機構(gòu)投資者持股對農(nóng)業(yè)上市公司績效的影響

1、    機構(gòu)投資者持股對農(nóng)業(yè)上市公司績效的影響    張桂麗李小健摘要： 自2006年上市公司實施股權(quán)分置改革以來，機構(gòu)投資者所持a股市值日益增加，機構(gòu)投資者對上市公司的經(jīng)營和治理也發(fā)揮著日益重要的作用。以農(nóng)業(yè)上市公司為例，以機構(gòu)投資者參與公司治理對企業(yè)績效的影響為研究主題，選取20072011年滬、深兩市農(nóng)業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，運用多元回歸方法實證分析機構(gòu)投資者持股對農(nóng)業(yè)上市公司績效的影響。實證結(jié)果表明，機構(gòu)投資者持股對農(nóng)業(yè)上市公司績效有顯著促進作用，并存在內(nèi)生性問題；機構(gòu)投資者對公司影響力的大小受第一大股東制約，減持第一大股東持股，加強股權(quán)制約有利于提高農(nóng)

2、業(yè)上市公司績效。關(guān)鍵詞：機構(gòu)投資者； 農(nóng)業(yè)上市公司； 公司績效：f271.5：a ：1009-9107（2014）05-0145-05一、研究意義機構(gòu)投資者通?？梢酝ㄟ^其對于長期投資和價值投資的偏好，形成一種重要的公司外部治理機制，從而對上市公司的治理發(fā)揮積極作用，進而改善公司績效。2007年底我國股權(quán)分置改革基本完成，機構(gòu)投資者參與公司治理的能力進一步得到增強，從而對公司業(yè)績的影響也日益重要。農(nóng)業(yè)上市公司是我國證券市場一個重要和特殊的板塊，是促進第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和技術(shù)，帶動農(nóng)民增收、農(nóng)業(yè)增效的先驅(qū)和橋梁，其發(fā)展狀況是我國上市公司和整個國民經(jīng)濟的重中之重。從滬深證券市場數(shù)據(jù)來看，到2

3、012年底，我國上市公司有2 487家，農(nóng)業(yè)類公司有46家，僅占不到2%，這與我國農(nóng)業(yè)的基礎(chǔ)地位極不相稱，而且上市公司的績效也不理想。因此農(nóng)業(yè)上市公司健康發(fā)展和績效提高就成為學界研究的主題。林樂芬1以農(nóng)業(yè)上市公司為例研究了股權(quán)集中度對公司業(yè)績的影響，得出減持第一大股東持股比例尤其是減持國有第一大股東持股比例，建立適當?shù)墓蓹?quán)制衡機制，有利于公司績效的提高和公司治理機制的完善的結(jié)論。穆林娟、張紅2以20012005年深滬兩市前十大股東中有機構(gòu)投資者持股和沒有機構(gòu)投資者持股的上市公司為研究樣本，分析得出機構(gòu)投資者投資后的公司業(yè)績顯著地高于投資前的公司業(yè)績，機構(gòu)投資者不僅是“價值發(fā)現(xiàn)者”也是“價值創(chuàng)造

4、者”。當企業(yè)業(yè)績較差時，機構(gòu)投資者可以通過私下協(xié)議的方式直接要求企業(yè)修改管理層薪酬計劃，然而，一旦缺乏有效的激勵或監(jiān)督方面的內(nèi)在制度安排，管理層就很可能出于自身私利而凌駕于內(nèi)部控制之上，輕易地實現(xiàn)建立“經(jīng)理帝國”的愿望，導致投資過度或不足，進而降低企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績3。我國國內(nèi)關(guān)于這方面的研究由于本身制度和實際操作的原因起步較晚，在研究農(nóng)業(yè)上市公司績效的文章中缺少對機構(gòu)投資者的深入研究，對于兩者關(guān)系的研究更是少之又少，綜上，研究我國農(nóng)業(yè)上市公司的機構(gòu)投資者持股對公司績效的影響就顯得十分必要和重要。二、研究設(shè)計（一）數(shù)據(jù)來源為避免股權(quán)分置改革和新會計準則實施所造成的財務(wù)數(shù)據(jù)計算不一致對樣本所帶來的影

5、響，本文選取2007年至2011年5年滬深兩市46家農(nóng)業(yè)類上市公司為研究對象，農(nóng)業(yè)上市公司是指中國證監(jiān)會根據(jù)上市公司行業(yè)分類指引中界定的農(nóng)、林、牧、副、漁的a股上市公司。機構(gòu)投資者的定義中涵蓋了證券投資基金、社?；?、保險公司、信托投資公司、財務(wù)公司、合格境外機構(gòu)投資者（qfii）和銀行基金等在內(nèi)的廣泛投資者。在樣本篩選中，剔除了以下不合格樣本：（1）前十大股東中5年都沒有機構(gòu)投資者持股的公司；（2）變量缺失或信息披露不完整的公司；（3）業(yè)績不穩(wěn)定的st類公司。本文保留了2007年之后上市的樣本公司，最后得到32家農(nóng)業(yè)上市公司的160個觀測值。本文數(shù)據(jù)來自銳思數(shù)據(jù)庫及上市公司披露的年度財務(wù)報告

