者、 高管理者能力、 低融资能力以及高分析师关注度组中， 机构投资者持股对企业杠杆操纵的抑制效应更显著； 影响机制分析发现， 机构投资者持股能够发挥信息效应、 资源效应以及治理效应进而抑制企业杠杆操纵， 即通过提高信息透明度、 缓解融资困境以及降低企业内部代理冲突的方式抑制企业杠杆操纵；经济后果分析表明， 机构投资者持股对企业杠杆操纵的抑制作用有助于企业数字化转型的顺利实施。

【关键词】机构投资者持股；企业杠杆操纵；信息效应；资源效应；治理效应

【中图分类号】 F275.5     【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2023）05-0021-10

一、 引言

目前我国正处于经济转型升级的关键时期， 但一直以来对债务驱动经济增长模式的过度依赖引发了经济结构失衡、 产能过剩以及企业杠杆率不断攀升等问题（许晓芳和陆正飞，2020）。一方面， 杠杆率升高会抑制企业盈利能力、 增大破产风险（DeAngelo等，2018）； 另一方面， 过高的杠杆率会影响金融系统的稳定， 甚至引发系统性风险。党的十九届六中全会指出， 要全面实施供给侧结构性改革， 推进去产能、 去库存、 去杠杆、 降成本、 补短板。去杠杆、 防范化解重大风险已经成为近年来我国经济政策的重要内容。虽然去杠杆能够带来诸如缓解金融错配、 提高资金利用效率、 促进经济健康发展等好处， 但是同时也会导致企业财务压力增加， 使企业不得不削减投资等资本支出， 进而导致企业发展放缓。为了避免衰退， 企业可能会通过杠杆操纵来降低账面杠杆率， 即通过名股实债、 表外负债以及其他会计手段实现形式上的去杠杆（许晓芳和陆正飞，2020）， 以满足政策监管的要求。值得注意的是， 企业进行杠杆操纵并未降低企业高杠杆率带来的风险， 反而会向市场中释放错误信息， 降低市场信息传递效率， 从而损害资本市场的健康持续发展。因此， 如何治理企业杠杆操纵对保证国家“去杠杆”政策的切实有效实施及防范重大系统性风险具有重要意义。

作为组成企业外部治理机制的重要部分， 相比于个人投资者， 机构投资者在专业技能、 信息分析及资金储备等方面具有显著优势（Ongena和Zalewska，2018）， 进而能够在优化企业投资者持股结构、 维护市场稳定等方面发挥重要作用。围绕机构投资者持股的外部治理效应， 学者们主要从信息不对称、 公司治理、 融资约束等视角进行了探讨。在信息不对称方面， Piotroski和Roulstone（2004）发现机构投资者持股能够提高企业信息透明度， 从而促进企业特征信息融入股价， 进而降低股价同步性。宋云玲和宋衍蘅（2020）发现， 机构投资者尤其是压力抵制型机构投资者持股对企业会计信息质量的提升作用更加明显。在公司治理方面， 袁知柱等（2014）发现， 出于企业长远发展的考虑， 机构投资者会更加注重对企业真实盈余管理的监督， 放松对企业应计盈余管理的管制。杨侠和马忠（2020）则从机构投资者调研的视角研究发现， 在企业治理水平较低时， 机构投资者调研能够弥补企业内部治理缺陷， 进而有效监督大股东的利益侵占行为。在融资约束方面， 尚航标等（2022）研究发现， 机构投资者能够基于其自身的资源储备与融资经验缓解企业资金短缺问题。此外， 还有学者发现， 机构投资者能够通过抑制盈余操纵、 加强股权激励等方式促进企业创新（Chung等，2002）， 提高全要素生产率（于成永和李昊翔，2020）。目前， 有关企业杠杆操纵的研究还较少， 现有的少数文献主要对企业杠杆操纵的影响因素进行了研究。例如： 翟淑萍等（2021）从党组织的视角研究发现， 党组织能够通过提高企业透明度、 降低管理层机会主义倾向抑制企業杠杆操纵； 徐亚琴和宋思淼（2021）则肯定了审计师在发现企业杠杆操纵中的重要作用。机构投资者是促进资本市场稳定及提高企业治理水平的重要因素， 仅有吴晓晖等（2022）对机构投资者与企业杠杆操纵的关系展开了研究， 但其仅是从机构投资者“分心”的视角进行探讨， 尚未涉及机构投资者持股这一角度。而对于机构投资者持股能否抑制企业杠杆操纵， 目前还未有文献进行研究。

鉴于此， 本文以2012～2021年非金融业A股上市公司为研究对象， 探究机构投资者持股对企业杠杆操纵的影响、 影响机制及经济后果。本文可能的贡献在于： 第一， 从机构投资者持股及其异质性的视角探究其对企业杠杆操纵的影响， 研究发现机构投资者能够显著抑制企业杠杆操纵， 丰富了杠杆操纵治理方面的研究。第二， 从异质性视角探究了不同因素作用下机构投资者持股对企业杠杆操纵的影响差异， 有助于更加深入地了解机构投资者持股对企业杠杆操纵抑制效应的异质性， 进一步完善了相关研究。第三， 对机构投资者持股影响企业杠杆操纵的作用机制及经济后果进行了检验， 有助于进一步厘清机构投资者持股的影响渠道， 相关研究将为政府治理杠杆操纵问题提供决策参考。

