杨庆 李亚茹 童雯雯

【摘要】在当前复杂严峻的内外部环境下， 利益相关者支持对企业持续经营与发展至关重要。以2010 ～ 2020年沪深A股上市公司为样本， 检验机构投资者持股对危机企业反转的影响及作用机制。研究发现， 机构投资者持股促进了危机企业反转， 并且这种促进效应是通过缓解企业融资约束与提高企业投资效率两条路径的作用而实现的。进一步通过异质性分析发现： 不同属性机构投资者的促进作用存在明显差异， 国有及境内机构投资者对危机企业反转可能性的提升效果更好； 在信息传递效率以及经济政策不确定性较高的环境中， 机构投资者对危机企业反转的促进作用更为显著。

【关键词】机构投资者；危机企业反转；融资约束；投资效率

【中图分类号】 F275     【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2023）17-0029-8

一、 问题的提出

近年来， 全球经济复苏动力不足， 国际环境更趋复杂和不确定。与此同时， 我国经济发展受到需求收缩、 供给冲击、 预期转弱三重压力的严峻考验， 我国企业面临着成本压力高企、 行业发展变革、 技术风险等问题。不利的内外部环境对我国企业的经营构成了极其严峻的挑战， 因此如何逆转业绩衰退的趋势， 促进危机企业反转是当前实务界与学术界共同面临的重要课题。目前危机企业反转的相关研究较为有限， 主要研究包括行业和宏观经济环境（Abebe等，2011）、 企业特征（Ramanujam，2009）、 企业发展策略（段海艳等，2020；杨庆等，2022）、 高管个体及团队特征（Tang等，2021）、 高管薪酬（徐高彦等，2018）等因素对危机企业反转的影响， 但是基于企业利益相关者作用的探究寥寥无几。特别是机构投资者作为第三类重要股东， 其在资金规模、 信息获取、 专业能力等方面均胜于个人投资者， 而其持股目的与控股股东又存在着显著的不同， 那么机构投资者是否能够影响危机企业反转呢？

伴随着机构投资者类型的多元化和规模的扩大化， 其已成为我国证券市场的主体投资者， 在证券市场上的地位和作用显著提高。区别于个人投资者规模较小、 消息闭塞、 风险承受能力稍弱的特点， 机构投资者资金雄厚、 擅长信息挖掘与处理、 社交网络广阔， 抵抗风险的能力较强， 其行为会对其他投资者起到示范引导作用， 进而对证券市场的稳定性造成影响， 因此被称为资本市场的“压舱石”。现有研究主要集中于机构投资者参与公司治理带来的经济后果， 结论多数证实了其正向治理效应， 且主要验证了机构投资者能够提升公司价值（Davis，2002）、 降低盈余管理水平（吾买尔江·艾山等，2021）、 减少公司避税行为（汪玉兰和易朝辉，2017）、 提高公司信息透明度（李昊洋等，2018；魏文君和李黎，2023）等。那么在企业发生业绩衰退的危机情境下， 机构投资者能否有效发挥其积极作用， 帮助企业度过危机并成功反转成为本研究关注的焦点。与此同时， 探究机构投资者对危机企业反转的作用路径与机制也非常重要。融资是企业展开经营活动的重要前提， 更是危机企业面临的重要瓶颈与纾困的关键； 投资则是企业获得长期利益的必要渠道， 更是危机企业实现盈利扭转的重要手段。因此， 本研究拟进一步分别从融资和投资两个角度探寻机构投资者对危机企业反转的作用机理。另外， 本文还对机构投资者异质性、 信息传递效率差异性及经济政策不确定性进行了检验分析， 拟构建较为全面的理论框架， 为不确定性加剧的背景下危机企业实现业绩回升， 进而为成功反转提供理论依据与实践借鉴。

