共同機構(gòu)投資者能否抑制企業(yè)非效率投資

任萍 寧晨昊 趙英會

【摘要】本文選取2010 ～ 2019年我國滬深A股上市公司為樣本， 研究共同機構(gòu)投資者對企業(yè)非效率投資的影響。 研究發(fā)現(xiàn)： 共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)非效率投資行為， 包括投資不足與投資過度;共同機構(gòu)投資者主要通過緩解代理問題、修正管理者認知偏差， 從而抑制企業(yè)非效率投資。 而且， 管理者能力越弱、企業(yè)所處地區(qū)的市場化水平越高， 共同機構(gòu)投資者對企業(yè)非效率投資的抑制作用越明顯。 上述結(jié)論為企業(yè)提高投資效率提供了有益啟示， 同時對于促進我國資本市場深化改革與經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展有一定的參考價值。

【關鍵詞】共同機構(gòu)投資者;代理問題;認知偏差;非效率投資

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2022）19-0056-10

一、引言

隨著資本市場深化改革的推進， 機構(gòu)投資者在資本市場中的地位愈發(fā)凸顯。 共同機構(gòu)投資者作為機構(gòu)投資者中的特殊組成部分， 是指同時持股兩家及以上同行業(yè)企業(yè)的機構(gòu)投資者。 近年來， 共同機構(gòu)投資者在我國資本市場已不鮮見， 我國約34%的上市公司十大股東中存在共同機構(gòu)投資者[1] 。 已有研究大多認為， 在投資組合利益最大化目標的驅(qū)動下， 共同機構(gòu)投資者基于其治理專業(yè)性， 會主動參與被投資企業(yè)經(jīng)營決策， 為企業(yè)價值提升建言獻策[2] 。 并且， 多家同行業(yè)企業(yè)的治理經(jīng)驗， 使得共同機構(gòu)投資者具備比一般機構(gòu)投資者更強的治理能力， 能夠更好地履行監(jiān)督職能[3] 。 此外， 共同機構(gòu)投資者廣泛的信息來源也有利于資本市場信息流動， 促進市場公平、有效發(fā)展。 因此， 對共同機構(gòu)投資者經(jīng)濟后果的研究， 不僅有利于厘清共同機構(gòu)投資者對微觀企業(yè)的影響， 還能夠在資本市場深化改革的背景下推動資本市場良性發(fā)展。

非效率投資是指企業(yè)實際投資與最優(yōu)投資水平出現(xiàn)偏差， 包括投資不足與投資過度。 現(xiàn)有研究普遍認為， 兩權(quán)分離引起的代理問題與市場分割導致的信息不對稱是企業(yè)非效率投資的根本原因[4] 。 首先， 由于代理問題的存在， 管理者出于私利動機， 在進行投資決策時更傾向于滿足個人利益而非股東利益最大化。 當管理者薪酬與業(yè)績掛鉤時， 管理者更可能為了任期內(nèi)短期業(yè)績的提升而犧牲長遠利益， 將企業(yè)或股東財富投入凈現(xiàn)值為負的項目， 造成投資過度; 或是懈于承擔責任， 為規(guī)避投資風險而放棄凈現(xiàn)值為正的項目， 造成投資不足[5] 。 其次， 信息不對稱使得管理者在決策過程中難以獲取有用信息， 從而所做出的投資決策可能并不符合投資預期， 造成非效率投資。 此外， 管理者特征差異性使其不可避免地存在一定的認知偏差， 導致其在基于主觀判斷進行投資決策時產(chǎn)生不同的投資效果。 打開非效率投資的“黑箱”， 有助于實現(xiàn)企業(yè)價值最大化目標。

鑒于此， 本文探討了共同機構(gòu)投資者對企業(yè)非效率投資的影響及其作用機制。 本文可能的研究貢獻在于： 第一， 以往研究主要從董事會特征[6] 、管理者特征[7] 、政府干預[8] 等方面進行分析， 而本文基于微觀的共同機構(gòu)投資者視角， 研究其對企業(yè)非效率投資的影響， 彌補了現(xiàn)有關于非效率投資影響因素的文獻的不足。 第二， 已有文獻主要從共同機構(gòu)投資者緩解企業(yè)融資約束[2] 、提高信息披露質(zhì)量[9] 、促進產(chǎn)品市場協(xié)調(diào)[10] 等視角進行討論， 而本文基于企業(yè)非效率投資層面， 探討共同機構(gòu)投資者如何影響企業(yè)投資效率， 擴展了共同機構(gòu)投資者的經(jīng)濟后果的相關研究。 第三， 現(xiàn)有關于非效率投資成因的研究普遍基于代理問題、信息不對稱角度[4] ， 而本文從管理者認知偏差角度進行研究， 為提高企業(yè)投資效率提供了新的研究視角， 不僅有助于打開企業(yè)非效率投資的“黑箱”， 也能夠為推動我國經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)型及促進資本市場深化改革提供新的參考。

