文雯 胡慧杰 李倩

(1.北京外國(guó)語(yǔ)大學(xué)國(guó)際商學(xué)院，北京 100089；2.南開(kāi)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院財(cái)金研究所，天津 300071)

一、引言

自2001年中國(guó)證監(jiān)會(huì)提出“超常規(guī)發(fā)展機(jī)構(gòu)投資者”以來(lái)，中國(guó)機(jī)構(gòu)投資者的數(shù)量和規(guī)模持續(xù)上升，在資本市場(chǎng)上扮演著愈發(fā)重要的角色。2017年，證監(jiān)會(huì)強(qiáng)調(diào)鼓勵(lì)發(fā)展“長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者”，依法規(guī)范和拓展各類(lèi)資金進(jìn)入資本市場(chǎng)的渠道。在一系列政策支持下，機(jī)構(gòu)投資者的組成結(jié)構(gòu)趨于多元和豐富。以中證金融有限責(zé)任公司和中央?yún)R金有限責(zé)任公司為代表的“國(guó)家隊(duì)”1是我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者的典型代表，發(fā)揮著維護(hù)市場(chǎng)穩(wěn)定發(fā)展的重要功能。在2015年中國(guó)資本市場(chǎng)發(fā)生了罕見(jiàn)的“千股跌停”現(xiàn)象時(shí)，“國(guó)家隊(duì)”直接進(jìn)入二級(jí)市場(chǎng)“救市”，對(duì)于提振市場(chǎng)信心、緩解股市流動(dòng)性危機(jī)、維護(hù)金融體系穩(wěn)定起到了重要作用。其后，證監(jiān)會(huì)公告明確指出，“國(guó)家隊(duì)”在若干年內(nèi)不會(huì)退出資本市場(chǎng)，且穩(wěn)定市場(chǎng)的職能不會(huì)發(fā)生變化。2作為長(zhǎng)期參與資本市場(chǎng)的機(jī)構(gòu)投資者，“國(guó)家隊(duì)”除在危機(jī)時(shí)期發(fā)揮“救市”功能外，能否對(duì)企業(yè)日常經(jīng)營(yíng)和公司治理決策產(chǎn)生影響，有待深入探究。

研究機(jī)構(gòu)投資者持股的經(jīng)濟(jì)后果是學(xué)術(shù)界的重點(diǎn)關(guān)注之一。部分研究認(rèn)為，機(jī)構(gòu)投資者在公司治理中扮演著“投機(jī)者”的角色，往往以犧牲企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展為代價(jià)謀求短期利益(Graves and Waddock，1994)[6]，加劇了管理層與股東間的代理沖突。相反，“股東積極主義”觀(guān)認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者能夠積極地參與公司治理，對(duì)抑制管理層的盈余管理行為(Koh，2003)[10]、改善管理層的薪酬結(jié)構(gòu)和水平(Mallin，2012)[12]等具有積極作用。值得注意的是，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要關(guān)注了券商、基金等常規(guī)機(jī)構(gòu)投資者在公司治理中發(fā)揮的作用，而對(duì)“國(guó)家隊(duì)”這種兼具監(jiān)管者職能的特殊機(jī)構(gòu)投資者探討不足。截至目前，僅有研究關(guān)注了“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)股價(jià)尾部系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)、股價(jià)波動(dòng)性(李志生等，2019；王雄元和何雨晴，2020)[20][26]和企業(yè)創(chuàng)新的影響(于雪航和方軍雄，2020)[30]。本文聚焦于“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的影響，能夠?qū)ΜF(xiàn)有研究體系起到拓展和補(bǔ)充的作用。

“國(guó)家隊(duì)”具有較強(qiáng)的投資視野，能夠有效約束管理層機(jī)會(huì)主義行為，提高公司信息透明度，并且傳遞積極投資信號(hào)，進(jìn)而有效降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。具體而言，“國(guó)家隊(duì)”作為堅(jiān)持長(zhǎng)期主義投資理念的外部監(jiān)督者(于雪航和方軍雄，2020)[30]，能夠有效約束管理層短視及機(jī)會(huì)主義行為，避免其做出風(fēng)險(xiǎn)過(guò)大的不合理決策。同時(shí)“國(guó)家隊(duì)”在信息收集和處理方面具有一定優(yōu)勢(shì)(李志生等，2019)[20]，能夠提高企業(yè)的信息透明度，幫助投資者做出真實(shí)的價(jià)值判斷，從而穩(wěn)定公司股票的長(zhǎng)期表現(xiàn)。此外，“國(guó)家隊(duì)”持股往往被視為積極的投資信號(hào)(李志生和金凌，2019)[21]，能夠有效降低企業(yè)的融資成本，使企業(yè)免于遭受因資金短缺而中斷項(xiàng)目的困境，從而降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)(Wang et al.，2012)[16]。

基于此，本文以2015―2019年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，實(shí)證研究“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的影響。本文的邊際貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：第一，從企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)視角拓展了“國(guó)家隊(duì)”持股的經(jīng)濟(jì)后果相關(guān)研究。以往研究認(rèn)為，“國(guó)家隊(duì)”承擔(dān)了危機(jī)時(shí)期的短期“救市者”角色，發(fā)現(xiàn)“國(guó)家隊(duì)”持股可以在資本市場(chǎng)異常波動(dòng)期間降低股價(jià)尾部系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)和股價(jià)波動(dòng)性(李志生等，2019；王雄元和何雨晴，2020)[20][26]。本文發(fā)現(xiàn)“國(guó)家隊(duì)”持股能夠降低企業(yè)的會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)波動(dòng)性和股票市場(chǎng)回報(bào)的波動(dòng)性，說(shuō)明“國(guó)家隊(duì)”作為長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者在公司治理中發(fā)揮了良好的作用，拓展了“國(guó)家隊(duì)”持股的經(jīng)濟(jì)后果研究。第二，補(bǔ)充了具有政府背景的特殊機(jī)構(gòu)投資者對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)影響研究。以往研究主要關(guān)注了漲跌停板制度、融資融券制度等資本市場(chǎng)基礎(chǔ)交易制度以及內(nèi)部控制等微觀(guān)治理機(jī)制對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的影響(方紅星和陳作華，2015；王朝陽(yáng)和王振霞，2017)[17][24]，尚無(wú)文獻(xiàn)探究“國(guó)家隊(duì)”這類(lèi)具有政府背景的特殊機(jī)構(gòu)投資者對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的影響。本文發(fā)現(xiàn)，“國(guó)家隊(duì)”兼具投資者和監(jiān)管者的雙重身份，能夠借助其專(zhuān)業(yè)化的投資經(jīng)驗(yàn)和較強(qiáng)的監(jiān)管能力規(guī)范公司治理，為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的影響因素研究提供了新視角。在實(shí)踐層面上，本文為“國(guó)家隊(duì)”發(fā)揮公司治理效應(yīng)提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，能為防范和化解企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)提供一定的政策啟示。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)機(jī)構(gòu)投資者持股文獻(xiàn)綜述

