社?；鸪止膳c公司業(yè)績

王娜

摘要：文章從內(nèi)生性視角考察社?；鸪止蓪ι鲜泄緲I(yè)績的影響。在理論分析的基礎(chǔ)上，選取2007～2013年滬深兩市A股有社?；鹜顿Y的上市公司為觀測樣本進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果表明社?；鸪止膳c公司業(yè)績顯著正相關(guān)，使用工具量法控制了由互為因果引起的內(nèi)生性偏誤后，社保基金對所持股公司業(yè)績的正向影響更為顯著。

關(guān)鍵詞：社保基金；公司業(yè)績；內(nèi)生性

一、前言

20世紀(jì)80年代以后迅速發(fā)展的機(jī)構(gòu)投資者，改變了資本市場投資者和公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)，機(jī)構(gòu)投資者越來越傾向于積極地直接監(jiān)督被投資公司的經(jīng)營管理。我國機(jī)構(gòu)投資者產(chǎn)生于20世紀(jì)90年代初期，在相關(guān)政策的指引下，機(jī)構(gòu)投資者得到了飛速發(fā)展，機(jī)構(gòu)投資者進(jìn)入公司十大股東的現(xiàn)象已經(jīng)非常普遍，正逐步成為我國證券市場的主導(dǎo)力量。那么機(jī)構(gòu)投資者持股是否會影響上市公司的業(yè)績，國內(nèi)外學(xué)者對這一問題也進(jìn)行了大量理論與實(shí)證的研究，但目前為止，對該問題的研究結(jié)論并不一致。

社?；鹱鳛橐活愄厥獾臋C(jī)構(gòu)投資者，是機(jī)構(gòu)投資者中的國家隊(duì)，自2002年進(jìn)入資本市場至今，獲得的年平均收益率超9%。國內(nèi)對社?；鸬难芯枯^多，但對于社?；鸪止膳c公司業(yè)績關(guān)系的研究較少涉及。本文主要研究社保基金這一特殊機(jī)構(gòu)投資者持股與公司業(yè)績的關(guān)系，并考慮了內(nèi)生性問題可能對研究結(jié)論產(chǎn)生的影響。本文研究結(jié)果表明，社保基金持股比例越高，公司業(yè)績越好，在控制了模型內(nèi)生性問題的情況下，該結(jié)論依然成立。

二、理論分析與研究假設(shè)

機(jī)構(gòu)投資者一方面通過持有上市公司股票，直接參與公司決策，從而影響公司業(yè)績。另一方面，機(jī)構(gòu)投資者較一般投資者資金實(shí)力雄厚，持股比例相對較大，可通過拋售股票來影響經(jīng)理人的決策，從而影響公司業(yè)績。Cornett（2007）等的研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者與被投資者之間不存在任何商業(yè)關(guān)系時(shí)，機(jī)構(gòu)投資者與企業(yè)績效正相關(guān)。社?；鹱鳛闄C(jī)構(gòu)投資者中的國家隊(duì)，與被投資公司不存在潛在的商業(yè)聯(lián)系，屬獨(dú)立機(jī)構(gòu)投資者。根據(jù)Pound（1998）的有效監(jiān)督假說，獨(dú)立機(jī)構(gòu)投資者在公司治理中發(fā)揮有效監(jiān)督作用可以提高企業(yè)績效。

社?；鹜顿Y公司目標(biāo)是資本增值，有意愿積極參與公司治理，為股東創(chuàng)造更大價(jià)值。作為專業(yè)化的投資主體，社?；鹳Y金充沛，且具有較多的信息渠道和投資經(jīng)驗(yàn)，能更有效的與管理層溝通，共同促進(jìn)企業(yè)的發(fā)展。此外，全國社?；鹄硎聲ㄆ趯鸸芾砉具M(jìn)行考核，對業(yè)績較好的投資組合追加委托資產(chǎn)，對績效處于平均水平的組合，委托資產(chǎn)規(guī)模保持不變，對績效相對落后的組合采取減少委托資產(chǎn)以及降低管理費(fèi)等措施。該激勵(lì)措施使得基金公司更加注重對所投資公司的監(jiān)管。