二、文獻綜述

（一）共同機構(gòu)投資者的影響后果研究

從已有文獻來看， 共同機構(gòu)投資者對微觀企業(yè)的影響尚未形成一致觀點。 多數(shù)研究圍繞共同機構(gòu)投資者的外部治理作用， 認為其對企業(yè)發(fā)展有正向影響。 有學者認為， 共同機構(gòu)投資者能夠主動參與公司治理， 發(fā)揮積極的監(jiān)督作用， 從而緩解治理外部性帶來的效率低下， 緩解代理問題[11] ， 以及緩解企業(yè)面臨的融資約束， 抑制企業(yè)避稅動機， 進而減輕避稅活動對企業(yè)價值的損害[2] 。 有學者基于會計信息可比性視角發(fā)現(xiàn)， 共同機構(gòu)投資者可能通過積極發(fā)聲、退出威脅等手段參與公司治理， 迫使管理層選擇高可比性的會計信息[9] 。 并且， 共同機構(gòu)投資者能夠在其投資組合公司間發(fā)揮信息橋梁作用， 促使同行業(yè)企業(yè)增強會計信息可比性， 提高信息披露質(zhì)量[12] 。 還有學者從產(chǎn)品市場角度肯定了共同機構(gòu)投資者對于企業(yè)的積極作用， 如： 共同機構(gòu)投資者能夠促進產(chǎn)品市場協(xié)調(diào)， 為企業(yè)提供戰(zhàn)略利益[10] ; 共同機構(gòu)投資者能夠通過提高企業(yè)創(chuàng)新能力和營業(yè)利潤率， 改善企業(yè)產(chǎn)品市場表現(xiàn)， 進而提高企業(yè)價值[2] 。 但也有少數(shù)學者提出了不同意見， 認為共同機構(gòu)投資者可能促進投資組合內(nèi)企業(yè)的合謀， 隨之帶來的市場競爭程度下降可能導致企業(yè)對投資機會的敏感性降低， 最終導致企業(yè)投資效率降低[13] 。 并且， 合謀效應也會推動組合內(nèi)企業(yè)的盈余管理， 致使行業(yè)信息不對稱， 從而扭曲非投資組合內(nèi)企業(yè)的投資決策[14] 。

（二）投資效率的影響因素研究

基于企業(yè)內(nèi)部層面， 有學者從管理者特征視角出發(fā)， 研究發(fā)現(xiàn)： 管理者能力通過提高資金配置效率和信息透明度， 提升企業(yè)投資效率[15] ; 高管背景， 如海外背景、改革開放經(jīng)歷等能夠抑制企業(yè)非效率投資[7，16] ， 而從政經(jīng)歷增加了企業(yè)非效率投資的可能性[17] 。 此外， 就管理者薪酬而言， 現(xiàn)金薪酬對企業(yè)非效率投資行為有明顯抑制作用[18] 。 還有學者從董事會治理視角出發(fā)， 研究發(fā)現(xiàn)： 董事會資本通過監(jiān)督與資源供給作用機制改善了投資效率[19] ; 董事會結(jié)構(gòu)特征， 如財務背景獨董比例、女性獨董比例提升能夠提升企業(yè)投資效率[4] ， 而董事會總體女性比例提升對投資效率具有負面作用[20] ; 內(nèi)部特征差異所形成的董事會斷裂帶程度越大， 越能緩解非效率投資問題[6] ; 董事網(wǎng)絡中心度越高， 企業(yè)投資效率越高[21] 。 此外， 還有學者研究了信息披露質(zhì)量、融資方式等對投資效率的影響。

基于企業(yè)外部層面， 有學者從宏觀政策視角進行了研究， 發(fā)現(xiàn)： 寬松的貨幣政策通過提高企業(yè)的信貸可得性與降低現(xiàn)金流不確定性， 改善投資不足， 但同時增加了投資過度的可能性[22] ; 經(jīng)濟政策不確定性引起的企業(yè)風險承擔水平降低會導致企業(yè)投資不足， 而購買董事高管責任險可以顯著緩解這一現(xiàn)象[23] ; 綠色信貸政策能夠抑制重污染企業(yè)過度投資， 且這種抑制作用在國有企業(yè)中更為明顯[24] 。 還有學者從外部監(jiān)督角度指出： 投資信息審計意見緩釋了投資過度但加劇了投資不足， 當公司內(nèi)部治理環(huán)境較好時， 投資信息審計意見對投資過度、投資不足都具有抑制作用[25] ; 媒體情緒、投資者注意力等在緩解投資不足的同時也加劇了投資過度[26，27] 。 此外， 還有學者研究了政府干預、行業(yè)競爭等對企業(yè)投資效率的影響。

