合格境外機構(gòu)投資者持股對中小創(chuàng)上市公司績效的影響

徐勇 陳曦

摘 要：運用我國A股市場上中小板和創(chuàng)業(yè)板2010—2018年的數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配法和混合回歸法進行了實證研究。結(jié)果顯示，合格境外機構(gòu)投資者（QFII）持股對我國中小創(chuàng)上市公司的績效產(chǎn)生了顯著的提升效應(yīng)，而且持股比例越高，提升效應(yīng)越大。調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果表明，上市公司的股權(quán)集中度越高，企業(yè)成長性越好，合格境外機構(gòu)投資者持股比例對公司績效的提升作用更大。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，合格境外機構(gòu)投資者持股對處于成熟期的中小創(chuàng)上市公司和民營中小創(chuàng)上市公司的績效提升效應(yīng)最強，并且當(dāng)企業(yè)家信心較高時，合格境外機構(gòu)投資者持股的影響也較大。該研究結(jié)論對推動中小創(chuàng)上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)多元化、資本市場對外開放和提升中小創(chuàng)上市公司績效有一定的參考價值。

關(guān)鍵詞：合格境外機構(gòu)投資者;持股比例;公司績效;中小創(chuàng)上市公司

中圖分類號：F275 文獻標(biāo)志碼：A 文章編號：1009-055X（2021）04-0018-11

doi：10.19366/j.cnki.1009-055X.2021.04.003

一、引 言

進入21世紀(jì)以來，隨著中國加入WTO和經(jīng)濟全球化的加速，通過對外開放吸引境外資本，成為中國提高國際競爭力的一個重要手段。由于我國資本市場建設(shè)起步晚、管理制度不完善、市場不成熟，我國學(xué)習(xí)韓國、印度、巴西等新興經(jīng)濟體的成功經(jīng)驗，采用了“合格境外機構(gòu)投資者”（Qualified Foreign Institutional Inventor，簡稱QFII）這一過渡性制度，以實現(xiàn)資本市場的逐步對外開放。2002年11月5日，中國證券監(jiān)督管理委員會和中國人民銀行聯(lián)合頒布了《合格境外機構(gòu)投資者境內(nèi)證券投資管理暫行辦法》，上海證券交易所和深圳證券交易所隨后發(fā)布了《合格境外機構(gòu)投資者境內(nèi)證券業(yè)務(wù)實施細(xì)則》，合格境外機構(gòu)投資者正式進入到我國資本市場，拉開了我國資本市場對外開放的序幕。

合格境外機構(gòu)投資者是在境內(nèi)資本市場上開展投資業(yè)務(wù)的境外專業(yè)投資機構(gòu)，是一種在境內(nèi)資本市場尚不完善時，有限制地引入境外資本和推動資本市場對外開放的過渡性制度[1]。與境內(nèi)普通投資者相比，合格境外機構(gòu)投資者具備機構(gòu)投資者和境外股東雙重身份，具有專業(yè)的信息收集和分析能力，且投資行為更加成熟理性，在降低股票市場波動、拓寬資金渠道、完善公司治理結(jié)構(gòu)等方面發(fā)揮著重要的作用[2]。境外機構(gòu)獲得批準(zhǔn)就可使用在境內(nèi)開設(shè)的人民幣賬戶投資我國A股市場，證券投資額度不再受限，并且改為登記管理。經(jīng)過近20年的發(fā)展，合格境外機構(gòu)投資者在A股市場上的持股數(shù)量和規(guī)模逐年攀升，成為我國股票市場上一支重要的力量，對吸引境外優(yōu)質(zhì)資金、優(yōu)化投資者結(jié)構(gòu)和推進市場發(fā)展起到了積極作用。

由于合格境外機構(gòu)投資者制度是新興市場國家或地區(qū)的一種過渡性制度，早期的相關(guān)研究主要集中在我國臺灣地區(qū)[3]、韓國[4]、印度[5]等地的經(jīng)驗總結(jié)，以及合格境外機構(gòu)投資者持股對公司績效的影響[6]。近年來，隨著合格境外機構(gòu)投資者在我國A股市場上持股數(shù)量和比例的不斷提升，學(xué)者們的研究領(lǐng)域也不斷深化，在關(guān)于合格境外機構(gòu)投資者影響公司績效的作用機理[7]、合格境外機構(gòu)投資者對公司績效的差異化影響[8]等方面開展了一系列相關(guān)研究，取得了較為豐碩的成果。然而，相關(guān)研究并沒有關(guān)注到中小創(chuàng)上市公司這一特殊群體。中小創(chuàng)上市公司的“三高”（高市凈率、高市盈率、高市銷率）和“業(yè)績變臉”（真實業(yè)績與預(yù)期業(yè)績出現(xiàn)較大差異）等特征是否會影響合格境外機構(gòu)投資者的持股行為及其動機？合格境外機構(gòu)投資者持股能否為中小創(chuàng)上市公司帶來績效提升？以及合格境外機構(gòu)投資者的績效提升效應(yīng)受到哪些因素的影響？這些問題關(guān)系到我國合格境外機構(gòu)投資者制度的價值判斷和發(fā)展策略，以及中小創(chuàng)上市公司在A股市場上的融資選擇。

