摘要：本文基于我國A股非金融類上市公司在2010—2021年機構(gòu)投資者委派董事情況和債券交易數(shù)據(jù)，從機構(gòu)投資者委派董事的角度考察了機構(gòu)股東積極主義對債券信用利差的影響。基準回歸結(jié)果顯示，機構(gòu)投資者委派董事有助于降低債權(quán)人所要求的違約風險溢價，且委派董事規(guī)模越大，公司債券的信用利差越低。機制分析表明，機構(gòu)投資者委派董事可以通過緩解公司代理問題來發(fā)揮監(jiān)督治理效應。異質(zhì)性分析表明，在董事會規(guī)模較小和互動強度較高的公司樣本中，機構(gòu)委派董事對債券信用利差的降低作用更為顯著。

關(guān)鍵詞：機構(gòu)股東積極主義 委派董事 債券信用利差

引言

（一）股東積極主義的定義

股東積極主義是指投資者介入公司經(jīng)營管理并積極行使股東權(quán)利，通過多種渠道參與公司治理，以期提升公司治理水平，提升公司價值和股東投資回報（Jory等，2017）。自20世紀80年代末起，隨著機構(gòu)投資者發(fā)展規(guī)模的壯大及地位的日益提高，越來越多的機構(gòu)投資者不再滿足于“用腳投票”的消極方式，而是采用提交議案、派駐董事等（即所謂“用手投票”）方式，對持股公司的管理層進行監(jiān)督，進而在完善公司治理、緩解委托代理問題等方面發(fā)揮積極作用，即所謂的“機構(gòu)股東積極主義”。

（二）文獻綜述

2020年10月，國務院印發(fā)的《關(guān)于進一步提高上市公司質(zhì)量的意見》提出要“推進董事會成員與機構(gòu)投資者的良好溝通，建立健全投資者參與公司治理的渠道和形式”，強調(diào)從提升信息披露質(zhì)量等方面加強機構(gòu)投資者對上市公司的治理。2023年11月，證監(jiān)會在《資本市場投資端改革行動方案》中提出“制定機構(gòu)投資者參與上市公司治理行為規(guī)則”，以優(yōu)化資本市場投資生態(tài)，提升機構(gòu)投資者參與公司治理的積極性。在這一背景下，一些學者基于我國數(shù)據(jù)考察了機構(gòu)股東積極主義對企業(yè)創(chuàng)新績效、公司審計委員會治理效率、股價崩盤風險的影響；還有一些研究則拓展到中小股東積極主義的公司治理效應（黃澤悅等，2022）。

上述研究主要考察股東積極主義對公司及股東自身利益的影響，尚缺乏對其他利益相關(guān)者特別是對債權(quán)人利益影響的探討。近年來，我國公司債券市場飛速發(fā)展，但受宏觀經(jīng)濟增速放緩、疊加債務集中到期等因素影響，債券“剛性兌付”被打破，債券違約事件屢次發(fā)生。因此，如何加強債券投資者利益保護、防范化解債券違約風險，對于推動債券市場平穩(wěn)發(fā)展、優(yōu)化債券市場定價機制具有重要意義。曾愛民等（2021）用2008—2018 年深交所上市公司股東大會網(wǎng)絡投票數(shù)據(jù)來反映中小股東積極主義的程度，進行實證分析，發(fā)現(xiàn)中小股東積極主義通過提升公司業(yè)績和增強財務穩(wěn)健性，能夠顯著降低公司債券交易信用利差，進而對公司債券持有人財富具有正向溢出效應。相比于中小投資者和個人投資者，機構(gòu)投資者被普遍認為更具有資金、信息和專業(yè)優(yōu)勢以及實施積極主義的意愿和能力（Kang等，2018）。國外較多的研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者能夠約束管理層的不當行為，改善公司治理水平，促進公司績效和長期價值的提升，進而降低債券違約風險和信用利差（Boubaker等，2019）。但也有一些學者認為，機構(gòu)投資b0027945abf783ffbd2d3c921c95ebd5f0b8e435c33a954579678984ed54636c者為追逐短期利益，可能會與高管和大股東進行合謀，難以在公司治理中發(fā)揮積極作用，反而扮演了侵害中小股東和外部投資者利益的角色（Kim等，2019），由此加劇債券持有人對代理沖突的擔憂，導致更高的債務融資成本。