二、 理论分析与研究假设

企业杠杆操纵是指在外部信贷监管要求或者内部管理者与股东自利倾向的作用下， 企业通过非常规性的结构化投资与经营安排， 改变债务形式以减少负债的确认， 进而降低账面杠杆率、 提高自身融资能力以期获取大规模融资的财务报表操纵行为。但企业杠杆操纵并未释放其内部的债务风险， 反而会增加金融系统的坏账风险与流动性风险， 从而增加宏观经济政策调控的阻力与精准性。作为企业与市场联结的重要纽带， 机构投资者持股的外部治理作用已经被众多学者证实。机构投资者相比个人投资者具有更丰富的知识积累与专业人才储备， 在投融资及资源整合方面具有更明显的优势， 能够在企业信息环境、 资源配置以及内部治理方面发挥重要作用。在信息环境方面， 机构投资者不仅能够基于自身较强的信息收集整理能力对企业财务信息进行结构化处理和分析， 而且能够带来更高的分析师关注度和预测准确性， 进而优化企业信息环境、 强化外部监督； 在资源配置方面， 机构投资者凭借其自身资金以及金融机构关系网络等有形、 无形资源及时缓解企业融资压力， 进一步， 机构投资者自身丰富的投资经验有助于优化企业投资决策， 减少非效率投资行为， 提高资金配置效率； 在内部治理方面， 机构投资者可以通过参与股东大会、 实地调研以及任免高管等方式来监督管理者与大股东行为， 从而降低企业违规的可能性。随着机构投资者持股比例的上升， 其发挥自身功能效应、 参与企业治理的意愿也会逐渐增强。因此， 本文认为， 企业杠杆操纵作为信息冲突、 资源配置扭曲以及管理者或大股东自利等因素作用下的短视行为， 将在机构投资者持股的过程中得到抑制， 具体体现在以下几个方面。

（一）机构投资者持股能够发挥信息效应， 提高企业信息透明度进而抑制企业杠杆操纵

根据信息不对称理论， 在企业信息透明度较低时， 企业会通过选择公允价值计量非金融资产方式向下操控资产负债率， 从而提高获取融资贷款的机会（Christensen和Nikolaev，2013）。而更高的信息透明度意味着企业通过会计手段实现杠杆操纵的难度与成本将会增大， 因此降低信息冲突是降低企业杠杆操纵水平的有效路径。机构投资者持股则能够有效提高企业会计信息质量（宋云玲和宋衍蘅，2020）与信息透明度（杨侠和马忠，2020）， 削弱内外部信息壁垒并强化市场监督， 进而约束企业杠杆操纵行为。

具体来说： 从机构投资者的视角来看， 机构投资者作为企业信息的需求方， 为了增强对企业业绩评价的准确性， 会提高对信息披露的要求以减少隐瞒信息的可能。Ajinkya等（2005）的研究也同样证实， 机构投资者持股能够促使企业提高信息披露质量， 以减小预测偏差、 提高信息透明度。另外， 为了提升市场对企业价值的认知度， 进而从股价上涨中获得收益， 机构投资者有动力依靠其强大的信息收集与分析能力， 对企业内部特质性信息进行专业分析并在自身投资者网络中进行分享， 从而提升企业所披露信息的维度与易读性， 增强外部监督力度， 企业杠杆操纵水平也会随之下降。从企业内部视角来看， 企业为了获取机构投资者的资源优势、 吸引更多的机构投资者入股， 会主动提升信息披露水平和市场形象； 同时， 与大股东退出相类似（宋云玲和宋衍蘅，2020）， 机构投资者退出威胁也能发挥监督作用（Edmans和Holderness，2017）， 而企业为了防止机构投资者退出也会积极披露内部信息、 提高信息质量与透明度， 这都有助于约束企业杠杆操纵行为。从企业外部视角来看， 由于机构投资者持股企业的经营业绩与资本市场表现较好（于成永和李昊翔，2020）， 因此能够吸引更多的分析师关注。Boone和White（2015）的研究也发现， 机构投资者持股有助于提高分析师关注度， 并增强其业绩预测覆盖度与准确性， 缓解企业与外部投资者间的信息不对称。而信息环境的优化改善能够降低市场监督成本、 提高外部监管效率， 进而提高企业经营管理的规范性、 降低企业杠杆操纵水平。由此可见， 机构投资者持股有助于增加企业信息披露维度与质量、 提高企业信息透明度， 进而实现对企业杠杆操纵行为的监督与约束。

（二）机构投资者持股能够发挥资源效应， 缓解企业融资约束进而抑制企业杠杆操纵

根据资源基础理论， 企业为了扩大市场份额、 加快自身发展， 就必须从市场中获取资源， 债务融资便是其获取资源的重要方式。然而， 银行等金融机构出于政策监管及风险规避的原因， 对杠杆率较高企业的贷款发放意愿不强或者要求较高的风险溢价， 推高了企业资金成本， 进而加大了企业为获取贷款而进行杠杆操纵的倾向（许晓芳和陆正飞，2020）。而机构投资者持股能够有效缓解企业资金短缺、 改善融资环境， 从而抑制企业粉饰杠杆的动机， 降低企业杠杆操纵水平。