早期研究認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者在公司治理中扮演了“投機(jī)者”的角色。機(jī)構(gòu)投資者往往會(huì)采取“短線(xiàn)投資”策略，通過(guò)頻繁的二級(jí)市場(chǎng)交易向管理層施加短期業(yè)績(jī)壓力，謀求自身利益最大化(Graves and Waddock，1994)[6]。也有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者存在與管理層或大股東進(jìn)行合謀的動(dòng)機(jī)，成為管理層和大股東謀取私利的“幫兇”(唐清泉等，2005)[23]，嚴(yán)重侵害了其他中小股東的權(quán)益。

相反，部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者在公司治理中扮演了“積極監(jiān)督者”的角色，并形成了“股東積極主義”觀(guān)。機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理的形式多樣，包括發(fā)起董事會(huì)提案、利用輿論影響董事會(huì)決策、提起股東訴訟(Cheng et al.，2010)[4]、完善獨(dú)立董事等制度建設(shè)(吳曉暉和姜彥福，2006)[28]等。機(jī)構(gòu)持股能夠顯著抑制管理層的盈余管理行為(Koh，2003)[10]，改善管理層的薪酬結(jié)構(gòu)和水平(Mallin，2012)[12]，提高企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率，同時(shí)有效改善公司信息環(huán)境，促進(jìn)企業(yè)平穩(wěn)健康發(fā)展。

也有文獻(xiàn)分析了特定類(lèi)型的機(jī)構(gòu)投資者持股發(fā)揮的作用。例如，基金持股可以約束控股股東的利益侵占行為，提升企業(yè)價(jià)值(曾志遠(yuǎn)等，2018)[32]；境外機(jī)構(gòu)投資者持股可以通過(guò)改善公司外部信息環(huán)境、緩解內(nèi)部代理沖突的方式提高企業(yè)的投資效率(莊明明和梁權(quán)熙，2021)[36]。圍繞“國(guó)家隊(duì)”這一特殊的機(jī)構(gòu)投資者，學(xué)者們重點(diǎn)關(guān)注了2015年中國(guó)資本市場(chǎng)異常波動(dòng)期間“國(guó)家隊(duì)”強(qiáng)勢(shì)入市對(duì)資本市場(chǎng)發(fā)揮的作用。研究發(fā)現(xiàn)，短期來(lái)看，“國(guó)家隊(duì)”持股能夠提高資本市場(chǎng)的流動(dòng)性，提振投資者信心，達(dá)到降低股價(jià)的尾部系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)和股價(jià)波動(dòng)性的目的(李志生等，2019；王雄元和何雨晴，2020)[20][26]；而長(zhǎng)期來(lái)看，“國(guó)家隊(duì)”持股公司有效緩解了企業(yè)的融資約束和管理層的委托代理問(wèn)題，從而對(duì)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)揮積極作用(于雪航和方軍雄，2020)[30]。

綜上所述，學(xué)者們對(duì)機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理的途徑及經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)行了較為充分的探討。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多圍繞券商、基金、保險(xiǎn)等常規(guī)機(jī)構(gòu)投資者展開(kāi)研究，對(duì)“國(guó)家隊(duì)”這類(lèi)具有政府背景的特殊機(jī)構(gòu)投資者的研究尚顯不足。

(二)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)文獻(xiàn)綜述

從資本市場(chǎng)交易制度角度看，漲跌停板制度和融資融券制度等均是影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的重要因素。漲跌停板制度和融資融券制度的引入加劇了非理性信息的傳播和市場(chǎng)交易者的情緒波動(dòng)，從而在現(xiàn)階段加劇了企業(yè)的股票市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)(王朝陽(yáng)和王振霞，2017)[24]。而我國(guó)資本市場(chǎng)曾經(jīng)實(shí)施的異常波動(dòng)停牌制度降低了資本市場(chǎng)的信息傳遞效率，使得停牌股票復(fù)牌后的股價(jià)波動(dòng)增大，該制度的取消能夠有效緩解企業(yè)的股票市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)(胡婷等，2017)[19]。

從企業(yè)內(nèi)部治理的角度看，內(nèi)部控制、信息披露和稅收規(guī)避等均會(huì)影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。在內(nèi)部治理機(jī)制方面，良好的內(nèi)部控制能夠有效降低企業(yè)的特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)和系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)(方紅星和陳作華，2015)[17]。就信息披露而言，較高的信息披露水平可以降低企業(yè)的股票市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)(辛清泉等，2014)[29]。張新民等(2019)[34]發(fā)現(xiàn)，稅收規(guī)避會(huì)加劇企業(yè)的信息風(fēng)險(xiǎn)、代理風(fēng)險(xiǎn)和投資風(fēng)險(xiǎn)，為企業(yè)的經(jīng)營(yíng)帶來(lái)較高的不確定性。