隨著國內(nèi)機構(gòu)投資者規(guī)模的發(fā)展壯大，一些學者開始考察機構(gòu)投資者持股對我國上市公司債務融資的影響，例如林晚發(fā)（2016）發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者整體持股比例越大，公司債務資本成本越低。Wang等（2022）發(fā)現(xiàn)機構(gòu)大股東能夠約束公司控股股東的利益侵占行為和降低信息不對稱，進而顯著降低債券信用利差。Chatterjee等（2023）發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者持有公司股票有助于降低債券發(fā)行人的融資成本，機構(gòu)投資者持股比例增長10％可以降低債券利差約1.6％。遺憾的是，這些研究使用的樣本數(shù)據(jù)均是2017年之前的，而且只是考察機構(gòu)投資者總體持股比例的高低對債券一級市場發(fā)行利差的影響。

與上述文獻不同，本文將樣本期擴展至2021年末，并且選擇“機構(gòu)投資者向上市公司委派董事”為具體的研究對象，考察機構(gòu)股東積極主義對公司債券二級市場交易信用利差的影響。董事會是緩解公司股東與管理層間代理沖突的關(guān)鍵決策機構(gòu)。我國《上市公司治理準則》第七十九條規(guī)定，機構(gòu)投資者可以通過推薦董事人選來發(fā)揮監(jiān)督治理作用。具有股東身份的機構(gòu)投資者向上市公司委派董事，可以及時阻止有損公司經(jīng)營和未來發(fā)展的議案，抑制管理層的短視行為，改善公司經(jīng)營績效，降低債權(quán)人所要求的違約風險溢價，進而降低公司債券信用利差。然而，委派董事也可能更方便機構(gòu)投資者為實現(xiàn)自身股權(quán)回報最大化而與大股東和管理層進行合謀，通過資產(chǎn)替代、股息政策、信息操縱、關(guān)聯(lián)方交易等手段，侵害債券持有者利益，降低公司違約時的清償能力，致使債券信用利差上升?；谖覈緜袌鰯?shù)據(jù)，本文對機構(gòu)投資者向上市公司委派董事對債券信用利差的影響加以實證檢驗。

研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以我國A股上市公司在2010—2021年的機構(gòu)投資者委派董事和債券交易數(shù)據(jù)為初始樣本，并參照張雪瑩和王玉琳（2023）的做法，對樣本進行了如下處理：（1）剔除金融類上市公司；（2）剔除ST、*ST公司；（3）剔除有擔保的債券樣本；（4）剔除債券交易數(shù)據(jù)缺失的樣本。本文對所有連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理，最終得到了384家上市公司對應的2921條樣本數(shù)據(jù)。本文所使用的上市公司董事兼任信息、債券交易數(shù)據(jù)和公司層面數(shù)據(jù)均來自國泰安

數(shù)據(jù)庫。

（二）模型構(gòu)建與指標選取

為考察機構(gòu)投資者通過委派董事對債券信用利差的影響，本文構(gòu)建了以下實證模型：

Spreadi，j，t=β0+β1Direi，t-1+βControlsi，t-1+Year+Industry+εi，t

（1）

其中，被解釋變量Spreadi，j，t為上市公司i發(fā)行的債券j的在t年度的信用利差，本文基于每只債券的月末到期收益率與相同剩余期限國債到期收益率之差計算得到各只債券的月度信用利差，進一步取均值后得到其年度信用利差。核心解釋變量Dire為機構(gòu)投資者派駐董事指標，參照卿小權(quán)等（2023）的做法，本文將在機構(gòu)投資者單位任職并在上市公司擔任董事職務的人員定義為機構(gòu)投資者委派的董事，并從兩個角度構(gòu)建指標Dire。根據(jù)機構(gòu)投資者當年內(nèi)是否派駐董事來設定虛擬變量Dire，若機構(gòu)投資者派駐董事，則Dire取值為1；同時，將機構(gòu)投資者當年內(nèi)派駐董事人數(shù)加1后取自然對數(shù)，得到變量LnDire來度量機構(gòu)投資者派駐董事規(guī)模。若核心解釋變量Dire前的系數(shù)β1顯著為正，說明機構(gòu)投資者向上市公司委派董事將導致債券信用利差上升；若β1顯著為負，則說明機構(gòu)投資者向上市公司委派董事有助于降低債券信用利差。

此外，借鑒已有文獻，上述模型中還加入了描述債券特征、發(fā)行主體特征和地區(qū)宏觀經(jīng)濟發(fā)展等問題的變量，并控制了年份和行業(yè)的固定效應。主要變量選擇及其定義如表1所示。

