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    QFII持股與上市公司績效的相關(guān)性研究——基于2009~2011 年QFII 持股上市公司數(shù)據(jù)的實證分析

    2013-08-07 08:59:18方聞千劉振彪
    關(guān)鍵詞:因變量回歸方程比例

    王 雄,方聞千,劉振彪

    (1.中南大學商學院, 湖南 長沙 410083;2.復旦大學經(jīng)濟學院, 上海 200433)

    一、引 言

    經(jīng)過近20 年的發(fā)展,我國的證券市場無論是在規(guī)模、層次,還是在功能、效率等方面,都有了顯著的提升, 并且成為了全亞洲最具發(fā)展?jié)摿Φ淖C券市場之一。但是,我國證券市場上機構(gòu)投資者所占比重以及參與程度遠不如西方發(fā)達國家成熟的金融市場,這嚴重制約了我國證券市場的進一步發(fā)展。 自2001年起,學術(shù)界與實務(wù)界相關(guān)專家、學者開始陸續(xù)向政府建言盡快引入合格境外機構(gòu)投資者制度, 以彌補國內(nèi)機構(gòu)投資者角色的缺失。 由于我國的資本與金融項目尚未完全開放,QFII 作為一種暫時性的安排,指的是獲取了相應(yīng)審批資格的境外投資機構(gòu),通過特定渠道,匯入限定額度的外匯資金,并轉(zhuǎn)化為當?shù)刎泿?,最終投資于我國的證券市場,其獲取的資本利得等相關(guān)收益經(jīng)審批后能夠匯出的一種投資制度安排。 隨著QFII 的不斷發(fā)展與完善,已經(jīng)逐步發(fā)展成為我國證券市場的重要投資者, 持股市值不斷增加。 QFII 對我國證券市場的積極參與,有利于利率市場化及匯率形成機制改革, 有利于擴大我國資本市場開放水平, 也有利于推進人民幣資本項目自由兌換、 健全境外人民幣回流機制, 推動人民幣國際化。 同時,QFII 通過持有上市公司股份,對上市公司提高公司治理水平以及績效水平也起到了很大的作用。

    就國內(nèi)外的相關(guān)研究現(xiàn)狀而言,QFII 持股與上市公司績效的相關(guān)性研究仍是一個較新的課題,而大多數(shù)的研究集中于一般機構(gòu)投資者持股對上市公司績效的影響。 基于Pound(1988)對機構(gòu)投資者的研究,對QFII 持股與上市公司績效的相關(guān)關(guān)系提出了三種假說:效率監(jiān)督(Efficient Monitoring)假說、利益沖突(Conflict of Interest)假說和戰(zhàn)略同盟(Strategy Alignment)假說,其中利益沖突假說和戰(zhàn)略同盟假說都支持QFII 不能通過改善公司治理來提高公司績效。 不論是在資本市場發(fā)展較為成熟的西方國家,還是兼具“新興”加“轉(zhuǎn)軌”雙重屬性的中國,理論與實證研究的結(jié)果都如Pound 的三種假說,是混合的:第一類觀點認為QFII 能夠改善公司治理水平并提升公司價值,這類觀點支持“效率監(jiān)督假說”[1-8];第二類觀點則質(zhì)疑QFII 對公司治理的改善作用,認為QFII 持股不會提升公司價值, 這類觀點支持“利益沖突假說”與“戰(zhàn)略同盟假說”[9-11]?,F(xiàn)有研究的局限性主要表現(xiàn)在:(1)現(xiàn)有的研究主要集中于一般機構(gòu)投資者,直接對QFII 持股與上市公司績效相關(guān)性的研究較少。 (2)QFII 持股比例與公司績效可能存在很強的相互影響: 一方面,QFII 持股使其卷入公司治理,可能促使公司擁有更好的業(yè)績表現(xiàn);另一方面,業(yè)績表現(xiàn)好的公司往往更容易得到QFII 的青睞,進而使得QFII 的持股比例更高。 這意味著,QFII持股比例與公司績效表現(xiàn)在一定程度上是互為因果的,這可能會導致模型存在嚴重的內(nèi)生性問題①。

    本文在已有研究的基礎(chǔ)上, 通過運用2009 至2011 年QFII 持股上市公司年報數(shù)據(jù),對QFII 持股與公司績效之間的相關(guān)關(guān)系進行實證分析, 具體考察:(1)QFII 持股與上市公司績效是否存在相關(guān)關(guān)系? (2)QFII 是否充當了價值發(fā)現(xiàn)者,能否發(fā)現(xiàn)績效良好以及具有潛在價值的公司?與現(xiàn)有研究相比,本文存在兩個鮮明特點:(1)專門針對QFII 持股(區(qū)別于一般機構(gòu)投資者持股) 對上市公司績效相關(guān)性進行研究;(2)對QFII 持股比例采取滯后處理,在一定程度上緩解現(xiàn)有研究普遍存在的內(nèi)生性問題, 使研究結(jié)論更加可靠。