二、 理论分析与研究假设

（一）机构投资者持股与危机企业反转

企业业绩衰退指的是销售收入、 获利能力、 市场地位等多维度绩效发生恶化（刘新争和高闯，2021）。此时， 企业内部资源骤减， 组织的运营效率与合法性降低， 并呈现出高度脆弱性（Carmeli和Sheaffer，2009）。在这种处境艰难且“脆弱易碎”的情况下， 来自利益相关者的有力支持能够帮助危机企业摆脱困境。机构投资者拥有企业部分所有权， 其收益与企业经营业绩息息相关。在企业面临业绩衰退危机时， “割肉逃跑”的成本较高（Lorange和Nelson， 1987） ， 若短期内大量抛售股票会冲击市场造成股价下跌， 也会导致较高的退出成本。对于机构投资者而言， “用手投票”的方式显然比“用脚投票”更切实可行。因此， 当被投资企业业绩不断下滑， 机构投资者在降低财产损失或最大化投资收益的动机驱动下， 影响公司治理、 履行監督职能的动力也随之增强， 其会从多方面帮助危机企业实现业绩提升进而成功反转。

首先， 企业反转计划的制订与实施应建立在对自身与外部环境充分认识的基础上。机构投资者作为外部股东， 能够更加独立、 客观地认识及评价企业内部治理、 组织结构等方面存在的短板， 且其凭借较强的专业性能准确分析企业在市场所处的位置， 其对于市场环境的判断、 投资机会的识别也更加敏锐。其次， 资源的匮乏不利于危机企业反转行动的展开， 甚至会威胁到企业生存。机构投资者不仅能为企业提供重要资源， 使公司得以正常运作（Chen等，2007）， 其持股行为还会释放积极信号， 引导市场上的资金流向。另外， 机构投资者丰富的社交网络会将企业内部真实情况或发展潜力等信息传递出去， 吸引其他投资者， 减少企业的资源限制。再次， 培育新业务、 发掘新的利润增长点是危机企业获取竞争优势、 实现业绩逆转的根本途径（García-Meca，2017）。机构投资者为获取长期稳定的回报有动力为企业创新活动提供支持， 为研发活动注入资金， 并凭借专业优势对公司创新决策等进行指导， 降低失败风险， 提升创新效率。除了上述情况， 机构投资者会通过提高危机企业运营及决策效率来帮助企业实现反转： 一是提高企业决策效率。机构投资者拥有的大量未公开信息是企业高效决策的基础， 丰富的专业知识储备、 既往投融资决策经验又使其成为企业的“智囊团”， 从而提高预测的准确性， 有效降低决策风险。二是发挥企业外部治理机制。机构投资者通过监督抑制管理层与控股股东在企业业绩衰退背景下为谋取私利而进行的有损公司经营发展的行为， 维护中小股东利益， 减少两类代理问题的发生（Shleifer和 Vishny，1986）。三是促进内部治理的完善。机构投资者可以通过提交股东提案、 发起股东诉讼、 与管理层进行谈判等途径表达自己的不满， 从而作用于公司内部治理并对公司重大决策产生影响。基于此， 本文提出：

H1： 机构投资者持股与危机企业反转正相关， 即机构投资者持股能够促进危机企业反转。

（二）机构投资者持股、 融资约束与危机企业反转

业绩衰退的企业资源持续被消耗， 获取外部资源的能力不断下降， 与此同时企业为脱离危机亟需寻找新的利润增长点， 而新的探索必然带来成本的提升， 进一步加剧了企业的融资约束程度， 这势必会阻碍反转举措的实施及反转的实现。机构投资者除了直接为危机企业提供资金支持及干预融资决策（叶松勤和徐经长，2013）， 还能通过缓解企业信息不对称、 减少代理问题， 间接减轻企业的资金压力， 为其纾困解难。一方面， 内外部信息不对称会增加企业外部融资成本， 加重融资约束（Pawlina和Renneboog，2005）。此时， 机构投资者可凭借其专业团队进行信息的广泛搜集和深入解读， 并能利用社会网络资源使信息尽可能地传播， 从而缓解管理层与股东、 大股东与中小股东之间的信息不对称。同时， 机构投资者也可以采取在股东大会上行使投票权等措施要求企业公开较为真实、 准确的信息， 提升信息披露透明度（杨海燕等，2012）， 从而降低由于信息不对称造成的融资困难。另一方面， 代理问题越严重， 投资者无法收到回报的风险越大， 企业进行外部融资的成本就越高。机构投资者的外部监督职能会增加经理人进行自利行为的边际成本， 有效遏制控股股东的“掏空”行为， 减少两类代理问题的发生， 进而降低融资成本， 减轻资金制约。基于上述分析， 机构投资者能利用其自身优势缓解危机企业的融资约束， 有助于企业反转策略的实施以及各项经营活动的展开， 从而促进危机企业成功反转。因此， “机构投资者持股—融资约束—危机企业反转”这一机制具备存在的可能性。基于此， 本文提出：

