機構投資者持股：并購溢價的推手還是攔路虎？

王小雨 劉喜華

（青島大學經(jīng)濟學院，山東 青島 266071）

一、引言

國家“十四五”規(guī)劃提出要“健全多層次資本市場體系，大力發(fā)展機構投資者”。在此背景下，機構投資者迅速發(fā)展壯大，逐漸在提升資源配置效率、改善公司治理等方面發(fā)揮更加積極的作用（Gao 等，2019）[1]。因此，如何推動機構投資者發(fā)揮積極的公司治理作用也逐漸成為公司治理理論與實踐的核心問題。一方面，機構投資者參與公司治理有利于提高企業(yè)的信息透明度（Blankespoor 等，2020）[2]，增加公司會計信息可比性（郭白瀅和李瑾，2019）[3]，監(jiān)督管理層行為決策，減少管理層自利行為，降低代理成本，最終提高公司治理水平。另一方面，機構投資者的投資性行為與投機性行為并存，其也有可能為謀取自身利益而與大股東合謀，侵害中小股東利益，損害持股公司價值（潘越等，2011）[4]，降低公司運營效率（郭曉冬等，2020）[5]。作為重要的市場參與者，機構投資者在政策鼓勵與利益驅(qū)動下能否憑借自身資源優(yōu)勢和專業(yè)素養(yǎng)對持股企業(yè)治理產(chǎn)生正向影響，仍值得深入探討。

并購溢價作為并購交易中的重要參數(shù)，反映了主并方對被并方的估值水平，其受公司治理狀況的影響較大。近年來，我國資本市場并購溢價泡沫化現(xiàn)象頻發(fā)，并購定價作為并購交易過程中的重要環(huán)節(jié)，依然是當今資本市場的重點與熱點問題之一。雖然高并購溢價能夠在短窗口期內(nèi)為企業(yè)帶來較大程度的市場反應，但也可能導致主并方過高地估計被并方的盈利能力，從而造成交易過程中并購溢價與被收購方實際盈利能力的錯配，導致企業(yè)資金緊張，甚至影響并購后的業(yè)績表現(xiàn)。關于溢價并購的成因，從宏觀經(jīng)濟政策角度出發(fā)，已有研究指明經(jīng)濟政策不確定性的上升會增加主并方的風險厭惡程度，導致其支付更高的并購溢價；而產(chǎn)業(yè)政策的支持會降低主并方的融資成本和競爭壓力，使其支付更低水平的并購溢價（趙良玉等，2013）[6]。從微觀企業(yè)角度出發(fā)，管理層特征和公司治理水平會影響主并方的決策偏好和效率，進而影響其對被并方的估值水平（潘愛玲等，2018）[7]；企業(yè)財務狀況會影響主并方的支付能力和方式，進而影響其對被并方的支付意愿；并購交易特征則會影響并購交易雙方的議價能力和博弈結果，進而影響其對交易價格的協(xié)商結果（藍發(fā)欽和國文婷，2020）[8]。

在實踐中，企業(yè)逐漸重視外部治理機制的作用，并有意通過積極引入外部機構投資者參與企業(yè)并購以提升自身競爭優(yōu)勢，避免非理性盲目并購。企業(yè)管理者在做出并購出價決策時，首先需要合理權衡并購預期收益的可實現(xiàn)性。一般來說，并購預期收益越高，主并企業(yè)越愿意支付高水平的并購溢價。然而，主并企業(yè)管理者可能受到企業(yè)自身治理水平及其他微觀特征的影響，在并購決策中對被并方的盈利能力和未來收益的潛在風險產(chǎn)生誤判，從而支付過高的非理性溢價（Liu 和Chen，2017）[9]，給企業(yè)發(fā)展帶來負面影響。相反，機構投資者憑借其信息、資金優(yōu)勢及專業(yè)投資能力，有意愿通過提交股東預案、行使投票權及公開建議等途徑參與企業(yè)管理，也有能力識別并購企業(yè)的發(fā)展?jié)摿?，并為持股企業(yè)搜尋合理的并購標的，影響持股企業(yè)的并購決策。鑒于此，本文將從企業(yè)并購視角分析機構投資者持股的治理效應，并探討其內(nèi)在作用機理，以期為企業(yè)機構投資者的合理引入及交易定價的規(guī)范提供經(jīng)驗借鑒。