綜上可知， 已有研究主要從企業(yè)內(nèi)外部層面探討了投資效率的影響因素， 但鮮有文獻從共同機構(gòu)投資者這一既能參與公司治理與內(nèi)部決策， 又能影響企業(yè)外部競爭環(huán)境的特殊群體視角展開研究。 共同機構(gòu)投資者如何影響企業(yè)投資效率？ 這一問題尚待研究。

三、研究假設

委托代理理論認為， 在現(xiàn)代企業(yè)兩權(quán)分離的前提下， 股東和管理者存在著不同的利益目標函數(shù)， 理性的管理者在進行投資決策時， 傾向于實現(xiàn)自身利益最大化而非股東利益最大化[15] 。 一方面， 管理者可能出于謀取私利、鞏固控制地位以及追求功績的考慮， 盲目擴張投資， 造成投資過度[28] 。 另一方面， 出于維護自身聲譽的考慮， 管理者更可能放棄高風險、高回報的投資項目， 而轉(zhuǎn)向“保守型”投資， 犧牲企業(yè)長遠發(fā)展， 導致投資不足。 此外， 根據(jù)行為決策理論可知， 管理者在決策過程中往往存在認知偏差， 導致非理性的投資決策[29] 。 有一種解釋是， 過度自信的管理者習慣于將前期的成功歸結(jié)于自身而將失敗歸結(jié)于外因， 從而出現(xiàn)高估項目收益、忽視潛在風險的盲目樂觀， 進而致使投資過度[15，30] 。 同時， 管理者往往無法準確預測決策活動的成本與收益[21] ， 激烈的行業(yè)競爭導致的負外部性也會扭曲企業(yè)的投資決策[14] 。 這意味著管理者難以從龐雜的信息中獲得充分有用的信息以供決策， 導致因決策偏差造成的非效率投資。 而本文認為， 共同機構(gòu)投資者能夠通過抑制管理者自利動機以及修正其認知偏差， 提高投資效率。 具體分析如下：

第一， 共同機構(gòu)投資者能夠通過發(fā)揮公司治理作用， 緩解代理問題， 從而抑制非效率投資。 首先， 相較于普通機構(gòu)投資者， 共同機構(gòu)投資者更關注投資組合收益最大化而非單個企業(yè)利益最大化。 共同機構(gòu)所有權(quán)每增加一單位的監(jiān)督成本， 不僅能從單個企業(yè)中獲取監(jiān)督收益， 還可以從投資組合中獲取組合收益， 因而共同機構(gòu)投資者更有動力參與企業(yè)的治理活動與決策活動[2，11] 。 此時， 共同機構(gòu)投資者更可能對管理者實施有效的監(jiān)督， 抑制管理者的私利動機。 其次， 共同機構(gòu)投資者作為同行業(yè)多家企業(yè)的外部股東， 在長期參與企業(yè)經(jīng)營決策的過程中， 積累了豐富的監(jiān)督經(jīng)驗與治理經(jīng)驗， 并且其還具有普通機構(gòu)投資者所不具備的行業(yè)專長， 這就使得共同機構(gòu)投資者有著更低的監(jiān)督成本和更高的監(jiān)督效率。 在參與公司治理的過程中， 共同機構(gòu)投資者能夠?qū)⑾嚓P經(jīng)驗應用于其所投資企業(yè)中， 從而整體提升對其所投資企業(yè)的監(jiān)督效果[3] 。 最后， 共同機構(gòu)投資者作為資本市場中的專業(yè)投資者， 具有更廣的信息搜尋渠道以及更低的搜集成本， 能夠發(fā)揮信息的規(guī)模效應， 及時識別管理者潛在的投機動機， 進而減少企業(yè)的非效率投資行為。 此外， 共同機構(gòu)投資者能夠通過否決管理層遞交給股東大會的提案， 甚至替換管理者等方式， 阻止非效率投資決策的實施; 當反對意見不被采納時， 其還能夠采取退出威脅等手段進行博弈， 從而抑制非效率投資[11，31] 。

