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【摘要】本文選取2010—2019年我國滬深A股上市公司為樣本，研究共同機構(gòu)投資者對企業(yè)非效率投資的影響。研究發(fā)現(xiàn)：共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)非效率投資行為，包括投資不足與投資過度；共同機構(gòu)投資者主要通過緩解代理問題、修正管理者認知偏差，從而抑制企業(yè)非效率投資。而且，管理者能力越弱、企業(yè)所處地區(qū)的市場化水平越高，共同機構(gòu)投資者對企業(yè)非效率投資的抑制作用越明顯。上述結(jié)論為企業(yè)提高投資效率提供了有益啟示，同時對于促進我國資本市場深化改革與經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展有一定的參考價值。

【關(guān)鍵詞】共同機構(gòu)投資者；代理問題；認知偏差；非效率投資

一、引言

隨著資本市場深化改革的推進，機構(gòu)投資者在資本市場中的地位愈發(fā)凸顯。共同機構(gòu)投資者作為機構(gòu)投資者中的特殊組成部分，是指同時持股兩家及以上同行業(yè)企業(yè)的機構(gòu)投資者。近年來，共同機構(gòu)投資者在我國資本市場已不鮮見，我國約34%的上市公司十大股東中存在共同機構(gòu)投資者[1]。已有研究大多認為，在投資組合利益最大化目標的驅(qū)動下，共同機構(gòu)投資者基于其治理專業(yè)性，會主動參與被投資企業(yè)經(jīng)營決策，為企業(yè)價值提升建言獻策[2]。并且，多家同行業(yè)企業(yè)的治理經(jīng)驗，使得共同機構(gòu)投資者具備比一般機構(gòu)投資者更強的治理能力，能夠更好地履行監(jiān)督職能[3]。此外，共同機構(gòu)投資者廣泛的信息來源也有利于資本市場信息流動，促進市場公平、有效發(fā)展。因此，對共同機構(gòu)投資者經(jīng)濟后果的研究，不僅有利于厘清共同機構(gòu)投資者對微觀企業(yè)的影響，還能夠在資本市場深化改革的背景下推動資本市場良性發(fā)展。非效率投資是指企業(yè)實際投資與最優(yōu)投資水平出現(xiàn)偏差，包括投資不足與投資過度。現(xiàn)有研究普遍認為，兩權(quán)分離引起的代理問題與市場分割導致的信息不對稱是企業(yè)非效率投資的根本原因[4]。首先，由于代理問題的存在，管理者出于私利動機，在進行投資決策時更傾向于滿足個人利益而非股東利益最大化。當管理者薪酬與業(yè)績掛鉤時，管理者更可能為了任期內(nèi)短期業(yè)績的提升而犧牲長遠利益，將企業(yè)或股東財富投入凈現(xiàn)值為負的項目，造成投資過度；或是懈于承擔責任，為規(guī)避投資風險而放棄凈現(xiàn)值為正的項目，造成投資不足[5]。其次，信息不對稱使得管理者在決策過程中難以獲取有用信息，從而所做出的投資決策可能并不符合投資預期，造成非效率投資。此外，管理者特征差異性使其不可避免地存在一定的認知偏差，導致其在基于主觀判斷進行投資決策時產(chǎn)生不同的投資效果。打開非效率投資的“黑箱”，有助于實現(xiàn)企業(yè)價值最大化目標。鑒于此，本文探討了共同機構(gòu)投資者對企業(yè)非效率投資的影響及其作用機制。本文可能的研究貢獻在于：第一，以往研究主要從董事會特征[6]、管理者特征[7]、政府干預[8]等方面進行分析，而本文基于微觀的共同機構(gòu)投資者視角，研究其對企業(yè)非效率投資的影響，彌補了現(xiàn)有關(guān)于非效率投資影響因素的文獻的不足。第二，已有文獻主要從共同機構(gòu)投資者緩解企業(yè)融資約束[2]、提高信息披露質(zhì)量[9]、促進產(chǎn)品市場協(xié)調(diào)[10]等視角進行討論，而本文基于企業(yè)非效率投資層面，探討共同機構(gòu)投資者如何影響企業(yè)投資效率，擴展了共同機構(gòu)投資者的經(jīng)濟后果的相關(guān)研究。第三，現(xiàn)有關(guān)于非效率投資成因的研究普遍基于代理問題、信息不對稱角度[4]，而本文從管理者認知偏差角度進行研究，為提高企業(yè)投資效率提供了新的研究視角，不僅有助于打開企業(yè)非效率投資的“黑箱”，也能夠為推動我國經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)型及促進資本市場深化改革提供新的參考。