鑒于此，本文以A股市場上創(chuàng)業(yè)板和中小板上市公司為研究對象，基于委托代理理論、成本收益理論和有效監(jiān)督假說的相關(guān)理論和研究成果，采用傾向得分匹配法（Propensity Score Matching，PSM）驗證境外機構(gòu)投資者持股是否有助于提升中小創(chuàng)上市公司的績效，并在此基礎(chǔ)上實證檢驗合格境外機構(gòu)投資者持股比例對中小創(chuàng)上市公司績效的影響效應(yīng)。同時，采用調(diào)節(jié)效應(yīng)模型分析合格境外機構(gòu)投資者持股與股權(quán)集中度、企業(yè)成長性、制度環(huán)境的交互作用對中小創(chuàng)上市公司績效產(chǎn)生的影響。此外，本文還從企業(yè)生命周期、企業(yè)家信心和企業(yè)類型三個方面對合格境外機構(gòu)投資者持股影響中小創(chuàng)上市公司績效的異質(zhì)性進行實證分析。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）合格境外機構(gòu)投資者持股與中小創(chuàng)上市公司績效

合格境外機構(gòu)投資者與上市公司績效之間關(guān)系的本質(zhì)來源于現(xiàn)代企業(yè)治理的核心問題——委托代理問題。合格境外機構(gòu)投資者、外資基金、外資資產(chǎn)管理公司、合資基金等往往被當(dāng)作成熟且理性投資人的代表，秉承“價值投資”理念，以獲取長期投資收益為目的[9]，因而對于上市公司股票往往會采取長期持有的策略，通過公司價值的提升來獲取持續(xù)性的投資回報[6]。所以，在境外股東對中小創(chuàng)上市公司股權(quán)進行長期持有的條件下，其往往會積極參與公司治理，由此推動公司治理水平的提高，助力公司價值以及經(jīng)營績效的提升[10]。具體通過兩方面表現(xiàn)出來：一是合格境外機構(gòu)投資者在資金方面實力雄厚，在管理經(jīng)驗以及技術(shù)方面也存在先進性，可以借助提議案、行使投票權(quán)以及與管理者進行溝通等眾多方式介入到公司管理中[11]，由此可以推動公司治理變得更具高效性，助力中小創(chuàng)上市公司經(jīng)濟績效的提升;二是有效監(jiān)督假說認(rèn)為，上市公司的外部大股東面向控股股東以及管理層能夠發(fā)揮出重要監(jiān)督作用[12]。由于其所充當(dāng)?shù)慕巧峭獠勘O(jiān)督人，所以合格境外機構(gòu)投資者持股可以對控股股東“一股獨大”的狀況加以一定制約，并在一定程度上使得決策層的戰(zhàn)略視角得以拓展，優(yōu)化內(nèi)部結(jié)構(gòu)，給中小股東的權(quán)益提供更有力的保障。因此，合格境外機構(gòu)投資者持股不管是主動層面上的參與公司治理，還是被動層面上的監(jiān)督職能發(fā)揮，均能夠促進中小創(chuàng)上市公司績效的提升。而鑒于合格境外機構(gòu)投資者持有的上市公司股權(quán)比例有所差異，其在所參股公司的地位以及對績效的影響也并不相同。合格境外機構(gòu)投資者所持中小創(chuàng)上市公司股權(quán)占比越高，其對于公司的影響力以及公司治理的參與度也就越深，能夠正向作用于公司績效。結(jié)合上述分析，本文提出下列假設(shè)：

假設(shè)H1a：合格境外機構(gòu)投資者持股可以顯著提升中小創(chuàng)上市公司企業(yè)績效。

假設(shè)H1b：合格境外機構(gòu)投資者持股比例與中小創(chuàng)上市公司企業(yè)績效之間呈正相關(guān)關(guān)系。

（二）中小創(chuàng)上市公司經(jīng)營環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)