具體而言，本文以2009—2021 年中國上市企業(yè)為研究樣本，探究機構投資者對并購溢價的影響及作用機制。研究發(fā)現(xiàn)，機構投資者持股顯著抑制企業(yè)并購溢價，在考慮內(nèi)生性問題并進行一系列穩(wěn)健性檢驗后，結果依舊成立。機制檢驗表明，機構投資者持股能夠通過抑制管理者過度自信、改善企業(yè)資本結構，進而抑制并購溢價。異質(zhì)性研究表明，機構投資者持股對并購溢價的抑制作用在國有企業(yè)、股權較為集中及信息環(huán)境較好的企業(yè)中更加顯著。進一步研究表明，穩(wěn)定型機構投資者持股比例與企業(yè)并購溢價顯著負相關。另外，高并購溢價對短期并購績效有促進作用，而與長期并購績效無關。

與既有文獻相比，本文可能的貢獻在于：（1）本文在高并購溢價現(xiàn)象常態(tài)化背景下，從企業(yè)外部治理視角出發(fā)，提供了機構投資者持股具有正向治理效應的新證據(jù)。與現(xiàn)有文獻主要關注機構投資者持股對公司績效、盈余管理水平、信息披露、融資水平等方面的影響不同，本文以企業(yè)并購溢價決策為切入點，進一步從積極監(jiān)督假說及資源引入兩個角度闡明了機構投資者持股對并購溢價水平的影響，豐富了機構投資者參與公司治理的理論研究視角。（2）本文基于管理者過度自信、企業(yè)資本偏離度等理論，提出機構投資者持股影響并購溢價的可能途徑，能夠更好地補充和拓展相關研究，有助于清晰解讀機構投資者持股影響并購績效的內(nèi)在經(jīng)濟學邏輯。（3）本文進一步根據(jù)換手率區(qū)分了機構投資者類型，從更加細化的異質(zhì)性視角拓寬了機構投資者持股與并購溢價關系的研究邊界，研究結論是對現(xiàn)有研究的有益補充和拓展。

二、理論分析與研究假設

（一）機構投資者持股與并購溢價

隨著經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和資本市場全面開放的推進，機構投資者在公司治理中的作用日益凸顯。相較個人投資者，機構投資者通常擁有較大的資金規(guī)模、較高的專業(yè)水平和較豐富的投資經(jīng)驗，對企業(yè)管理者決策的監(jiān)督力和影響力更強，因此，能夠推高持股公司股票市場價值并獲取滿意的利益回報。關于機構投資者持股的經(jīng)濟后果，已有研究主要從監(jiān)督動機及監(jiān)督能力兩方面展開。就監(jiān)督動機而言，機構投資者更關注企業(yè)的長期價值信息，并通過監(jiān)督管理層的行為決策保障投資收益。具體地，機構投資者通常以股東身份參加持股公司股東大會，并針對公司的運營戰(zhàn)略和管理層的行為決策提出治理意見。從管理層特征來看，機構投資者持股能夠通過提升獨立董事治理效率（吳曉暉和姜彥福，2006）[10]、提高管理層薪酬業(yè)績敏感性（王會娟和張然，2012）[11]來減少管理層的機會主義動機及損害公司價值的行為。而從公司整體治理角度來看，機構投資者持股有助于提升主并公司的信息披露質(zhì)量（譚勁松和林雨晨，2016）[12]，降低內(nèi)部控制缺陷（李萬福等，2020）[13]及投資者與上市企業(yè)間信息的不對稱（陳旭東等，2020）[14]，從而降低公司代理成本，提高企業(yè)治理水平。而就監(jiān)督能力而言，機構投資者在資金、知識、信息及專業(yè)人才儲備上的優(yōu)勢使其成為專業(yè)的投資主體。具體地，機構持股比例越高，越能有效抑制操縱應計利潤的盈余管理行為，增強盈余信息真實性，規(guī)范上市企業(yè)經(jīng)營；機構投資者自身的信息優(yōu)勢使其能夠準確識別價格過高的股票，一方面，可以直接對高估的股價施壓，另一方面，也可以震懾管理層的“捂盤”行為，降低股價高估（Yang等，2016）[15]，使其收益預測能力得以體現(xiàn)；從有效治理的角度切入，機構投資者能夠預先識別高管薪酬的不公平狀態(tài)，及時對高管的自利掏空行為進行監(jiān)督反饋，并發(fā)揮積極的監(jiān)督作用（潘愛玲等，2021）[16]。