具体而言： 从融资纾困的视角来看， 一方面机构投资者本身具有充足的资金， 在投资入股的过程中增大了企业财务冗余与现金储备， 减少了资金短缺的情况（于成永和李昊翔，2020）， 同时， 机构投资者持股的“羊群效应”（许年行等，2013）与向导作用能为企业吸引更多的机构投资者及个体投资者入股提高了企业融资便利性； 另一方面， 机构投资者能够基于其自身建立的投资者网络， 对企业上下游资源进行整合， 提高上下游对企业的商业信任， 有助于企业获取信用融资（霍远和陶圆，2022）， 进而缓解企业融资困境， 其杠杆操纵动机也随之减弱。从资源配置的视角来看， 出于提高企业价值的动机， 机构投资者在持股过程中愿意将其丰富的投资经验以及行业市场中的动态信息与企业分享， 帮助企业选择投资回报率更高的项目， 进而提高管理者投资决策的科学性（尚航标等，2022）， 增加企业投资收益与财务盈余， 有助于降低企业杠杆操纵的倾向。此外， 王瑶和郭泽光（2021）的研究表明， 机构投资者持股能够提升企业全要素生产率、 优化企业内部资源配置， 而资源的有效配置意味着企业资金能够持续稳定地服务于其内部规划， 进而降低资金短缺的可能性， 制约企业杠杆操纵行为。从业绩增长来看， 机构投资者持股有助于增强企业经营管理水平， 促进企业业绩增长与价值提升（Chen和Harford，2007）。一方面， 良好的业绩意味着企业具有较强的市场竞争力， 能够为企业带来充足的现金盈余； 另一方面， 企业价值增长能够向市场传递该企业具有良好前景的信号， 增强了投资者投资意愿与股票流动性， 有助于缓解企业与外部市场的金融摩擦， 降低企业融资成本（Balakrishnan等，2014；王新红等，2018）， 从而进一步抑制企业杠杆操纵。不难看出， 机构投资者持股能够为企业注入资金， 提高财务盈余与资源配置效率， 并且推动企业价值增长， 由此化解企业融资困境与资金短缺问题， 进而抑制企业杠杆操纵。

（三）机构投资者持股能够发挥治理效应， 抑制管理层短视并且监督股东行为， 进而抑制企业杠杆操纵

根据代理理论， 管理层与股东之间以及控股股东与其他股东之间的代理问题不可避免地会影响企业经营安排与财务决策， 进而加剧企业杠杆操纵。翟淑萍等（2021）的研究表明， 管理层的机会主义动机及短视倾向会加剧企业杠杆操纵， 而许晓芳等（2021）则发现控股股东股权质押等利益侵占问题会促使企业进行杠杆操纵等盈余管理， 以缓解企业股价下行压力。由此可见， 能否对管理者及大股东的行为施加影响将决定着企业的杠杆操纵水平。机构投资者持股能够提高企业治理能力， 对管理者和股东的权利进行监督与约束， 从而有助于削弱其杠杆操纵动机， 抑制其杠杆操纵行为。理由如下：

对于管理者来说： 一方面， 企业较高的现金持有水平能够为管理者在职消费等机会主义行为提供便利， 因而管理者有动机通过杠杆操纵降低企业账面杠杆率， 进而促成企业与银行等金融机构间的贷款合同以增加企业现金持有量。而機构投资者在持股过程中更有意愿通过约见或者任免高管、 参与企业决策等方式监督管理者行为（尚航标等，2022）， 进而降低管理者道德风险， 缓解杠杆操纵倾向。另一方面， 较高的杠杆率会损害企业经营绩效与市场价值， 而企业业绩与价值的下降往往会被归咎于管理者经营不善、 能力不足等原因， 在外界市场压力以及维护自身形象的双重因素驱动下， 管理者通过杠杆操纵在短期内迅速降低账面杠杆率、 隐藏财务风险的动机增加。而机构投资者持股能够提高高管薪酬有效性（赵国宇和翟秋玲，2020）、 降低企业费用粘性（梁上坤，2018）。并且在拥有多元化投资组合的情况下， 机构投资者的抗风险能力更强， 对企业业绩波动的容忍度更高， 进而有助于激发管理者的工作热情并缓解其负面压力， 实现经营效率与企业绩效的提升， 降低企业杠杆操纵倾向。不仅如此， 机构投资者基于自身持股比例优势， 能够驱动企业优化内部组织管理架构， 提高管理者与股东的利益一致性， 引导其从企业长远发展的角度做出经营决策（Bowen，2002）。这些都有助于抑制管理者短视行为与杠杆操纵动机， 从而减少企业杠杆操纵行为。