對上市公司而言，股權(quán)集中度反映了公司所有權(quán)的分布情況，股權(quán)越分散意味著股東參與公司治理和監(jiān)督高管行為的收益越少，因而容易出現(xiàn)監(jiān)督不足和“搭便車”現(xiàn)象，有損公司績效的提升[13]。監(jiān)督假說認(rèn)為，對于集中式的股權(quán)結(jié)構(gòu)而言，大股東能夠有效地監(jiān)督、控制以及激勵管理者，由此能夠有效減少管理者和股東間所存在的代理沖突，進而正面促進公司績效的提升[14]。在股權(quán)集中度高的上市公司中，大股東對合格境外機構(gòu)投資者參與公司治理更可能產(chǎn)生支持效應(yīng)。境外機構(gòu)投資者在投資中小板上市公司后，必然會根據(jù)其專業(yè)、成熟的公司治理經(jīng)驗和投資理念參與公司管理，而公司高管對境外機構(gòu)投資者可能會表現(xiàn)出一定的排斥行為。此時，股權(quán)集中度的提高可以有效強化大股東對高管的監(jiān)督，表現(xiàn)出對境外機構(gòu)投資者決策的支持[15]。因此，基于大股東對境外機構(gòu)投資者的支持，上市公司股權(quán)集中度的提高有利于合格境外機構(gòu)投資者更好地發(fā)揮其在投資決策和公司治理上的先進性和專業(yè)性，推動公司績效的提升。結(jié)合以上分析，本文提出下列假設(shè)：

假設(shè)H2a：公司的股權(quán)集中度越高，合格境外機構(gòu)投資者持股比例對中小創(chuàng)上市公司企業(yè)績效的正向影響越強。

成長性能夠體現(xiàn)出企業(yè)在既定發(fā)展階段的經(jīng)營發(fā)展情況，一般而言，成長性較好的上市公司通常具有戰(zhàn)略發(fā)展意識清晰、經(jīng)營規(guī)劃合理、市場競爭力強、發(fā)展?jié)摿Υ蟮忍攸c[16]。對合格境外機構(gòu)投資者來說，其投資決策的制定很大程度上也要考慮上市公司在成長性方面的因素，往往更樂于投資成長性良好的上市公司。對于參股成長性良好的中小創(chuàng)上市公司，合格境外機構(gòu)投資者會更為積極主動參與到公司治理過程中，將自身股東權(quán)利盡可能發(fā)揮出來，充分利用其專業(yè)和成熟的公司治理經(jīng)驗，促使公司治理能力等方面的水平不斷提升[17]。合格境外機構(gòu)投資者對于推動中小創(chuàng)上市公司績效方面提升的因素，如盈利能力等會產(chǎn)生正向作用，不斷提升的盈利能力又會推動合格境外機構(gòu)投資者更為有力地發(fā)揮出自身的監(jiān)督職能，由此形成一種正向的激勵機制[18]，作為良性循環(huán)來推動中小創(chuàng)上市公司績效的提升。而在合格境外機構(gòu)投資者所持股份占比持續(xù)提高的條件下，對于公司績效的推動作用也就越為明顯。結(jié)合上述分析，本文提出下列假設(shè)：

假設(shè)H2b：公司的成長性越好，合格境外機構(gòu)投資者持股比例越高對中小創(chuàng)上市公司績效的正向影響越強。

在現(xiàn)代化經(jīng)濟體系構(gòu)建和市場機制改革不斷深化的過程中，制度環(huán)境始終受到重點關(guān)注。據(jù)此，黨中央對營商環(huán)境的優(yōu)化不斷做出指示，提出了“建設(shè)法制化營商環(huán)境”的目標(biāo)以及相應(yīng)的建設(shè)措施。制度經(jīng)濟學(xué)的相關(guān)理論認(rèn)為，除市場因素的影響外，企業(yè)的投資經(jīng)營還會受到法律、政策等制度層面因素的影響[19]。良好的營商環(huán)境意味著企業(yè)在產(chǎn)權(quán)保護、司法公正性等眾多方面有所保障[20]，可以有效減少實體企業(yè)經(jīng)營成本，推動資本的優(yōu)化配置，促使企業(yè)借助于相對低的交易成本來滿足自身發(fā)展擴張過程中對于各類資源的需求，由此引起企業(yè)家的生產(chǎn)性努力，而不斷地創(chuàng)造更多社會財富[21]。對于制度環(huán)境良好的區(qū)域而言，市場競爭的激烈程度往往較大，基于生存發(fā)展的目的，企業(yè)勢必需要提升其競爭能力，對于所處制度環(huán)境良好的中小創(chuàng)上市公司，合格境外機構(gòu)投資者的持股意愿更加強烈，其對公司績效的促進作用更強。據(jù)此，本文提出下列假設(shè)：

假設(shè)H2c：公司所面臨的制度環(huán)境越好，合格境外機構(gòu)投資者持股比例對中小創(chuàng)上市公司績效的正向影響越強。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇

本文研究的主題是合格境外機構(gòu)投資者持股對中小創(chuàng)上市公司績效的影響，在我國A股市場上，中小板和創(chuàng)業(yè)板集中了我國大量優(yōu)秀的創(chuàng)業(yè)企業(yè)、中小企業(yè)和高科技產(chǎn)業(yè)企業(yè)[22]?？紤]到在2008—2009年金融危機期間，上市公司的績效產(chǎn)生了較大波動，并且我國創(chuàng)業(yè)板正式啟動于2009年，因此本文選擇的樣本區(qū)間為2010—2018年。數(shù)據(jù)來源于wind數(shù)據(jù)庫和國泰君安數(shù)據(jù)庫。獲得初始數(shù)據(jù)后，刪除存在數(shù)據(jù)缺失的樣本和ST的公司樣本;為防止異常值對分析結(jié)果造成不利影響，對所有變量在1%的水平下作縮尾處理。最終得到8186條上市公司數(shù)據(jù)，其中有合格境外機構(gòu)投資者持股的數(shù)據(jù)546條，占總樣本的比例為6.67%。