并購溢價是主并方支付給標的公司股東的轉(zhuǎn)讓價格超過其股權價值的部分。一般來說，當并購方對并購后收益有較高預期時，會傾向于支付較高的并購溢價（潘愛玲等，2018）[7]。然而，并購活動本身具有較大的不確定性和復雜性，若管理者存在機會主義動機，可能會對并購標的和并購收益進行錯誤評估，導致過高的并購溢價。關于高并購溢價產(chǎn)生的原因，從財務視角看，并購方公司會由于對并購后協(xié)同效應帶來的收益預期過高而支付較高的并購溢價；然而，有觀點指出，只有并購雙方經(jīng)過一段時間的整合后，才能從并購中取得協(xié)同效益，即并購溢價的產(chǎn)生與協(xié)同效應間并無明顯關系（Tsyplakov，2019；Joshi 等，2020）[17，18]。從公司治理角度出發(fā)，有學者指出，高管薪酬外部公平性越低，高管越有尋求替代性補償?shù)膭訖C，并購溢價也就越高（潘愛玲等，2021）[16]；另外，并購方公司董事長忙碌與并購溢價負相關，而目標公司董事忙碌與并購溢價正相關（任力等，2022）[19]。

機構投資者作為重要的公司治理主體，能夠通過表決權、質(zhì)詢權等方式積極參與公司治理，監(jiān)督管理者的并購決策，從而提高企業(yè)內(nèi)部控制有效性，降低代理成本，改善公司整體治理水平（Kabacinski 等，2022）[20]，提高并購質(zhì)量（周紹妮等，2017）[21]。同時，當管理者在并購活動中意圖謀求私利時，有效的內(nèi)外部公司監(jiān)督治理機制將會對管理者的自利動機和短視行為起到部分糾正作用，從而減少企業(yè)價值損失，促使管理者更加關注公司長期價值發(fā)展，避免短視和機會主義行為，減少無效投資，從而抑制高并購溢價的產(chǎn)生?；谝陨戏治觯岢霰疚牡募僬f1：

H1：機構投資者持股對并購溢價有抑制作用。

（二）機構投資者持股抑制并購溢價的影響機制分析

傳統(tǒng)并購理論多數(shù)基于“理性人”假說，認為公司管理層是具有充分理性的管理者，是企業(yè)的決策主體。但近年來，行為金融學從有限理性的角度出發(fā)，強調(diào)管理者在行為決策時往往對自身能力或行為風險存在一定程度上的認知偏差，在并購活動中則表現(xiàn)為對并購預期收益的高估以及對投資風險的低估（Sheikh，2019）[22]。具體而言，并購作為企業(yè)發(fā)展的重要戰(zhàn)略，其前期準備、交易過程及后期整合均存在較大的不確定性，此時，對自身管理能力及其所掌握的信息、知識和經(jīng)驗過度自信的管理者在進行并購決策時，通常會因企業(yè)并購溢價水平波動較大及不確定性較強而對并購預期收益和并購項目的潛在風險產(chǎn)生誤判，從而驅(qū)使企業(yè)進行頻繁、低效的并購行為（Huang 等，2016）[23]，導致為目標企業(yè)支付高額并購價款。此時，機構投資者為了自身能夠獲取更高水平的收益，會通過“用手投票”的方式積極參與公司治理，對管理層及管理層權力進行有效監(jiān)督制衡，彌補企業(yè)內(nèi)部監(jiān)督缺位問題，削弱管理層過度自信對并購活動的消極影響，在企業(yè)并購決策和定價中扮演重要角色。據(jù)此，提出本文的假設2：

H2：機構投資者持股通過抑制管理者過度自信抑制并購溢價。

資本結構指企業(yè)債務和權益的組合，是企業(yè)經(jīng)營決策中的重要影響因素。企業(yè)在并購實現(xiàn)過程中需要的資本輸出能力很大程度上取決于其資本結構是否合理。合理的資本結構在提升企業(yè)償債能力的同時，也能提升企業(yè)在并購活動中的融資能力與現(xiàn)金持有水平，降低代理成本，使并購活動得以順利實現(xiàn)。企業(yè)的資本結構決策是一個向目標資本結構不斷調(diào)整的動態(tài)過程，目標資本結構與實際資本結構相近程度越高，視為資本結構表現(xiàn)越合理，資本偏離度越低。資本偏離度主要表現(xiàn)為企業(yè)債務水平與目標債務水平之間的差距，債務水平過高或過低均表示資本偏離度較高。資本偏離度越高，企業(yè)越可能產(chǎn)生過度杠桿，管理層和股東之間的利益越難協(xié)調(diào)，在并購活動中越會大大提高代理成本和運營成本，導致企業(yè)實際資本結構與其目標資本結構發(fā)生偏離。而過度杠桿的收購方為增強并購后自身的債務融資能力，往往會支付更高的溢價（Ang等，2019）[24]。此時，機構投資者持股對目標企業(yè)管理者發(fā)揮的積極監(jiān)督作用會抑制其更大限度追求自身利益的行為，并且促使管理者產(chǎn)生調(diào)整資本結構的動機，以此避免企業(yè)出現(xiàn)過度杠桿，最終避免支付更高溢價。據(jù)此，提出本文的假設3：