6、。（二）提出假設(shè)農(nóng)業(yè)上市公司是我國證券市場和政策關(guān)注的焦點，盡管有外部的政策傾斜，但是內(nèi)部經(jīng)營管理和治理確實關(guān)鍵，股權(quán)結(jié)構(gòu)決定著公司的所有權(quán)和控制權(quán)的分配，對經(jīng)營績效有著重要的影響。機構(gòu)投資者在上市公司中持股，必然影響企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績。機構(gòu)投資者的加入也必然會影響農(nóng)業(yè)上市公司的經(jīng)營效果，根據(jù)這一理論，本文提出：假設(shè)1：機構(gòu)投資者持股比例的提高會帶來農(nóng)業(yè)上市公司績效的提高，并通過績效指標反映出來。當然，機構(gòu)投資者相對個人投資者，具有更專業(yè)的分析和技術(shù)能力，并以提高自身利益為出發(fā)點，在這一前提下，他們會選擇更有發(fā)展實力和潛力的公司來實現(xiàn)其投資目的，因此，在公司選擇上，業(yè)績好的就會成為首選，因此，本文

7、提出：假設(shè)2：機構(gòu)投資者持股受農(nóng)業(yè)上市公司績效的影響，即兩者存在內(nèi)生性。盡管目前我國機構(gòu)投資者有了一定的發(fā)展和實力，越來越多的參與到公司治理當中，但是由于農(nóng)業(yè)在我國的特殊性和政策環(huán)境限制，農(nóng)業(yè)上市公司的治理結(jié)構(gòu)和股權(quán)結(jié)構(gòu)在其影響下“一股獨大”的特征非常明顯，從而制約了公司的發(fā)展4，因此減少第一大股東的控制，提高機構(gòu)投資者對大股東的制約成為我們研究的內(nèi)容，因此，本文提出：假設(shè)3：機構(gòu)投資者的相對持股比例即對大股東的股權(quán)制衡度會影響農(nóng)業(yè)上市公司的績效。在指標選取上，公司績效采用凈資產(chǎn)收益率（roe），該指標用以反映股東權(quán)益的收益水平，指標值越高，說明投資帶來的收益越高5。機構(gòu)投資者持股比例（isr

8、）采用農(nóng)業(yè)上市公司前十大股東中機構(gòu)投資者持股比例之和。機構(gòu)投資者持股相對比例即股權(quán)制衡度（inz）采用機構(gòu)投資者與第一大股東持股比例之比來計算獲得。控制變量上，本文采用了公司規(guī)模（lna）、資產(chǎn)負債率（lev）和主營業(yè)務(wù)收入增長率（mbiir）來減少外在因素對研究結(jié)果的影響。（三）模型設(shè)立根據(jù)假設(shè)，設(shè)立研究模型：其中，a0， b0， s0為常數(shù)項，ai，bi，si分別為變量的回歸系數(shù)，c為隨機誤差項。roe為凈資產(chǎn)收益率，isr為機構(gòu)投資者持股比例，lna為公司規(guī)模，lev為資產(chǎn)負債率，mbiir為主營業(yè)務(wù)收入增長率。 三、實證分析（一）農(nóng)業(yè)上市公司財務(wù)指標的描述性分析表1為農(nóng)業(yè)上市公司財務(wù)指

9、標描述性統(tǒng)計結(jié)果，從中可以看出，在農(nóng)業(yè)上市公司中機構(gòu)投資者持股比例最大值為32.69%，最低值為0，持股比例的跨度較大，平均值只有6.46%左右，機構(gòu)投資者大部分的持股比例都非常低，處在平均水平之下，而均值位于中位數(shù)的左偏位置，在股權(quán)結(jié)構(gòu)中力量非常薄弱。機構(gòu)持股與第一大股東持股比例之比計算出的股權(quán)制衡度最大值只有1.4%，可以看出機構(gòu)投資者的持股比例與最大股東間的差距也非常大，第一大股東在公訴股權(quán)結(jié)構(gòu)中占據(jù)了絕對優(yōu)勢，擁有絕對的話語權(quán)。（二）回歸分析根據(jù)假設(shè)，運用eviews軟件對模型（1）和模型（2）中機構(gòu)持股比例與公司績效進行回歸分析，從回歸結(jié)果（見表2）可以看出：機構(gòu)投資者持股比例與農(nóng)業(yè)

