王小雨 刘喜华

（青岛大学经济学院，山东 青岛 266071）

一、引言

国家“十四五”规划提出要“健全多层次资本市场体系，大力发展机构投资者”。在此背景下，机构投资者迅速发展壮大，逐渐在提升资源配置效率、改善公司治理等方面发挥更加积极的作用（Gao 等，2019）[1]。因此，如何推动机构投资者发挥积极的公司治理作用也逐渐成为公司治理理论与实践的核心问题。一方面，机构投资者参与公司治理有利于提高企业的信息透明度（Blankespoor 等，2020）[2]，增加公司会计信息可比性（郭白滢和李瑾，2019）[3]，监督管理层行为决策，减少管理层自利行为，降低代理成本，最终提高公司治理水平。另一方面，机构投资者的投资性行为与投机性行为并存，其也有可能为谋取自身利益而与大股东合谋，侵害中小股东利益，损害持股公司价值（潘越等，2011）[4]，降低公司运营效率（郭晓冬等，2020）[5]。作为重要的市场参与者，机构投资者在政策鼓励与利益驱动下能否凭借自身资源优势和专业素养对持股企业治理产生正向影响，仍值得深入探讨。

并购溢价作为并购交易中的重要参数，反映了主并方对被并方的估值水平，其受公司治理状况的影响较大。近年来，我国资本市场并购溢价泡沫化现象频发，并购定价作为并购交易过程中的重要环节，依然是当今资本市场的重点与热点问题之一。虽然高并购溢价能够在短窗口期内为企业带来较大程度的市场反应，但也可能导致主并方过高地估计被并方的盈利能力，从而造成交易过程中并购溢价与被收购方实际盈利能力的错配，导致企业资金紧张，甚至影响并购后的业绩表现。关于溢价并购的成因，从宏观经济政策角度出发，已有研究指明经济政策不确定性的上升会增加主并方的风险厌恶程度，导致其支付更高的并购溢价；而产业政策的支持会降低主并方的融资成本和竞争压力，使其支付更低水平的并购溢价（赵良玉等，2013）[6]。从微观企业角度出发，管理层特征和公司治理水平会影响主并方的决策偏好和效率，进而影响其对被并方的估值水平（潘爱玲等，2018）[7]；企业财务状况会影响主并方的支付能力和方式，进而影响其对被并方的支付意愿；并购交易特征则会影响并购交易双方的议价能力和博弈结果，进而影响其对交易价格的协商结果（蓝发钦和国文婷，2020）[8]。

在实践中，企业逐渐重视外部治理机制的作用，并有意通过积极引入外部机构投资者参与企业并购以提升自身竞争优势，避免非理性盲目并购。企业管理者在做出并购出价决策时，首先需要合理权衡并购预期收益的可实现性。一般来说，并购预期收益越高，主并企业越愿意支付高水平的并购溢价。然而，主并企业管理者可能受到企业自身治理水平及其他微观特征的影响，在并购决策中对被并方的盈利能力和未来收益的潜在风险产生误判，从而支付过高的非理性溢价（Liu 和Chen，2017）[9]，给企业发展带来负面影响。相反，机构投资者凭借其信息、资金优势及专业投资能力，有意愿通过提交股东预案、行使投票权及公开建议等途径参与企业管理，也有能力识别并购企业的发展潜力，并为持股企业搜寻合理的并购标的，影响持股企业的并购决策。鉴于此，本文将从企业并购视角分析机构投资者持股的治理效应，并探讨其内在作用机理，以期为企业机构投资者的合理引入及交易定价的规范提供经验借鉴。

具体而言，本文以2009—2021 年中国上市企业为研究样本，探究机构投资者对并购溢价的影响及作用机制。研究发现，机构投资者持股显著抑制企业并购溢价，在考虑内生性问题并进行一系列稳健性检验后，结果依旧成立。机制检验表明，机构投资者持股能够通过抑制管理者过度自信、改善企业资本结构，进而抑制并购溢价。异质性研究表明，机构投资者持股对并购溢价的抑制作用在国有企业、股权较为集中及信息环境较好的企业中更加显著。进一步研究表明，稳定型机构投资者持股比例与企业并购溢价显著负相关。另外，高并购溢价对短期并购绩效有促进作用，而与长期并购绩效无关。