H3：機構投資者持股通過降低企業(yè)資本偏離度抑制并購溢價。

三、研究設計

（一）研究樣本與數(shù)據(jù)來源

本文重點考察2009—2021年滬深A股上市企業(yè)機構投資者持股對并購溢價的影響，數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫及萬得數(shù)據(jù)庫，并按照以下原則對初始樣本進行篩選：（1）剔除金融類上市公司；（2）剔除ST、*ST 以及PT 類公司；（3）剔除主要研究變量存在缺失值的樣本；另外，為減少異常值對回歸結果的影響，本文對連續(xù)變量均進行了上下1%的縮尾處理。經(jīng)過以上數(shù)據(jù)處理，最終得到8726個并購事件樣本。

（二）模型設定與變量說明

為驗證假設H1，本文構建了如下回歸模型，其中模型（1）被解釋變量為并購溢價（Premium）。關于并購溢價指標，目前普遍使用的測量方法是“（每股收購價格-每股市值）/每股市值”，但鑒于中國資本市場尚未發(fā)育成熟，基于股票價格的衡量方法不具有較強的適用性（陳仕華和李維安，2016）[25]，因此，本文借鑒陳仕華和李維安（2016）[25]的研究，以交易價格超出凈資產(chǎn)賬面價值份額的部分測度并購溢價。解釋變量為機構投資者持股（Inv）。以所有機構投資者對公司的持股比例之和測度。Controls為所有控制變量的合集，具體包括企業(yè)規(guī)模（Size）、財務杠桿（Lev）、總資產(chǎn)凈利潤率（Roa）、現(xiàn)金流量（Cash）、營業(yè)收入增長率（Growth）、管理費用率（Mfee）、大股東資金占用（Occupy）、董事人數(shù)（Board）、第一大股東持股比例（Top1）、兩權分離度（Sep）、是否四大（Big4）、是否國有企業(yè)（Soe）、支付方式（Pay）和并購規(guī)模（Mas）?；貧w模型如下：

其中，λ為行業(yè)固定效應，μ為年度固定效應，ε為回歸殘差。其余變量定義見表1。

表1：主要變量定義

（三）描述性統(tǒng)計分析

表2 列示了變量的描述性統(tǒng)計結果。結果顯示，并購溢價的均值為4.144，說明并購溢價現(xiàn)象在樣本企業(yè)中普遍存在，且整體水平偏高，最小值和最大值分別為-24.773 和107.392，標準差為14.005，說明樣本企業(yè)支付的并購溢價存在較大差異。另外，機構投資者持股比例均值為45.701%，最小值為0.088%。相對于成熟的資本市場而言，中國機構持股比例仍然偏低，但由于不斷擴大開放資本市場，以及對投資者的保護和培育，中國機構投資者持股比例也在逐漸上升，說明部分機構投資者能對參股企業(yè)的公司經(jīng)營決策產(chǎn)生重大影響，但不同規(guī)模的機構投資者總體持股差異也較大。