總體來(lái)看，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)影響因素的探究日漸豐富。學(xué)者們不斷細(xì)化了資本市場(chǎng)交易制度和企業(yè)治理因素對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的影響，重點(diǎn)關(guān)注了資本市場(chǎng)這一“無(wú)形的手”對(duì)于企業(yè)行為的影響，然而少有文獻(xiàn)涉及危機(jī)時(shí)期政府干預(yù)這一“有形的手”緩解企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的具體影響機(jī)制。本文從“國(guó)家隊(duì)”持股這一特殊視角出發(fā)，進(jìn)一步探索企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的影響因素，從而對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行補(bǔ)充。

三、理論分析和研究假設(shè)

(一)“國(guó)家隊(duì)”持股與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)

與傳統(tǒng)的機(jī)構(gòu)投資者不同，“國(guó)家隊(duì)”具有政府背景，兼具投資者和監(jiān)管者的雙重身份，能夠憑借其價(jià)值投資視野和監(jiān)管能力參與公司治理，有效化解由企業(yè)內(nèi)外部治理機(jī)制引發(fā)的風(fēng)險(xiǎn)。理論上而言，“國(guó)家隊(duì)”持股可以通過(guò)改善公司的信息環(huán)境、降低外部融資約束、緩解管理層代理問(wèn)題的方式來(lái)降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。

首先，“國(guó)家隊(duì)”可以通過(guò)改善公司外部信息環(huán)境來(lái)降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。當(dāng)公司的外部信息環(huán)境較差時(shí)，投資者往往無(wú)法對(duì)公司的真實(shí)價(jià)值做出判斷；而一旦其了解了企業(yè)真實(shí)的經(jīng)營(yíng)狀況，極易在短時(shí)間內(nèi)快速買(mǎi)入或拋售公司股票，從而加劇公司的風(fēng)險(xiǎn)。作為具有政府背景的特殊機(jī)構(gòu)投資者，“國(guó)家隊(duì)”的投資行為具有信號(hào)作用，能夠吸引證券分析師及投資者的關(guān)注(于雪航和方軍雄，2020)[30]。已有研究表明，分析師不僅可以通過(guò)實(shí)地調(diào)研等途徑與管理層進(jìn)行溝通，還能通過(guò)發(fā)布研究報(bào)告等方式向投資者傳達(dá)企業(yè)真實(shí)的經(jīng)營(yíng)信息(Amoozegar et al.，2020)[3]，從而優(yōu)化企業(yè)外部市場(chǎng)環(huán)境，降低內(nèi)外部信息不對(duì)稱(chēng)程度，降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。

其次，“國(guó)家隊(duì)”可以通過(guò)緩解企業(yè)融資約束來(lái)降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。已有研究表明，“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)緩解企業(yè)融資約束具有積極作用。第一，“國(guó)家隊(duì)”持股公司往往被視為積極的投資信號(hào)，對(duì)穩(wěn)定公司股價(jià)、規(guī)范企業(yè)決策起到重要作用(李志生和金凌，2019)[21]，該信號(hào)機(jī)制的存在也會(huì)降低公司的融資成本。第二，“國(guó)家隊(duì)”作為擁有較強(qiáng)信息收集能力和處理能力的機(jī)構(gòu)投資者，能夠緩解公司與外部潛在投資者的信息不對(duì)稱(chēng)問(wèn)題，幫助投資者評(píng)估企業(yè)真實(shí)的經(jīng)營(yíng)狀況，從而有助于企業(yè)獲取外部融資(于雪航和方軍雄，2020)[30]。一般而言，當(dāng)企業(yè)的外部融資成本較低時(shí)，會(huì)較少面臨因資金短缺不得不中斷項(xiàng)目的情況，從而降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)(Wang et al.，2012)[16]。同時(shí)，較低的融資約束可以提高企業(yè)的償債能力，降低企業(yè)陷入財(cái)務(wù)困境的可能性，緩解企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。

再次，“國(guó)家隊(duì)”可以通過(guò)緩解管理層的代理問(wèn)題來(lái)降低財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。根據(jù)委托代理理論，企業(yè)內(nèi)部所有權(quán)和控制權(quán)的分離使管理層以犧牲公司長(zhǎng)遠(yuǎn)利益為代價(jià)滿(mǎn)足個(gè)人私欲(Jensen，1999)[7]，加劇企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)?！皣?guó)家隊(duì)”持股能夠在一定程度上緩解管理層的代理問(wèn)題，從而降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。一方面，“國(guó)家隊(duì)”關(guān)注企業(yè)的長(zhǎng)期穩(wěn)定發(fā)展(于雪航和方軍雄，2020)[30]，不以短期盈利為目的，促使管理層將關(guān)注的重心放在企業(yè)的長(zhǎng)期穩(wěn)定發(fā)展上，從而降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)；另一方面，“國(guó)家隊(duì)”兼具投資者和監(jiān)管者職能，可以對(duì)企業(yè)公開(kāi)披露的信息及交易所問(wèn)詢(xún)結(jié)果進(jìn)行更為充分的分析，通過(guò)董事會(huì)投票、與管理層溝通，甚至是用腳投票的方式進(jìn)行約束。與傳統(tǒng)的機(jī)構(gòu)投資者不同，“國(guó)家隊(duì)”兼具的監(jiān)管者角色使其意見(jiàn)和主張更容易被公司管理層接受。在此影響下，管理層將更加審慎地進(jìn)行決策，減少違規(guī)事件的發(fā)生，從而降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。基于上述分析，本文提出假設(shè)1：

H1：在其他條件一定的情況下，“國(guó)家隊(duì)”持股能夠降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。

(二)“國(guó)家隊(duì)”持股、代理成本與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)