与既有文献相比，本文可能的贡献在于：（1）本文在高并购溢价现象常态化背景下，从企业外部治理视角出发，提供了机构投资者持股具有正向治理效应的新证据。与现有文献主要关注机构投资者持股对公司绩效、盈余管理水平、信息披露、融资水平等方面的影响不同，本文以企业并购溢价决策为切入点，进一步从积极监督假说及资源引入两个角度阐明了机构投资者持股对并购溢价水平的影响，丰富了机构投资者参与公司治理的理论研究视角。（2）本文基于管理者过度自信、企业资本偏离度等理论，提出机构投资者持股影响并购溢价的可能途径，能够更好地补充和拓展相关研究，有助于清晰解读机构投资者持股影响并购绩效的内在经济学逻辑。（3）本文进一步根据换手率区分了机构投资者类型，从更加细化的异质性视角拓宽了机构投资者持股与并购溢价关系的研究边界，研究结论是对现有研究的有益补充和拓展。

二、理论分析与研究假设

（一）机构投资者持股与并购溢价

随着经济转型和资本市场全面开放的推进，机构投资者在公司治理中的作用日益凸显。相较个人投资者，机构投资者通常拥有较大的资金规模、较高的专业水平和较丰富的投资经验，对企业管理者决策的监督力和影响力更强，因此，能够推高持股公司股票市场价值并获取满意的利益回报。关于机构投资者持股的经济后果，已有研究主要从监督动机及监督能力两方面展开。就监督动机而言，机构投资者更关注企业的长期价值信息，并通过监督管理层的行为决策保障投资收益。具体地，机构投资者通常以股东身份参加持股公司股东大会，并针对公司的运营战略和管理层的行为决策提出治理意见。从管理层特征来看，机构投资者持股能够通过提升独立董事治理效率（吴晓晖和姜彦福，2006）[10]、提高管理层薪酬业绩敏感性（王会娟和张然，2012）[11]来减少管理层的机会主义动机及损害公司价值的行为。而从公司整体治理角度来看，机构投资者持股有助于提升主并公司的信息披露质量（谭劲松和林雨晨，2016）[12]，降低内部控制缺陷（李万福等，2020）[13]及投资者与上市企业间信息的不对称（陈旭东等，2020）[14]，从而降低公司代理成本，提高企业治理水平。而就监督能力而言，机构投资者在资金、知识、信息及专业人才储备上的优势使其成为专业的投资主体。具体地，机构持股比例越高，越能有效抑制操纵应计利润的盈余管理行为，增强盈余信息真实性，规范上市企业经营；机构投资者自身的信息优势使其能够准确识别价格过高的股票，一方面，可以直接对高估的股价施压，另一方面，也可以震慑管理层的“捂盘”行为，降低股价高估（Yang等，2016）[15]，使其收益预测能力得以体现；从有效治理的角度切入，机构投资者能够预先识别高管薪酬的不公平状态，及时对高管的自利掏空行为进行监督反馈，并发挥积极的监督作用（潘爱玲等，2021）[16]。

并购溢价是主并方支付给标的公司股东的转让价格超过其股权价值的部分。一般来说，当并购方对并购后收益有较高预期时，会倾向于支付较高的并购溢价（潘爱玲等，2018）[7]。然而，并购活动本身具有较大的不确定性和复杂性，若管理者存在机会主义动机，可能会对并购标的和并购收益进行错误评估，导致过高的并购溢价。关于高并购溢价产生的原因，从财务视角看，并购方公司会由于对并购后协同效应带来的收益预期过高而支付较高的并购溢价；然而，有观点指出，只有并购双方经过一段时间的整合后，才能从并购中取得协同效益，即并购溢价的产生与协同效应间并无明显关系（Tsyplakov，2019；Joshi 等，2020）[17，18]。从公司治理角度出发，有学者指出，高管薪酬外部公平性越低，高管越有寻求替代性补偿的动机，并购溢价也就越高（潘爱玲等，2021）[16]；另外，并购方公司董事长忙碌与并购溢价负相关，而目标公司董事忙碌与并购溢价正相关（任力等，2022）[19]。

机构投资者作为重要的公司治理主体，能够通过表决权、质询权等方式积极参与公司治理，监督管理者的并购决策，从而提高企业内部控制有效性，降低代理成本，改善公司整体治理水平（Kabacinski 等，2022）[20]，提高并购质量（周绍妮等，2017）[21]。同时，当管理者在并购活动中意图谋求私利时，有效的内外部公司监督治理机制将会对管理者的自利动机和短视行为起到部分纠正作用，从而减少企业价值损失，促使管理者更加关注公司长期价值发展，避免短视和机会主义行为，减少无效投资，从而抑制高并购溢价的产生。基于以上分析，提出本文的假说1：