表2：描述性統(tǒng)計

四、實證分析

（一）基準回歸

表3 報告了機構投資者持股影響并購溢價的回歸結果。在（1）列中，未控制其他控制變量時，機構投資者持股比例與并購溢價的回歸系數(shù)為-0.021，且在1%的水平上負相關，表明機構投資者持股對并購溢價有顯著抑制作用。在（2）—（4）列中，依次分別控制以及同時控制年度和行業(yè)固定效應后，機構投資者持股與并購溢價的回歸系數(shù)仍顯著為負。表明機構投資者持股對并購溢價的抑制作用可能源于其積極參與公司治理的動機和能力。由于拋售成本較高，也為保障自身長期收益，機構投資者往往會轉(zhuǎn)向長期投資，成為積極股東并以公司股東的身份參加股東大會，或通過股東大會推舉董事會成員，直接參與公司重大戰(zhàn)略決策，或?qū)ι鲜泄镜慕?jīng)營運作提出建議報告，或以內(nèi)部人身份監(jiān)督管理層的行為決策。機構投資者參與公司治理產(chǎn)生的協(xié)同效應將大大減少其參與公司治理的單位成本，使其參與公司治理的長遠收益遠超投資成本，從而使其對持股公司管理層的并購決策發(fā)揮更加積極的監(jiān)督作用，顯著抑制企業(yè)的并購溢價。因此，假說H1得到驗證。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性問題。（1）工具變量。為進一步緩解內(nèi)生性問題對本文結果的影響，本文借鑒尚航標等（2022）[26]的做法，選取分行業(yè)分年度的機構投資者持股比例均值作為工具變量（IV）。由于不同機構之間的投資決策相互獨立，因此，從理論上來看，持股比例均值符合外生性要求。兩階段最小二乘法（2sls）的回歸結果見表4。第一階段結果顯示，工具變量的回歸系數(shù)為0.477，在1%的水平上顯著，表明行業(yè)機構持股比例均值越高，機構持股比例越高。同時，第二階段的回歸結果也與基準回歸結論一致，進一步說明在克服內(nèi)生性潛在影響后假說1 成立。此外，LM檢驗顯著拒絕原假設，即不存在識別不足問題；Currentagg-Donald Wald F 統(tǒng)計量為439.733，大于弱工具變量臨界值，即拒絕存在弱工具變量的原假設，弱工具變量問題不存在。（2）Heckmen兩階段檢驗。為糾正可能存在的樣本選擇偏差問題，本文采用Heckman兩階段模型進行檢驗。先通過Probit 模型估計逆米爾斯比率（IMR），以檢驗企業(yè)特征變量是否會影響機構投資者持股比例，然后將IMR作為控制變量加入基準回歸模型以檢驗可能存在的選擇性偏差對基準回歸結論的影響。檢驗結果顯示，IMR并不顯著，說明由樣本偏差引起的內(nèi)生性問題對回歸結果并無明顯影響；同時，機構投資者持股的回歸系數(shù)仍顯著為負，說明原回歸結果可信。（3）傾向得分匹配（PSM）。為緩解可能存在的樣本選擇偏差和遺漏變量等問題，本文采用傾向得分匹配（PSM）法對研究結論進行進一步檢驗。本文按照1∶1 的最優(yōu)臨近匹配法匹配機構投資者持股比例高和低公司的公司特征并重新確定樣本進行檢驗。構造低機構投資者持股比例的公司組（對照組），對高機構投資者持股比例的公司組（處理組）進行樣本匹配，即對高機構投資者持股比例的公司取值1，否則取0，采用Logit 模型對處理組進行二值選擇分析。匹配后所有協(xié)變量（Size、Lev、Roa、Cash、Growth、Mas）的偏差均在5%之內(nèi)，且各個協(xié)變量均不拒絕處理組與對照組的協(xié)變量取值不存在系統(tǒng)性偏差的原假設。同時，t檢驗以及p值表明處理組和對照組之間不存在顯著差異?？傮w來說，PSM的匹配變量選取較為合理，實證估計結果較為有效。繼續(xù)對匹配后的樣本進行回歸，表6 第（1）列和第（2）列結果表明，機構投資者持股對并購溢價起到抑制作用，其中第（1）列回歸過程并未控制行業(yè)與年份的固定效應。進一步地，第（3）、（4）列回歸分別使用了權重不為空的樣本以及滿足共同支撐假設的樣本，第（5）列回歸過程使用頻數(shù)加權回歸，各回歸結果均顯著驗證了機構投資者持股對并購溢價的抑制作用，證實了假說1。

表4：基于工具變量的2sls估計

表5：Heckmen兩階段檢驗

2.考慮行業(yè)隨時間變化的影響。外部宏觀環(huán)境的改變可能影響投資者的持股意愿及投資選擇，會對本文結果造成一定影響。為消除行業(yè)隨時間變化帶來的潛在影響，本文參考潘越等（2020）[27]的做法，在基準回歸的基礎上控制了年份與行業(yè)的交乘固定效應后重新對模型（1）進行回歸，回歸結果如表7 列（1），仍與基準回歸結果基本一致。在考慮了行業(yè)隨時間變化的影響后，假說1仍然得到支持。

表7：其他穩(wěn)健性檢驗

3.子樣本回歸。國際金融危機及新冠疫情對全球資本市場造成巨大沖擊，股市動蕩、投融資困難等問題也會在較長一段時間內(nèi)對企業(yè)投資產(chǎn)生巨大影響。為避免經(jīng)濟形勢動蕩對研究結果的影響，本文剔除金融危機后三年及2019 年后的研究樣本重新進行回歸（尚航標等，2022）[26]，回歸結果如表7 列（2）所示，機構持股比例對并購溢價的回歸系數(shù)仍顯著為負，證明了結果的穩(wěn)健性。