10、上市公司績效之間的回歸系數(shù)為正，并通過t檢驗，說明機構(gòu)投資者持股對績效有正向影響。調(diào)整后r2為0.31，具有較高的擬合程度，模型的解釋能力比較好，f值為3.5（p=0），線性關(guān)系不顯著。d-w檢驗結(jié)果也在合理范圍內(nèi)。上述結(jié)果表明在控制了對農(nóng)業(yè)上市公司有較大影響的公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率和營業(yè)收入增長率之后，機構(gòu)投資者與公司績效仍然相關(guān)，但影響不大，說明機構(gòu)投資者在前十大股東中的持股比例還沒有達到影響公司績效的程度。（三）穩(wěn)健性檢驗為驗證結(jié)果的可信性，本文也檢驗了以托賓q值作為自變量描述經(jīng)營績效的模型，結(jié)論發(fā)現(xiàn)模型調(diào)整后r2為0.269，擬合程度還算可以，因變量與自變量總體線性關(guān)系較為顯著。假設(shè)1仍

11、成立。四、結(jié)語本文以32家a股農(nóng)業(yè)上市公司20072011年的數(shù)據(jù)為例，研究了機構(gòu)投資者參與股權(quán)結(jié)構(gòu)對公司績效的影響，通過分析得出農(nóng)業(yè)上市公司存在較嚴重的“一股獨大”的現(xiàn)象，機構(gòu)投資者參與持股之后，公司績效指標受到影響并顯示正向作用，機構(gòu)投資者對上市公司的參與也受到公司績效的影響，存在內(nèi)生性現(xiàn)象，但是由于機構(gòu)投資者持股比例很低，與公司績效的關(guān)系并不顯著，對股權(quán)的參與和制衡也沒有產(chǎn)生太大作用，說明農(nóng)業(yè)上市公司與其他行業(yè)不同，由于傳統(tǒng)機制和政策影響，機構(gòu)投資者參與公司治理程度不高，產(chǎn)生的作用還比較小。因此，要提高農(nóng)業(yè)上市公司績效必須目前改變“一股獨大”的現(xiàn)狀，在公司經(jīng)營治理中納入機構(gòu)投資者，并通過

12、提高企業(yè)活力吸引機構(gòu)投資者的持股比例，促進雙方共贏。參考文獻：1林樂芬.農(nóng)業(yè)上市公司股權(quán)集中度與公司績效的實證分析j.南京農(nóng)業(yè)大學學報：社會科學版，2005（9）：16.2穆林娟，張紅.機構(gòu)投資者持股與上市公司業(yè)績相關(guān)性研究j.北京工商大學學報：社會科學版，2008（7）：7682.3李光宇.我國上市公司內(nèi)部控制問題分析j.湖南社會科學，2013（1）：192196.4邵穎紅.股權(quán)制衡與公司治理研究j.同濟大學學報，2003（9）：1 1021 105.5郭明旺，朱思揚.創(chuàng)業(yè)板機構(gòu)投資者投資行為與績效實證研究j.微計算機信息，2010（12）：6163. 三、實證分析（一）農(nóng)業(yè)上市公司財務(wù)指標

13、的描述性分析表1為農(nóng)業(yè)上市公司財務(wù)指標描述性統(tǒng)計結(jié)果，從中可以看出，在農(nóng)業(yè)上市公司中機構(gòu)投資者持股比例最大值為32.69%，最低值為0，持股比例的跨度較大，平均值只有6.46%左右，機構(gòu)投資者大部分的持股比例都非常低，處在平均水平之下，而均值位于中位數(shù)的左偏位置，在股權(quán)結(jié)構(gòu)中力量非常薄弱。機構(gòu)持股與第一大股東持股比例之比計算出的股權(quán)制衡度最大值只有1.4%，可以看出機構(gòu)投資者的持股比例與最大股東間的差距也非常大，第一大股東在公訴股權(quán)結(jié)構(gòu)中占據(jù)了絕對優(yōu)勢，擁有絕對的話語權(quán)。（二）回歸分析根據(jù)假設(shè)，運用eviews軟件對模型（1）和模型（2）中機構(gòu)持股比例與公司績效進行回歸分析，從回歸結(jié)果（見表2

14、）可以看出：機構(gòu)投資者持股比例與農(nóng)業(yè)上市公司績效之間的回歸系數(shù)為正，并通過t檢驗，說明機構(gòu)投資者持股對績效有正向影響。調(diào)整后r2為0.31，具有較高的擬合程度，模型的解釋能力比較好，f值為3.5（p=0），線性關(guān)系不顯著。d-w檢驗結(jié)果也在合理范圍內(nèi)。上述結(jié)果表明在控制了對農(nóng)業(yè)上市公司有較大影響的公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率和營業(yè)收入增長率之后，機構(gòu)投資者與公司績效仍然相關(guān)，但影響不大，說明機構(gòu)投資者在前十大股東中的持股比例還沒有達到影響公司績效的程度。（三）穩(wěn)健性檢驗為驗證結(jié)果的可信性，本文也檢驗了以托賓q值作為自變量描述經(jīng)營績效的模型，結(jié)論發(fā)現(xiàn)模型調(diào)整后r2為0.269，擬合程度還算可以，因變量與