对于大股东来说， 在进行股权质押等利益侵占后， 一方面为了降低股价下跌风险、 维护自身利益， 大股东有动力通过杠杆操纵、 利润操控等手段在短期内实现市值管理的目标（谢德仁等，2016）， 进而加剧企业杠杆操纵； 另一方面， 在控制权与现金流权分离的情况下， 股权质押会提高大股东通过关联交易、 资产替代以及信息操纵等方式转移风险的可能性， 使债权人承担更高的风险， 从而增加企业债券发行成本与融资难度（史永东等，2021）， 进而加大企业杠杆操纵倾向。而机构投资者拥有专业的财务知识与数据分析能力， 能够利用自身市场信息的枢纽地位对企业内部信息进行收集整理， 进而对大股东利益侵占行为实施有效监督（王琨和肖星，2005）， 削弱其粉饰杠杆的动机。同时， 机构投资者能够基于自身股东身份， 通过参加股东大会或者实地调研及时发现大股东的掏空手段， 并通过抛售股票、 退出企业等方式威慑大股东， 从而有效抑制大股东在利益侵占后的杠杆操纵行为（杨侠和马忠，2020）。此外， 机构投资者能够将大股东违规信息在其社会网络资源中进行传播， 促使具有相同利益的机构投资者及其他金融机构共同监督大股东及企业行为， 进而有效降低企业杠杆操纵。

综上所述， 机构投资者持股有助于调动管理者工作积极性， 抑制其短视倾向， 同时对大股东利益侵占行为进行监督， 进而有效降低企业杠杆操纵。基于此， 本文提出以下假设：

H1： 在其他条件不变的情况下， 机构投资者持股能够显著抑制企业杠杆操纵。

三、 研究设计

（一）样本选择与数据来源

为了验证上述假设， 本文以2012～2021年A股非金融业上市公司的财务数据为样本。在剔除了ST等异常企业数据后， 进一步将主要数据缺失及资不抵债的企业数据剔除， 最终获得了20163个数据样本。为避免异常值的干扰， 对连续型变量分别进行了上下1%水平的缩尾处理。文中数据主要来自CSMAR数据库及手工整理数据。

（二）变量定义

1. 被解释变量： 企业杠杆操纵（LEVM）。本文借鉴许晓芳等（2020）的研究， 假设企业仅通过表外负债及名股实债的方式进行杠杆操纵， 以LEVM法来估计企业杠杆操纵程度， 计算方法如下：

LEVMi，t=

-LEVBi，t （1）

其中： LEVM为企业杠杆操纵， 由真实杠杆率减去账面杠杆率得到； DEBTB_TOTAL、 DEBT_OB、 DEBT_NSRD分别为企业账面负债、 表外负债以及名股实债总额； ASSETB_TOTAL为企业账面资产总额； LEVB为企业账面资产负债率。

2. 解释变量： 机构投资者持股（INS）。借鉴宋云玲和宋衍蘅（2020）、 袁知柱等（2014）、 楊侠和马忠（2020）的做法， 以企业年末机构投资者持股总比例表示。

3. 控制变量。参考已有研究的做法， 本文选取企业规模（Size）、 财务杠杆（Lev）、 成长性（Growth）、 企业年龄（Age）、 总资产周转率（Ato）、 长期负债比（Ldebt）、 存货占比（Inv）、 非债务护盾（Ndts）作为控制变量。为了控制行业及年份差异， 进一步以制造业二级、 其他行业一级代码加入了行业虚拟变量（ind）及年份虚拟变量（year）。具体变量说明见表1。

（三）模型构建

为了验证上述假设， 本文构建如下模型：

LEVMi，t=α0+α1INSi，t+α2Sizei，t+α3Levi，t+

α4Growthi，t+α5Agei，t+α6Atoi，t+α7Ldebti，t+α8Invi，t+

α9Ndtsi，t+∑ind+∑year+ε （2）

其中， LEVM为企业杠杆操纵， INS为机构投资者持股， α0为常数项， ε为残差项， 其他为控制变量。若α1显著为负， 则说明机构投资者持股能够抑制企业杠杆操纵， 否则将会加剧企业杠杆操纵。

四、 实证分析

（一）描述性统计

表2为各变量描述性统计结果。根据表2可知， 企业杠杆操纵的最大值为1.275， 最小值为0， 均值为0.111， 说明多数企业存在向下操控杠杆率的行为， 杠杆操纵问题在我国企业中较为普遍。机构投资者持股的最大值为0.887， 最小值为0.003， 与尚航标等（2022）的研究保持一致， 表明我国企业中机构投资者持股比例存在较大差异。其他控制变量的最大值与最小值之间均存在较大差异， 说明样本选取较广泛； 均值与中位数接近， 说明数据整体上呈正态分布特征。而各变量VIF值的最大值为1.62， 均值为1.26， 进而排除了变量间的严重共线性问题。

（二）主回归分析

表3列示了机构投资者持股与企业杠杆操纵的回归结果。列（1）未控制行业、 年份差异， 回归结果显示， 机构投资者持股的系数为-0.0166， 在1%的水平上显著； 列（2）控制了行业差异、 列（3）控制了年份差异， 回归结果显示， 机构投资者持股的系数分别为-0.0275、

-0.0149， 且分别表现出1%和5%的显著性特征， 初步验证了本文假设； 列（4）同时控制行业与年份差异后进行回归， 结果显示机构投资者持股的系数为-0.0256， 通过了1%的显著性检验， 说明机构投资者持股作为企业外部治理的重要机制， 能够抑制企业通过会计手段及经营安排操纵杠杆的动机， 进而降低企业杠杆操纵水平， 进一步证明了本文假设。在控制变量方面， 根据列（4）中的结果可知， 财务杠杆、 总资产周转率、 长期负债比、 存货占比以及非债务护盾的回归系数显著为正， 而企业规模、 成长性以及企业年龄的回归系数显著为负， 表现出对杠杆操纵的抑制效应。

