武婉婉 孙静

【摘要】本文选取了131家医药制造业企业2013-2016年4年的524个观测值，通过回归分析来研究异质机构投资者持股对医药制造业上市公司绩效的影响。研究结果表明：压力抵制型机构投资者持股与公司绩效显著正相关，代理成本在其与企业绩效关系之间起到部分中介效应；而压力敏感型机构投资者与上市公司绩效关系不显著，代理成本在其与企业绩效关系之间不起中介作用。

【关键词】机构投资者 异质性 代理成本 企业绩效 医药制造业

一、引言

本文以我国医药制造业上市公司为研究对象[1]，根据彭利达[2]的研究，把机构投资者分为与被投资公司不存在现有的或潜在的商业关系的压力抵制型机构投资者（包括证券投资基金、QFII和社保基金）和与被投资公司存在现有的或潜在的商业关系的压力敏感型机构投资者（包括保险公司、证券公司、企业年金、信托公司和财务公司），拟从实证分析的角度来研究异质机构投资者持股对医药制造业上市公司绩效的影响，并提供合理建议。

二、研究设计与模型

（一）样本选取与数据来源

本文根据中国证监会发布的2017年3季度上市公司行业分类结果，筛选出203家医药制造业上市公司作为初始样本，并对初始样本进行了筛选：一是由于选择了上一年的机构投资者持股比例，所有变量指标数据的可获得性，本文只选择了在2011年12月31日之前上市的公司；二是剔除了ST板块及已经退市的医药制造业上市公司；三是剔除了变量数据缺失的样本公司。通过筛选，一共选择了131家医药制造业企业2013-2016年4年的524个观测值，数据均来自锐思数据库，使用SPSS22.0进行分析。

（二）研究假设

一是H1a：压力抵制型机构投资者持股与公司绩效具有显著的正相关关系；H1b：压力敏感型机构投资者持股与公司绩效具有不显著的正相关关系。二是H2a：压力抵制型机构投资者持股与公司代理成本存在显著的负相关关系；H2b：压力敏感型机构投资者持股与公司代理成本存在不显著的负相关关系。三是H3a：代理成本在压力抵制型机构投资者持股与企业绩效的关系中起到显著中介作用；H3b：代理成本在压力敏感型机构投资者持股与企业绩效的关系中不起中介作用。

（三）变量说明与模型设计

1.变量说明：（1）被解释变量的度量。本文从盈利能力、经营能力、偿债能力和成长能力四个方面选择总资产收益率、净资产收益率、销售净利率、存货周转率、总资产周转率、流动比率、速动比率、总资产增长率、营业收入增长率9个财务指标进行因子分析找出综合因子来度量医药制造业上市公司绩效[1]。（2）解释变量。压力抵制型机构投资者持股比例和压力敏感型机构投资者持股比例。（3）中介变量代理成本选择管理费用率作为其替代变量，这一指标主要反映了经理由于过度在职消费所引起的浪费[3]。（4）控制变量。本文选择了公司规模、财务杠杆、成长能力及公司股权特征四个变量作为本文的控制变量。

（四）模型设计

根据上述假设，构建了各变量之间的回归分析模型，具体如下：

1.为了研究异质机构投资者持股对公司绩效的影响，验证假设H1a和H1b，构建了回归模型1：Y=β0+β1insr+β2inss+β3size +β4dar+β5growth+β6top10+ε

2.为了研究异质机构投资者持股对代理成本的影响，验证假设H2a和H2b，本文构建了回归模型2：agent=β0+β1insr+β2inss+ β3size+β4dar+β5growth+β6top10+ε

3.为了验证代理成本在机构投资者持股与公司绩效的关系中的中介效应大小，验证假设H3a和H3b，构建了模型3：Y=β0+β1insr+β2agent+β3size+β4dar+β5growth+β6top10+ε

在以上3个回归模型中，其中Y代表综合因子；β0是常数项；βi是回归系数；ε是随机误差项。

三、实证检验及结果分析

（一）基于因子分析法的公司绩效评价

1.因子分析评价结果。

（1）KMO和Bartlett的检验如表3.1所示。KMO统计量为0.605，大于最低标准0.5，适合做因子分析；Bartlett球形检验，显著性水平为0.000，通过了显著性检验，适合做因子分析。所以本文的公司绩效指标适合做因子分析处理。

（2）主成分分析法提取公因子。通过主成分分析得出三个主成分的特征值大于1，因子1、2和3旋转后特征值的贡献率分别为为32.344%、24.752%和15.970%，它们的累积贡献率达到了73.066%，能够较好地替代原指标对公司绩效进行衡量，故选取前三个因子作为公因子。