H2： 机构投资者持股可以缓解企业融资约束， 进而促进危机企业反转。

（三）机构投资者持股、 投资效率与危机企业反转

处在业绩衰退危机中的企业， 资源获取能力降低， 提高资源的使用效率就顯得尤为重要， 因此投资行为的效率高低会直接影响危机企业反转的概率大小。而机构投资者能够有效减少衰退企业非效率投资现象的发生。第一， 信息不全或失真是投资决策失误的重要原因。机构投资者能够通过强大的信息挖掘和分析能力获取完整且较为准确的信息， 并及时共享给企业， 为其投资决策提供充足的信息保障（尚航标等，2022）。第二， 机构投资者丰富的投融资经验以及专业的投融资知识能够弥补企业的不足， 协助企业提升投资决策的效率与质量， 实现决策的高效性与科学性。第三， 机构投资者丰富的社会网络资源有助于危机企业获得别人无法获得的信息及投资机会。第四， 机构投资者会发挥公司的外部监管作用， 从而促进公司内部治理机制的完善， 提高内部控制的有效性（李越冬和严青，2017）。一方面， 有效抑制管理层的短视和机会主义行为（Wada，2019）； 另一方面， 制约大股东， 抑制“隧道”行为， 从而减少公司内部人员为满足私利而进行的非效率投资行为。第五， 机构投资者能够在股东大会上对企业的运营发表评论、 提出建议， 或推举董事会成员直接参与企业经营， 取得重要投资决策的表决权（梁上坤，2018）。可见， 机构投资者有能力通过各种途径提升企业投资效率， 进而促进危机企业业绩回升， 实现反转。基于此， 本文提出：

H3： 机构投资者持股可以提高企业投资效率， 进而促进危机企业反转。

三、 研究设计

（一）数据来源与样本选择

本文选取2010 ～ 2020年沪深A股上市企业为研究样本， 国有机构投资者持股数据取自Choice金融数据库， 危机企业反转数据手工整理筛选取得， 其他数据主要来源于CSMAR数据库。

另外， 在选择样本时还剔除了以下公司： ①金融业公司以及ST、 PT公司； ②相关变量存在缺失值的公司。根据特定标准界定并筛选出危机企业1304家， 其中成功反转的企业有252家， 得到有效数据8743条。本文通过Stata15.0进行实证检验， 为避免极端值干扰， 对连续变量在上下1%的水平上进行缩尾处理。

（二）变量定义

1. 被解释变量： 危机企业反转（Turnaround）。参照徐高彦等（2018）的研究， 以资产收益率（ROA）为反转的考察指标。首先， 按照以下条件筛选出衰退企业： ①以七年为一个周期； ②第一年和第二年的ROA值为正； ③第三年、 第四年和第五年中至少两年的ROA值相比第二年至少下降16.67%（利润的增长相对资产的增长下降至少20%）。其次， 将第六年和第七年的ROA值都回到了第二年水平的危机企业定义为反转成功， 记为1， 不满足此条件的危机企业定义为反转失败， 记为0。为了数据的完整性， 本文还将在周期内第六年、 第七年有增长趋势且ROA值为正， 在之后两年的ROA值都回到第二年水平的危机企业也记为反转成功。

2. 解释变量： 机构投资者持股（INVH）。参照杨锦之等（2020）的研究， 选择年末机构投资者持股股数占总股数的比例来衡量其持股情况。

3. 中介变量： 融资约束（KZ）。借鉴Kaplan和Zingales（1997） 的研究， 构建KZ指数衡量融资约束程度。本文选择沪深上市公司作为样本， 根据以下步骤计算KZ指数：