（三）异质性分析

1. 机构投资者类型的分组检验。机构投资者作为不同于企业内部股东与外部小股东的第三方力量， 具有专业的知识技能、 优秀的研究团队以及良好的社会资源， 能够对市场动态进行实时分析与把控， 发挥对企业的监督作用。然而， 不同类型的机构投资者发挥的监督效应也存在差异（Bushee，1998）。因此， 本文在已有研究（牛建波等，2013）的基础上， 将机构投资者分为交易型与稳定型， 并进一步分析不同类型机构投资者对企业杠杆操纵的差异性影响， 相关结果见表4列（1）、 （2）。根据列（1）的结果可知， 当机构投资者为交易型时， 机构投资者持股的系数为-0.0188， 在5%的水平上显著； 列（2）的结果显示， 当机构投资者为稳定型时， 机构投资者持股的系数为-0.0420， 且通过了1%的显著性检验。这说明相比于交易型机构投资者， 稳定型机构投资者对企业杠杆操纵的抑制作用更加明显。可能的原因是， 交易型机构投资者与稳定型机构投资者参与公司治理的积极性不同。一方面， 交易型机构投资者注重短期利益， 对企业信息披露要求不高， 甚至与管理者“合谋”隐瞒信息， 操控股价以换取短期利益最大化， 进而导致其对企业杠杆操纵的抑制作用减弱； 而稳定型机构投资者更多地注重企业长期发展， 为了获取未来收益而进行战略性投资， 因此会积极地参与到公司治理中去， 进而显著抑制企业杠杆操纵。另一方面， 在企业因资金短缺有动机进行杠杆操纵时， 交易型机构投资者通过降低企业与市场间的信息摩擦以减少企业融资费用的主动性较弱， 甚至会纵容企业进行杠杆操纵以隐藏企业债务风险、 维持股价稳定； 而稳定型机构投资者为了在长期持股中获得更多回报， 会主动提高企业资金利用效率， 利用自身投资网络缓解企业财务压力， 进而大大降低企业杠杆操纵水平。

2. 管理者能力的分组检验。作为企业日常运营管理的核心， 管理者是企业财务决策的重要参与者。根据高层梯队理论， 不同管理者的感知能力、 认知能力以及运营管理水平存在差异， 因此机构投资者持股对企业杠杆操纵的抑制效应在不同管理者能力的作用下也会体现出差异性。本文借鉴何威风和刘巍（2015）的做法， 将样本数据分为低管理者能力与高管理者能力进行分组回归， 结果见表4列（3）、 （4）。列（3）的结果表明， 在低管理者能力组中， 机构投资者持股的系数为-0.0073， 但并不显著； 而在列（4）高管理者能力组中， 机构投资者持股的系数为-0.0467， 且通过了1%的显著性检验。以上结果说明， 相较于管理者能力较低的企业， 在管理者能力较强的企业中， 机构投资者持股对企业杠杆操纵的抑制作用更强。可能的原因是： 一方面， 能力较强的管理者对企业信息具有更强的收集与处理优势， 能够更为准确地识别出企业内部潜在的财务风险， 并且能够将机构投资者的资源转化为企业财务稳定的基础， 从而增强机构投资者持股对企业杠杆操纵的抑制效应； 另一方面， 能力强的管理者出于对自身声誉的高度重视， 会更加约束自身行为， 在降低管理层自利短视倾向的同时提高经营管理效率， 进而优化内部治理， 为机构投资者持股对企业杠杆操纵的抑制效应提供良好的内部环境。

3. 融资能力的分组检验。根据资源基础理论， 为了生存和发展， 企业必须从市场中获取资源要素， 融资贷款便是其中的一种重要手段。现阶段从银行等金融机构获取借款仍然是企业融资的重要渠道， 因此融资能力的大小将会直接影响企业能够获取的财务资源， 从而影响企业进行杠杆操纵的动机与倾向。为考察在不同融资能力的企业中机构投资者持股对杠杆操纵的影响差异， 本文以借款总额/总资产衡量企业融资能力并以中位数进行分组回归， 相关结果见表4列（5）、 （6）。根据列（5）的结果可知， 在低融资能力组中， 机构投资者持股的系数为-0.0233， 且通过了1%的显著性检验； 根据列（6）的结果可知， 在高融资能力组中， 机构投资者持股的系数为-0.0086， 但并不显著。这说明机构投资者持股对企业杠杆操纵的抑制效应在低融资能力企业中表现得更显著。可能的原因是： 对于融资能力较弱的企业来说， 较高的融资成本及较少的融资渠道会使其常常面临资金不足的窘况， 为了获得贷款而进行了更多的杠杆操纵； 而融资能力强的企业往往能够获得较大规模的贷款， 其资金短缺的压力较小， 进行杠杆操纵的动机就较弱。因此， 低融资能力加强了企业进行杠杆操纵的动机， 从而使机构投资者持股对企业杠杆操纵的抑制增量效应更加明显。