    二、數(shù)據(jù)來源、變量定義與模型設(shè)計

    (一)數(shù)據(jù)來源

    本文選取2009 至2011 三個年度上海證券交易所和深圳證劵交易公布的有QFII 持股記錄的上市公司作為研究樣本,并剔除以下數(shù)據(jù):(1)上市時間在2009 年及以后的上市公司;(2) 財務(wù)指標數(shù)據(jù)缺失的上市公司;(3)同時發(fā)行了B 股,H 股以及S 股的上市公司;(4)數(shù)據(jù)值異常的上市公司。 最終得樣本上市公司318 家。在全部的上市公司數(shù)據(jù)中,行業(yè)處于制造業(yè)的上市公司共有178 家, 所占比例為55.97%, 行業(yè)處于非制造業(yè)的公司共有140 家,所占比例為44.03%,在非制造業(yè)公司中,所占比例最大的三個行業(yè)為:批發(fā)與零售業(yè)、金融業(yè)、交通運輸、倉儲和郵政業(yè),占比分別為7.55%、6.29%、5.66%。

    本文數(shù)據(jù)主要通過以下數(shù)據(jù)庫計算、整理所得:(1)上海證券交易所和深圳證券交易所網(wǎng)站公布的各家QFII 持股公司年報數(shù)據(jù);(2)東方財富網(wǎng)公布的年度QFII 持股比例數(shù)據(jù);(3) 國泰安數(shù)據(jù)庫提供的QFII 持股上市公司的財務(wù)指標數(shù)據(jù);(4)國家統(tǒng)計局關(guān)于行業(yè)分類標準的數(shù)據(jù)。

    (二)變量定義

    本文選取公司績效指標作為因變量。 評價上市公司績效水平的指標有很多個,本文選取的指標有:托賓Q 值(TOBIN Q) 、每股收益(EPS)以及凈資產(chǎn)收益率(ROE)。這三個指標分別從股本擴張能力,核心業(yè)績以及公司股價表現(xiàn)等角度考察企業(yè)績效。

    本文選取的解釋變量為QFII 持股比例,因為機構(gòu)投資者只有持有一定比例的股份, 才有能力和動力參與上市公司治理。因此,本文采用前十大股東中的QFII 持股比例作為自變量,而不是該公司所有股東中QFII 所占的股份比例②。

    除了QFII 持股比例之外,其他變量也有可能對上市公司的績效產(chǎn)生影響。 在基于以往文獻的基礎(chǔ)上,為了控制公司其他特征對績效研究的影響,本文分別從公司規(guī)模、負債水平、股權(quán)集中度、成長性、營運能力、行業(yè)、年份等角度選取指標作為控制變量。

    主要變量定義及符號如表1 所示:

    表1 變量研究一覽表

    (三)模型設(shè)計

    在對研究樣本, 回歸變量進行了選擇和處理之后,本文通過建立回歸模型,來對QFII 持股與公司績效的內(nèi)在聯(lián)系進行研究??紤]到QFII 持股與公司績效可能存在著很強的相互影響:一方面,QFII 持股使QFII 卷入公司治理,提高公司治理水平,進而改善公司績效;另一方面,業(yè)績表現(xiàn)好的公司往往更容易得到QFII 的青睞,進而使得QFII 的持股比例更高,這意味著,QFII 持股比例與公司績效在一定程度上是互為因果的。 因此,本文通過以下回歸模型來分別考察QFII 持股與公司績效相關(guān)性及“價值發(fā)現(xiàn)”能力。

    (1)首先對公司績效指標與同期QFII 持股比例進行回歸分析,探討QFII 持股與公司績效之間的相關(guān)關(guān)系。 回歸模型如MODEL I 所示:

    其中表示第t 期公司績效指標 (ROE, EPS 及TOBIN_Q),MaxQfiijt表示第t 期QFII 持股比例;j=1,2,3,…,318;α0表示常數(shù)項,α1,α2…α19表示各相應(yīng)變量的回歸系數(shù),ε 表示殘差。 模型Ⅰ主要考察QFII 持股與上市公司績效之間的相關(guān)關(guān)系。