二、文獻綜述

（一）共同機構(gòu)投資者的影響后果研究

從已有文獻來看，共同機構(gòu)投資者對微觀企業(yè)的影響尚未形成一致觀點。多數(shù)研究圍繞共同機構(gòu)投資者的外部治理作用，認為其對企業(yè)發(fā)展有正向影響。有學者認為，共同機構(gòu)投資者能夠主動參與公司治理，發(fā)揮積極的監(jiān)督作用，從而緩解治理外部性帶來的效率低下，緩解代理問題[11]，以及緩解企業(yè)面臨的融資約束，抑制企業(yè)避稅動機，進而減輕避稅活動對企業(yè)價值的損害[2]。有學者基于會計信息可比性視角發(fā)現(xiàn)，共同機構(gòu)投資者可能通過積極發(fā)聲、退出威脅等手段參與公司治理，迫使管理層選擇高可比性的會計信息[9]。并且，共同機構(gòu)投資者能夠在其投資組合公司間發(fā)揮信息橋梁作用，促使同行業(yè)企業(yè)增強會計信息可比性，提高信息披露質(zhì)量[12]。還有學者從產(chǎn)品市場角度肯定了共同機構(gòu)投資者對于企業(yè)的積極作用，如：共同機構(gòu)投資者能夠促進產(chǎn)品市場協(xié)調(diào)，為企業(yè)提供戰(zhàn)略利益[10]；共同機構(gòu)投資者能夠通過提高企業(yè)創(chuàng)新能力和營業(yè)利潤率，改善企業(yè)產(chǎn)品市場表現(xiàn)，進而提高企業(yè)價值[2]。但也有少數(shù)學者提出了不同意見，認為共同機構(gòu)投資者可能促進投資組合內(nèi)企業(yè)的合謀，隨之帶來的市場競爭程度下降可能導致企業(yè)對投資機會的敏感性降低，最終導致企業(yè)投資效率降低[13]。并且，合謀效應也會推動組合內(nèi)企業(yè)的盈余管理，致使行業(yè)信息不對稱，從而扭曲非投資組合內(nèi)企業(yè)的投資決策[14]。

（二）投資效率的影響因素研究

基于企業(yè)內(nèi)部層面，有學者從管理者特征視角出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)：管理者能力通過提高資金配置效率和信息透明度，提升企業(yè)投資效率[15]；高管背景，如海外背景、改革開放經(jīng)歷等能夠抑制企業(yè)非效率投資[7，16]，而從政經(jīng)歷增加了企業(yè)非效率投資的可能性[17]。此外，就管理者薪酬而言，現(xiàn)金薪酬對企業(yè)非效率投資行為有明顯抑制作用[18]。還有學者從董事會治理視角出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)：董事會資本通過監(jiān)督與資源供給作用機制改善了投資效率[19]；董事會結(jié)構(gòu)特征，如財務背景獨董比例、女性獨董比例提升能夠提升企業(yè)投資效率[4]，而董事會總體女性比例提升對投資效率具有負面作用[20]；內(nèi)部特征差異所形成的董事會斷裂帶程度越大，越能緩解非效率投資問題[6]；董事網(wǎng)絡中心度越高，企業(yè)投資效率越高[21]。此外，還有學者研究了信息披露質(zhì)量、融資方式等對投資效率的影響。基于企業(yè)外部層面，有學者從宏觀政策視角進行了研究，發(fā)現(xiàn)：寬松的貨幣政策通過提高企業(yè)的信貸可得性與降低現(xiàn)金流不確定性，改善投資不足，但同時增加了投資過度的可能性[22]；經(jīng)濟政策不確定性引起的企業(yè)風險承擔水平降低會導致企業(yè)投資不足，而購買董事高管責任險可以顯著緩解這一現(xiàn)象[23]；綠色信貸政策能夠抑制重污染企業(yè)過度投資，且這種抑制作用在國有企業(yè)中更為明顯[24]。還有學者從外部監(jiān)督角度指出：投資信息審計意見緩釋了投資過度但加劇了投資不足，當公司內(nèi)部治理環(huán)境較好時，投資信息審計意見對投資過度、投資不足都具有抑制作用[25]；媒體情緒、投資者注意力等在緩解投資不足的同時也加劇了投資過度[26，27]。此外，還有學者研究了政府干預、行業(yè)競爭等對企業(yè)投資效率的影響。綜上可知，已有研究主要從企業(yè)內(nèi)外部層面探討了投資效率的影響因素，但鮮有文獻從共同機構(gòu)投資者這一既能參與公司治理與內(nèi)部決策，又能影響企業(yè)外部競爭環(huán)境的特殊群體視角展開研究。共同機構(gòu)投資者如何影響企業(yè)投資效率？這一問題尚待研究。