第二， 共同機構(gòu)投資者能夠通過提供有用信息， 矯正管理者認知偏差， 從而抑制企業(yè)非效率投資。 首先， 相較于普通機構(gòu)投資者， 共同機構(gòu)投資者擁有豐富的行業(yè)知識與投資經(jīng)驗。 當管理者因自身認知局限而錯誤判斷風險收益， 做出非理性決策時， 共同機構(gòu)投資者能夠基于自身經(jīng)驗為投資決策提供建議， 幫助管理者矯正認知偏差， 從而抑制非效率投資。 其次， 作為資本市場中的專業(yè)投資者， 共同機構(gòu)投資者擁有更強的信息搜集和處理能力[11] ， 能夠幫助管理者高效做出決策。 并且， 出于干擾對手決策的目的， 同行業(yè)企業(yè)往往會互相施加負外部性， 比如進行盈余管理等[14] 。 這時， 管理者由于企業(yè)間不正當競爭而出現(xiàn)決策偏差的可能性增加。 而共同機構(gòu)投資者同時持股同行業(yè)多家企業(yè)， 掌握著更多與企業(yè)發(fā)展相關的私有信息， 當競爭企業(yè)企圖通過隱瞞私有信息扭曲經(jīng)營決策時， 其出于投資組合利益最大化的動機， 能夠憑借自身信息優(yōu)勢， 降低企業(yè)間信息不對稱程度， 為管理者決策提供有用信息， 從而修正決策偏誤， 抑制非效率投資。 最后， 共同機構(gòu)投資者能夠通過對企業(yè)經(jīng)營管理和投資決策施加實質(zhì)性影響， 促進競爭企業(yè)之間建立戰(zhàn)略聯(lián)盟， 避免組合內(nèi)的不利競爭， 減少信息不對稱帶來的管理者投資決策失誤， 進而抑制非效率投資[14] 。

基于上述分析， 本文提出如下假設：

假設1： 共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)非效率投資。

假設1a： 共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)投資不足。

假設1b：? 共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)投資過度。

四、研究設計

（一）研究樣本與數(shù)據(jù)來源

本文選取2010 ～ 2019滬深A股上市公司為研究樣本， 并對原始數(shù)據(jù)做如下處理： 剔除變量缺失的樣本企業(yè); 剔除金融及保險業(yè)樣本企業(yè); 剔除ST、PT等異常樣本企業(yè)。 最終得到16749個觀測值。 相關數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。 本文數(shù)據(jù)處理通過Stata 15完成， 為避免異常值的影響， 對所有連續(xù)變量進行上下1%的縮尾處理。

（二）變量定義

1. 被解釋變量。 本文采用Richardson[32] 的殘差度量模型測度企業(yè)投資效率， 并且用模型回歸估計的殘差ε表示非效率投資程度[15] 。? ε>0表示投資過度， ε<0表示投資不足， 且其絕對值越大則非效率投資程度越高， 否則非效率投資程度越低。 具體模型如下：

Invi，t=α0+α1Growthi，t-1+α2Sizei，t-1+α3Levi，t-1+α4Cashi，t-1+α5Agei，t-1+α6Ri，t-1+α7Invi，t-1+

Industry+reptdt+ε （1）

模型（1）中， i和t分別表示企業(yè)個體與年份， Inv表示企業(yè)投資規(guī)模， Growth、Size、Lev、Cash、Age、R分別表示企業(yè)成長性、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、現(xiàn)金持有量、上市年限、股票年度收益率， 同時控制行業(yè)（Industry）和年度（reptdt）虛擬變量。

2. 解釋變量。 借鑒杜勇等[14] 的做法， 從是否存在共同機構(gòu)投資者（Coz1）、共同機構(gòu)投資者聯(lián)結(jié)程度（Coz2）、共同機構(gòu)投資者持股比例（Coz3）三個維度進行測度： 若企業(yè)存在持有本企業(yè)與同行業(yè)其他企業(yè)均不低于5%股份的機構(gòu)投資者， 則Coz1為1， 否則為0; 企業(yè)存在上述類型機構(gòu)投資者的個數(shù)加1取自然對數(shù)為Coz2; 本企業(yè)所有上述類型機構(gòu)投資者持股比例之和為Coz3。 按照季度指標構(gòu)建上述變量， 取各季度指標加權(quán)平均值為相應年度指標數(shù)據(jù)。

3. 控制變量。 參照已有文獻[6，16] ， 本文選取資產(chǎn)負債率（Lev）、資產(chǎn)回報率（Roa）、有形資產(chǎn)占比（Tang）、兩職合一（Dual）、獨董比例（Indir）、管理層持股比例（MH）、上市年限（Age）作為控制變量， 同時還控制了年度和行業(yè)虛擬變量。 本文所涉及的各變量定義詳見表1。