    (2)考慮到QFII 在第t 期的持股決策,是基于同期以及之前公司績效水平及潛在價值做出的,考察QFII 是否具有相應(yīng)的價值發(fā)現(xiàn)能力,即考察上市公司在QFII 持股之后能否有表現(xiàn)較好的績效。 因此,本文考慮對T 期公司績效數(shù)據(jù)與滯后期③即T-1期以及T-2 期QFII 持股比例進行回歸分析, 考察QFII 的“價值發(fā)現(xiàn)”能力。 回歸模型如MODELⅡ及MODEL Ⅲ所示:

    其中Zt表示第t 期公司績效指標(ROE, EPS 及TOBIN_Q),MaxQfiij,t-1及MaxQfiij,t-2分 別 表 示 第t-1期及t-2 期的QFII 持股比例;j=1,2,3,…,318;α0表示常數(shù)項,α1,α2…α19表示各相應(yīng)變量的回歸系數(shù),ε表示殘差。 模型Ⅱ主要考察滯后一期QFII 持股與上市公司績效之間的相關(guān)關(guān)系; 模型Ⅲ主要考察滯后二期QFII 持股與上市公司績效之間的相關(guān)關(guān)系。

    三、實證結(jié)果及分析

    基于之前的研究設(shè)計及模型建立結(jié)果, 首先根據(jù)模型1,對公司績效指標與同期QFII 持股比例進行回歸分析,探討QFII 持股與公司績效之間的相關(guān)關(guān)系④。 回歸結(jié)果如表2 所示。

    由回歸結(jié)果可得:解釋變量QFII 持股比例與各個公司績效指標(ROE, EPS, TOBIN Q)呈顯著正相關(guān)。 其中,在1%的顯著性水平上,滯后一期QFII 持股比例每提高一個百分點, 凈資產(chǎn)收益率便提高0.040892, 每股收益提高0.006841; 托賓Q 提高0.07694。 在控制變量中,公司規(guī)模、股權(quán)集中度、營運能力和成長性與公司績效指標呈正相關(guān), 股權(quán)集中度在以凈資產(chǎn)收益率和每股收益為因變量的回歸方程中呈正相關(guān),在以托賓Q 為因變量的方程不存在顯著相關(guān)關(guān)系。 回歸方程的擬合優(yōu)度分別為為0.228304,0.095573,0.29791,F(xiàn) 統(tǒng) 計 量 值 分 別 為14.52767,5.172397,20.83624,在三個方程中,顯著性水平Prob.F 均小于0.001,回歸方程顯著。

    表2 滯后一期QFII 持股與公司績效回歸結(jié)果

    綜上, 對各個公司績效指標 (TOBIN Q, ROE,EPS)與同期QFII 持股比例分別回歸后,可得QFII持股比例與公司績效呈正相關(guān)關(guān)系⑤。但此時并不能有效的區(qū)分QFII 的價值選擇和價值創(chuàng)造能力。為了進一步對QFII 的價值選擇能力進行考察,需要進行下一步的實證研究。

    根據(jù)模型Ⅱ,選取滯后一期QFII 持股比例作為解釋變量,考察QFII 的價值發(fā)現(xiàn)能力,回歸結(jié)果如表3:

    表3 滯后一期QFII 持股與公司績效回歸結(jié)果

    由回歸結(jié)果可得:解釋變量滯后一期QFII 持股比例與各個公司績效指標(ROE, EPS, TOBIN Q)呈顯著正相關(guān)。 其中,在1%的顯著性水平上,滯后一期QFII 持股比例每提高一個百分點,凈資產(chǎn)收益率便提高0.033,每股收益提高0.049;在10%的顯著性水平上, 滯后一期QFII 持股比例每提高一個百分點,托賓Q 提高0.079。 在控制變量中,股權(quán)集中度,營運能力和成長性與公司績效指標呈正相關(guān), 公司規(guī)模在以凈資產(chǎn)收益率每股收益為因變量的回歸方程中呈正相關(guān),在以托賓Q 為因變量的方程中呈負相關(guān)。 回歸方程的擬合優(yōu)度分別為為0.122333,0.246239,0.2679,F(xiàn) 統(tǒng) 計 量 值 分 別 為5.058842,11.85661,13.30279,在三個方程中,顯著性水平Prob.F 均小于0.001,回歸方程顯著。

    根據(jù)模型Ⅲ,選取滯后二期QFII 持股比例作為解釋變量,進一步考察QFII 相對長期的價值發(fā)現(xiàn)能力,回歸結(jié)果如表4:

    表4 滯后二期QFII 持股與公司績效回歸結(jié)果

    由回歸結(jié)果可得:解釋變量滯后二期QFII 持股比例與ROE 和EPS 呈顯著正相關(guān), 與TOBIN Q 不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。 其中, 在5%的顯著性水平上, 滯后二期QFII 持股比例每提高一個百分點,凈資產(chǎn)收益率便提高0.016;在10%的顯著性水平上,滯后二期QFII 持股比例每提高一個百分點,每股收益提高0.059。除TOBIN Q 外,回歸結(jié)果表明滯后二期QFII 持股比例與公司績效呈正相關(guān)關(guān)系,QFII 持股比例越大,QFII 績效越好。 在控制變量中,股權(quán)集中度、營運能力和成長性與公司績效指標呈正相關(guān),杠桿率與公司績效呈負相關(guān), 公司規(guī)模在以凈資產(chǎn)收益率每股收益為因變量的回歸方程中呈正相關(guān),在以托賓Q 為因變量的方程中呈負相關(guān)。 回歸方程的擬合優(yōu)度分別為為0.195703,0.242447,0.229575,F(xiàn) 統(tǒng)計量值分別為4.293903,5.628935,5.258556,在三個方程中,顯著性水平Prob.F 均小于0.001,回歸方程顯著。

    從整體來看, 無論是由模型Ⅱ還是模型Ⅲ的結(jié)果都可得出:QFII 具備一定的價值選擇能力,即QFII 作為 “價值發(fā)現(xiàn)者”, 能夠選擇績效良好的公司。

    四、結(jié) 論

    為了定量研究QFII 持股與A 股上市公司績效之間的相關(guān)關(guān)系,本文將各個公司績效指標(TOBIN Q, ROE, EPS)分別與同期QFII 持股比例回歸后,可得QFII 持股比例與公司績效呈正相關(guān)關(guān)系;將各個公司績效指標(TOBIN Q, ROE, EPS)分別與滯后期QFII 持股比例回歸后,可得滯后一期與滯后二期的QFII 持股比例與各公司績效指標均呈正相關(guān)關(guān)系。由此可得,QFII 具備較強的價值選擇能力, 說明QFII 在投資之前,對目標公司績效水平以及潛在價值進行了考察,在做出持股決策之后,持股公司業(yè)績表現(xiàn)良好,即QFII 作為“價值發(fā)現(xiàn)者”,在進行投資選股時,能夠發(fā)現(xiàn)并且善于發(fā)現(xiàn)績效較好的公司。由此可知,QFII 作為具有先進投資理念以及成熟投資經(jīng)驗的合格境外機構(gòu)投資者, 表現(xiàn)出了較強了價值選擇能力。

    注:

    ① 內(nèi)生性主要由如下原因?qū)е拢海?)遺漏變量(omitted variables);(2)測量誤差(measurement error);(3)因變量與自變量互為因果(simultaneous causality 或simultaneity)。 內(nèi)生性問題一般可以通過如下途徑在一定程度上進行控制:(1)研究設(shè)計;(2)模型設(shè)計;(3)技術(shù)方面。從根本上來講,不合理的研究設(shè)計、模型設(shè)計等是導致內(nèi)生性問題更為根本的原因,因而改進研究設(shè)計、模型設(shè)計等也是更為根本的緩解和控制內(nèi)生性問題的途徑。 但是在實際研究過程中,更多的是采?。汗ぞ咦兞俊笃谧兞恳约案裉m杰因果檢驗的方法來緩解內(nèi)生性問題。本文采取設(shè)置滯后期變量的方法來緩解內(nèi)生性問題。

    ②根據(jù)Giannetti and Leaven (2009)的研究,發(fā)現(xiàn)只有規(guī)模足夠大且獨立性足夠強的機構(gòu)投資者, 才能增強公司價值。因為我們僅選取進入前十大股東的QFII 持股上市公司作為研究對象。

    ③本文采取的滯后處理方法是和本文所涉及的內(nèi)生性問題的特殊性(自變量與因變量互為因果導致的內(nèi)生性)聯(lián)系在一起的。 一般而言,自變量與因變量發(fā)生在同一時期且可能互為因果時,進行滯后處理后能打破這種互為因果性(在本文中t 期公司績效與t-1 及t-2 期QFII 持股比例不存在互為因果,只存在單方向的影響)。

    ④回歸分析部分則使用Eviews 6.0 完成,以下不再贅述。

    ⑤表2 中回歸系數(shù)的方向以及顯著性水平變化較小說明模型Ⅰ具有較高的穩(wěn)健性。

    [1] Lin, A., and C. Chen.The Impact of Qualified Foreign Institutional Investors on Taiwan’s Stock Market[J].Journal of Chinese Management Review, 2006,9(2):1-27.

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