4. 分析师关注度的分组检验。分析师关注作为企业外部治理的重要补充， 同样影响着企业内部决策。一方面， 信息功能假说认为， 分析师关注能够依靠平台及技能优势， 对企业信息进行收集、 分析与传播， 降低了信息不对称， 进而使企业在约束自身行为的同时提高治理水平， 有助于增强机构投资者持股对企业杠杆操纵的抑制作用； 另一方面， 市场压力假说认为， 分析师对企业的预测会给其带来市场压力， 企业为了满足市场期待而更加注重短期效益， 由此增加了管理者短视主义倾向及杠杆操纵动机， 进而会抑制机构投资者持股对企业杠杆操纵的作用。可见， 分析师关注如何影响机构投资者持股与企业杠杆操纵还需进一步检验。因此， 本文以ln（分析师跟踪人数+1）表示分析师关注度并以中位数进行分组回归， 相关结果见表4列（7）、 （8）。根据列（7）的结果可知， 在低分析师关注度组中， 机构投资者持股的系数为-0.0161， 且在5%的水平上显著； 在列（8）高分析师關注度组中， 机构投资者持股的系数为-0.0355， 且通过了1%的显著性检验。这说明随着分析师关注度的提高， 机构投资者持股对企业杠杆操纵的抑制效应也在增大， 且体现出更高的显著性。可能的原因是， 分析师关注充当着“信息中介”的功能， 能够优化企业与市场间的信息环境， 提高信息披露水平与企业治理效率， 进而强化机构投资者持股对企业杠杆操纵的抑制效应。

（四）稳健性检验

为了验证本文结论的可靠性， 采用以下方法进行稳健性检验： ①替换被解释变量。考虑到企业通过向上调整利润的会计手段也会提高杠杆操纵， 本文参考许晓芳等（2020）的研究， 在LEVM法的基础上进行扩展， 分别采用直接法（ExpLEVM）与间接法（ExpLEVMI）估算企业杠杆操纵水平并将其代入回归模型进行回归。②替换解释变量。以机构投资者持股分行业、 年度中位数为标准构建虚拟变量（INSdum）， 持股超过中位数时取值为1， 否则为0， 重新代入回归模型進行回归。③采用IV-2SLS法。以行业年度均值为标准生成工具变量（IV）， 并进一步采用两阶段最小二乘法回归。④采用倾向得分匹配法（PSM）。将样本数据以是否超过行业年度均值为标准划分为实验组与对照组， 卡尺设为0.05， 以1∶1最近邻有放回进行PSM回归分析。在更换了被解释变量、 核心解释变量以及缓解内生性后， 机构投资者持股依旧显著抑制企业杠杆操纵， 说明本文结论较为稳健。限于篇幅， 结果未予列示。

五、 进一步研究

（一）影响机制检验

前文的研究结论表明机构投资者持股能够显著抑制企业杠杆操纵， 但对其影响机制还停留在理论分析的层面， 缺乏数据的实证检验。为厘清机构投资者持股影响企业杠杆操纵的作用路径， 本文参考温忠麟和叶宝娟（2014）的研究， 采用分步法在模型（2）的基础上进一步构建如下中介效应模型：

mi，t=β0+β1INSi，t+β2Sizei，t+β3Levi，t+β4Growthi，t+β5Agei，t+β6Atoi，t+β7Ldebti，t+β8Invi，t+β9Ndtsi，t+

∑ind+∑year+δ （3）

LEVMi，t=β0+β1INSi，t+β2mi，t+β3Sizei，t+β4Levi，t+β5Growthi，t+β6Agei，t+β7Atoi，t+β8Ldebti，t+β9Invi，t+β10Ndtsi，t+∑ind+∑year+δ （4）

模型（3）与模型（4）中， m为中介变量， INS表示机构投资者持股， LEVM为企业杠杆操纵， β0为常数项， δ为残差项， 其他为控制变量， 具体定义见表1。若模型（3）中机构投资者持股系数显著， 且模型（4）中机构投资者持股与中介变量系数均显著， 则说明中介效应存在且显著。

1. 信息效应的中介检验。信息透明度较低的企业其短视行为难以被发现， 进而加大了管理者进行杠杆操纵的倾向， 而机构投资资者持股能够通过提高信息披露要求以及自身信息分析能力来提升信息透明度， 进而制约企业杠杆操纵行为。鉴于此， 本文借鉴袁知柱等（2014）、 杨侠和马忠（2020）的做法， 以真实盈余管理（REM）以及沪深交易所披露的企业信息质量考核等级从高到低分别赋值4、 3、 2、 1后的指标表示信息透明度（Info）， 并分别代入中介效应模型。根据表5中的结果可知： 列（1）中机构投资者持股系数为-0.0432， 通过了1%的显著性检验， 表明机构投资者持股对企业真实盈余管理表现出显著的抑制效果； 列（2）中机构投资者持股与真实盈余管理的系数分别为-0.0245、 0.0265， 且都在1%的水平上显著， 结合前文结论与列（1）的结果可知， 真实盈余管理在机构投资者持股与企业杠杆操纵之间起到部分中介作用； 列（3）中机构投资者持股的系数为0.4617， 在1%的水平上显著； 而列（4）中机构投资者持股与信息质量的系数分别为-0.0231、 -0.0055， 均表现出1%的显著性， 结合列（3）的结果可知， 企业信息质量在机构投资者持股与企业杠杆操纵之间起到部分中介作用。以上结果说明， 机构投资者持股能够降低企业真实盈余管理、 提升企业信息质量， 进而提高企业信息透明度、 抑制企业杠杆操纵， “机构投资者持股——信息效应——杠杆操纵”的作用机制有效。