（三）模型構(gòu)建

為驗證共同機構(gòu)投資者對企業(yè)投資效率的影響， 本文構(gòu)建如下模型：

Inv_absi，t=α0+α1Coz1i，t-1+α2Controls+ε （2）

Inv_underi，t=α0+α1Coz2i，t-1+α2Controls+η

（3）

Inv_overi，t=α0+α1Coz3i，t-1+α2Controls+δ

（4）

五、實證檢驗

（一）主要變量描述性統(tǒng)計

由表2可知， Inv_abs均值為0.070， 最大值、最小值分別為0和0.370， 說明不同企業(yè)之間投資效率差異較大。 投資不足組樣本有11643個， Inv_under最大值為0.280; 投資過度組樣本有5106個， Inv_over最大值為0.370， 說明滬深A股上市公司中投資不足現(xiàn)象較為普遍， 但投資過度現(xiàn)象更為嚴重。 Coz1均值為0.120， 說明約有12%的企業(yè)存在共同機構(gòu)投資者; Coz2均值為0.090、中位數(shù)為0、最大值為1， 說明多數(shù)企業(yè)并不存在共同機構(gòu)投資者， 企業(yè)存在共同機構(gòu)投資者個數(shù)最多的約為2個; Coz3均值為0.030、最大值為0.580， 說明企業(yè)共同機構(gòu)投資者平均持股比例為3%， 最高持股比例為58%。 各控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與已有文獻較為一致， 在此不再贅述。

（二）基準回歸結(jié)果

共同機構(gòu)投資者與非效率投資的回歸結(jié)果如表3所示。 考慮到共同機構(gòu)投資者作用的發(fā)揮存在一定滯后性， 本文將解釋變量共同機構(gòu)投資者（Coz1、Coz2、Coz3）滯后一期進行回歸， 如表3中L.Coz1、L.Coz2、L.Coz3所示（下表同）。 在總樣本中， 共同機構(gòu)投資者（L.Coz1、L.Coz2、L.Coz3）的回歸系數(shù)分別為-0.007、-0.010、-0.016， 且均在1%的水平上顯著， 說明共同機構(gòu)投資者對企業(yè)非效率投資發(fā)揮抑制作用。 在投資不足組， 滯后一期共同機構(gòu)投資者的回歸系數(shù)分別為-0.003、-0.004、-0.007， 且至少在5%的水平上顯著， 說明共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)投資不足。 在投資過度組， 共同機構(gòu)投資者的回歸系數(shù)分別為-0.011、-0.015、-0.028， 且至少在10%的水平上顯著， 說明共同機構(gòu)投資者對企業(yè)投資過度產(chǎn)生負向影響。 上述組別的檢驗結(jié)果均與本文假設一致。

（三）內(nèi)生性檢驗

本文的研究可能存在潛在的內(nèi)生性問題。 一方面， 由于共同機構(gòu)投資者持股同行業(yè)股票并非隨機選擇， 而是由于同行業(yè)企業(yè)具有共同特征或共同機構(gòu)投資者本身投資偏好等所致， 因此可能存在一定的樣本自選擇問題。 另一方面， 可能存在其他影響共同機構(gòu)投資者投資偏好及企業(yè)投資決策的重要變量未被納入模型， 從而導致回歸結(jié)果偏誤。 此外， 非效率投資程度較低的企業(yè)可能更容易受到共同機構(gòu)投資者的關注， 因此可能存在雙向因果問題。 為克服上述問題， 本文參照已有文獻， 采用以下方式進行處理。

1. Heckman兩階段回歸。 為解決潛在的樣本自選擇問題， 本文借鑒邢斐等[3] 的研究， 采用Heckman兩階段回歸進行檢驗。 在第一階段， 將Lev、Roa、Tang、Dual、Indir、MH、Age等控制變量滯后一期， 對L.Coz1進行Probit回歸， 并計算出逆米爾斯比率（IMR）; 在第二階段， 將IMR放入模型中進行回歸， 結(jié)果如表4所示。 由表4第（2）列可以看出， 逆米爾斯比率（IMR）與非效率投資的系數(shù)在1%的水平上顯著， 說明存在樣本選擇偏差問題。 而共同機構(gòu)投資者（L.Coz1）與非效率投資的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負， 證明共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)非效率投資; 第（4）列中共同機構(gòu)投資者與投資不足的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負， 第（6）列中共同機構(gòu)投資者與投資過度的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負， 說明共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)投資不足與投資過度。 這一結(jié)果表明， 在控制了樣本選擇偏差問題后， 本文結(jié)論依然成立。

2. PSM檢驗。 本文還采用了傾向匹配得分法（PSM）來緩解樣本自選擇問題。 首先， 按企業(yè)是否被共同機構(gòu)投資者持股分為實驗組和對照組。 其次， 對Lev、Roa、Tang、Dual、Indir、MH、Age等控制變量進行1∶1最近鄰匹配， 而后重新進行回歸， 結(jié)果如表5所示。 表5第（1）列中， 共同機構(gòu)投資者（L.Coz1）與非效率投資的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負， 說明共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)非效率投資。 第（2）列中共同機構(gòu)投資者與投資不足的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負， 第（3）列中共同機構(gòu)投資者與投資過度的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負， 說明共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)投資不足與投資過度。 可見， 在重新匹配樣本后本文結(jié)論依然成立。