4.替換變量。（1）替換核心解釋變量。為進一步避免可能存在的度量誤差，提高實證結果的穩(wěn)健性，本文參考潘愛玲等（2018）[7]的研究方法，選取機構投資者持股比例的虛擬變量Ifinv作為連續(xù)核心解釋變量的替代衡量指標。以機構投資者持股比例中位數(shù)為基準，高于中位數(shù)則認為機構持股比例較高，虛擬變量取1，否則取0。表7 列（3）表明替換解釋變量后機構投資者持股比例系數(shù)顯著為負，即穩(wěn)健性結果表明機構投資者持股比例和并購溢價呈顯著負相關關系。（2）替換被解釋變量。選取“（交易總價值-目標方的凈資產(chǎn)×轉(zhuǎn)讓比例）/（目標方的凈資產(chǎn)×轉(zhuǎn)讓比例）”作為并購溢價的替代變量，記為Outprice，并重新對模型（1）進行回歸，結果見表7 列（4），機構投資者持股比例系數(shù)仍顯著為負，說明在替換被解釋變量后H1的結論仍然成立。

（三）機制檢驗

1.管理者過度自信。為驗證管理者過度自信這一作用機制的有效性，本文對總經(jīng)理的性別、年齡、學歷、職位4 個指標進行打分，其算數(shù)平均值即為管理者過度自信程度，記為OC?；诮В?022）[28]對于機制檢驗流程的總結進行了機制檢驗，表8 列（2）結果顯示，管理者過度自信與機構投資者持股比例回歸系數(shù)顯著為負，表明機構投資者持股比例越高，越能抑制管理者過度自信。因此，以自身長期收益為導向的機構投資者持股能夠通過對管理者并購行為決策的積極參與降低其過度自信程度，從而減少管理者的短視和機會主義行為，抑制并購溢價。

表8：機制檢驗

2.企業(yè)資本結構偏離度。為驗證企業(yè)資本結構偏離度這一作用機制的有效性，本文參考張博等（2021）[29]的研究，選取企業(yè)資本結構與目標資本結構之間差值的絕對值對資本偏離度進行衡量，并用符號Abs（Dev）表示。表8列（3）結果顯示，機構投資者持股比例回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負，說明機構投資者持股能夠充分發(fā)揮其信息效應，使目標企業(yè)債務水平趨向適中，降低企業(yè)資本偏離度，抑制并購溢價。

（四）異質(zhì)性檢驗

1.企業(yè)所有權性質(zhì)。相比非國有企業(yè)，國有企業(yè)往往兼顧經(jīng)濟效益與社會責任，其內(nèi)部董事會成員也多由政府委派，內(nèi)部監(jiān)督治理作用無法充分發(fā)揮（周紹妮等，2017）[21]。因此，機構投資者持有國有企業(yè)股份時，能夠通過直接或間接途徑有效代替國有企業(yè)內(nèi)部治理，監(jiān)督并購決策及并購后經(jīng)營，制約國有企業(yè)并購活動中有效監(jiān)督不足帶來的負面效應。另外，國有企業(yè)在資金使用及信息資源等方面較非國有企業(yè)更具優(yōu)勢，更能強化機構投資者資源優(yōu)勢作用。

據(jù)此，本文針對不同企業(yè)所有權性質(zhì)下機構投資者持股對并購溢價產(chǎn)生的影響做細化討論。表9 列（1）回歸結果為國有企業(yè)樣本，機構投資者持股的回歸系數(shù)為-0.02，且顯著為負；列（2）非國有企業(yè)樣本回歸系數(shù)為-0.032，但并不顯著。這說明與非國有企業(yè)相比，企業(yè)機構投資者引入有效彌補了國有企業(yè)內(nèi)部監(jiān)督缺位或不足的問題，使得國有企業(yè)管理者更加以企業(yè)長期價值為導向做出謹慎的并購出價決策，對并購溢價的抑制作用更加顯著。

表9：異質(zhì)性檢驗

2.股權集中度。由于利益目標不同，管理者往往更加注重短期效益以維護自身職位及收益，從而產(chǎn)生代理成本。股權集中度體現(xiàn)大股東對公司的控制程度，當企業(yè)股權集中度較高時，大股東對企業(yè)管理者的監(jiān)督力更強，更能限制管理者的機會主義行為，從而使管理者能夠更加主動承擔決策風險，自主協(xié)調(diào)自身利益、股東利益及企業(yè)發(fā)展利益。因此，機構投資者持有股權集中度更高企業(yè)的股份將會強化其對管理者的監(jiān)督力度和激勵程度，使管理層做出更加謹慎的并購定價決策，從而有效抑制高并購溢價現(xiàn)象的出現(xiàn)。