委托代理問(wèn)題是加劇企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的重要成因。在控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)分離的情況下，管理層和股東之間存在利益沖突，管理層可能會(huì)以犧牲股東利益為代價(jià)去滿(mǎn)足個(gè)人私利(Jensen，1999)[7]，造成公司投資效率低下、股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)增加(王化成等，2015)[25]等不良后果，加劇企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。本文認(rèn)為，“國(guó)家隊(duì)”在持股過(guò)程中承擔(dān)了“長(zhǎng)期監(jiān)督者”的職責(zé)，能夠有效緩解管理層的短視問(wèn)題，督促管理層將關(guān)注重心放在企業(yè)的長(zhǎng)期穩(wěn)定發(fā)展而非短期逐利上，從而幫助企業(yè)穩(wěn)定會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)及資本市場(chǎng)表現(xiàn)，降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。因而本文預(yù)期，“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的緩解作用在代理成本較高的企業(yè)中更顯著?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設(shè)2：

H2：企業(yè)代理成本越高，“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用越強(qiáng)。

(三)“國(guó)家隊(duì)”持股、信息透明度與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)

信息透明度影響信息傳遞效率和資源配置效率。當(dāng)企業(yè)信息透明度較低時(shí)，外部投資者與企業(yè)內(nèi)部人之間的信息不對(duì)稱(chēng)程度較為嚴(yán)重，投資者難以對(duì)管理層及大股東實(shí)施良好的監(jiān)督，從而增加了內(nèi)部人舞弊和“掏空”的風(fēng)險(xiǎn)。因此，管理層更有可能出于自利動(dòng)機(jī)進(jìn)行機(jī)會(huì)主義行為，加劇企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)，當(dāng)信息透明度較低時(shí)，投資者面臨的噪音干擾越大，信息傳遞效率降低，企業(yè)面臨的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)也會(huì)隨之降低?！皣?guó)家隊(duì)”持股向資本市場(chǎng)傳遞了積極信號(hào)，有助于緩解企業(yè)內(nèi)外部信息不對(duì)稱(chēng)性，起到良好的信息溝通功能。本文預(yù)期，當(dāng)企業(yè)的信息透明度較低時(shí)，“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用更強(qiáng)?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)3：

H3：企業(yè)信息透明度越低，“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用越強(qiáng)。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2015―2019年滬深兩市A股上市公司為研究對(duì)象，構(gòu)建行業(yè)-年份雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行研究。選擇2015年為研究起點(diǎn)的原因在于，“國(guó)家隊(duì)”在2015年資本市場(chǎng)異常波動(dòng)期間開(kāi)始大規(guī)模持股上市公司，且在隨后幾年中持續(xù)發(fā)揮著穩(wěn)定資本市場(chǎng)的作用。由于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)需要前后3年的數(shù)據(jù)，因而本文實(shí)際采用的樣本區(qū)間為2014―2020年。在初始研究樣本的基礎(chǔ)上，本文剔除了金融行業(yè)樣本公司、被特殊處理(ST/*ST)的公司以及相關(guān)數(shù)據(jù)存在缺失值的觀(guān)測(cè)值，最終得到13923個(gè)公司-年度觀(guān)測(cè)值。為避免極端值的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。研究中用到的“國(guó)家隊(duì)”持股數(shù)據(jù)來(lái)自Choice數(shù)據(jù)庫(kù)，其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和公司治理數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。

(二)變量定義

1.企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)

本研究的被解釋變量為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，重點(diǎn)關(guān)注由公司內(nèi)外部治理機(jī)制所帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，體現(xiàn)在公司銷(xiāo)售業(yè)務(wù)、研究與開(kāi)發(fā)、工程項(xiàng)目以及投融資行為等業(yè)務(wù)活動(dòng)中(方紅星和陳作華，2015)[17]。理論上，企業(yè)所面臨的這些由經(jīng)營(yíng)管理和投融資活動(dòng)等所帶來(lái)的不確定性最終均會(huì)反映為未來(lái)收益的波動(dòng)，即表現(xiàn)為較高的會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)波動(dòng)性(即財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn))和股票回報(bào)率波動(dòng)性(即股票市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn))。參考已有文獻(xiàn)(John et al.，2008；張敏等，2015；耿云江和王麗瓊，2019)[8][33][18]的做法，本文用企業(yè)前后3年經(jīng)行業(yè)均值調(diào)整的總資產(chǎn)報(bào)酬率和考慮股票紅利再投資的股票回報(bào)率的標(biāo)準(zhǔn)差衡量，分別記為RISK1和RISK2。當(dāng)公司的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和股票市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)較高時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)RISK1和RISK2也越大。

2.“國(guó)家隊(duì)”持股

本文的解釋變量為“國(guó)家隊(duì)”持股。根據(jù)Choice數(shù)據(jù)庫(kù)的統(tǒng)計(jì)，“國(guó)家隊(duì)”主要包括中國(guó)證券金融股份有限公司、中央?yún)R金投資有限公司及其資產(chǎn)管理公司、五只公募救市基金和國(guó)家外管局旗下投資平臺(tái)四個(gè)部分。采用兩種方式度量：(1)NAT為“國(guó)家隊(duì)”持股啞變量，若當(dāng)期“國(guó)家隊(duì)”持有上市公司股份則取值1，否則為0；(2)NAP代表“國(guó)家隊(duì)”持股比例變量，采用當(dāng)年末“國(guó)家隊(duì)”持股數(shù)量除以企業(yè)總股數(shù)來(lái)衡量。

3.代理成本

考慮到管理層持股是推動(dòng)管理層與股東利益趨同、緩解委托代理沖突的重要途徑，本文以管理層持股比例(MANO)作為委托代理問(wèn)題的代理變量，即管理層持股占企業(yè)全部股數(shù)的比值。管理層持股比例越高，企業(yè)面臨的代理問(wèn)題越小。

4.信息透明度

借鑒王化成等(2015)[25]的研究，本文采用操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)(DACC)作為信息透明度的代理變量。操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)采用修正的Jones模型進(jìn)行計(jì)算(Dechow et al.，1995)[5]，該指標(biāo)越大，意味著公司的信息透明度越低。