其次， 计算KZ指数。

KZ=KZ1+KZ2+KZ3+KZ4+KZ5 （1）

再次， 采用模型（2）进行排序逻辑回归 （Ordered Logistic Regression） ， 估计出各变量的回归系数。

最后， 运用模型（2）的估计结果， 计算各公司各年度的融资约束程度KZ， KZ值越大， 融资约束程度越高。

4. 中介变量： 投资效率（INVEFF）。借鉴Richardson（2006）的研究， 本文采用模型（3）估计投资效率。

Invi，t=b0+b1Tobinqi，t-1+b2Levi，t-1+b3Cashi，t-1+b4Agei，t-1+b5Sizei，t-1+b6Reti，t-1+b7Invi，t-1+∑Year+∑Ind+εi，t （3）

Inv表示新增投资支出， 为构建长期资产支付的现金与总资产的比值。公式中还包括托宾Q值（Tobinq）、 资产负债率（Lev）、 现金持有（Cash）、 公司年龄（Age）、 公司规模（Size）、 年度股票回报率（Ret）以及年度虚拟变量、 行业虚拟变量。模型回归残差的绝对值用来衡量投资效率， 残差绝对值越大， 投资效率越低。残差为正或为负分别表示过度投资及投资不足。

5. 控制变量。参照已有研究并结合本文的研究内容， 选取流动比率（Current）、 成长性（Tobinq）、 财务风险（Lev）、 净资产收益率（Roe）、 企业成熟度（Age）、 企业规模（Size）、 CEO更换（CEOchange）、 高管团队年龄（Topage）、 股权制衡度（Shrs）、 董事会独立性（INDrate）作为控制变量。此外， 还对行业和年度进行了控制。各变量定义如表1所示。

（三）模型设计

为检验H1， 构建Logit模型（4）如下：

Turnaroundi，t=α0+α1INVHi，t+α2∑Controls+∑Year+∑Ind+ε （4）

其中： 机构投资者持股（INVH）的回归系数α1衡量机构投资者持股对危机企业反转的总效应， 根据H1， 本文预期系数α1显著为正， 即机构投资者持股比例越高， 危机企业实现反转的可能性越大。

为验证H2， 检验融资约束的中介效应， 本文参考温忠麟和叶宝娟（2014）的中介效应检验步骤， 构建融资约束（KZ）对机构投资者（INVH）的计量模型（5）， 并在模型（4）的基础上加入融资约束（KZ）得到模型（6）：

KZi，t=β0+β1INVHi，t+β2∑Controls+∑Year+∑Ind+ε  （5）

Turnaroundi，t=γ0+γ1INVHi，t+γ2KZi，t+γ3∑Controls+∑Year+∑Ind+ε  （6）

依據H2， 本文预期回归系数β1显著为负， 即机构投资者持股会缓解融资约束； 预期回归系数γ1显著为正， 即机构投资者对危机企业反转的直接效应为正； 预期回归系数γ2显著为负， β1γ2为正， 即融资约束在机构投资者与危机企业反转之间发挥部分中介效应。

为验证H3， 检验投资效率的中介效应， 将模型（5）、 （6）中的融资约束替换为投资效率， 构建模型（7）、 （8）如下：

INVEFFi，t=δ0+δ1INVHi，t+δ2∑Controls+∑Year+∑Ind+ε （7）

Turnaroundi，t=σ0+σ1INVHi，t+σ2INVEFFi，t+σ3∑Controls+∑Year+∑Ind+ε  （8）

根据H3， 本文预期回归系数δ1显著为负， 即机构投资者持股会提高投资效率； 预期回归系数σ1显著为正， 即机构投资者对危机企业反转的直接效应为正； 预期回归系数σ2显著为负， δ1σ2为正， 即投资效率在机构投资者与危机企业反转之间发挥部分中介效应。

四、 实证结果

（一）描述性统计

表2列报了研究变量在2010 ～ 2020年的描述性统计结果。危机企业反转（Turnaround）的平均值为0.30， 表明样本中有30%的危机企业实现了反转。机构投资者持股（INVH）的均值为0.45， 数据范围为0.01 ～ 0.89， 说明危机企业之间机构持股情况存在较大差异。融资约束（KZ）的均值为1.23， 中位数为1.42， 标准差为1.80， 在-4.52到5.05之间波动， 表明不同危机企业面临的融资约束程度差异较大。投资效率（INVEFF）的均值与标准差均为0.04， 数值在0到0.27之间波动， 中位数为0.03， 均值高于中位数， 表明大多数企业存在非效率投资现象。