實證結(jié)果與分析

（一）變量描述性統(tǒng)計

變量描述性統(tǒng)計顯示（見表2），樣本中債券信用利差Spread的均值約為2.366%，最小值約為0.005%，最大值約為23.833%，標準差為2.278。存在機構(gòu)投資者派駐董事的上市公司樣本占比約為25.2%，說明機構(gòu)股東通過委派董事進而參與公司治理的現(xiàn)象較為常見。BondRating的均值為3.072，說明我國在交易所市場發(fā)行的公司債的債券信用評級主要處于AA+區(qū)間。

（二）基準回歸

為檢驗機構(gòu)投資者向上市公司派駐董事對公司債券信用利差的影響，本文分別選取了是否存在機構(gòu)股東派駐董事（Dire）和機構(gòu)股東派駐董事規(guī)模（LnDire）兩個指標并基于模型（1）進行實證檢驗，回歸結(jié)果如表3所示。

估計結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，機構(gòu)股東委派董事變量Dire和LnDire的系數(shù)均為負值，且在1%的水平上顯著，說明機構(gòu)投資者通過向上市公司派駐董事，即采用“用手投票”方式實施股東積極主義，能夠顯著降低公司債券信用利差。具體來看，存在機構(gòu)股東委派董事的上市公司，其債券信用利差降低約21.3BP，同時委派董事規(guī)模每提高1%，債券信用利差降低約0.118BP。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.替換解釋變量

參考蔡貴龍等（2018）的做法，本文分別以機構(gòu)投資者委派董事人數(shù)占董事會人數(shù)的比重DireRatio1，以及占非獨立董事人數(shù)的比重DireRatio2來替代模型（1）中的原有解釋變量Dire。表4中前兩列的實證結(jié)果顯示，替換解釋變量后的回歸結(jié)果依然是穩(wěn)健的。

2.替換被解釋變量

鑒于同一家公司可能發(fā)行多只債券，因此本文以債券發(fā)行規(guī)模占比（1只債券的發(fā)行額占該公司所有債券發(fā)行總額的比重）為權(quán)重對公司所有個券信用利差進行加權(quán)平均，由此得到公司層面的年度加權(quán)債券信用利差FirmSpread，替換原有被解釋變量Spread，并基于模型（1）重新進行檢驗2。表4中后兩列的實證結(jié)果表明，替換被解釋變量后的檢驗結(jié)果也依然穩(wěn)健。

3.基于傾向得分匹配法（PSM）的分析

機構(gòu)投資者是否委派董事可能與其持股比例及公司經(jīng)營狀況相關(guān)，即存在樣本選擇偏差問題。因此，本文采用PSM模型進行穩(wěn)健性檢驗，分別按照1∶1和1∶5的比例進行有放回鄰近匹配和半徑匹配，為實驗組尋找特征相似的對照組，并重新按照基準模型進行回歸。結(jié)果如表5所示，不論是基于有放回鄰近匹配還是半徑匹配，Dire的系數(shù)均在1%水平上顯著為負，說明在重新匹配樣本后，本文的結(jié)論依然成立。

（四）影響機制檢驗

為驗證機構(gòu)投資者委派董事對管理層機會主義行為的監(jiān)督治理作用，本文進一步考察機構(gòu)委派董事對上市公司代理成本的影響。本文使用資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（ATO）和大股東資金占用率（Occupy）來衡量企業(yè)代理成本，資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高，大股東資金占用率越低，表明企業(yè)的代理成本越低。表6中前四列的回歸結(jié)果顯示，機構(gòu)投資者派駐董事以及委派董事規(guī)模越大的公司，資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高且大股東資金占用率越低；后兩列的實證結(jié)果表明公司代理成本越高，其所發(fā)行的債券信用利差越高。表6的檢驗結(jié)果表明機構(gòu)投資者可以通過委派董事來對公司進行監(jiān)督治理，有效緩解代理沖突，從而降低公司債券信用利差。

（五）拓展性研究

1.機構(gòu)大股東持股比例與委派董事的影響

上市公司的機構(gòu)投資者不一定必須通過委派董事也能影響公司治理或重大決策，同時委派董事也需要機構(gòu)股東自身達到一定的持股比例。那么，持股較多的機構(gòu)大股東向上市公司委派董事，是否更有利于其在公司治理中發(fā)揮積極作用，進而降低公司債券的信用利差？

