一、引言
在過去三十多年中，全球主要資本市場的機構投資者獲得了迅猛的發展，并在公司管理中日益發揮著重要的作用。在20世紀80年代之前，西方國家的機構投資者基本上扮演著股東消極主義代表的角色，20世紀80年代，在英美發達國家，機構投資者迅速崛起，使得高度分散的股權結構發生很大的變化，機構投資者所占股份額大幅上升。這一變化使得機構投資者由被動消極的投資者變為積極主動的投資者，華爾街準則失效，機構投資者的投資策略也由“保持距離”（arms length）向“控制導向”（control－oriented）轉變。這一現象被德魯克稱之為“看不見的革命”，也被稱為機構投資者的覺醒。機構投資者持股是提高上市公司業績的一條切實可行的方法。引進機構投資者，一方面可以實現股權的多元化，對國有股股東、法人股股東起到一定的制衡效果，對大股東利用關聯交易等手法侵占上市公司資產、濫用募集資金行為進行監督；另一方面，引進機構投資者，并倡導其對公司治理的積極參與，可以部分緩解上市公司的委托代理問題。此外，機構投資者能夠制造具有前瞻性的信息，引導中小投資者合理投資，優化資金配置的結構流向，有利于提高我國股市的運作效率。因此，在我國機構投資者持股上市公司對于真正完善股東對公司經營者的激勵機制和監督機制具有重要的意義，對于提高上市公司業績也具有很大促進作用。隨著2006年底我國股權分置改革 （以下簡稱“股改政策”）的基本完成和全流通的逐步推進，機構投資者參與公司管理的宏觀環境才逐步發生根本性轉變。那么隨著股權分置改革的完成和越來越多的機構投資者真正參與到上市公司管理之中，其對我國上市公司的治理結構及業績的影響究竟如何？有無達到改革的預期目的與效果？本文對此進行了研究。
二、研究設計
（一）研究假設 在中國，機構投資者目前主要是具有證券自營業務資格的證券經營機構，符合國家有關政策法規的投資管理基金等。所謂機構投資者參與上市公司管理是指機構投資者憑借其所持有的上市公司的股份，以股東的身份參與到上市公司的管理中，通過股東大會（甚至直接進入董事會），對上市公司的日常管理、發展戰略提出自己的看法，促進上市公司改進治理結構以提高公司業績，從而使公司股價上漲而在二級市場上獲利。國內外學者在20世紀80年代之后開始對機構投資者持股對上市公司業績影響進行系統研究，并且許多學者從實證研究角度支持了機構投資者作為相對大股東有利于公司業績的改善，同時實證表明機構投資者近年來持股上市公司參與管理已經變得積極。但是他們也同時認為機構投資者參與公司治理的積極性受到眾多因素的影響。從正面角度來看，機構投資者參與公司治理更多是出于信托責任的積極性以及持股比例的增加，他們更有動機參與公司管理、監督管理層，提升公司業績，從而最大化他們的投資回報。Michael P. Smith（1996）分析了1987年至1993 年間51 家公司因CalPERS的積極主義對公司治理結構的影響，研究表明，股東積極主義在提高公司業績方面是很成功的，而這進一步使得股東財富增加。婁偉（2002）對1998年至2000 年連續三年的基金持股數據與公司價值之間的關系進行回歸分析，得出除由于1998 年基金規模小不支持外，1999年和2000 年的回歸結果都顯著支持基金持股比例與公司價值之間存在正相關關系。向朝進、謝明（2003）實證結果指出國有控股上市公司應當適當減持國有股，讓一定數量的機構投資者持有是最有效率的。王永海等（2007）認為機構投資者參與公司治理的積極性與其投資公司的治理機構完善程度正相關。雖然對于機構投資者對上市公司業績的影響，國內外的專家學者存在著爭議，但是很多的學者認為，機構投資者對上市公司的業績有著正面影響。吳曉暉和姜彥福（2006）選取2000年至2004年的數據，用主營業務總資產收益率衡量公司價值，結果顯示機構投資者的持股比例和公司業績之間存在著顯著的正相關。近幾年來，我國機構投資者種類增多、規模穩步擴大，而且越來越多的機構投資者逐漸參與到上市公司的治理中，并且對上市公司產生積極的影響，取得了較明顯的成果，因此本文做出如下的假設：
假設1：機構投資者的持股比例與上市公司業績正相關
該假設認為，隨著機構投資者對某一家上市公司的持股比例的增加，機構投資者將更加關注該上市公司的業績。他們將采取一定的措施監督上市公司管理層的行為，并盡可能參與到上市公司的經營管理當中，大力促進上市公司業績的提升。