（二）變量說明

（1）被解釋變量：上市公司績效。本文采用單一的財務(wù)指標(biāo)，如投資報酬率、銷售報酬率、凈資產(chǎn)收益率、凈利率來衡量企業(yè)績效存在較嚴(yán)重的片面性問題，因此，對中小創(chuàng)上市公司而言，除結(jié)果性指標(biāo)外，還應(yīng)納入導(dǎo)致運營結(jié)果的過程性指標(biāo)以及反映企業(yè)成長能力的發(fā)展性指標(biāo)，從而全面系統(tǒng)地衡量上市公司績效，避免單一指標(biāo)法的片面性[23]?；谇叭讼嚓P(guān)研究并考慮數(shù)據(jù)的可得性，本文選取反映企業(yè)盈利能力、運營能力、償債能力、成長能力、獲利能力和保障能力共六個方面的財務(wù)指標(biāo)（見表1），構(gòu)建了上市公司績效評價體系，通過主成分分析計算指標(biāo)權(quán)重限于篇幅，文中不展示詳細(xì)的計算過程，如有需要可與本文作者聯(lián)系索取。，最后加權(quán)求和得到上市公司績效水平的綜合評價。

（2）解釋變量。本文共有2個解釋變量：一是表示是否有合格境外機構(gòu)投資者持股的虛擬變量（Qf0），Qf0=1表示有合格境外機構(gòu)投資者持股，否則為0;二是合格境外機構(gòu)投資者的持股比例（Qfr），用合格境外機構(gòu)投資者持股數(shù)占公司總股本的比例表示，用以分析合格境外機構(gòu)投資者持股比例對中小創(chuàng)上市公司績效的影響效應(yīng)。

（3）控制變量。上市公司績效還受到許多其他因素的影響，本文在模型中納入了公司規(guī)模、企業(yè)年齡、流動比率、高管薪酬這四個控制變量。公司規(guī)模決定了企業(yè)獲取規(guī)模經(jīng)濟的能力，對上市公司的市場競爭力與經(jīng)營績效產(chǎn)生影響[24]。隨著企業(yè)年齡的增長，上市公司得以積累更多的知識和能力，從而提升企業(yè)的績效[25]。流動比率反映了企業(yè)的短期償債能力，對公司現(xiàn)金使用更具有強制約束力，更容易對公司財務(wù)狀況造成短期影響[26]。較高的高管薪酬意味著上市公司對代理人的約束和激勵程度越強，有利于減少上市公司的代理成本，進而改善公司績效[27]。此外，模型還加入了公司性質(zhì)、行業(yè)虛擬變量和年度虛擬變量，所有變量的定義及其測算方法如表2所示。

（三）研究方法

1. 傾向得分匹配法（PSM）

境外機構(gòu)投資者在選擇上市公司時是非隨機的、“自選擇”的，可能存在偏好績效高的中小創(chuàng)上市公司，直接采用一般的回歸分析將產(chǎn)生嚴(yán)重的估計偏誤。因此在回歸分析前，本文先采用傾向得分匹配法，在控制各個中小創(chuàng)上市公司的特征作為匹配變量后，構(gòu)造一個“準(zhǔn)隨機”實驗，進而對合格境外機構(gòu)投資者持股的影響進行無偏估計。由于傾向得分匹配法無須事先假定因變量與控制變量間的關(guān)系，因此有效地避免了由于樣本選擇偏差造成的內(nèi)生性問題[28]。根據(jù)是否有合格境外機構(gòu)投資者持股，將中小創(chuàng)上市公司分為兩類H={0， 1}，有合格境外機構(gòu)投資者持股的被定義為處理組，H=1，即公司績效B1受到合格境外機構(gòu)投資者持股的影響;沒有合格境外機構(gòu)投資者持股的公司被定義為控制組，H=0，其公司績效用B0進行表示。不過，受各種因素的限制，無法對所有公司間的績效差異進行準(zhǔn)確客觀地確定，可取“被處理樣本的平均處理效應(yīng)”（average treatment effect on the treated，ATT）來表示[29]，其表達(dá)式為：

傾向得分匹配法的核心是在有無合格境外機構(gòu)投資者持股的兩類中小創(chuàng)上市公司中，找到公司特征高度一致的兩家公司展開深入細(xì)致的對比分析，進而評估合格境外機構(gòu)投資者持股行為對公司績效產(chǎn)生的影響。本文采用最近鄰匹配法來估計被處理樣本的平均處理效應(yīng)。