據(jù)此，本文以第一大股東持股比例與第二至第十大股東持股比例的比值測度股權集中度，若該比值小于1，則視為股權分散企業(yè)，否則視為股權集中企業(yè)，并以此對樣本進行分組回歸。表9 列（3）為股權集中企業(yè)樣本的回歸結果，其機構投資者持股比例系數(shù)的絕對值較股權分散企業(yè)更大，并顯著為負；列（4）為股權分散企業(yè)樣本回歸結果，機構投資者持股比例回歸系數(shù)絕對值較股權集中企業(yè)更小且不顯著，表明在股權較為集中的企業(yè)中，投資者由于能夠及時獲取企業(yè)的經(jīng)營管理狀況，對管理者有著更強的監(jiān)督力，對管理者的行為決策有更積極的治理效應，對并購溢價有更強的抑制作用。

3.信息環(huán)境。信息環(huán)境既影響企業(yè)自身投資決策，也影響外部投資者的投資決策。良好的信息環(huán)境意味著外部投資者能更好地掌握企業(yè)的經(jīng)營狀況，也能夠減少外部環(huán)境不確定性對投資決策的負面影響。當企業(yè)外部信息環(huán)境較好時，機構投資者能夠及時有效的識別企業(yè)經(jīng)營狀況，幫助持股企業(yè)監(jiān)督并減少其管理者的機會主義行為，改善企業(yè)面臨的發(fā)展困境，提高決策有效性，從而保證機構投資者自身投資收益。

基于以上分析，本文參考潘越等（2011）[4]的研究，采用跟蹤上市公司的分析師人數(shù)衡量企業(yè)外部信息環(huán)境。本文以每年度企業(yè)分析師關注度的中位數(shù)為界限，將樣本分為高分析師關注度和低分析師關注度樣本組進行分組回歸。表9 列（5）、（6）分別為高分析師關注度與低分析師關注度樣本的回歸結果。對于分析師關注度較高，即信息環(huán)境較好的企業(yè)，機構投資者持股對于并購溢價的抑制作用更加顯著。這說明較好的信息環(huán)境加強了分析師和投資者對公司的監(jiān)督，管理者為了避免暴露自身短視行為和捂盤動機，會減少短視投資，從而抑制高并購溢價現(xiàn)象的出現(xiàn)。

五、進一步分析

（一）機構投資者異質(zhì)性與并購溢價

考慮到不同類型的機構投資者股東參與公司治理的積極程度也有較大差異，因此，若在討論機構投資者持股與企業(yè)并購溢價關系的過程中不考慮其異質(zhì)性，可能會遮掩部分機構投資者的作用。因此，本文參考周紹妮等（2017）[21]的研究，采用換手率指標將其劃分為穩(wěn)定型（長期持有上市公司股份且股票交易不頻繁）投資者與交易型（短期持股且頻繁進行股票交易）投資者。具體地，首先，計算每一個機構投資者2009—2021 年每半年度累計買進和賣出的股票總資產(chǎn)；其次，根據(jù)投資者k 在t 期累計買入和賣出的股票總市值計算出機構投資者k 的平均換手率；最后，根據(jù)平均換手率高低劃分機構投資者，穩(wěn)定型機構投資者持股比例記作StableInv，交易型機構投資者持股比例記作TransInv，并驗證異質(zhì)機構投資者對企業(yè)并購溢價的不同影響。

表10 檢驗了異質(zhì)機構投資者與企業(yè)并購溢價的關系，結果顯示，穩(wěn)定型機構投資者持股比例越高，越能抑制企業(yè)并購溢價?？赡艿脑蛟谟冢噍^于交易型機構投資者，穩(wěn)定型機構投資者通常為戰(zhàn)略投資者，不會頻繁地進行股票交易，對于上市公司的狀況有更為深入的了解，更有動機和能力通過“用手投票”的方式積極監(jiān)督管理層，從而提高公司治理水平和內(nèi)部管理水平，抑制企業(yè)做出過高溢價水平的并購決策。

表10：機構投資者異質(zhì)性與并購溢價

（二）并購溢價與并購績效

并購交易熱潮下，并購重組門檻不斷降低，高溢價并購成為上市公司并購重組新常態(tài)。因此，本文在原有控制變量的基礎上進一步控制了機構投資者持股比例，嘗試考察并購溢價如何影響長短期并購績效，即探討高溢價的績效反應。本文以首次公告日前后5個交易日內(nèi)持有并購方股票的累計超額回報率作為短期并購績效（CAR）的衡量指標，以首次公告日后12個月內(nèi)持有并購方股票的持有期收益率作為長期并購績效（BHAR）的衡量指標，并分別以二者為被解釋變量重新對模型（1）進行回歸。