H1：机构投资者持股对并购溢价有抑制作用。

（二）机构投资者持股抑制并购溢价的影响机制分析

传统并购理论多数基于“理性人”假说，认为公司管理层是具有充分理性的管理者，是企业的决策主体。但近年来，行为金融学从有限理性的角度出发，强调管理者在行为决策时往往对自身能力或行为风险存在一定程度上的认知偏差，在并购活动中则表现为对并购预期收益的高估以及对投资风险的低估（Sheikh，2019）[22]。具体而言，并购作为企业发展的重要战略，其前期准备、交易过程及后期整合均存在较大的不确定性，此时，对自身管理能力及其所掌握的信息、知识和经验过度自信的管理者在进行并购决策时，通常会因企业并购溢价水平波动较大及不确定性较强而对并购预期收益和并购项目的潜在风险产生误判，从而驱使企业进行频繁、低效的并购行为（Huang 等，2016）[23]，导致为目标企业支付高额并购价款。此时，机构投资者为了自身能够获取更高水平的收益，会通过“用手投票”的方式积极参与公司治理，对管理层及管理层权力进行有效监督制衡，弥补企业内部监督缺位问题，削弱管理层过度自信对并购活动的消极影响，在企业并购决策和定价中扮演重要角色。据此，提出本文的假设2：

H2：机构投资者持股通过抑制管理者过度自信抑制并购溢价。

资本结构指企业债务和权益的组合，是企业经营决策中的重要影响因素。企业在并购实现过程中需要的资本输出能力很大程度上取决于其资本结构是否合理。合理的资本结构在提升企业偿债能力的同时，也能提升企业在并购活动中的融资能力与现金持有水平，降低代理成本，使并购活动得以顺利实现。企业的资本结构决策是一个向目标资本结构不断调整的动态过程，目标资本结构与实际资本结构相近程度越高，视为资本结构表现越合理，资本偏离度越低。资本偏离度主要表现为企业债务水平与目标债务水平之间的差距，债务水平过高或过低均表示资本偏离度较高。资本偏离度越高，企业越可能产生过度杠杆，管理层和股东之间的利益越难协调，在并购活动中越会大大提高代理成本和运营成本，导致企业实际资本结构与其目标资本结构发生偏离。而过度杠杆的收购方为增强并购后自身的债务融资能力，往往会支付更高的溢价（Ang等，2019）[24]。此时，机构投资者持股对目标企业管理者发挥的积极监督作用会抑制其更大限度追求自身利益的行为，并且促使管理者产生调整资本结构的动机，以此避免企业出现过度杠杆，最终避免支付更高溢价。据此，提出本文的假设3：

H3：机构投资者持股通过降低企业资本偏离度抑制并购溢价。

三、研究设计

（一）研究样本与数据来源

本文重点考察2009—2021年沪深A股上市企业机构投资者持股对并购溢价的影响，数据来源于国泰安数据库及万得数据库，并按照以下原则对初始样本进行筛选：（1）剔除金融类上市公司；（2）剔除ST、*ST 以及PT 类公司；（3）剔除主要研究变量存在缺失值的样本；另外，为减少异常值对回归结果的影响，本文对连续变量均进行了上下1%的缩尾处理。经过以上数据处理，最终得到8726个并购事件样本。

（二）模型设定与变量说明

为验证假设H1，本文构建了如下回归模型，其中模型（1）被解释变量为并购溢价（Premium）。关于并购溢价指标，目前普遍使用的测量方法是“（每股收购价格-每股市值）/每股市值”，但鉴于中国资本市场尚未发育成熟，基于股票价格的衡量方法不具有较强的适用性（陈仕华和李维安，2016）[25]，因此，本文借鉴陈仕华和李维安（2016）[25]的研究，以交易价格超出净资产账面价值份额的部分测度并购溢价。解释变量为机构投资者持股（Inv）。以所有机构投资者对公司的持股比例之和测度。Controls为所有控制变量的合集，具体包括企业规模（Size）、财务杠杆（Lev）、总资产净利润率（Roa）、现金流量（Cash）、营业收入增长率（Growth）、管理费用率（Mfee）、大股东资金占用（Occupy）、董事人数（Board）、第一大股东持股比例（Top1）、两权分离度（Sep）、是否四大（Big4）、是否国有企业（Soe）、支付方式（Pay）和并购规模（Mas）。回归模型如下：