為了回答上述問題，本文參照蔡貴龍等（2018）的做法，根據(jù)非控股第一機構(gòu)大股東持股比例是否超過5%以及機構(gòu)投資者是否委派董事將上市公司樣本劃分為4組3，并構(gòu)造變量Treat。具體來說，若上市公司的非控股第一機構(gòu)大股東持股比例低于5%，但存在機構(gòu)委派董事，則Treat取值為1；若上市公司的非控股第一機構(gòu)大股東持股比例超過5%，但沒有機構(gòu)委派董事，則Treat取值為0。將變量Treat替代模型（1）中的原有解釋變量Dire并重新進行回歸，回歸結(jié)果如表7的第（1）列所示，Treat前的回歸系數(shù)顯著為負，表明相對于機構(gòu)大股東持股比例較高但無董事委派的上市公司，機構(gòu)大股東持股比例較低但具有委派董事公司的債券融資成本更低，從而進一步說明了機構(gòu)大股東通過委派董事參與公司治理，進而發(fā)揮股東積極主義的重要性。此外，基于上市公司的非控股第一機構(gòu)大股東持股比例是否超過10%進行樣本分組后的回歸結(jié)果如表7的第（2）列所示，檢驗結(jié)果依然證實了上述結(jié)論。

2.董事會規(guī)模與機構(gòu)投資者委派董事的影響

根據(jù)上市公司董事會規(guī)模的年度—行業(yè)中位數(shù)，本文將樣本劃分為規(guī)模較大組與較小組。分樣本回歸結(jié)果如表8所示，在董事會規(guī)模較小的分組中，機構(gòu)投資者委派董事與債券信用利差負相關(guān)關(guān)系更為顯著，而在董事會規(guī)模較大的分組中，這一負向影響不再顯著。當董事會規(guī)模較大時，機構(gòu)委派董事對董事會中其他董事的制衡作用較弱，機構(gòu)股東難以憑借其委派董事席位在董事會層面掌握一定話語權(quán)和表決權(quán)，因此董事會規(guī)模的增大削弱了機構(gòu)股東委派董事與債券信用利差間的負相關(guān)關(guān)系。

3.董事會互動強度與機構(gòu)投資者委派董事的影響

借鑒陳仕華和張瑞彬（2020）的做法，本文根據(jù)當年董事會召開會議次數(shù)的年度—行業(yè)中位數(shù)將樣本劃分為互動強度較低組與較高組。表9中的分樣本回歸結(jié)果顯示，在董事會互動強度較高的樣本中，機構(gòu)投資者委派董事對債券信用利差的降低作用更為顯著。具體來說，隨著董事會成員間信息交流頻率的提高，被委派的董事可以充分傳達機構(gòu)股東的治理意見和決策選擇，此時機構(gòu)股東通過委派董事發(fā)揮積極主義的治理效應增強。

啟示

本文從機構(gòu)投資者委派董事的視角，實證檢驗機構(gòu)股東積極主義對債券信用利差的影響?；鶞驶貧w結(jié)果顯示，機構(gòu)投資者可以通過向上市公司委派董事的方式發(fā)揮股東積極主義作用，有助于降低債權(quán)人所要求的違約風險溢價，并且委派董事人數(shù)在上市公司董事會中占比越高，債券信用利差越低。機制研究表明，機構(gòu)投資者委派董事可以通過降低公司代理成本來發(fā)揮監(jiān)督治理作用。異質(zhì)性分析表明，在董事會規(guī)模較小和董事會互動強度較高的公司樣本中，機構(gòu)委派董事對債券信用利差的降低作用更為顯著。

結(jié)合研究結(jié)論，本文提出以下建議：

第一，研究發(fā)現(xiàn)債券持有人整體對機構(gòu)投資者通過委派董事的方式來參與上市公司治理的反應積極。因此相關(guān)部門應充分保障機構(gòu)投資者通過委派董事參與公司治理的基本權(quán)利，鼓勵更多機構(gòu)投資者通過派駐董事合理發(fā)揮監(jiān)督治理作用，降低債權(quán)人的違約風險預期。第二，本文從側(cè)面證實了委派董事也是機構(gòu)投資者發(fā)揮股東積極主義作用的渠道之一，且隨著董事會互動強度的增加，機構(gòu)投資者委派董事對債券信用的降低作用更為顯著。因此上市公司應建立各方積極參與、決策高效的董事會，為機構(gòu)投資者在董事會層面發(fā)揮監(jiān)督治理作用夯實制度基礎，進一步激發(fā)機構(gòu)投資者參與公司治理的積極性。

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