具體地，短期與長期并購績效的計算公式分別如下：

其中，Ri,t代表并購企業(yè)i在第t天的實際收益率，Rm,t代表第t日市場m的日回報率；CAR為并購事件短期窗口內(nèi)每天超額收益率的累計和，取短期窗口為（-5，5）可得到被解釋變量CAR。

其中，Ri,t代表并購企業(yè)i在并購后第t月的實際收益率，Rp,t代表并購后第t月投資組合p的月回報率。當T=1 時，BHAR代表并購后1個月的持有期收益率。

表11 列（1）說明了并購溢價與短期并購績效的回歸結果，可見對于短期并購績效而言，在并購首次公告日前后5 天，解釋變量并購溢價的系數(shù)在5%水平下顯著為正，表明并購溢價越高，并購短期績效越好。而列（2）顯示并購溢價與長期并購績效并無顯著關系。本文推測由于投資者在做出并購決策時具有追高心理，較高并購溢價的決定也許正表明主并方評定目標公司有較高的質(zhì)量及優(yōu)質(zhì)的資產(chǎn)，因此，高并購溢價短期內(nèi)能夠使得并購市場績效得到提升；但由于企業(yè)并購行為及并購后的資源信息整合的復雜性，從長期來看，并購績效更加取決于主并企業(yè)自身的整合能力與經(jīng)營運作水平，而與并購溢價水平的高低無明顯關系。

表11：并購溢價與并購績效

六、研究結論與啟示

在中國并購市場愈加活躍、并購出價泡沫化現(xiàn)象頻發(fā)的背景下，本文選取2009—2021 年中國上市公司樣本，研究機構投資者持股對并購溢價的影響，并進一步對其傳導機制進行探討。研究結果表明：（1）機構投資者持股對并購溢價有顯著的抑制作用。（2）機制研究表明，機構投資者持股能夠通過抑制管理者過度自信、改善企業(yè)資本結構抑制企業(yè)并購溢價。（3）異質(zhì)性研究表明，機構投資者持股對并購溢價的抑制效應在國有企業(yè)、股權較為集中以及所處信息環(huán)境較好的企業(yè)中更加顯著。（4）進一步分析發(fā)現(xiàn)，穩(wěn)定型機構投資者持股比例越高，越能抑制企業(yè)的高溢價并購。（5）高并購溢價對短期并購績效有促進作用，而與長期并購績效無顯著關聯(lián)。

本文結論對于我們厘清機構投資者持股與并購溢價的關系及其作用機制具有積極作用，具有如下實踐啟示：（1）基于機構投資者持股與并購溢價的關系，上市企業(yè)應該加強與機構投資者的溝通與協(xié)作，充分利用機構投資者的信息優(yōu)勢和專業(yè)能力，提高并購決策的科學性和合理性，避免支付過高的并購溢價，降低并購風險和成本。而政府和監(jiān)管部門也應進一步完善資本市場的法制環(huán)境，保護機構投資者的合法權益，鼓勵機構投資者積極參與上市企業(yè)的并購重組，發(fā)揮其專業(yè)化、長期化和價值化的投資理念優(yōu)勢，提高并購交易的效率和質(zhì)量。（2）基于機構投資者持股抑制并購溢價的作用機制，政府和監(jiān)管部門應完善上市企業(yè)的激勵約束機制，防止管理層濫用職權，遏制管理層的過度自信行為，促進管理層與股東利益的一致性；應優(yōu)化上市企業(yè)的融資結構，引導企業(yè)合理配置資本，避免資本結構偏離，提高資本使用效率和收益率。（3）基于企業(yè)自身特征及內(nèi)外部治理環(huán)境對機構投資者持股與并購溢價關系的影響，國有企業(yè)、股權較為集中以及信息環(huán)境較好的企業(yè)應該更加重視引入機構投資者，充分發(fā)揮其在提高公司治理水平、抑制并購溢價方面的作用，以增強自身的競爭力和創(chuàng)新力。（4）基于進一步分析，企業(yè)應考慮引入穩(wěn)定型機構投資者，以提高并購效率和并購質(zhì)量。同時也應注意與機構投資者保持良好溝通，避免因利益沖突而導致并購失敗，以致?lián)p失企業(yè)價值。另外，機構投資者也應樹立社會責任感和長期價值觀，不僅關注短期并購績效，還應通過有效的監(jiān)督和激勵機制，促進持股企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。