2. 回歸分析

基于上文的變量介紹，本文構(gòu)建以下回歸方程，用以檢驗合格境外機構(gòu)投資者持股對中小創(chuàng)上市公司績效的影響效應(yīng)：

式（2）中，當(dāng)檢驗合格境外機構(gòu)投資者持股行為是否會提升中小創(chuàng)上市公司的績效水平時，解釋變量Qf選擇Qf0;當(dāng)檢驗合格境外機構(gòu)投資者持股比例對中小創(chuàng)上市公司績效水平的影響效應(yīng)時，解釋變量Qf選擇Qfr。perf和C_[KG-*3]Vars分別表示被解釋變量和控制變量（見表2）。α、β1和δ為待估參數(shù)，若β1顯著為正，則意味著假設(shè)H1b成立，合格境外機構(gòu)投資者持股能夠有效提升中小創(chuàng)上市公司的績效;否則，假設(shè)H1b不成立。

為驗證假設(shè)2中關(guān)于公司股權(quán)集中度、企業(yè)成長性和制度環(huán)境對合格境外機構(gòu)投資者持股對中小創(chuàng)上市公司績效影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文構(gòu)建以下回歸方程：

式（3）中，M_Vars表示調(diào)節(jié)變量（股權(quán)集中度、企業(yè)成長性和制度環(huán)境），其中股權(quán)集中度（own）用第一大股東持股比例表示，企業(yè)成長性（gro）用上市公司凈利潤增長率表示，制度環(huán)境（ins）用上市公司所在地的市場化指數(shù)表示（數(shù)據(jù)來源于歷年《中國市場化指數(shù)》）。如果交互項的系數(shù)β3通過了顯著性檢驗，則表明調(diào)節(jié)效應(yīng)的存在。為了避免自變量間出現(xiàn)多重共線性問題，在計算交互項時，先對主效應(yīng)項（Qfr和M_Vars）進行了中心化處理。

需要說明的是，在對式（2）和式（3）進行參數(shù)估計時，當(dāng)解釋變量為Qf0時，所選取的樣本為符合條件的全部中小創(chuàng)上市公司的數(shù)據(jù);當(dāng)解釋變量為Qfr時，所選取的樣本為有合格境外機構(gòu)投資者持股的中小創(chuàng)上市公司的數(shù)據(jù)。

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表3為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，中小創(chuàng)上市公司的綜合績效均值為0，最小值與最大值相差較大，說明中小創(chuàng)上市公司之間的績效存在較大差異。有無合格境外機構(gòu)投資者持股的均值為0.067，表明僅有6.67%的上市公司有合格境外機構(gòu)投資者持股。合格境外機構(gòu)投資者持股比例的均值為0.095，標(biāo)準(zhǔn)差為0.427，最大值為2.952，表明合格境外機構(gòu)投資者持股比例在上市公司間的分布比較分散。

由于樣本中存在大量無合格境外機構(gòu)投資者持股的中小創(chuàng)上市公司數(shù)據(jù)，并且本文的研究重點在于合格境外機構(gòu)投資者持股對中小創(chuàng)上市公司績效的影響效應(yīng)，在回歸分析中主要使用有合格境外機構(gòu)投資者持股的上市公司為研究對象，即僅使用Qf0=1的樣本。表4報告了基于546個有合格境外機構(gòu)投資者持股的中小創(chuàng)上市公司樣本所統(tǒng)計的主要變量間的相關(guān)系數(shù)。從表4中可知，在有合格境外機構(gòu)投資者持股的公司中，合格境外機構(gòu)投資者持股比例、公司規(guī)模、高管薪酬與公司績效顯著正相關(guān)，初步表明合格境外機構(gòu)投資者持股比例越高、公司規(guī)模越大、高管薪酬越高的公司，企業(yè)績效表現(xiàn)越好;流動比率、公司性質(zhì)與公司績效顯著負(fù)相關(guān)，初步表明流動比率越高的公司，企業(yè)績效越差，民營企業(yè)績效要低于非民營企業(yè);企業(yè)年齡與績效不存在顯著影響。

（二）傾向得分匹配結(jié)果分析

首先，對樣本匹配的有效性進行檢驗，結(jié)果如表5所示。檢驗結(jié)果顯示，所有變量在經(jīng)過匹配后的偏差都小于5%，表明所選取的變量是有效的。同時，所有變量T檢驗的p值都大于0.1，即經(jīng)過匹配處理后，有和沒有合格境外機構(gòu)投資者持股的公司在績效上已經(jīng)沒有顯著差異，表明本文所選用的匹配方法合適，并且匹配的效果較好，估計結(jié)果是可靠的[28]。