15、自變量總體線性關(guān)系較為顯著。假設(shè)1仍成立。四、結(jié)語本文以32家a股農(nóng)業(yè)上市公司20072011年的數(shù)據(jù)為例，研究了機構(gòu)投資者參與股權(quán)結(jié)構(gòu)對公司績效的影響，通過分析得出農(nóng)業(yè)上市公司存在較嚴重的“一股獨大”的現(xiàn)象，機構(gòu)投資者參與持股之后，公司績效指標受到影響并顯示正向作用，機構(gòu)投資者對上市公司的參與也受到公司績效的影響，存在內(nèi)生性現(xiàn)象，但是由于機構(gòu)投資者持股比例很低，與公司績效的關(guān)系并不顯著，對股權(quán)的參與和制衡也沒有產(chǎn)生太大作用，說明農(nóng)業(yè)上市公司與其他行業(yè)不同，由于傳統(tǒng)機制和政策影響，機構(gòu)投資者參與公司治理程度不高，產(chǎn)生的作用還比較小。因此，要提高農(nóng)業(yè)上市公司績效必須目前改變“一股獨大”的現(xiàn)狀，在

16、公司經(jīng)營治理中納入機構(gòu)投資者，并通過提高企業(yè)活力吸引機構(gòu)投資者的持股比例，促進雙方共贏。參考文獻：1林樂芬.農(nóng)業(yè)上市公司股權(quán)集中度與公司績效的實證分析j.南京農(nóng)業(yè)大學學報：社會科學版，2005（9）：16.2穆林娟，張紅.機構(gòu)投資者持股與上市公司業(yè)績相關(guān)性研究j.北京工商大學學報：社會科學版，2008（7）：7682.3李光宇.我國上市公司內(nèi)部控制問題分析j.湖南社會科學，2013（1）：192196.4邵穎紅.股權(quán)制衡與公司治理研究j.同濟大學學報，2003（9）：1 1021 105.5郭明旺，朱思揚.創(chuàng)業(yè)板機構(gòu)投資者投資行為與績效實證研究j.微計算機信息，2010（12）：6163. 三

17、、實證分析（一）農(nóng)業(yè)上市公司財務(wù)指標的描述性分析表1為農(nóng)業(yè)上市公司財務(wù)指標描述性統(tǒng)計結(jié)果，從中可以看出，在農(nóng)業(yè)上市公司中機構(gòu)投資者持股比例最大值為32.69%，最低值為0，持股比例的跨度較大，平均值只有6.46%左右，機構(gòu)投資者大部分的持股比例都非常低，處在平均水平之下，而均值位于中位數(shù)的左偏位置，在股權(quán)結(jié)構(gòu)中力量非常薄弱。機構(gòu)持股與第一大股東持股比例之比計算出的股權(quán)制衡度最大值只有1.4%，可以看出機構(gòu)投資者的持股比例與最大股東間的差距也非常大，第一大股東在公訴股權(quán)結(jié)構(gòu)中占據(jù)了絕對優(yōu)勢，擁有絕對的話語權(quán)。（二）回歸分析根據(jù)假設(shè)，運用eviews軟件對模型（1）和模型（2）中機構(gòu)持股比例與公司

18、績效進行回歸分析，從回歸結(jié)果（見表2）可以看出：機構(gòu)投資者持股比例與農(nóng)業(yè)上市公司績效之間的回歸系數(shù)為正，并通過t檢驗，說明機構(gòu)投資者持股對績效有正向影響。調(diào)整后r2為0.31，具有較高的擬合程度，模型的解釋能力比較好，f值為3.5（p=0），線性關(guān)系不顯著。d-w檢驗結(jié)果也在合理范圍內(nèi)。上述結(jié)果表明在控制了對農(nóng)業(yè)上市公司有較大影響的公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率和營業(yè)收入增長率之后，機構(gòu)投資者與公司績效仍然相關(guān)，但影響不大，說明機構(gòu)投資者在前十大股東中的持股比例還沒有達到影響公司績效的程度。（三）穩(wěn)健性檢驗為驗證結(jié)果的可信性，本文也檢驗了以托賓q值作為自變量描述經(jīng)營績效的模型，結(jié)論發(fā)現(xiàn)模型調(diào)整后r2為0.269，擬合程度還算可以，因變量與自變量總體線性關(guān)系