假設2：機構投資者持股對我國上市公司業績產生了積極影響，而上市公司業績對機構投資者的投資選擇沒有影響
該假設表明，機構投資者持股與上市公司業績之間存在因果關系，即因為機構投資者持股并參與上市公司管理才使得上市公司業績有了提高，而與機構投資者選股能力及投資選擇無關。
（二）樣本選取與數據來源 本文實證研究所選取的總樣本是在上海證券交易所上市的1000多家上市公司2006年至2009年的數據。同時為了實證研究的目的，以及保證數據的典型性、有效性，盡可能的避免由于信息披露的不完整給實證研究結果帶來的負面影響，本文對所選擇的樣本進行了篩選，剔除一些不符合要求的樣本，具體的規則如下：剔除所有系統抽樣選出的上市公司中的ST、PT的上市公司；剔除變量信息披露不完整的上市公司；剔除同時發行B股或H股的上市公司，保留只發行A股的公司，以此避免因發行、交易和多重監督約束不同所造成的差異；由于金融保險類上市公司所處行業的特殊性，他們與非金融公司在經營方式、盈利模式等方面存在很大差別，故將其剔除。本文實證研究數據均來自于銳思數據庫，所使用的統計軟件為Eviews5.0。本文實證研究使用截面數據與混合截面數據，截面數據用來反映上市公司連續四年各年度時點上的信息和變化趨勢，混合截面數據用來反映上市公司整體的情況，以及機構投資者持股對上市公司業績的影響的整體分析。按照以上規則整理后得到的樣本數據信息見（表1）。
（三）變量定義和模型建立 本文所實證研究的變量主要包括上市公司業績變量、上市公司機構投資者持股比例變量和控制變量三個部分。（1）被解釋變量。主營業務總資產收益率CROA：該指標為公司主營業務利潤與公司賬面總資產的比值，公司主營業務利潤在會計處理時尚未進行相關費用的攤銷，難以被公司調整。陳小悅等（2001）的研究結果表明，主營業務總資產收益率，即當年主營業務利潤與當年賬面總資產比值（CROA）相對凈資產收益率是一個更為穩定、且較為不易被操縱的指標。基于同樣的考慮，本文選擇CROA代表上市公司業績。（2）解釋變量。機構投資者持股比例（Inst_r）：機構投資者持有上市公司股份占該上市公司所發行流通A股股份的比例。這個比例的高低能反映機構投資者是否有能力和動力來監督和管理所持股的上市公司。（3）控制變量。由于上市公司業績還受很多因素的影響，在實證研究中不能忽視這些因素的作用，因此需要設置控制變量。本文參照鄭愛華，馮曉云和鄭曉華（2010）采用的控制變量指標來進行設置。一股獨大現象和股權集中程度也可能影響企業業績，因此設置第一大股東持股比例（Topl）和第2-5大股東（Top2-Top5）和第6-10大股東（Top6-Top10）持股比例考察第一大股東持股和股權集中度情況。規模效應可能影響到公司業績，因此引入總資產的自然對數（Ln_asset）代表公司規模（Size）。公司業績還會受到債務壓力的影響，因此財務杠桿的影響也需考慮進來，這里以公司的資產負債率（Debt_r）代表財務杠桿（Leverage）影響。相關變量的具體內容見（表2）。為了全面、客觀地分析機構投資者持股是否會對上市公司的業績產生影響，以及產生什么影響，構造了檢驗模型。模型的具體設計如下：CROA=α0+α1Inst_r+α2Top1+α3Top2-5+α4Top6-10+α5 Debt_r +α6 Ln_asset +ε。
模型中，α0為截距，αi（i=1，……，6）為模型回歸系數，ε為隨機誤差項。為了進一步判斷機構投資者持股量與上市公司業績之間的因果關系。究竟這是由于機構投資者因為上市公司業績優良而選擇投資，還是因為機構投資者持股對上市公司業績產生積極影響引起的。因此有必要進一步分析機構投資者持股與公司業績的關系是內生的還是外生的，判斷誰因誰果。為解決這個問題，下面將采用聯立方程組模型來檢驗他們之間的關系，模型的具體設計如下：
Inst_r=β0+β1CROA+β2Inst_r_1+β3Top1+β4Top2-5+β5Top6-10+β6Debt_r+β7Ln_asset+ε1 ①
CROA=γ0+γ1Inst_r+γ2CROA_1+γ3Top1+γ4Top2-5+γ5Top6-10+γ6Debt_r+γ7Ln_asset+ε2 ②