3. 工具變量檢驗。 為解決可能存在的遺漏變量與雙向因果問題， 本文使用工具變量進行檢驗。 參考周泰云等[2] 的研究， 將滬深300指數(shù)的變動作為工具變量（ln300， 若企業(yè)當年屬于滬深300指數(shù)則取值為1， 否則為0）， 重新進行回歸， 兩階段回歸結(jié)果如表6所示。 在第一階段， ln300與非效率投資、投資不足、投資過度的回歸系數(shù)分別為0.115、0.116、0.111， 且均在1%的水平上顯著。 在第二階段， 共同機構(gòu)投資者（L.Coz1）與非效率投資、投資不足的回歸系數(shù)分別為-0.050、-0.041， 且在1%的水平上顯著， 而與投資過度的回歸系數(shù)并不顯著。 這說明共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)非效率投資、投資不足， 但對投資過度并未產(chǎn)生明顯的抑制作用。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1. 變換被解釋變量的度量方式。 為檢驗研究結(jié)論的穩(wěn)健性， 本文借鑒姚立杰等[15] 的方法， 將模型（1）的殘差按四分位數(shù)進行分組， 取前25%為投資不足樣本， 后25%為投資過度樣本， 取絕對值衡量非效率投資， 重新進行回歸。 結(jié)果顯示（囿于篇幅， 表略）： 共同機構(gòu)投資者與非效率投資、投資不足、投資過度的回歸系數(shù)分別為-0.010、-0.007、-0.011， 且至少在5%的水平上顯著， 說明共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)非效率投資、投資不足與投資過度， 本文結(jié)論依然成立。

2. 子樣本回歸。 2014年以來， 財政部對企業(yè)會計準則進行了大規(guī)模修訂， 這可能對會計信息可比性產(chǎn)生較大影響， 進而影響企業(yè)投資效率[33] 。 因此， 本文選擇2014年及以前年度樣本代入模型重新進行回歸。 結(jié)果顯示（囿于篇幅， 表略）： 共同機構(gòu)投資者與非效率投資、投資不足、投資過度的回歸系數(shù)分別為-0.009、-0.006、-0.024， 且均在1%的水平上顯著。 可見， 在未受會計準則變動影響的情況下， 本文主要結(jié)論依然成立。

3. 增加控制變量。 當企業(yè)股票市場表現(xiàn)較好時， 在一定程度上反映了其管理者能力受到普遍認可， 相較于其他企業(yè)， 該企業(yè)的管理者認知偏差程度較低; 并且， 股票市場表現(xiàn)較好的企業(yè)更容易受到嚴格監(jiān)督， 此時， 其由于管理者認知偏差、代理問題而導致的非效率投資可能更少。 此外， 有學者認為審計質(zhì)量會對企業(yè)投資效率產(chǎn)生影響[34] 。 因此， 本文在原有模型的基礎上加入股票市場表現(xiàn)、審計質(zhì)量等控制變量進行進一步檢驗。 對于股票市場表現(xiàn)， 采用企業(yè)個股交易量（tran）、股票年回報率（Return）作為代理變量; 對于審計質(zhì)量， 采用會計師事務所知名度， 即是否四大會計師事務所（Audit）作為替代變量進行度量。 結(jié)果顯示（囿于篇幅， 表略）： 共同機構(gòu)投資者與非效率投資、投資不足、投資過度的回歸系數(shù)分別為-0.007、-0.002、-0.010， 且至少在5%的水平上顯著， 進一步證實了本文主要結(jié)論。

六、進一步分析

（一）共同機構(gòu)投資者降低代理成本的機制檢驗

由于股東與管理者存在著不同的利益目標函數(shù)， 管理者可能出于自利動機而扭曲投資決策， 導致非效率投資。 本文認為共同機構(gòu)投資者基于自身的豐富經(jīng)驗、信息優(yōu)勢、博弈能力， 能夠識別、抑制管理者自利動機， 降低代理成本， 抑制企業(yè)非效率投資。 為驗證這一路徑， 本文采用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Tat）、企業(yè)違規(guī)（If_vio）作為代理成本的替代變量。 總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率能夠反映企業(yè)資產(chǎn)運營效率， 資產(chǎn)運營效率低或無效即代表代理成本較高， 否則為代理成本較低[35] 。 按照總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率中位數(shù)， 將樣本分為總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率高組和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率低組。 存在企業(yè)違規(guī)能夠在一定程度上反映出因管理者自利動機而產(chǎn)生的代理成本增加， 未發(fā)生企業(yè)違規(guī)則代表代理成本較低。 按照樣本期內(nèi)企業(yè)是否存在違規(guī)， 分為企業(yè)違規(guī)組和企業(yè)未違規(guī)組。 分組回歸結(jié)果如表7所示。