5.控制變量

參照耿云江和王麗瓊(2019)[18]、方紅星和陳作華(2015)[17]等的研究，本文還控制了其他影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的因素，包括企業(yè)規(guī)模(SIZE)、盈利能力(ROA)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、股權(quán)集中度(TOP1)、賬市比(BM)、自由現(xiàn)金流(FCF)、其他機(jī)構(gòu)投資者持股比例(INSTO)、董事會(huì)人數(shù)(BOARD)、企業(yè)年齡(AGE)、四大審計(jì)(BIG4)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)等。此外，本文還控制了年份固定效應(yīng)(YEAR)和行業(yè)固定效應(yīng)(IND)，其中，行業(yè)分類(lèi)依據(jù)上市公司行業(yè)分類(lèi)指引(2012)，并對(duì)制造業(yè)取兩位代碼進(jìn)行細(xì)分。

本文的主要變量定義見(jiàn)表1。

表1 主要變量定義

(三)模型設(shè)定

為檢驗(yàn)假設(shè)1，構(gòu)建回歸模型(1)。為了降低面板數(shù)據(jù)估計(jì)方法對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤的估計(jì)偏誤，模型標(biāo)準(zhǔn)誤均進(jìn)行了公司層面的聚類(lèi)調(diào)整(Petersen，2009)[14]。

其中，RISK代表企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，NAT和NAP分別代表“國(guó)家隊(duì)”持股啞變量和“國(guó)家隊(duì)”持股比例，Controls代表控制變量，IND和YEAR分別代表行業(yè)和年份固定效應(yīng)，下標(biāo)i代表個(gè)體企業(yè)，t代表年份，ε代表殘差項(xiàng)。如果假設(shè)1成立，即“國(guó)家隊(duì)”持股顯著降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，預(yù)期α1顯著為負(fù)。

為了檢驗(yàn)假設(shè)2，即代理成本在“國(guó)家隊(duì)”持股與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文在模型(1)的基礎(chǔ)上加入了管理層持股比例(MANO)及“國(guó)家隊(duì)”持股與管理層持股比例的交乘項(xiàng)(NAT×MANO和NAP×MANO)，建立模型(2)。根據(jù)假設(shè)2，即“國(guó)家隊(duì)”持股在管理層持股比例較低的企業(yè)中更為顯著，因而預(yù)期β2顯著為正。

為了檢驗(yàn)假設(shè)3，即信息透明度在“國(guó)家隊(duì)”持股與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，在模型(1)中引入了信息透明度(DACC)及“國(guó)家隊(duì)”持股與信息透明度的交乘項(xiàng)(NAT×DACC和NAP×DACC)，構(gòu)建模型(3)。依照假設(shè)3，“國(guó)家隊(duì)”持股在信息透明度較差的企業(yè)中更為顯著，因而預(yù)期γ2顯著為負(fù)。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)RISK1(RISK2)的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.039(0.281)和0.051(0.242)，說(shuō)明不同企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)水平差異較大?！皣?guó)家隊(duì)”持股啞變量(NAT)的均值為0.359，說(shuō)明有超過(guò)三分之一的公司存在“國(guó)家隊(duì)”持股；“國(guó)家隊(duì)”持股比例(NAP)變量的均值為0.008，最大值為0.076，表明“國(guó)家隊(duì)”持股在各公司之間的比例具有顯著差異性。3

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

1.“國(guó)家隊(duì)”持股與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)

“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的影響結(jié)果匯報(bào)在表3中。其中，第(1)(2)列的被解釋變量為基于企業(yè)會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)計(jì)算得到的盈余波動(dòng)性，即RISK1；第(3)(4)列的被解釋 變量為基于企業(yè)股票市場(chǎng)數(shù)據(jù)計(jì)算得到的盈余波動(dòng)性，即RISK2?；貧w結(jié)果表明，NAT(NAP)的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，說(shuō)明“國(guó)家隊(duì)”作為特殊的機(jī)構(gòu)投資者，能夠積極地參與公司治理，通過(guò)改善公司外部信息環(huán)境、降低融資約束、緩解代理問(wèn)題等方式顯著降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。另外，從經(jīng)濟(jì)意義上，相對(duì)于沒(méi)有“國(guó)家隊(duì)”持股的企業(yè)，存在“國(guó)家隊(duì)”持股的企業(yè)會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)波動(dòng)性(RISK1)降低了0.3%，股票回報(bào)率波動(dòng)性(RISK2)降低了2.7%；且“國(guó)家隊(duì)”持股比例每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差會(huì)導(dǎo)致企業(yè)的RISK1降低4.06%，RISK2降低2.62%。4上述結(jié)果表明，“國(guó)家隊(duì)”持股能夠有效穩(wěn)定企業(yè)的財(cái)務(wù)業(yè)績(jī)和股價(jià)表現(xiàn)，降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，支持了假設(shè)1。

表3 “國(guó)家隊(duì)”持股與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)

2.“國(guó)家隊(duì)”持股、代理成本與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)

表4報(bào)告了假設(shè)2的檢驗(yàn)結(jié)果，即考慮代理成本在“國(guó)家隊(duì)”持股與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文采用管理層持股(MANO)衡量企業(yè)的代理成本，當(dāng)管理層持股比例提高時(shí)，股東與管理層的利益協(xié)同效應(yīng)更強(qiáng)，管理層會(huì)著眼于企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，降低代理成本?；貧w結(jié)果表明，“國(guó)家隊(duì)”持股與管理層持股的交乘項(xiàng)(NAT×MANO和NAP×MANO)的系數(shù)顯著為正，即“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用在管理層持股比例較低、代理問(wèn)題較為嚴(yán)重的企業(yè)中更為顯著，說(shuō)明“國(guó)家隊(duì)”能夠發(fā)揮有效的監(jiān)督職能，緩解企業(yè)的代理沖突，進(jìn)而降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。上述結(jié)果與預(yù)期一致，驗(yàn)證了假設(shè)2。

表4 “國(guó)家隊(duì)”持股、代理成本與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)

3.“國(guó)家隊(duì)”持股、信息透明度與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)