Shleifer和Vishny（1986）的研究指出，隨著持股比例的增加，“用腳投票”的交易成本隨之增大。而在監(jiān)督成本一定的情況下，持股比例越高，機(jī)構(gòu)投資者能獲得的收益越大，因此機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理的動(dòng)機(jī)也越大。社?；鸪止杀壤礁撸诠局械脑捳Z權(quán)越大，就能更深入地作用于公司治理，從而推動(dòng)公司業(yè)績的提高。

根據(jù)上文的理論分析，提出假設(shè)：社?；鸪止膳c公司業(yè)績呈正相關(guān)關(guān)系。

三、研究設(shè)計(jì)與樣本選擇

（一）樣本來源與篩選

本文選取2007～2013年我國滬深A(yù)股市場有社?；鸪止傻纳鲜泄緸橛^測樣本，用以檢驗(yàn)假設(shè)。之所以從2007年開始選樣本，是因?yàn)?007采用了新的會計(jì)政策，數(shù)據(jù)一致性較好。觀測樣本的基本信息、財(cái)務(wù)資料和社?；鸪止汕闆r數(shù)據(jù)都來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。為保證實(shí)證結(jié)論的可靠性，對初始樣本進(jìn)行篩選：1.剔除金融類和保險(xiǎn)類公司樣本；2.剔除有ST和*ST標(biāo)記的公司樣本；3.剔除有數(shù)據(jù)缺失的公司樣本。經(jīng)過篩選，共得到4662個(gè)有效觀測樣本。

（二） 變量選擇

1. 公司業(yè)績度量。 本文采用每股收益Eps來度量公司業(yè)績。每股收益能夠反映公司股東的盈利能力。

2. 社?；鸪止杀壤郎y算。結(jié)合上市公司前十大股東持股信息，本文以第二季度和第四季度社?；鸪止杀壤钠骄祦砗饬可绫；鸬哪甓瘸止汕闆r。

3. 其他解釋變量。借鑒已有文獻(xiàn)，本文選擇相關(guān)解釋變量予以控制。如股權(quán)集中度（Conc）用前十大股東持股比例和來測算；公司規(guī)模（Lasset）用公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量，財(cái)務(wù)杠桿（Lev）用公司資產(chǎn)負(fù)債率測算。此外，本文還選擇公司所屬行業(yè)（Industry）、公司所屬年份（Year）兩個(gè)虛擬變量進(jìn)行控制。

（三）模型構(gòu)建

基于變量，本文建立2007～2013年回歸模型：

Epsi，t=β0+β1Parti，t+β2Conci，t

+β3Lasseti，t+β4Levi，t+β5Year

+β6Industry+εi，t

其中，i代表公司在第T年的業(yè)績，代表i公司在第t年的平均持股比例。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性及相關(guān)性分析

本文首先對模型中部分變量的數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，如表2所示。總體來看，社?；鹪谏鲜泄局械某止杀壤罡邽?.57%，仍然是比較低的，前十大股東持股比例均值高達(dá)56%以上，說明我國上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)仍處于高度集中的狀態(tài)。表3列示了檢驗(yàn)結(jié)果。表中解釋變量與被解釋變量在1%的水平上顯著相關(guān)，各自變量間的相關(guān)系數(shù)都小于0.3，屬弱相關(guān)。

（二）OLS回歸結(jié)果endprint

表4中，Ⅰ列顯示了社保基金持股與公司業(yè)績的OLS回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果看出，Part系數(shù)為0.0183，且在10%的水平上顯著，社?；鸪止膳c公司業(yè)績正相關(guān)，假設(shè)得到驗(yàn)證。

（三）2SLS回歸結(jié)果

在已有關(guān)于機(jī)構(gòu)投資者與公司治理文獻(xiàn)的評述中指出，可能存在的內(nèi)生性問題是機(jī)構(gòu)投資者與公司業(yè)績研究結(jié)果差異的局限之一。在本文的研究中，認(rèn)為內(nèi)生性問題同樣可能存在，因此本文試圖對內(nèi)生性問題進(jìn)行處理。