其中β0和γ0為常數，βi和γi（i=1…7）為模型回歸系數，ε（i=l，2）為隨機擾動項。在以上聯立方程模型中，方程①以機構投資者持股比例為因變量，公司業績即主營業務總資產收益率為自變量，考察機構投資者持股比例受公司業績變化的影響，從而判斷機構投資者持股多少是否由上市公司業績決定；同理，方程②以公司業績即主營業務總資產收益率為因變量，機構投資者持股比例為自變量，考察機構資者持股比例對公司業績變化的影響，由此來判斷機構投資者持股是否會對公司業績產生影響。因此，如果β1顯著大于0，則說明機構投資者會因為上市公司業績優良而選擇對其投資；如果γ1顯著大于0，則意味著機構投資者持股對上市公司業績產生了積極影響。
三、實證結果分析
（一）機構投資者持股與公司業績的相關性分析 通過Eviews5.0計量軟件進行回歸分析，得到結果見（表3）。以上統計結果顯示，該模型具有很強的說服力，DW值良好，所以模型不存在自相關問題。但還是得對其是否具有異方差進行進一步的檢驗。通過Eviews5.0的White檢驗，發現各參數及參數的相交項的t值均很小，沒超過臨界值，且系數的p值>0.5，所以模型不存在異方差。通過（表4）顯示的解釋變量、被解釋變量和控制變量的相關關系分析，各變量之間的相關系數均遠小于0.5，所以得出該模型的變量間不存在多重共線性。從（表3）的數據結果可以看到該模型混和截面數據完全通過t檢驗值，同時該混合截面數據的R^2為0.243552，模型擬合優度很好，且F檢驗值152.2178，因此模型具有非常好的說服力。（表3）混合截面數據回歸分析表明，機構投資者持股比例（Inst_r）與主營業務總資產收益率（CROA）存在顯著正相關關系。這一結果表明，機構投資者持股與上市公司業績之間存在統計上的顯著正相關關系。這一結論驗證了以上提出的假設1。
（二）機構投資者持股與公司業績的相互影響分析 由于方程①和方程②在統計上都是過度可識別，因此需采用兩階段最小二乘法（2SLS）進行回歸，運用EViews5.0計量軟件得到檢驗結果如（表5）所示。可以發現：方程①的t檢驗值未通過，變量均不顯著，R2結果異常，p值也很大，所以方程①所對應的模型基本沒有說服力。但不難發現方程②的t檢驗值完全通過，F值在統計上顯著，且DW值符合要求，因此模型具有較好的解釋力。由方程系數可以發現γ1=0.029725大于零，且t檢驗值大于臨界值，所以變量顯著。可見機構投資者持股對我國上市公司業績存在顯著的正效應，而我國上市公司業績對機構投資者持股不存在效應。因此，可以得出結論，機構投資者持股對上市公司業績產生了積極影響，而上市公司業績對機構投資者的投資選擇沒有影響。這一結論驗證了以上提出的假設2。
四、結論與建議
（一）結論 本文通過機構投資者持股我國上市公司的截面數據和混合截面數據，采用回歸分析的統計方法進行實證研究，分析了機構投資者持股對我國上市公司業績的影響，且從共同的檢驗結果來看，機構投資者持股與我國上市公司業績存在統計上的正相關關系，且是機構投資者持股增加使得上市公司業績提高，而與機構投資者的選股能力無關的結論，即機構投資者持股比例高是“因”，而上市公司業績好是“果”，由此驗證了之前提出的假設1和假設2。同時本文的實證研究結論也很充分體現了2006年我國股權分置改革政策與全流通的推行更為機構投資者持股上市公司帶來有力的政策保障，很大程度上促進了機構投資者對上市公司的監督管理。
（二）建議 根據上述結論，本文建議：第一，積極發展機構投資者。應該努力地加強機構投資者教育工作，樹立正確的投資理念和文化，積極的參與到上市公司的管理當中來。同時對機構投資者的資產要實施一定的流動性限制，盡量降低資產的換手率，使機構投資者真正成為穩定市場、管理公司的中堅力量。第二，加大力度健全我國法律法規的建設。健全我國機構投資者投資法律，鼓勵機構投資者在建立資產組合時，從注重長期效益出發，以利潤最大化為目標；或者激勵機構投資者進行風險中性而非風險逃避的投資，使其能夠積極介入公司管理，對公司實施長期投資戰略，從而充分發揮其在公司管理中的積極影響，為提高我國上市公司業績服務。第三，進一步健全和完善我國上市公司的治理結構。保證上市公司董事會的獨立性，建立充分履行其職能的運作機制。加強重視對董事會運作模式尤其是董事會運作實務系統的研究。健全和完善上市公司的治理結構，為機構投資者作用的發揮提供保障。加強股東特別是機構投資者的作用，為機構投資者通過持股提高上市公司業績提供良好的基礎。