表5報(bào)告了假設(shè)3的檢驗(yàn)結(jié)果，即信息透明度在“國(guó)家隊(duì)”持股與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文采用操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)(DACC)衡量企業(yè)信息透明度，操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)越高代表企業(yè)信息透明度越低。回歸結(jié)果顯示，“國(guó)家隊(duì)”持股與信息透明度交乘項(xiàng)(NAT×DACC和NAP×DACC)的系數(shù)均顯著為負(fù)，說(shuō)明“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用在信息透明度較低的企業(yè)中更為顯著，驗(yàn)證了假設(shè)3。

表5 “國(guó)家隊(duì)”持股、信息透明度與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)傾向評(píng)分匹配與雙重差分法(PSM+DID)

“國(guó)家隊(duì)”持股與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)之間可能存在反向因果問(wèn)題，具體表現(xiàn)為“國(guó)家隊(duì)”在選擇持股對(duì)象時(shí)，更可能選擇風(fēng)險(xiǎn)較低的企業(yè)，即企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)水平會(huì)對(duì)“國(guó)家隊(duì)”的選股產(chǎn)生影響。為了更好地評(píng)估“國(guó)家隊(duì)”持股的經(jīng)濟(jì)后果，本文采用PSM+DID的方法進(jìn)行檢驗(yàn)。

本文以2015年資本市場(chǎng)異常波動(dòng)導(dǎo)致“國(guó)家隊(duì)”大規(guī)模持股非金融企業(yè)為事件沖擊，選擇的處理組樣本為2015年前未被“國(guó)家隊(duì)”持股、2015年開(kāi)始被“國(guó)家隊(duì)”連續(xù)持股的企業(yè)，控制組樣本為從未被“國(guó)家隊(duì)”持股的企業(yè)。在進(jìn)行傾向評(píng)分匹配的過(guò)程中，本文以2013―2014年的觀(guān)測(cè)為初始樣本，采用Probit模型估計(jì)“國(guó)家隊(duì)”持股的傾向性得分，其中加入的匹配變量包括企業(yè)規(guī)模、盈利能力、市賬比、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、自由現(xiàn)金流及行業(yè)和年份啞變量等。本文采用1:1最近鄰有放回的方法，為實(shí)驗(yàn)組匹配到傾向性得分最相近的控制組樣本。平行性檢驗(yàn)結(jié)果表明，匹配后的各協(xié)變量在處理組和控制組中不存在顯著差異。

基于PSM的匹配樣本，建立了如式(4)所示的雙重差分模型：

其中，TREAT為區(qū)分處理組和控制組的啞變量，若在樣本期間內(nèi)公司在2015年前未被“國(guó)家隊(duì)”持股、2015年開(kāi)始被連續(xù)持股則為處理組，取值為1；如果樣本期間內(nèi)“國(guó)家隊(duì)”從未持有公司股票則為控制組樣本，取值為0。POST是區(qū)分“國(guó)家隊(duì)”持股事件發(fā)生前后的啞變量，2015年及以后取值為1，2015年以前POST取值為0。因此，TREAT×POST前的系數(shù)δ1反映了相對(duì)于對(duì)照組公司，處理組公司在“國(guó)家隊(duì)”持股后相對(duì)于持股前在企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)方面的變化情況。如果δ1顯著為負(fù)，表明“國(guó)家隊(duì)”持股可以顯著降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。需要說(shuō)明的是，由于模型(4)已經(jīng)控制了年份固定效應(yīng)(YEAR)和公司固定效應(yīng)(FIRM)，因此無(wú)需再加入?yún)^(qū)分“國(guó)家隊(duì)”持股的啞變量及區(qū)分“國(guó)家隊(duì)”持股事件發(fā)生前后的啞變量。

為了避免其他政策或經(jīng)濟(jì)因素對(duì)本文結(jié)果的干擾，參照于雪航和方軍雄(2020)[30]，本文選取“國(guó)家隊(duì)”持股前后各2年的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。此外，考慮到“國(guó)家隊(duì)”在2015年第三季度首次大規(guī)模持股，其在持股當(dāng)年能否對(duì)被持股公司的治理水平發(fā)揮作用尚不確定，因此剔除了2015年的樣本再次進(jìn)行輔助回歸。DID模型的回歸結(jié)果見(jiàn)表6。列(1)(2)展示了2013―2017年以RISK1和RISK2為被解釋變量的回歸結(jié)果，列(3)(4)在列(1)(2)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步剔除了2015年的樣本。結(jié)果表明，TREAT×POST的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，即“國(guó)家隊(duì)”持股顯著抑制企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，說(shuō)明在控制了潛在的反向因果內(nèi)生性問(wèn)題的影響后，本文結(jié)果依然穩(wěn)健。

表6 傾向評(píng)分匹配與雙重差分法回歸結(jié)果

(二)工具變量法

為了控制遺漏變量帶來(lái)的偏誤，本文將采用工具變量法來(lái)緩解企業(yè)的內(nèi)生性問(wèn)題。本文參考于雪航和方軍雄(2020)[30]，以同行業(yè)同年份“國(guó)家隊(duì)”持股公司的占比為(NA_MEAN)為工具變量，進(jìn)行兩階段回歸，該變量的選取能夠滿(mǎn)足工具變量的相關(guān)性及排他性要求。

表7報(bào)告了工具變量法的估計(jì)結(jié)果。列(1)(2)為第一階段的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，NA_MEAN的系數(shù)均在1%水平下顯著為正，說(shuō)明“國(guó)家隊(duì)”對(duì)同行業(yè)同年份公司投資決策具有相似性。列(3)～(6)報(bào)告了第二階段的回歸結(jié)果，由“國(guó)家隊(duì)”持股變量的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)可知，在考慮了潛在的內(nèi)生性問(wèn)題之后，“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)仍然呈顯著的抑制作用。另外，表7還報(bào)告了用于工具變量可識(shí)別檢驗(yàn)的LM統(tǒng)計(jì)量值和用于弱工具變量檢驗(yàn)的Gragg-Donald WaldF統(tǒng)計(jì)量值，回歸結(jié)果顯示上述兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量的值均遠(yuǎn)超臨界值，證明本文工具變量的選取具有一定的合理性。