（二）相关性分析

根据相关性检验结果（由于篇幅限制，表格未予列示）， 机构投资者持股（INVH）与危机企业反转（Turnaround）的相关系数在1%的显著性水平上正相关， 初步支持了H1。主要变量间的相关系数均比较低， 普遍不超过0.5， 因此模型设定较合理。同时， 对模型中的变量进行多重共线性检验， 结果显示方差膨胀因子（VIF）的平均值为1.41， 最大值为2.60， 远小于10， 说明模型中不存在严重的多重共线性。

（三）回归结果

表3列示了模型（4）、 （5）、 （6）的回归结果。其中第（1）列、 第（2）列是模型（4）的回归结果， 分别控制了行业、 年度效应并加入了控制变量， 第（3）列和第（4）列分别是模型（5）和模型（6）的回归结果， 检验中介效应。第（1）、 （2）列结果显示， INVH的系数均在1%的水平上显著为正， 说明机构投资者持股会促进危机企业实现反转， 支持了本文的H1。第（3）列结果显示， INVH的系数在1%的显著性水平上为负， 说明机构投资者持股比例越高， 融资约束程度越低。第（4）列是融资约束（KZ）、 机构投资者持股（INVH）与危机企业反转（Turnaround）的回归结果， 融资约束（KZ）的系数在5%的水平上显著为负。由模型（5）中INVH的系数β1以及模型（6）中KZ的系数γ2均显著可以得知间接效应的存在。此外， 第（4）列结果还显示， INVH的系数γ1显著为正， 则直接效应也显著。因此， β1γ2和γ1同号， 属于部分中介效应， H2得到验证， 即融资约束在机构持股与企业危机反转之间发挥部分中介效应， 且中介效应（β1γ2）占总效应（γ1）的比例为4.75%。

表4验证投资效率在机构投资者与危机企业反转之间的中介效应。第（1）、 （2）列证明了机构投资者持股与危机企业反转的正相关关系。第（3）、 （4）列分别是模型（7）和（8）的回归结果。第（3）列显示， INVH的系数在1%的水平上显著为负， 表明机构投资者持股能够提升企业投资效率。第（4）列是投资效率（INVEFF）、 机构投资者持股（INVH）与危机企业反转（Turnaround）的回归结果， INVEFF的系数在1%的水平上显著为负， 因此δ1和σ2均显著， 则间接效应存在。INVH的系数σ1在1%的水平上显著为正， 表明直接效应也显著， δ1σ2与σ1同号， 属于部分中介效应。这说明投资效率在机构持股与危机企业反转之间发挥部分中介作用， H3得证， 且中介效应（δ1σ2）占总效应（σ1）的比例为4.55%。

综上所述， 机构投资者可同时通过缓解融资约束、 提高投资效率两条路径促进危机企业反转， 其中缓解融资约束的部分中介作用稍强。

五、 稳健性检验

（一）更换被解释变量范围

前文将周期内第六年、 第七年有增长趋势且ROA值为正， 在之后的两年ROA值回到第二年水平的衰退企业也全部纳入反转成功企业范围。为了检验结论的稳健性， 本文在此剔除这部分企业， 随之产生一个新的被解释变量（Turnaround1）， 并将新的变量代入模型进行回归。回归结果与前文结论基本一致： 机构投资者持股与危机企业反转显著正相关； 融资约束、 投资效率在其中发挥部分中介作用。

（二）改变融资约束度量方式

为了保证结果的可靠性， 本文借鉴顾雷雷等（2020）采用FC指数重新度量公司融资约束。FC指数越大， 企业的融资约束程度越高。回归结果显示， 本文结论所关注的多个系数的符号与显著性基本与前文保持一致， 融资约束在机构投资者持股与危机企业反转之间发挥部分中介效应。

（三）改变投资效率度量方式

前文回归中， 投资效率变量测算过程中使用了托宾Q值来衡量企业的成长机会， 此处借鉴姚立杰等（2020）的做法， 采用营业收入增长率代替托宾Q值， 重新计算得到新的投资效率变量（INVEFF1）。回归结果显示， 本文结论所关注的多个系数的符号与显著性基本与前文保持一致， 验证了投资效率在机构投资者持股与危机企业反转之间发挥的部分中介作用。