其中，λ为行业固定效应，μ为年度固定效应，ε为回归残差。其余变量定义见表1。

表1：主要变量定义

（三）描述性统计分析

表2 列示了变量的描述性统计结果。结果显示，并购溢价的均值为4.144，说明并购溢价现象在样本企业中普遍存在，且整体水平偏高，最小值和最大值分别为-24.773 和107.392，标准差为14.005，说明样本企业支付的并购溢价存在较大差异。另外，机构投资者持股比例均值为45.701%，最小值为0.088%。相对于成熟的资本市场而言，中国机构持股比例仍然偏低，但由于不断扩大开放资本市场，以及对投资者的保护和培育，中国机构投资者持股比例也在逐渐上升，说明部分机构投资者能对参股企业的公司经营决策产生重大影响，但不同规模的机构投资者总体持股差异也较大。

表2：描述性统计

四、实证分析

（一）基准回归

表3 报告了机构投资者持股影响并购溢价的回归结果。在（1）列中，未控制其他控制变量时，机构投资者持股比例与并购溢价的回归系数为-0.021，且在1%的水平上负相关，表明机构投资者持股对并购溢价有显著抑制作用。在（2）—（4）列中，依次分别控制以及同时控制年度和行业固定效应后，机构投资者持股与并购溢价的回归系数仍显著为负。表明机构投资者持股对并购溢价的抑制作用可能源于其积极参与公司治理的动机和能力。由于抛售成本较高，也为保障自身长期收益，机构投资者往往会转向长期投资，成为积极股东并以公司股东的身份参加股东大会，或通过股东大会推举董事会成员，直接参与公司重大战略决策，或对上市公司的经营运作提出建议报告，或以内部人身份监督管理层的行为决策。机构投资者参与公司治理产生的协同效应将大大减少其参与公司治理的单位成本，使其参与公司治理的长远收益远超投资成本，从而使其对持股公司管理层的并购决策发挥更加积极的监督作用，显著抑制企业的并购溢价。因此，假说H1得到验证。

（二）稳健性检验

1.内生性问题。（1）工具变量。为进一步缓解内生性问题对本文结果的影响，本文借鉴尚航标等（2022）[26]的做法，选取分行业分年度的机构投资者持股比例均值作为工具变量（IV）。由于不同机构之间的投资决策相互独立，因此，从理论上来看，持股比例均值符合外生性要求。两阶段最小二乘法（2sls）的回归结果见表4。第一阶段结果显示，工具变量的回归系数为0.477，在1%的水平上显著，表明行业机构持股比例均值越高，机构持股比例越高。同时，第二阶段的回归结果也与基准回归结论一致，进一步说明在克服内生性潜在影响后假说1 成立。此外，LM检验显著拒绝原假设，即不存在识别不足问题；Currentagg-Donald Wald F 统计量为439.733，大于弱工具变量临界值，即拒绝存在弱工具变量的原假设，弱工具变量问题不存在。（2）Heckmen两阶段检验。为纠正可能存在的样本选择偏差问题，本文采用Heckman两阶段模型进行检验。先通过Probit 模型估计逆米尔斯比率（IMR），以检验企业特征变量是否会影响机构投资者持股比例，然后将IMR作为控制变量加入基准回归模型以检验可能存在的选择性偏差对基准回归结论的影响。检验结果显示，IMR并不显著，说明由样本偏差引起的内生性问题对回归结果并无明显影响；同时，机构投资者持股的回归系数仍显著为负，说明原回归结果可信。（3）倾向得分匹配（PSM）。为缓解可能存在的样本选择偏差和遗漏变量等问题，本文采用倾向得分匹配（PSM）法对研究结论进行进一步检验。本文按照1∶1 的最优临近匹配法匹配机构投资者持股比例高和低公司的公司特征并重新确定样本进行检验。构造低机构投资者持股比例的公司组（对照组），对高机构投资者持股比例的公司组（处理组）进行样本匹配，即对高机构投资者持股比例的公司取值1，否则取0，采用Logit 模型对处理组进行二值选择分析。匹配后所有协变量（Size、Lev、Roa、Cash、Growth、Mas）的偏差均在5%之内，且各个协变量均不拒绝处理组与对照组的协变量取值不存在系统性偏差的原假设。同时，t检验以及p值表明处理组和对照组之间不存在显著差异。总体来说，PSM的匹配变量选取较为合理，实证估计结果较为有效。继续对匹配后的样本进行回归，表6 第（1）列和第（2）列结果表明，机构投资者持股对并购溢价起到抑制作用，其中第（1）列回归过程并未控制行业与年份的固定效应。进一步地，第（3）、（4）列回归分别使用了权重不为空的样本以及满足共同支撑假设的样本，第（5）列回归过程使用频数加权回归，各回归结果均显著验证了机构投资者持股对并购溢价的抑制作用，证实了假说1。