表7 工具變量回歸結(jié)果

(三)公司固定效應(yīng)模型

為了控制其他潛在的不隨時(shí)間而變化的影響因素，本文在模型中加入了公司固定效應(yīng)(firm fixed effects)。公司固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果報(bào)告見(jiàn)表8。結(jié)果顯示，控制公司固定效應(yīng)之后，“國(guó)家隊(duì)”持股變量的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明本文的結(jié)果不受遺漏變量偏誤的干擾。

表8 控制公司固定效應(yīng)回歸結(jié)果

(四)改變企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的度量方法

考慮到企業(yè)的利潤(rùn)狀況易受管理層操縱，部分情況下可能難以反映企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的真實(shí)情況，而企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)往往與現(xiàn)金流的斷裂相關(guān)。因此，本文參考周澤將等(2018)[35]的研究，采用前后3年經(jīng)行業(yè)調(diào)整的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量與總資產(chǎn)之比作為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的替代指標(biāo)，記為RISK3。同時(shí)，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)國(guó)家隊(duì)持股變量對(duì)當(dāng)期企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的影響強(qiáng)弱，參考Montgomery and Singh(1984)[13]、羅黨論等(2016)[22]的研究，以企業(yè)的年度beta系數(shù)作為被解釋變量，記為RISK4。表9報(bào)告了基于現(xiàn)金流指標(biāo)和beta系數(shù)度量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的回歸結(jié)果。從中可知，NAT和NAP的估計(jì)系數(shù)在至少5%水平下顯著為負(fù)，表明“國(guó)家隊(duì)”持股降低了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，也說(shuō)明本文的研究結(jié)論不受企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)度量方法的影響。

表9 改變企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)衡量方法的回歸結(jié)果

七、影響機(jī)制檢驗(yàn)

前文分析表明，“國(guó)家隊(duì)”持股能夠顯著抑制企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，接下來(lái)，本文深入探究“國(guó)家隊(duì)”持股潛在的影響機(jī)制。具體而言，本文將基于信息環(huán)境路徑、融資約束路徑、投資效率路徑分析其對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生的影響。

首先，“國(guó)家隊(duì)”持股可以通過(guò)改善公司外部信息環(huán)境的方式來(lái)降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。外部信息環(huán)境的改善能夠加強(qiáng)股東與監(jiān)管機(jī)構(gòu)對(duì)管理層經(jīng)營(yíng)行為的監(jiān)督與控制，從而降低高管機(jī)會(huì)主義行為發(fā)生的可能性，降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)?！皣?guó)家隊(duì)”可以在加強(qiáng)企業(yè)內(nèi)部控制、改善公司財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量的同時(shí)降低資本市場(chǎng)上非理性行為的發(fā)生，從而有效改善公司的外部信息環(huán)境，降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。參照以往研究(Krishnaswami and Subramaniam，1999)[11]，用分析師預(yù)測(cè)分歧度DISP作為企業(yè)外部信息環(huán)境的代理變量。當(dāng)預(yù)測(cè)分歧度較大時(shí)，分析師掌握的公司信息較少或質(zhì)量較差，即反映了外部利益相關(guān)者與公司的信息不對(duì)稱(chēng)程度較高。

其次，“國(guó)家隊(duì)”持股可以通過(guò)緩解企業(yè)融資約束的方式降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。較強(qiáng)的融資約束通常意味著公司可用現(xiàn)金流的規(guī)模較小、資金流動(dòng)性較差，且較難通過(guò)外部融資的方式緩解現(xiàn)金流壓力(Almeida et al.，2004)[2]。公司一旦遭遇沖擊，極易陷入現(xiàn)金流短缺。這將迫使企業(yè)抵押固定資產(chǎn)(Almeida et al.，2006)[1]、采取激進(jìn)財(cái)務(wù)政策，從而導(dǎo)致較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)?！皣?guó)家隊(duì)”持股往往被投資者識(shí)別為積極的投資信號(hào)(李志生和金凌，2019)[21]，能夠降低企業(yè)的融資成本。同時(shí)，作為擁有較強(qiáng)信息收集能力和處理能力的機(jī)構(gòu)投資者，“國(guó)家隊(duì)”能夠緩解公司與外部潛在投資者之間的信息不對(duì)稱(chēng)問(wèn)題，從而有助于企業(yè)獲取外部融資(于雪航和方軍雄，2020)[30]，降低風(fēng)險(xiǎn)。本文參考Kaplan and Zingales(1995)[9]的研究，采用KZ指數(shù)(KZ)度量企業(yè)的融資約束。該指數(shù)越大，即代表企業(yè)面臨的融資約束越強(qiáng)。

再次，“國(guó)家隊(duì)”持股可以通過(guò)提高企業(yè)的投資效率來(lái)降低風(fēng)險(xiǎn)。提高投資效率是緩解代理問(wèn)題的一種形式。低水平的投資效率會(huì)造成公司有限資源的不合理配置(喻坤等，2014)[31]，從而加劇企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。具體而言，當(dāng)公司存在過(guò)度投資問(wèn)題時(shí)，大量資金被投資于凈現(xiàn)值為負(fù)或回報(bào)率低于資本成本的項(xiàng)目，極易使企業(yè)陷入財(cái)務(wù)流動(dòng)性短缺危機(jī)。而當(dāng)公司存在投資不足問(wèn)題時(shí)，企業(yè)的大量資金將被閑置，成長(zhǎng)性及競(jìng)爭(zhēng)力將被大大削弱，難以維持較高的會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)及股價(jià)表現(xiàn)。“國(guó)家隊(duì)”作為特殊的機(jī)構(gòu)投資者，能夠?qū)ζ髽I(yè)的投資行為進(jìn)行監(jiān)督。出于維持企業(yè)長(zhǎng)期穩(wěn)定發(fā)展的投資目標(biāo)，“國(guó)家隊(duì)”有動(dòng)機(jī)且有能力阻止管理層進(jìn)行非效率投資行為，加強(qiáng)企業(yè)資源的合理配置，從而降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。本文借鑒了Richardson(2006)[15]的殘差效率模型，計(jì)算得到企業(yè)的非效率投資水平INVEFF。該指標(biāo)越大，則企業(yè)的非效率投資水平越高，即企業(yè)擁有較低的投資效率。