從傾向得分匹配的結(jié)果（見表6）可知，處理組的中小創(chuàng)上市公司績效水平為0.32，顯著高于匹配后控制組的績效水平，并且合格境外機構(gòu)投資者的ATT值通過了1%的顯著性檢驗。由此可知，相較于沒有合格境外機構(gòu)投資者持股的中小創(chuàng)上市公司，合格境外機構(gòu)投資者持股有助于境外機構(gòu)投資者參與上市公司的治理、發(fā)揮其監(jiān)督職能，推動了中小創(chuàng)上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和治理水平的提升，從而促進了中小創(chuàng)上市公司績效水平的提高。比較匹配前后的ATT值發(fā)現(xiàn)，經(jīng)過匹配后的ATT值小于匹配前的值，表明傾向得分匹配法有效分離出了合格境外機構(gòu)投資者持股對中小創(chuàng)上市公司績效的影響，假設(shè)H1a得到驗證。

（三）回歸結(jié)果分析

由于合格境外機構(gòu)投資者持股對企業(yè)績效的影響要經(jīng)過一段時間才能反映出來，并不能對當(dāng)年的企業(yè)績效產(chǎn)生影響，因此被解釋變量采用超前一階項，處理后的全部樣本量和有合格境外機構(gòu)投資者持股的樣本量分別減少為6542和450個。在有合格境外機構(gòu)投資者持股的樣本中，僅有一年觀察值的公司為188家，占總樣本的41.78%，因此在估計模型時采用混合回歸法，同時固定行業(yè)和年度效應(yīng)，并采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤估計，使結(jié)果更穩(wěn)健。模型回歸結(jié)果如表7所示。

模型（1）—模型（4）報告了式（2）的估計結(jié)果。結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，解釋變量的系數(shù)均顯著大于0。其中，Qf0的系數(shù)值為0.207，表明與沒有合格境外機構(gòu)投資者持股的上市公司相比，引入境外機構(gòu)投資者能夠?qū)⒅行?chuàng)上市公司的綜合績效水平提升0.207，進一步驗證了假設(shè)H1a。Qfr的系數(shù)值為0.208，也在1%的置信水平下通過了顯著性檢驗，即合格境外機構(gòu)投資者的持股比例每提高1%，將為中小創(chuàng)上市公司的綜合績效水平帶來0.208的提升，假設(shè)H1b得到驗證。式（2）的估計結(jié)果表明：合格境外機構(gòu)投資者持股不僅能夠為中小創(chuàng)上市公司帶來多元化投資結(jié)構(gòu)，而且合格境外機構(gòu)投資者的持股比例越高，境外機構(gòu)投資者就更加有動力參與公司治理，投入到優(yōu)化上市公司管理上的精力越多，對上市公司經(jīng)營績效的提升作用也就越大。

模型（5）—模型（7）是式（3）的估計結(jié)果。表7的結(jié)果表明：第一，合格境外機構(gòu)投資者持股比例與股權(quán)集中度的交互項的系數(shù)顯著大于0，通過了10%的顯著性檢驗，說明股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)作用存在，即公司的股權(quán)集中度越高，大股東越有可能對境外機構(gòu)投資者在參與公司治理和高管行為監(jiān)督中的表現(xiàn)給予有力的支持，從而提升上市公司的治理水平，合格境外機構(gòu)投資者持股對中小創(chuàng)上市公司績效的影響就越大，假設(shè)H2a得到驗證。同時，股權(quán)集中度的系數(shù)顯著為正，說明股權(quán)集中度的提高有利于中小創(chuàng)上市公司績效的提高。第二，合格境外機構(gòu)投資者持股比例與企業(yè)成長性的交互項的系數(shù)顯著大于0，通過了10%的顯著性檢驗，說明企業(yè)成長性的調(diào)節(jié)作用存在，即企業(yè)成長性越好，境外機構(gòu)投資者為了獲得更高的投資回報，其利用專業(yè)、理性的投資和管理經(jīng)驗參與公司治理的意愿更強烈，更有利于上市公司治理結(jié)構(gòu)的完善，合格境外機構(gòu)投資者持股比例對中小創(chuàng)上市公司企業(yè)績效的影響越大，假設(shè)H2b得到驗證。同時，企業(yè)成長性的系數(shù)也顯著為正，說明具有高成長性的中小創(chuàng)上市公司的績效也更高。第三，合格境外機構(gòu)投資者持股比例與制度環(huán)境的交互項的系數(shù)在5%的置信水平下顯著大于0，說明制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用存在，即對于處在制度環(huán)境良好地區(qū)的上市公司，境外機構(gòu)投資者所面臨的制度性交易成本較低，其在參與公司治理中的努力更容易取得預(yù)期效果，合格境外機構(gòu)投資者持股比例對中小創(chuàng)上市公司企業(yè)績效的影響越大，假設(shè)H2c得到驗證。