表4：基于工具变量的2sls估计

表5：Heckmen两阶段检验

2.考虑行业随时间变化的影响。外部宏观环境的改变可能影响投资者的持股意愿及投资选择，会对本文结果造成一定影响。为消除行业随时间变化带来的潜在影响，本文参考潘越等（2020）[27]的做法，在基准回归的基础上控制了年份与行业的交乘固定效应后重新对模型（1）进行回归，回归结果如表7 列（1），仍与基准回归结果基本一致。在考虑了行业随时间变化的影响后，假说1仍然得到支持。

表7：其他稳健性检验

3.子样本回归。国际金融危机及新冠疫情对全球资本市场造成巨大冲击，股市动荡、投融资困难等问题也会在较长一段时间内对企业投资产生巨大影响。为避免经济形势动荡对研究结果的影响，本文剔除金融危机后三年及2019 年后的研究样本重新进行回归（尚航标等，2022）[26]，回归结果如表7 列（2）所示，机构持股比例对并购溢价的回归系数仍显著为负，证明了结果的稳健性。

4.替换变量。（1）替换核心解释变量。为进一步避免可能存在的度量误差，提高实证结果的稳健性，本文参考潘爱玲等（2018）[7]的研究方法，选取机构投资者持股比例的虚拟变量Ifinv作为连续核心解释变量的替代衡量指标。以机构投资者持股比例中位数为基准，高于中位数则认为机构持股比例较高，虚拟变量取1，否则取0。表7 列（3）表明替换解释变量后机构投资者持股比例系数显著为负，即稳健性结果表明机构投资者持股比例和并购溢价呈显著负相关关系。（2）替换被解释变量。选取“（交易总价值-目标方的净资产×转让比例）/（目标方的净资产×转让比例）”作为并购溢价的替代变量，记为Outprice，并重新对模型（1）进行回归，结果见表7 列（4），机构投资者持股比例系数仍显著为负，说明在替换被解释变量后H1的结论仍然成立。

（三）机制检验

1.管理者过度自信。为验证管理者过度自信这一作用机制的有效性，本文对总经理的性别、年龄、学历、职位4 个指标进行打分，其算数平均值即为管理者过度自信程度，记为OC。基于江艇（2022）[28]对于机制检验流程的总结进行了机制检验，表8 列（2）结果显示，管理者过度自信与机构投资者持股比例回归系数显著为负，表明机构投资者持股比例越高，越能抑制管理者过度自信。因此，以自身长期收益为导向的机构投资者持股能够通过对管理者并购行为决策的积极参与降低其过度自信程度，从而减少管理者的短视和机会主义行为，抑制并购溢价。

表8：机制检验

2.企业资本结构偏离度。为验证企业资本结构偏离度这一作用机制的有效性，本文参考张博等（2021）[29]的研究，选取企业资本结构与目标资本结构之间差值的绝对值对资本偏离度进行衡量，并用符号Abs（Dev）表示。表8列（3）结果显示，机构投资者持股比例回归系数在1%水平上显著为负，说明机构投资者持股能够充分发挥其信息效应，使目标企业债务水平趋向适中，降低企业资本偏离度，抑制并购溢价。

（四）异质性检验

1.企业所有权性质。相比非国有企业，国有企业往往兼顾经济效益与社会责任，其内部董事会成员也多由政府委派，内部监督治理作用无法充分发挥（周绍妮等，2017）[21]。因此，机构投资者持有国有企业股份时，能够通过直接或间接途径有效代替国有企业内部治理，监督并购决策及并购后经营，制约国有企业并购活动中有效监督不足带来的负面效应。另外，国有企业在资金使用及信息资源等方面较非国有企业更具优势，更能强化机构投资者资源优势作用。