（3）因子载荷矩阵分析。根据2013年旋转后因子（主成分）载荷矩阵，可以得出指标总资产收益率、净资产收益率、销售净利率、营业收入增长率、总资产增长率在因子1上有较大载荷；指标流动比率和速动比率在因子2上有较大载荷；指标存货周转率和总资产周转率在因子3上有较大载荷。故因子1可称为发展潜力能力因子，因子2可称为偿债能力因子，因子3可称为经营能力因子。

（4）公司績效的衡量

根据2013年主成分因子得分函数系数矩阵可以得出各因子得分函数：

X1=0.308x1+0.298x2+0.277x3-0.100x4+0.074x5-0.019x6- 0.021x7+0.191x8+0.190x9；

X2=0.052x1+0.043x2+0.111x3-0.111x4-0.032x5+0.437x6+ 0.440x7-0.182x8-0.150x9；

X3=0.078x1+0.112x2-0.163x3+0.625x4+0.518x5+0.040x6+ 0.056x7-0.110x8-0.111x9.

公司综合绩效因子总得分是以旋转后的公因子特征值的贡献率来计算。所以2013年综合模型因子如下：Y（2013）=0.32344X1+ 0.24752X2+0.1597X3

根据同样的分析过程可以得出2014-2016年的綜合因子模型如下：

Y（2014）=0.30495X1+0.23512X2+0.16356X3；Y（2015）=0.30945X1 +0.23694X2+0.18929X3；

Y（2016）=0.29004X1+0.23420X2+0.16619X3

（二）实证结果与分析

从模型1、2和3的F值和Sig.来看，3个模型整体都是显著的；D-W均接近于2，说明模型不存在自相关性，残值之间相互独立；每个模型各个变量的方差膨胀因子（VIF）值都接近于1小于5，说明3个模型均没有严重的多重共线性存在。

模型1中，除了inss和size以外，insr、growth、dar和own10各变量t值的绝对值都大于2，显著性水平Sig.都小于0.05，说明它们与因变量Y的线性关系显著，验证假设H1a和假设H1b。根据中介效应的检验过程，因为异质机构投资者持股对企业绩效的影响为该模型的主效应，而压力敏感型机构投资者持股对公司绩效的影响并不显著，所以，可以停止其中介效应分析。

模型2中，除了inss和dar以外，insr、size、growth和own10各变量t值的绝对值都大于2，显著性水平Sig.都小于0.05，说明它们与因变量agent的线性关系显著，即压力抵制型机构投资者持股可以有效降低公司代理成本，假设H2a成立；压力敏感型机构投资者持股对公司代理成本存在不显著的负相关关系，假设H2b成立。结合模型1的回归分析结果，根据中介效应检验过程，可以大致判断假设H3a成立，继续进行模型3的检验。

模型3中，除了size以外，insr、agent、growth、dar和own10各变量t值的绝对值都大于2，显著性水平Sig.都小于0.05，说明它们与因变量Y的线性关系显著。压力抵制型机构投资者持股与公司绩效显著正相关，假设H1a成立，还可以得出，代理成本与公司绩效负相关。

根据中介效应判断方法，可以得出代理成本在压力抵制型机构投资者持股与公司绩效的关系中起到部分中介效应，验证假设H3a成立。中介效应对总效应的贡献率为：Effect（agent）=（-0.088）×（-0.459）/0.525=7.69%，中介效应解释了因变量的方差变异=0.162-0.140=0.022。

四、建议

第一，改善医药制造业上市公司机构投资者股权结构。适当提高压力抵制型机构投资者的持股比例，使其能够监督管理层，降低代理成本，提高公司绩效。第二，提高压力敏感型机构投资者参与公司治理的意识。考虑到代理成本可能与收益不匹配，其参与公司治理积极性不高，应该积极提倡股东联合行动，共同监督管理层，改善公司绩效。

参考文献

[1]许毅.我国医药上市公司资本结构对公司绩效影响的研究[D].西南大学，2015.

[2]彭利达.异质机构投资者参与上市公司治理研究-基于上市公司现金分红的视角[D].山东大学，2016.

[3]夏宁，李民.机构投资者持股对企业绩效影响的实证研究[J].经济与管理评论，2014，30（06）：68-75.

基金项目：本文受北京市委组织部优秀人才培养资助项目（项目编号：2012D005007000006）资助。

作者简介：武婉婉（1990-），女，汉族，安徽宿州人，就读于北京信息科技大学，硕士研究生，研究方向：公司金融。