表7第（1）（2）列顯示： 在總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率低組， 共同機構(gòu)投資者（L.Coz1）和非效率投資的回歸系數(shù)為-0.004， 且在1%的水平上顯著; 而在總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率高組， 共同機構(gòu)投資者和非效率投資的回歸系數(shù)并不顯著。 第（3）（4）列顯示： 在企業(yè)違規(guī)組， 共同機構(gòu)投資者和非效率投資的回歸系數(shù)為-0.005， 且在1%的水平上顯著; 而在企業(yè)未違規(guī)組， 共同機構(gòu)投資者和非效率投資的回歸系數(shù)并不顯著。 這說明， 當企業(yè)資產(chǎn)運營效率較低以及存在違規(guī)行為時， 共同機構(gòu)投資者更可能降低代理成本， 從而抑制非效率投資。

（二）共同機構(gòu)投資者修正管理者認知偏差的機制檢驗

由于管理者認知偏差的存在， 管理者面對投資機會時可能盲目樂觀地高估收益、低估風險而造成過度投資， 或者放棄長遠可持續(xù)收益轉(zhuǎn)而選擇期限短、風險低的投資項目造成投資不足。 而共同機構(gòu)投資者能夠提供有用信息， 修正管理者認知偏差， 從而抑制非效率投資。 本文從管理者過度自信、管理者短視兩個角度驗證這一機制。 對于管理者過度自信， 本文借鑒徐玉德等[36] 的觀點， 認為過度自信的高管會有更高的資本支出， 以資本支出與總資產(chǎn)的比值作為管理者過度自信的衡量指標， 若該比值處于行業(yè)前五分之一， 則視為管理者存在過度自信， 其余即視為管理者不存在過度自信。 對于管理者短視， 本文借鑒鐘宇翔等[37] 的思路， 由于債權(quán)人與股東對企業(yè)有不同的利益期望， 其對高風險投資與投資失敗的擔憂會造成管理者短視， 且相較于短期負債， 長期負債債權(quán)人更關心企業(yè)經(jīng)營狀況與投資決策， 因此采用長期負債作為管理者短視的替代變量。 若樣本期內(nèi)存在長期負債則為管理者短視組， 否則為管理者未短視組。 分組回歸結(jié)果如表8所示。

表8第（1）（2）列顯示： 在管理者過度自信組， 共同機構(gòu)投資者（L.Coz1）與非效率投資的回歸系數(shù)為-0.003， 且在1%的水平上顯著; 在管理者未過度自信組， 共同機構(gòu)投資者與非效率投資的回歸系數(shù)為-0.003， 但并不顯著。 第（3）（4）列顯示： 在管理者短視組， 共同機構(gòu)投資者與非效率投資的回歸系數(shù)為-0.007， 且在5%的水平上顯著; 在管理者未短視組， 共同機構(gòu)投資者與非效率投資的回歸系數(shù)為-0.001， 但并不顯著。 上述結(jié)果意味著， 當管理者存在認知偏差時， 共同機構(gòu)投資者更可能發(fā)揮作用， 抑制企業(yè)非效率投資。

（三）管理者能力對共同機構(gòu)投資者與企業(yè)非效率投資關系的影響

本文證實了共同機構(gòu)投資者對于非效率投資的抑制作用， 但企業(yè)管理者能力可能對這一效應產(chǎn)生影響。 一方面， 基于聲譽理論， 能力較強的管理者出于維護自身聲譽的考慮， 更可能會減少自身的機會主義行為， 從而降低代理成本。 并且， 良好的個人聲譽能夠增強股東對管理者的認可， 從而緩解代理問題[15] 。 另一方面， 能力較強的管理者擁有更為豐富的專業(yè)知識、管理經(jīng)驗以及更強的信息獲取能力[38] ， 其對共同機構(gòu)投資者通過提供有用信息矯正管理者認知偏差從而抑制企業(yè)非效率投資形成了替代作用。 因此本文認為， 共同機構(gòu)投資者對于企業(yè)非效率投資的抑制作用可能在管理者能力較弱的企業(yè)中更為明顯。 基于此， 本文借鑒已有文獻普遍采用的DEA+Tobit兩階段模型[39] 測度管理者能力， 將樣本分為管理者能力高、管理者能力低兩組， 并進行分組回歸， 結(jié)果如表9所示。