据此，本文针对不同企业所有权性质下机构投资者持股对并购溢价产生的影响做细化讨论。表9 列（1）回归结果为国有企业样本，机构投资者持股的回归系数为-0.02，且显著为负；列（2）非国有企业样本回归系数为-0.032，但并不显著。这说明与非国有企业相比，企业机构投资者引入有效弥补了国有企业内部监督缺位或不足的问题，使得国有企业管理者更加以企业长期价值为导向做出谨慎的并购出价决策，对并购溢价的抑制作用更加显著。

表9：异质性检验

2.股权集中度。由于利益目标不同，管理者往往更加注重短期效益以维护自身职位及收益，从而产生代理成本。股权集中度体现大股东对公司的控制程度，当企业股权集中度较高时，大股东对企业管理者的监督力更强，更能限制管理者的机会主义行为，从而使管理者能够更加主动承担决策风险，自主协调自身利益、股东利益及企业发展利益。因此，机构投资者持有股权集中度更高企业的股份将会强化其对管理者的监督力度和激励程度，使管理层做出更加谨慎的并购定价决策，从而有效抑制高并购溢价现象的出现。

据此，本文以第一大股东持股比例与第二至第十大股东持股比例的比值测度股权集中度，若该比值小于1，则视为股权分散企业，否则视为股权集中企业，并以此对样本进行分组回归。表9 列（3）为股权集中企业样本的回归结果，其机构投资者持股比例系数的绝对值较股权分散企业更大，并显著为负；列（4）为股权分散企业样本回归结果，机构投资者持股比例回归系数绝对值较股权集中企业更小且不显著，表明在股权较为集中的企业中，投资者由于能够及时获取企业的经营管理状况，对管理者有着更强的监督力，对管理者的行为决策有更积极的治理效应，对并购溢价有更强的抑制作用。

3.信息环境。信息环境既影响企业自身投资决策，也影响外部投资者的投资决策。良好的信息环境意味着外部投资者能更好地掌握企业的经营状况，也能够减少外部环境不确定性对投资决策的负面影响。当企业外部信息环境较好时，机构投资者能够及时有效的识别企业经营状况，帮助持股企业监督并减少其管理者的机会主义行为，改善企业面临的发展困境，提高决策有效性，从而保证机构投资者自身投资收益。

基于以上分析，本文参考潘越等（2011）[4]的研究，采用跟踪上市公司的分析师人数衡量企业外部信息环境。本文以每年度企业分析师关注度的中位数为界限，将样本分为高分析师关注度和低分析师关注度样本组进行分组回归。表9 列（5）、（6）分别为高分析师关注度与低分析师关注度样本的回归结果。对于分析师关注度较高，即信息环境较好的企业，机构投资者持股对于并购溢价的抑制作用更加显著。这说明较好的信息环境加强了分析师和投资者对公司的监督，管理者为了避免暴露自身短视行为和捂盘动机，会减少短视投资，从而抑制高并购溢价现象的出现。

五、进一步分析

（一）机构投资者异质性与并购溢价

考虑到不同类型的机构投资者股东参与公司治理的积极程度也有较大差异，因此，若在讨论机构投资者持股与企业并购溢价关系的过程中不考虑其异质性，可能会遮掩部分机构投资者的作用。因此，本文参考周绍妮等（2017）[21]的研究，采用换手率指标将其划分为稳定型（长期持有上市公司股份且股票交易不频繁）投资者与交易型（短期持股且频繁进行股票交易）投资者。具体地，首先，计算每一个机构投资者2009—2021 年每半年度累计买进和卖出的股票总资产；其次，根据投资者k 在t 期累计买入和卖出的股票总市值计算出机构投资者k 的平均换手率；最后，根据平均换手率高低划分机构投资者，稳定型机构投资者持股比例记作StableInv，交易型机构投资者持股比例记作TransInv，并验证异质机构投资者对企业并购溢价的不同影响。

表10 检验了异质机构投资者与企业并购溢价的关系，结果显示，稳定型机构投资者持股比例越高，越能抑制企业并购溢价。可能的原因在于，相较于交易型机构投资者，稳定型机构投资者通常为战略投资者，不会频繁地进行股票交易，对于上市公司的状况有更为深入的了解，更有动机和能力通过“用手投票”的方式积极监督管理层，从而提高公司治理水平和内部管理水平，抑制企业做出过高溢价水平的并购决策。