（四）内生性检验： 倾向得分匹配法（PSM）

本文采用倾向得分匹配法（PSM）来排除可能存在的内生性问题。对机构投资者持股比例（INVH）按照平均值分为控制组和处理组后， 选择流动比率（Current）、 成长性（Tobinq）、 净资产收益率（Roe）、 企业成熟度（Age）、 高管团队年龄（Topage）、 股权制衡度（Shrs）、 董事会独立性（INDrate）作为协变量， 然后利用Logit模型计算每个样本的倾向值得分。基于倾向值得分， 对机构投资者持股比例較低和较高的上市公司进行一对一最邻近匹配， 得到高度相似的样本组。由匹配完成后汇报的结果可知， 平均处理效应（ATT）的估计值为0.06， 并在1%的水平上显著。进一步基于配对后样本， 对变量之间的关系重新检验， 由结果中多个系数的显著性与正负可知， 前文假设与结论依然成立。

由于篇幅限制， 稳健性检验相关结果均未列示。

六、 异质性分析

（一）“国家队”持股与否对危机企业反转的影响差异

不同性质的机构投资者在投资理念、 行为等方面有着显著差异。国有机构投资者奉行长期投资理念， 眼光较为长远， 能够更加有效地减少管理层短视和投机行为。同时， “国家队”持股会向市场释放积极信号， 吸引其他投资者关注， 帮助企业获得更多支持。并且作为一种有着特殊背景的投资者， 其观点和主张更受管理层重视， 也更易被接受（冯晓晴和文雯，2022）。因此， 本文预计在危机情境下， “国家队”持股会对危机企业反转产生更强的促进作用。为检验“国家队”持股与否对危机企业反转产生的影响， 本文根据“国家队”是否持股进行分组检验。具体来说， 国有机构投资者包括中国证券金融股份有限责任公司、 中央汇金投资有限责任公司及其资产管理有限责任公司、 中证金融资产管理计划、 五只公募救市基金和国家外汇局旗下投资平台， 当企业被上述国有机构投资者之一持有股票时， 取值为1， 否则取值为0。分组检验结果如表5所示， 在国家队持股的样本组中， INVH的系数大于被非国家队持股的样本组且更为显著， 表明国有机构股东的存在为危机企业带来了较多的积极影响， 其促进危机企业反转的作用更为明显。

（二）境内外机构投资者持股对危机企业反转的影响差异

境内外机构投资者客观存在的诸多差别是否也会对危机企业反转产生作用差异呢？境外机构投资者进入我国证券市场存在一定的准入门槛， 投资范围和额度等也存在限制， 持股比例较低。因此， 其进行外部监督以及参与公司治理的能力及动力不足， 主要扮演着价值投资者而非价值创造者的角色（李蕾和韩立岩，2014）。并且相较于境内机构投资者， 境外机构投资者本土化经验不足， 致使其可能处于信息劣势， 参与公司治理的成本也会较高。因此， 本文预期， 在危机企业寻求业绩逆转的过程中， 境外机构投资者不会对企业反转做出实质性贡献， 而境内机构投资者由于持股比例较高， 对本国国情、 市场等更为了解， 会更有动力与能力在危机企业反转中扮演积极角色， 因此能够对衰退企业成功反转产生更为明显的促进作用。为此， 本文借鉴姜君臣等（2021）的方法将境内机构投资者持股（Domestic）及境外机构投资者持股（QFII）分别代入回归模型（4）， 结果如表6所示。Domestic的回归系数在1%的水平上显著为正， QFII的系数则不显著， 证实了境内机构投资者能够促进危机企业反转， 境外机构投资者则没有发挥明显作用。

（三）信息环境的异质性分析

机构投资者能够利用社会网络、 信息资源等优势减轻企业内部与外部投资者的信息不对等、 发挥监督职能减少代理问题等多种渠道， 帮助企业度过危机并实现反转。但信息环境也会对信息传递以及信息不对称的缓解程度产生影响。在良好的信息环境中， 机构投资者能够快速感知企业面临的危机并立即采取行动， 其传递信息的速度得以提升， 缓解信息不对称的作用被加强， 促使危机企业反转的正向效应更好地发挥。为进一步考察不同信息环境下机构投资者积极效应的强弱， 本文借鉴姜付秀等（2016）的研究采用分析师关注度衡量信息环境的优劣， 以分析师关注人数的自然对数来度量。按照同行业同年度的行业中位数将样本企业划分为信息环境较优组与信息环境较差组， 分别进行回归。表7列示了回归结果。结果显示， 两组中机构投资者持股对危机企业反转均有显著促进作用， 系數分别为0.48、 0.40， 通过了1%和10%的显著性检验， 但信息环境较优组中的系数更大且更为显著， 这表明良好的信息环境“催化”了机构投资者积极作用的发挥， 其对危机企业反转可能性的提升更为明显。