2. 资源效应的中介检验。较高的融资约束水平和融资成本会增加企业杠杆操纵动机， 而机构投资者持股能够优化企业融资环境， 增加企业内部资金， 进而缓解企业融资压力， 抑制企业杠杆操纵。鉴于此， 本文以正向化处理后的融资约束（SA）以及货币资金/总资产表示的现金持有（Cash）来衡量企业的融资压力。其中， 融资约束越强表示融资压力越大， 而现金持有越多表示企业的融资压力越小。根据表6中的结果可知： 列（1）中机构投资者持股的系数为-0.0379， 表现出1%的显著性特征， 表明机构投资者持股能够有效降低企业融资约束水平、 优化企业融资环境； 而列（2）中机构投资者持股与融资约束的系数分别为-0.0243、 0.0339， 且均通过了1%的显著性检验， 结合列（1）的结果可以看出， 融资约束在机构投资者持股与企业杠杆操纵之间起到部分中介作用； 列（3）中机构投资者持股的系数为0.0499， 显著为正； 列（4）中机构投资者持股与现金持有的系数分别为-0.0228、 -0.0567， 且均在1%的水平上显著， 表明现金持有在机构投资者持股与企业杠杆操纵之间起到部分中介作用。以上结果说明， 机构投资者持股能够缓解融资约束、 增加现金持有， 进而减轻企业融资压力、 抑制企业杠杆操纵， “机构投资者持股——资源效应——杠杆操纵”的作用机制有效。

3. 治理效应的中介检验。代理问题的存在导致企业在管理者短视以及大股东利益侵占后易发生杠杆操纵的情况， 而机构投资者能够积极参与公司治理、 抑制管理者短视， 进而提升财务绩效、 降低管理者杠杆操纵动机， 同时能够对大股东实施监督， 有效制约大股东掏空等行为， 防止其为了自身利益而推动企业杠杆操纵。鉴于此， 本文以Z值（Altman，1968）表示企业财务稳定性（Zscore）， 财务稳定性越高说明管理层的经营管理效率越高， 以此衡量机构投资者持股对第一类代理成本的缓释效果； 同时， 以其他应收账款/总资产表示第二类代理成本（Agen）， 并将上述变量分别代入中介效应模型以检验机构投资者持股能否通过治理效应抑制企业杠杆操纵。根据表7中的结果可知： 列（1）中机构投资者持股的系数为3.9410， 通过了1%的显著性检验， 说明机构投资者持股能够提升财务绩效； 列（2）中机构投资者持股与财务绩效的系数分别为-0.0244、

-0.0003， 均显著为负， 说明机构投资者持股能够通过减轻管理者短视主义倾向提升财务绩效， 进而抑制企业杠杆操纵； 列（3）中机构投资者持股的系数为-0.0066， 在1%的水平上显著， 说明机构投资者持股能够降低第二类代理成本， 抑制大股东掏空行为； 列（4）中机构投资者持股与代理成本的系数分别为-0.0247、 0.1355， 分别在1%及5%的水平上显著， 表明第二类代理成本在机构投资者持股与企业杠杆操纵之间起到部分中介作用。以上结果说明， 机构投资者持股能够缓解企业内部的代理冲突， 抑制管理者机会主义行为， 提高财务绩效， 监督大股东利益侵占行为， 进而抑制企业杠杆操纵， “机构投资者持股——治理效应——杠杆操纵”的作用机制有效。

（二）经济后果分析

现有研究表明， 杠杆操纵并未降低企业真实债务风险， 反而导致了隐性债务问题， 增加了企业未来的经营风险与财务压力， 进而影响企业远期战略安排。在数字经济逐渐成为经济发展重要推动力的背景下， 企业纷纷将数字化转型视为增强竞争力、 实现转型升级的有效路径。进行数字化转型就意味着长期的资源投入， 而杠杆操纵加剧了企业未来偿债压力， 进而透支了企业未来发展潜力。那么， 企业杠杆操纵是否会阻碍其数字化转型的顺利实施？机构投资者持股对企业杠杆操纵的抑制作用能否有助于企业数字化转型？为探究上述问题， 本文参考吴非等（2021）的做法， 以数字化转型词频数加1取自然对数表示企业数字化转型程度（lnDIG）， 并进一步构建如下模型：

lnDIGi，t+1=χ0+χ1LEVMi，t+χ2Sizei，t+χ3Levi，t+χ4Growthi，t+χ5Agei，t+χ6Atoi，t+χ7Ldebti，t+χ8Invi，t+χ9Ndtsi，t+∑ind+∑year+η （7）

lnDIGi，t+1=χ0+χ1LEVMi，t+χ2INSi，t+χ3LEVMi，t×INSi，t+χ4Sizei，t+χ5Levi，t+χ6Growthi，t+χ7Agei，t+