在控制變量中，公司規(guī)模對中小創(chuàng)上市公司績效在1%的水平下存在顯著正向影響，即上市公司規(guī)模越大，績效表現(xiàn)越好;公司運營時間對中小創(chuàng)上市公司績效的影響不顯著，即公司運營時間長短，并沒有顯著影響中小創(chuàng)上市公司的績效;流動比率對中小創(chuàng)上市公司績效存在顯著負(fù)向影響，即上市公司流動比率越大，企業(yè)績效越差;公司性質(zhì)對中小創(chuàng)上市公司績效的影響不太明顯，僅在模型（4）和模型（6）中顯著為負(fù)，說明民營中小創(chuàng)上市公司的績效低于非民營公司;公司高管薪酬對中小創(chuàng)上市公司績效的影響在1%的水平下顯著為正，說明對中小創(chuàng)上市公司而言，較高的高管薪酬起到了很好的激勵效應(yīng)，為上市公司帶來了績效的提升。

（四）穩(wěn)健性檢驗

本文選取三種方法對式（2）的估計結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表8所示，為節(jié)約篇幅，省略了控制變量的估計結(jié)果。首先，為避免合格境外機構(gòu)投資者在選擇上市公司時偏好于績效高的中小創(chuàng)上市公司而出現(xiàn)的內(nèi)生性問題，本文選取滯后一期的合格境外機構(gòu)投資者持股比例作為解釋變量，結(jié)果見表8中的模型（8）;另外，將所有解釋變量和控制變量都滯

后一期再進行估計，結(jié)果見模型（9）。與表7模型（4）的結(jié)果相比，盡管表8前兩列中Qfr的系數(shù)大小發(fā)生了變化，但仍然通過了顯著檢驗，進一步驗證了合格境外機構(gòu)投資者持股比例對中小創(chuàng)上市公司未來的績效有顯著的正向促進作用。其次，考慮到我國經(jīng)濟在黨的十八大后步入中高速增長的新常態(tài)，本文以黨的十八大召開時間為節(jié)點，保留2012年及以后的樣本，再作回歸分析。模型（10）的結(jié)果顯示，Qfr的績效促進效應(yīng)在1%的置信水平下仍然顯著為正，合格境外機構(gòu)投資者持股比例提升有利于提高中小創(chuàng)上市公司的企業(yè)績效，研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。最后，本文選取反映公司成長性的托賓Q值衡量中小創(chuàng)上市公司績效，代替表7模型（4）中的綜合績效水平進行穩(wěn)健性分析，結(jié)果見表8模型（11）?；貧w結(jié)果顯示，Qfr的系數(shù)仍然顯著為正，合格境外機構(gòu)投資者持股比例顯著提升了中小創(chuàng)上市公司的托賓Q值，與前文實證結(jié)果一致。

（五）異質(zhì)性分析

考慮到中小創(chuàng)上市公司類型不同，合格境外機構(gòu)投資者持股的績效提升效應(yīng)可能存在差異，本文按照企業(yè)生命周期、企業(yè)家信心和所有權(quán)性質(zhì)對中小創(chuàng)上市公司分類，分別比較合格境外機構(gòu)投資者持股比例對上市公司績效的差異化影響。回歸方程選擇式（2），結(jié)果如表9所示。

1. 企業(yè)生命周期

從企業(yè)生命周期的角度來講，中小創(chuàng)上市公司在成長期、成熟期與衰退期呈現(xiàn)的特征是不一樣的，在不同的階段，合格境外機構(gòu)投資者參與公司治理對績效的影響可能存在差異，因此需要考慮企業(yè)生命周期的異質(zhì)性。對中小創(chuàng)上市公司生命周期的劃分參考譚燕等[30]的方法，將上市公司分為成長期、成熟期與衰退期三個階段。

從表9的回歸結(jié)果可知，雖然從總體上來看，合格境外機構(gòu)投資者持股對中小創(chuàng)上市公司的績效存在顯著正向影響，但對處在不同生命周期階段的中小創(chuàng)上市公司而言，合格境外機構(gòu)投資者持股的績效影響效應(yīng)是不同的。合格境外機構(gòu)投資者持股比例對成熟期中小創(chuàng)上市公司的企業(yè)績效影響最大，影響系數(shù)達(dá)到0.261;對處于成長期的公司績效影響次之，影響系數(shù)為0.182;對處于衰退期中小創(chuàng)上市公司并沒有表現(xiàn)出顯著的績效提升效應(yīng)。