（四）经济政策不确定性的调节效应

经济政策不确定性是指公众无法对政策的调整、 执行、 立场变更等做出准确判断因此而产生的不确定性。经济政策不确定情境下企业经营风险上升， 融资环境恶化， 与此同时企业获得决策所需信息的难度增加， 对大股东和管理层私利行为监督的有效性降低， 以上种种均会导致企业效率下降， 机构股东的收益不确定性增加， 此时机构投资者会高度关注危机企业的经营状况， 尽可能为企业提供资金、 信息等各项资源， 积极进行外部监督减少企业代理成本， 缓解信息不对称， 促进危机企业反转。

因此， 本文预期经济政策不确定性较高时， 机构投资者持股对危机企业反转的积极作用更强。本文使用Baker等（2016）构造的中国经济政策不确定性月度指数， 并分别按照算术平均和几何平均计算得到年度指数， 记为EDU1、 EDU2。表8列示了交叉项INVH×EDU1和INVH×EDU2回归结果。交叉项系数均在1%的水平上显著为正， 表明经济政策不确定性较高时， 机构投资者持股对危机企业反转发挥了更强的促进作用。

七、 结论与启示

（一）结论

内外部环境的不断变化为企业带来诸多前所未有的困难与挑战， 许多企业面临业绩衰退风险甚至陷入了破产危机， 因此如何在危机中得以生存并实现反转是危机企业面临的紧迫难题， 也是所有企业应积极思考与防范的问题。本文以2010 ～ 2020年经历了业绩持续恶化的沪深A股上市公司作为样本， 对机构投资者在危机企业反转中的影响与作用路径进行了分析与检验， 研究结论如下：

第一， 区别于以往研究从高管、 战略等角度探索对危机企业反转的影响， 本文从外部利益相关者视角出发， 验证了机构投资者持股对危机企业反转的正向促进作用。机构投资者帮助企业客观认识自身、 识别市场机会， 为企业反转行动提供充足的资源保障， 协助提升运营和决策效率并发掘新的利润增长点， 全方位促进危机企业实现业绩逆转。

第二， 引入融资约束、 投资效率两个中介变量展开研究， 进一步厘清机构投资者持股影响危机企业反转的内在作用机理。机构投资者利用其信息、 专业、 人脉等多重优势缓解企业与潜在投资者之间存在的信息不对称， 为公司高效投资提供信息保障， 积极进行监督并介入公司治理减少企业内部存在的短视和机会主义行为， 降低代理成本， 从而缓解融资约束、 提升投资效率， 并最终促进业绩逆转。

第三， 通过异质性分析为机构投资者异质性作用差异、 信息环境重要性以及经济政策不确定下机构投资者的积极作用增添了有效证据。研究发现， 国有机构投资者由于其背景的特殊性以及投资理念的长期性， 对企业内部的投机行为抑制作用更强， 观点和主张易被管理层接受且其持股行为被市场上其他投资者视为一种积极信号， 能够为危机企业赢得更多支持。境内机构投资者相较于境外机构投资者持股比例更高， 具有更多本土化经验以及信息资源， 更有动机与能力进行外部监督， 参与公司治理， 促进危机企业实现业绩反转。此外， 良好的信息环境使得机构投资者能够更加快速地感知到持股企业面临的风险， 向其他利益相关者以及市场传递信息的速率也得到提升， 对危机企业反转的正向作用得以充分发挥。经济政策不确定情境下企业经营风险加大， 机构投资者对企业经营状况的关注度提高， 投资者会尽可能发挥其优势帮助企业渡过难关实现反转， 其积极效应在经济政策不确定性下更强。