基于上述分析，借鑒溫忠麟等(2004)[27]提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ吞骄俊皣?guó)家隊(duì)”持股對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的影響機(jī)制。第一步檢驗(yàn)解釋變量對(duì)被解釋變量的影響，第二步檢驗(yàn)解釋變量對(duì)中介變量的影響，第三步檢驗(yàn)解釋變量和中介變量對(duì)被解釋變量的聯(lián)合影響。

表10報(bào)告了中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。Panel A、B和C分別報(bào)告了信息環(huán)境路徑、融資約束路徑和投資效率路徑的檢驗(yàn)結(jié)果。由列(1)(2)可知，NAT(NAP)對(duì)中介變量DISP、KZ和INVEFF的作用顯著為負(fù)，即“國(guó)家隊(duì)”持股可以顯著改善企業(yè)的外部信息環(huán)境，緩解企業(yè)的融資約束，同時(shí)提高企業(yè)的投資效率。列(3)～(6)在模型Panel A的基礎(chǔ)上分別加入了中介因子進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果表明：企業(yè)外部信息環(huán)境越差、融資約束越強(qiáng)、投資效率越低，則企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)越高，這與上文的論述相一致；同時(shí)，相比于Panel A，Panel C中NAT和NAP的回歸系數(shù)在絕對(duì)值上均有所下降，且t統(tǒng)計(jì)量值有所降低，這說(shuō)明信息環(huán)境路徑、融資約束路徑、投資效率路徑的部分中介效應(yīng)是存在的，支持了上文的推測(cè)。另外，本文還計(jì)算了各中介效應(yīng)的SobelZ值，結(jié)果均是顯著的，再次證明上述影響路徑是存在的。

表10 作用機(jī)制檢驗(yàn)

八、結(jié)論與啟示

本文以2015―2019年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，實(shí)證研究“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的影響。研究結(jié)論表明：“國(guó)家隊(duì)”持股能顯著降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，且當(dāng)被持股企業(yè)的代理成本較高或信息透明度較低時(shí)，這一抑制作用更為顯著。作用機(jī)制檢驗(yàn)表明，“國(guó)家隊(duì)”持股主要通過(guò)改善公司信息透明度、緩解融資約束、提高投資效率的方式來(lái)降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。

本文的研究具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。理論上，本文深入分析了“國(guó)家隊(duì)”持股對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的影響，豐富了“國(guó)家隊(duì)”作為長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者發(fā)揮公司治理作用的相關(guān)文獻(xiàn)，同時(shí)從機(jī)構(gòu)持股的視角拓展了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的影響因素研究。實(shí)踐上，本文的研究結(jié)論也為監(jiān)管層提供了政策建議。第一，應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步利用“國(guó)家隊(duì)”在資本市場(chǎng)中發(fā)揮的積極作用，加快我國(guó)市場(chǎng)化改革的進(jìn)程。不同于政府補(bǔ)助等政策措施，“國(guó)家隊(duì)”通過(guò)大規(guī)模持有上市公司股票、參與二級(jí)市場(chǎng)交易等方式影響公司治理，這種市場(chǎng)化的手段對(duì)于加快我國(guó)市場(chǎng)化改革進(jìn)程、促進(jìn)資本市場(chǎng)發(fā)展具有重要意義。第二，本文的結(jié)論也為防范和化解金融風(fēng)險(xiǎn)提供了可能的途徑。黨的十九大報(bào)告指出，要堅(jiān)決打好防范化解重大風(fēng)險(xiǎn)的攻堅(jiān)戰(zhàn)，守住不發(fā)生系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)的底線(xiàn)，不斷提高金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的能力。本文的結(jié)論證明，監(jiān)管層應(yīng)當(dāng)充分發(fā)揮“國(guó)家隊(duì)”在公司治理中作為“長(zhǎng)期主義者”的積極作用，完善相關(guān)法律法規(guī)，嚴(yán)防“國(guó)家隊(duì)”在持股過(guò)程中可能出現(xiàn)的加劇企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的短期套利行為；同時(shí)，應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步發(fā)揮“國(guó)家隊(duì)”在改善公司外部信息環(huán)境、降低企業(yè)融資約束和代理成本等方面的優(yōu)勢(shì)，有效化解由企業(yè)內(nèi)外部治理機(jī)制帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，從而促進(jìn)企業(yè)的健康可持續(xù)發(fā)展，不斷提高企業(yè)價(jià)值。 ■

注釋

1. 借鑒已有文獻(xiàn)(李志生等，2019；李志生和金凌，2019；于雪航和方軍雄，2020)[20][21][30]，“國(guó)家隊(duì)”主要包含中國(guó)證券金融股份有限公司、中央?yún)R金投資有限公司、中央?yún)R金資產(chǎn)管理有限公司、10個(gè)中證金融資產(chǎn)管理計(jì)劃、5個(gè)救市基金和外管局旗下的投資平臺(tái)。

2. 資料來(lái)源：中國(guó)政府網(wǎng)http://www.gov.cn/xinwen/2015-08/14/content_2913171.htm。

3. 需要說(shuō)明的是，描述性統(tǒng)計(jì)中報(bào)告的“國(guó)家隊(duì)”持股比例(NAP)的均值包含了未持股樣本，且為變量縮尾后的數(shù)據(jù)。根據(jù)本文的統(tǒng)計(jì)，在所有被持股公司中，“國(guó)家隊(duì)”的平均持股比例為1.61%，持股比例最高可達(dá)22%。

4. 經(jīng)濟(jì)顯著性的計(jì)算方法為(解釋變量的回歸系數(shù)×解釋變量的標(biāo)準(zhǔn)差)/被解釋變量的標(biāo)準(zhǔn)差。