2. 企業(yè)家信心

企業(yè)家作為公司的直接管理者，會根據(jù)經(jīng)濟形勢的判斷，調(diào)整公司的發(fā)展戰(zhàn)略，影響中小創(chuàng)上市公司治理效率。因此，企業(yè)家信心的不同，合格境外機構(gòu)投資者持股參與公司治理對中小創(chuàng)上市公司績效的影響也存在差異。根據(jù)國家統(tǒng)計局每季度發(fā)布的企業(yè)家信心指數(shù)，本文以企業(yè)家信心指數(shù)均值（117）為界，將中小創(chuàng)上市公司樣本分為企業(yè)家信心較高樣本（企業(yè)家信心指數(shù)大于117）與較低樣本（企業(yè)家信心指數(shù)小于或等于117），對兩部分作異質(zhì)性檢驗。表9的回歸結(jié)果顯示，在不同的企業(yè)家信心下，合格境外機構(gòu)投資者持股比例對中小創(chuàng)上市公司績效的影響也不同。在企業(yè)家信心較低時，合格境外機構(gòu)投資者持股比例對中小創(chuàng)上市公司績效的影響較小;而在企業(yè)家信心較高時，合格境外機構(gòu)投資者持股比例對中小創(chuàng)上市公司企業(yè)績效影響較大，Qfr的系數(shù)達(dá)到0.274，約為前者的1.52倍。

3. 所有權(quán)性質(zhì)

在本文的研究中，根據(jù)上市公司所有權(quán)性質(zhì)將中小創(chuàng)上市公司分為民營企業(yè)和國有企業(yè)兩類，兩類企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)、經(jīng)營體系存在差異，合格境外機構(gòu)投資者持股對兩類上市公司績效的影響也可能存在差異，需要做異質(zhì)性檢驗。從表9的結(jié)果可知，合格境外機構(gòu)投資者持股對民營中小創(chuàng)上市公司產(chǎn)生了顯著的績效提升效應(yīng);而對國有企業(yè)而言，合格境外機構(gòu)投資者持股對績效的影響不顯著。

五、結(jié)論與啟示

合格境外機構(gòu)投資者是一種有別于境內(nèi)機構(gòu)投資者和個人投資者的特殊投資主體，隨著我國中小創(chuàng)上市公司的快速發(fā)展和資本市場對外開放水平的提高，合格境外機構(gòu)投資者對我國中小創(chuàng)上市公司的投資強度越來越高，合格境外機構(gòu)投資者持股對中小創(chuàng)上市公司的影響也受到更多關(guān)注。本文以2010—2018年我國A股市場上的創(chuàng)業(yè)板和中小板上市公司為對象，實證分析了合格境外機構(gòu)投資者持股對中小創(chuàng)上市公司績效的影響。結(jié)果表明：第一，有合格境外機構(gòu)投資者持股的中小創(chuàng)上市公司績效顯著高于無合格境外機構(gòu)投資者持股的公司，對中小創(chuàng)上市公司而言，通過引入合格境外機構(gòu)投資者可以有效提升公司績效，并且合格境外機構(gòu)投資者持股的比例越高，公司績效表現(xiàn)越好。第二，公司經(jīng)營環(huán)境在合格境外機構(gòu)投資者持股比例對中小創(chuàng)上市公司績效的提升效應(yīng)中發(fā)揮了調(diào)節(jié)作用。其中，公司的股權(quán)集中度越高，企業(yè)成長性越好，制度環(huán)境越優(yōu)，合格境外機構(gòu)投資者持股的績效提升效應(yīng)越大。第三，對不同類型的中小創(chuàng)上市公司而言，合格境外機構(gòu)投資者持股比例對公司績效的影響存在差異。合格境外機構(gòu)投資者持股對處于成熟期的中小創(chuàng)上市公司績效的提升效應(yīng)高于處于成長期的公司，而對處于衰退期的公司而言，合格境外機構(gòu)投資者持股對公司績效的提升效應(yīng)并不顯著;當(dāng)企業(yè)家信心較高時，合格境外機構(gòu)投資者持股對中小創(chuàng)上市公司績效的影響較強，反之，合格境外機構(gòu)投資者的影響較弱;合格境外機構(gòu)投資者持股對民營中小創(chuàng)上市公司績效的影響顯著為正，但對國有上市公司的影響不明顯。

本文的研究結(jié)論有助于進一步理解上市公司績效的影響因素，為推動中小創(chuàng)上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)多元化、資本市場對外開放和提升中小創(chuàng)上市公司績效具有一定的參考價值。本文的研究啟示在于：一是中小創(chuàng)上市公司應(yīng)積極引進合格境外機構(gòu)投資者，借助其專業(yè)化的投資理念和公司治理經(jīng)驗，提升公司績效。二是為充分發(fā)揮合格境外機構(gòu)投資者的績效提升效應(yīng)，中小創(chuàng)上市公司應(yīng)優(yōu)化其股權(quán)結(jié)構(gòu)、提高企業(yè)成長性，進一步推動合格境外機構(gòu)投資者對公司績效的促進作用。三是對政府和相關(guān)監(jiān)管部門來說，應(yīng)不斷完善資本市場對外開放的政策，吸引更多的優(yōu)質(zhì)合格境外機構(gòu)投資者進入我國資本市場，同時優(yōu)化外部制度環(huán)境，形成中小創(chuàng)上市公司持續(xù)成長和資本市場有序發(fā)展的良好局面。

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