表10：机构投资者异质性与并购溢价

（二）并购溢价与并购绩效

并购交易热潮下，并购重组门槛不断降低，高溢价并购成为上市公司并购重组新常态。因此，本文在原有控制变量的基础上进一步控制了机构投资者持股比例，尝试考察并购溢价如何影响长短期并购绩效，即探讨高溢价的绩效反应。本文以首次公告日前后5个交易日内持有并购方股票的累计超额回报率作为短期并购绩效（CAR）的衡量指标，以首次公告日后12个月内持有并购方股票的持有期收益率作为长期并购绩效（BHAR）的衡量指标，并分别以二者为被解释变量重新对模型（1）进行回归。

具体地，短期与长期并购绩效的计算公式分别如下：

其中，Ri,t代表并购企业i在第t天的实际收益率，Rm,t代表第t日市场m的日回报率；CAR为并购事件短期窗口内每天超额收益率的累计和，取短期窗口为（-5，5）可得到被解释变量CAR。

其中，Ri,t代表并购企业i在并购后第t月的实际收益率，Rp,t代表并购后第t月投资组合p的月回报率。当T=1 时，BHAR代表并购后1个月的持有期收益率。

表11 列（1）说明了并购溢价与短期并购绩效的回归结果，可见对于短期并购绩效而言，在并购首次公告日前后5 天，解释变量并购溢价的系数在5%水平下显著为正，表明并购溢价越高，并购短期绩效越好。而列（2）显示并购溢价与长期并购绩效并无显著关系。本文推测由于投资者在做出并购决策时具有追高心理，较高并购溢价的决定也许正表明主并方评定目标公司有较高的质量及优质的资产，因此，高并购溢价短期内能够使得并购市场绩效得到提升；但由于企业并购行为及并购后的资源信息整合的复杂性，从长期来看，并购绩效更加取决于主并企业自身的整合能力与经营运作水平，而与并购溢价水平的高低无明显关系。

表11：并购溢价与并购绩效

六、研究结论与启示

在中国并购市场愈加活跃、并购出价泡沫化现象频发的背景下，本文选取2009—2021 年中国上市公司样本，研究机构投资者持股对并购溢价的影响，并进一步对其传导机制进行探讨。研究结果表明：（1）机构投资者持股对并购溢价有显著的抑制作用。（2）机制研究表明，机构投资者持股能够通过抑制管理者过度自信、改善企业资本结构抑制企业并购溢价。（3）异质性研究表明，机构投资者持股对并购溢价的抑制效应在国有企业、股权较为集中以及所处信息环境较好的企业中更加显著。（4）进一步分析发现，稳定型机构投资者持股比例越高，越能抑制企业的高溢价并购。（5）高并购溢价对短期并购绩效有促进作用，而与长期并购绩效无显著关联。

本文结论对于我们厘清机构投资者持股与并购溢价的关系及其作用机制具有积极作用，具有如下实践启示：（1）基于机构投资者持股与并购溢价的关系，上市企业应该加强与机构投资者的沟通与协作，充分利用机构投资者的信息优势和专业能力，提高并购决策的科学性和合理性，避免支付过高的并购溢价，降低并购风险和成本。而政府和监管部门也应进一步完善资本市场的法制环境，保护机构投资者的合法权益，鼓励机构投资者积极参与上市企业的并购重组，发挥其专业化、长期化和价值化的投资理念优势，提高并购交易的效率和质量。（2）基于机构投资者持股抑制并购溢价的作用机制，政府和监管部门应完善上市企业的激励约束机制，防止管理层滥用职权，遏制管理层的过度自信行为，促进管理层与股东利益的一致性；应优化上市企业的融资结构，引导企业合理配置资本，避免资本结构偏离，提高资本使用效率和收益率。（3）基于企业自身特征及内外部治理环境对机构投资者持股与并购溢价关系的影响，国有企业、股权较为集中以及信息环境较好的企业应该更加重视引入机构投资者，充分发挥其在提高公司治理水平、抑制并购溢价方面的作用，以增强自身的竞争力和创新力。（4）基于进一步分析，企业应考虑引入稳定型机构投资者，以提高并购效率和并购质量。同时也应注意与机构投资者保持良好沟通，避免因利益冲突而导致并购失败，以致损失企业价值。另外，机构投资者也应树立社会责任感和长期价值观，不仅关注短期并购绩效，还应通过有效的监督和激励机制，促进持股企业的可持续发展。