（二）启示

本文通过检验机构投资者持股与危机企业反转之间的关系， 丰富了机构投资者持股的经济后果研究， 拓展了危机企业反转策略的研究思路， 对机构投资者正向治理效应的发挥和危机企业反转实践具有一定的现实意义和参考价值。具体来说： 第一， 企业应当大力引入机构股东， 鼓励优质机构投资者积极监督并参与公司治理。同时加强配合， 最大化发挥其对危机企业反转的积极作用， 实现投资者与企业之间的良性互动。第二， 机构投资者应充分发挥“压舱石”作用， 对于陷入危机的企业， 利用自身的多方面优势帮助企业减少信息不对称， 降低代理成本， 助力企业破解融资难、 融资贵以及投资效率低下的问题， 提升运营效率， 推动企业高质量发展。第三， 政府及监管部门应充分认识到机构投资者， 特别是以“国家队”为代表的奉行长期理念以及境内的机构投资者在危机企业实现反转中的显著作用， 继续引导、 鼓励机构投资者积极介入公司治理， 为企业纾困解难。第四， 信息环境的优劣会影响机构投资者积极作用的发挥。应进一步注重分析师在优化信息环境过程中的重要角色， 充分利用其专业特点， 提高证券市场信息传递效率。企业也应加强信息披露， 使利益相关方充分、 全面并尽可能准确地了解企业发展现状， 减轻信息不对称带来的不良经济后果。第五， 在当前各种经济政策不断出台、 企业面临更大经营不确定性的情境下， 企业应通过加大对机构投资者的吸引力度来获得其积极有力的帮助， 有效利用利益相关方资源以减小宏观经济政策变动对企业带来的冲击。

【 主 要 参 考 文 献 】

段海艳，李一凡，康淑娟．“紧缩”还是“复苏”？衰退企业业绩逆转的战略选择？［ J］．科学学与科学技术管理，2020（9）：84 ～ 104．

顾雷雷，郭建鸾，王鸿宇．企业社会责任、融资约束与企业金融化［ J］．金融研究，2020（2）：109 ～ 127．

姜付秀，石贝贝，马云飙．信息发布者的财务经历与企业融资约束［ J］．经济研究，2016（6）：83 ～ 97．

李蕾，韓立岩．价值投资还是价值创造？——基于境内外机构投资者比较的经验研究［ J］．经济学（季刊），2014（1）：351 ～ 372．

梁上坤．机构投资者持股会影响公司费用粘性吗？［ J］．管理世界，2018（12）：133 ～ 148．

刘新争，高闯．机构投资者抱团、外部治理环境与公司信息透明度［ J］．中南财经政法大学学报，2021（3）：26 ～ 35．

尚航标，宋学瑞，王智林．监督与纾困！机构投资者持股与企业投资效率的关系研究［ J］．技术经济，2022（3）：128 ～ 138．

汪玉兰，易朝辉．投资组合的权重重要吗？——基于机构投资者对盈余管理治理效应的实证研究［ J］．会计研究，2017（5）：53 ～ 59+97．

魏文君，李黎．机构投资者持股与企业杠杆操纵［ J］．财会月刊，2023（5）：21 ～ 30．

徐高彦，曹俊颖，陶颜，李佳馨．高管-员工薪酬差距、资产紧缩策略与危机企业反转［ J］．会计研究，2018（10）：58 ～ 65．

杨庆，魏文雅，赵毅．战略差异对危机企业反转的影响——取异还是求同？［ J］．软科学，2022（10）：70 ～ 76．

Baker S. R.， Nicholas B.， Davis S. J.. Measuring economic policy uncertainty［ J］． The Quarterly Journal of Economics，2016（4）：1593 ～ 1636．

Davis E. P.. Institutional investors， corporate governance and the performance of the corporate sector［ J］． Economic Systems，2002（3）：203 ～ 229．

Kaplan S. N.， Zingales L.. Do investment-cash flow sensitivities provide useful measures of financing constraints？［ J］． The Quarterly Journal of Economics， 1997（1）：169 ～ 215．

Richardson S.. Over-investment of free cash flow［ J］． Review of Accoun-ting Studies，2006（2）：159 ～ 189．

Shleifer A.， Vishny R. W.. Large shareholders and corporate control［ J］． Journal of Political Economy，1986（3）：461 ～ 488．