χ8Atoi，t+χ9Ldebti，t+χ10Invi，t+χ11Ndtsi，t+∑ind+

∑year+η  （8）

模型（7）与模型（8）中， lnDIGi，t+1表示第t+1期的经济后果变量， 即数字化转型。LEVMi，t表示第t期企业杠杆操纵， INSi，t表示第t期机构投资者持股比例， LEVMi，t×INSi，t表示第t期的交乘项， η表示残差项， 其他变量均为t期， 相关定义同上文。若模型（7）中企业杠杆操纵系数显著为负， 且模型（8）中交互项系数显著为正， 则说明机构投资者持股能够抑制企业杠杆操纵进而有助于企业数字化转型。

表8报告了机构投资者持股抑制企业杠杆操纵对数字化转型的影响结果。列（1）、 （2）为总样本回归结果， 列（3） ～ （6）为按企业规模及所在地区分组回归的结果。从总样本的视角来看： 列（1）中企业杠杆操纵的系数为-0.1310， 在5%的水平上显著， 说明企业杠杆操纵会阻碍其未来的数字化转型进程； 列（2）中交互项系数为0.5890， 且通过了1%的显著性检验， 说明机构投资者持股能够缓解企业杠杆操纵对数字化转型的阻碍， 即机构投资者持股对企业杠杆操纵的抑制作用有助于企业数字化转型。从分样本视角来看： 根据列（3）、 （4）中结果可知， 规模较小企业的交互项系数为0.6732， 显著为正， 而规模较大企业的交互项系数并不显著。可能的原因是， 相较于大规模企业， 小规模企业的融资渠道少， 融资成本较高， 有更强的杠杆操纵动机， 对其数字化转型的影响更大， 因此机构投资者持股的杠杆操纵抑制效应对数字化转型表现出更强的助推作用。由列（5）、 （6）中的结果可知， 东部地区企业的交互项系数为0.8763， 显著为正， 而中西部地区企业的交互项系数不显著， 说明机构投资者持股对企业杠杆操纵的抑制作用能更好地推动东部地区企业的数字化转型， 而对中西部地区企业数字化转型的作用不显著。主要原因在于， 东部地区市场化进程更高， 拥有更完善的市场监督管理体系， 避免了机构投资者作为企业重要外部治理机制的失灵， 进而使机构投资者持股在抑制企业杠杆操纵后表现出更显著的数字化转型推动作用。

六、 结论与启示

（一）结论

本文基于2012 ～ 2021年A股非金融业上市公司数据， 探究了机构投资者对企业杠杆操纵的影响， 并对其异质性特征、 影响机制与经济后果做了进一步研究。主要研究结论如下： ①机构投资者持股能够显著抑制企业杠杆操纵， 且在更换被解释变量、 替换核心解释变量以及控制内生性问题后仍旧显著。②从异质性视角分析发现， 机构投资者持股对企业杠杆操纵的抑制效应在稳定型机构投资者、 高管理者能力、 低融资能力以及高分析师关注度组中表现得更显著。③影響机制检验发现： 第一， 机构投资者持股能够发挥信息效应， 即通过抑制企业真实盈余管理、 提高信息透明度的方式降低企业杠杆操纵； 第二， 机构投资者持股能够发挥资源效应， 即通过缓解融资约束、 增加现金持有的方式抑制企业杠杆操纵； 第三， 机构投资者持股能够发挥治理效应， 即通过提升财务稳定性、 约束大股东利益侵占行为的方式抑制企业杠杆操纵。④经济后果分析发现， 企业杠杆操纵会阻碍企业数字化转型， 而机构投资者持股对企业杠杆操纵的抑制效应有助于企业数字化转型， 且在规模较小及东部地区企业中更显著。

（二）启示

结合本文研究结论， 得出以下启示： ①考虑到机构投资者持股对企业杠杆操纵的抑制效应， 政府应该大力支持机构投资者的发展， 完善市场法律法规建设。②考虑到异质性因素的影响， 对于企业来说： 一方面要积极引入能力较强的管理者， 进而提高企业管理与内部治理水平； 另一方面要提高内部资源配置效率， 提升自身融资能力， 从而降低融资压力的影响。对于政府来说： 一方面要积极完善市场制度， 大力支持机构投资者的发展， 促使其逐渐向稳定型机构投资者转变； 另一方面要努力发挥分析师的信息效应， 缓解企业与外部投资者之间的信息不对称， 从而加强市场对企业行为的监督效用。③企业应进一步提高信息透明度、 降低融资成本、 缓解企业内部代理冲突， 进而提高治理水平， 保证机构投资者持股对企业杠杆操纵的作用渠道可靠与有效。④企业应该充分了解杠杆操纵对数字化转型的阻碍风险， 一方面要规范自身行为， 调整财务杠杆结构， 对债务风险实时监控并去除现有负债中不合理的部分， 另一方面要吸引更多的机构投资者入股， 优化融资环境并提高内部治理效率， 以减少杠杆操纵行为， 从而推动数字化转型的顺利实施。

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【基金項目】国家社会科学基金青年项目（项目编号：21CJY047）；湖北省教育厅哲学社会科学项目（项目编号：19D027）

【作者单位】长江大学经济与管理学院， 湖北荆州 434023