由表9第（1）（3）（5）列可以看出， 當管理者能力較強時， 共同機構(gòu)投資者（L.Coz1）對于企業(yè)非效率投資、投資不足、投資過度均無顯著抑制作用; 由第（2）（4）（6）列可知， 當管理者能力較弱時， 共同機構(gòu)投資者與企業(yè)非效率投資、投資不足、投資過度的回歸系數(shù)至少在5%的水平上顯著為負。 這說明較強的管理者能力削弱了共同機構(gòu)投資者對企業(yè)非效率投資的抑制作用， 在管理者能力較弱的企業(yè)中共同機構(gòu)投資者更能夠發(fā)揮對非效率投資的抑制作用。

（四）市場化進程對共同機構(gòu)投資者與企業(yè)非效率投資關系的影響

如前文所述， 我國正處于經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)型的關鍵階段， 地區(qū)市場化進程的不平衡始終是阻礙經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)型的重要因素。 已有研究認為， 市場化水平越高的地區(qū)， 市場競爭越激烈， 管理者更愿意承擔風險， 從而提高企業(yè)投資效率[40] 。 然而， 激烈的市場競爭可能促使競爭企業(yè)隱瞞私有信息， 從而扭曲競爭對手的經(jīng)營決策， 導致非效率投資。 本文認為， 地區(qū)市場化水平高會加強共同機構(gòu)投資者通過促進私有信息流通， 避免其投資組合內(nèi)不利競爭的作用， 呈現(xiàn)出對企業(yè)非效率投資更強的抑制作用。 為驗證以上推論， 采用樊綱所編的市場化指數(shù)作為市場化進程的替代變量， 將樣本分為市場化水平高、市場化水平低兩組， 進行分組回歸， 結(jié)果如表10所示。

由表10第（1）（3）（5）列可知， 在市場化水平高組， 共同機構(gòu)投資者（L.Coz1）與企業(yè)非效率投資、投資不足、投資過度的回歸系數(shù)至少在5%的水平上顯著為負; 由第（2）（4）（6）列可知， 在市場化水平低組， 共同機構(gòu)投資者與企業(yè)非效率投資的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負， 而與投資不足、投資過度的回歸系數(shù)均不顯著。 這說明在市場化水平較高地區(qū)的企業(yè)， 共同機構(gòu)投資者更能發(fā)揮抑制企業(yè)非效率投資的作用。

七、研究結(jié)論與建議

本文選取2010 ～ 2019年滬深A股上市公司為樣本， 研究共同機構(gòu)投資者對企業(yè)非效率投資的影響。 研究發(fā)現(xiàn)： 共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)非效率投資， 包括投資不足與投資過度; 共同機構(gòu)投資者能夠通過降低企業(yè)代理成本、修正管理者認知偏差， 從而抑制企業(yè)非效率投資; 當企業(yè)管理者能力不同、所處地區(qū)市場化進程不同時， 共同機構(gòu)投資者對企業(yè)非效率投資的影響也不同。 管理者能力越弱， 共同機構(gòu)投資者越能夠發(fā)揮對企業(yè)非效率投資的抑制作用; 而相較于市場化水平較低的地區(qū)， 在市場化水平較高的地區(qū)， 共同機構(gòu)投資者對企業(yè)非效率投資的抑制作用更明顯。

基于以上研究結(jié)論， 本文提出如下建議： 第一， 對于企業(yè)來說， 應在進一步完善公司治理體系的基礎上， 充分考慮共同機構(gòu)投資者的積極作用， 利用共同機構(gòu)投資者的監(jiān)督優(yōu)勢、信息優(yōu)勢、經(jīng)驗優(yōu)勢， 彌補企業(yè)內(nèi)部局限性。 共同機構(gòu)投資者也應發(fā)揮自身專長， 積極參與公司治理、經(jīng)營決策， 幫助企業(yè)提高決策效率、治理水平， 助力企業(yè)長遠發(fā)展。 第二，對于管理者來說， 應“任人唯賢”， 將能力強者放在企業(yè)管理者這一關鍵崗位。 同時， 在任管理者應清晰地認知企業(yè)目標與自身局限， 以股東利益最大化為首要目標， 在進行經(jīng)營決策時充分考量共同機構(gòu)投資者等利益相關方的意見與建議， 避免決策失誤， 做好企業(yè)“舵手”， 促進企業(yè)行穩(wěn)致遠。 第三， 對于相關政府部門來說， 應著手制定相關政策， 鼓勵共同機構(gòu)投資者積極參與公司治理， 助力企業(yè)發(fā)展。 同時， 也要防止市場競爭導致的共同機構(gòu)投資者信息壟斷， 從而促進市場良性競爭。

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【基金項目】陜西省教育廳重點科研計劃項目（項目編號：21JT008）;陜西省教育廳項目（項目編號：21JK0078）;陜西省教育廳項目（項目編號：20JK0090）

【作者單位】陜西理工大學經(jīng)濟管理與法學學院， 陜西漢中 723001