按照伍德里奇（2007）的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析，當(dāng)自變量與回歸殘差的協(xié)方差不為0時(shí)，這一變量稱為內(nèi)生變量，即模型存在內(nèi)生性問題。內(nèi)生性產(chǎn)生的原因主要有三種：變量間的聯(lián)系性和互為因果關(guān)系、遺漏相關(guān)解釋變量、解釋變量的測量誤差。

具體到本文的研究問題，社?；鸪止膳c公司業(yè)績的正相關(guān)關(guān)系可能是一個(gè)均衡的結(jié)果，社保基金的投資可以提高上市公司的業(yè)績，反過來，業(yè)績和發(fā)展?jié)摿玫墓疽矔绫；鸬耐顿Y。以下將重點(diǎn)分析社?；鹋c公司業(yè)績是否存在互為因果關(guān)系，從而產(chǎn)生模型的內(nèi)生性問題，并采取工具變量法處理存在的內(nèi)生性問題。

參考已有的研究機(jī)構(gòu)投資者持股與公司治理內(nèi)生性問題的文獻(xiàn)，如梅潔（2016）和張先治（2014），本文選擇“上市公司社保基金數(shù)量Num”和“公司股票的月平均換手率Srfr”作為工具變量，進(jìn)行兩階段回歸，處理可能存在的內(nèi)生性問題。

本文以持股比例為內(nèi)生解釋變量，Num，Srfr為工具變量對其進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表4，檢驗(yàn)結(jié)果中，卡方值為15.50，接受原假設(shè)的概率為0.0038，說明在1%的顯著性水平下，可以拒絕外生性的原假設(shè)，需要接受備擇假設(shè)，Part為內(nèi)生解釋變量。對模型進(jìn)行2SLS回歸，其回歸結(jié)果見表4Ⅱ列。2SLS回歸結(jié)果顯示，社保基金持股比例的系數(shù)為0.0544，且在1%的水平上顯著，較OLS回歸結(jié)果系數(shù)有所增加，這表明，克服因互為因果所引起的內(nèi)生性問題之后，社?；鸪止杀壤刻岣?個(gè)單位，其持股公司的每股收益提高0.0544個(gè)單位，再次證實(shí)了社?；鸪止蓪緲I(yè)績的積極影響，支持了假設(shè)。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)上述實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還從以下兩個(gè)方面進(jìn)行相關(guān)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。一是變更公司業(yè)績測量指標(biāo)，本文借鑒已有文獻(xiàn)選取Roa為衡量公司業(yè)績的指標(biāo)，二是把模型中社?；鸪止捎绊懝緲I(yè)績的變量從持股比例相對數(shù)換成持股數(shù)量的絕對數(shù)（Lstos），分別進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果沒有發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化，除主要變量的回歸系數(shù)估計(jì)略有變化外，其統(tǒng)計(jì)性質(zhì)、符號均與前文保持一致，從而證實(shí)本文研究結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性。

五、結(jié)論與建議

本文以社?；馂閷ο?，研究其與上市公司業(yè)績的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，社保基金作為獨(dú)立的機(jī)構(gòu)投資者，其持股比例與公司業(yè)績顯著正相關(guān)，并且在控制了內(nèi)生性問題后，該結(jié)論仍然成立，且對公司業(yè)績的影響程度增強(qiáng)。以此為基礎(chǔ)，本文就進(jìn)一步發(fā)揮社?；饘就晟乒局卫淼淖饔茫瑥亩嵘緲I(yè)績提出以下幾點(diǎn)建議：1.完善社?；鹜顿Y運(yùn)作的環(huán)境。相關(guān)政府部門應(yīng)提供良好的平臺，完善現(xiàn)有制度和規(guī)范，為社?；鸾】党掷m(xù)發(fā)展提供良好的環(huán)境和基礎(chǔ)，加大社保基金參與上市公司的持股力度。2.引導(dǎo)社?；鸱e極參與公司治理。不斷完善證券監(jiān)管體系和投資者保護(hù)法律體系，培養(yǎng)社?；鸸芾碚叩拈L期投資理念，只有長期持股，才能積極參與公司監(jiān)督，發(fā)揮治理功能，提升公司業(yè)績。

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（作者單位：南京大學(xué)金陵學(xué)院；南京航空航天大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院）endprint