三、研究假設

委托代理理論認為，在現(xiàn)代企業(yè)兩權(quán)分離的前提下，股東和管理者存在著不同的利益目標函數(shù)，理性的管理者在進行投資決策時，傾向于實現(xiàn)自身利益最大化而非股東利益最大化[15]。一方面，管理者可能出于謀取私利、鞏固控制地位以及追求功績的考慮，盲目擴張投資，造成投資過度[28]。另一方面，出于維護自身聲譽的考慮，管理者更可能放棄高風險、高回報的投資項目，而轉(zhuǎn)向“保守型”投資犧牲企業(yè)長遠發(fā)展，導致投資不足。此外，根據(jù)行為決策理論可知，管理者在決策過程中往往存在認知偏差，導致非理性的投資決策[29]。有一種解釋是，過度自信的管理者習慣于將前期的成功歸結(jié)于自身而將失敗歸結(jié)于外因，從而出現(xiàn)高估項目收益、忽視潛在風險的盲目樂觀，進而致使投資過度[15，30]。同時，管理者往往無法準確預測決策活動的成本與收益[21]，激烈的行業(yè)競爭導致的負外部性也會扭曲企業(yè)的投資決策[14]。這意味著管理者難以從龐雜的信息中獲得充分有用的信息以供決策，導致因決策偏差造成的非效率投資。而本文認為，共同機構(gòu)投資者能夠通過抑制管理者自利動機以及修正其認知偏差，提高投資效率。具體分析如下：第一，共同機構(gòu)投資者能夠通過發(fā)揮公司治理作用，緩解代理問題，從而抑制非效率投資。首先，相較于普通機構(gòu)投資者，共同機構(gòu)投資者更關(guān)注投資組合收益最大化而非單個企業(yè)利益最大化。共同機構(gòu)所有權(quán)每增加一單位的監(jiān)督成本，不僅能從單個企業(yè)中獲取監(jiān)督收益，還可以從投資組合中獲取組合收益，因而共同機構(gòu)投資者更有動力參與企業(yè)的治理活動與決策活動[2，11]。此時，共同機構(gòu)投資者更可能對管理者實施有效的監(jiān)督，抑制管理者的私利動機。其次，共同機構(gòu)投資者作為同行業(yè)多家企業(yè)的外部股東，在長期參與企業(yè)經(jīng)營決策的過程中，積累了豐富的監(jiān)督經(jīng)驗與治理經(jīng)驗，并且其還具有普通機構(gòu)投資者所不具備的行業(yè)專長，這就使得共同機構(gòu)投資者有著更低的監(jiān)督成本和更高的監(jiān)督效率。在參與公司治理的過程中，共同機構(gòu)投資者能夠?qū)⑾嚓P(guān)經(jīng)驗應用于其所投資企業(yè)中，從而整體提升對其所投資企業(yè)的監(jiān)督效果[3]。最后，共同機構(gòu)投資者作為資本市場中的專業(yè)投資者，具有更廣的信息搜尋渠道以及更低的搜集成本，能夠發(fā)揮信息的規(guī)模效應，及時識別管理者潛在的投機動機，進而減少企業(yè)的非效率投資行為。此外，共同機構(gòu)投資者能夠通過否決管理層遞交給股東大會的提案，甚至替換管理者等方式，阻止非效率投資決策的實施；當反對意見不被采納時，其還能夠采取退出威脅等手段進行博弈，從而抑制非效率投資[11，31]。第二，共同機構(gòu)投資者能夠通過提供有用信息，矯正管理者認知偏差，從而抑制企業(yè)非效率投資。首先，相較于普通機構(gòu)投資者，共同機構(gòu)投資者擁有豐富的行業(yè)知識與投資經(jīng)驗。當管理者因自身認知局限而錯誤判斷風險收益，做出非理性決策時，共同機構(gòu)投資者能夠基于自身經(jīng)驗為投資決策提供建議，幫助管理者矯正認知偏差，從而抑制非效率投資。其次，作為資本市場中的專業(yè)投資者，共同機構(gòu)投資者擁有更強的信息搜集和處理能力[11]，能夠幫助管理者高效做出決策。并且，出于干擾對手決策的目的，同行業(yè)企業(yè)往往會互相施加負外部性，比如進行盈余管理等[14]。這時，管理者由于企業(yè)間不正當競爭而出現(xiàn)決策偏差的可能性增加。而共同機構(gòu)投資者同時持股同行業(yè)多家企業(yè)，掌握著更多與企業(yè)發(fā)展相關(guān)的私有信息，當競爭企業(yè)企圖通過隱瞞私有信息扭曲經(jīng)營決策時，其出于投資組合利益最大化的動機，能夠憑借自身信息優(yōu)勢，降低企業(yè)間信息不對稱程度，為管理者決策提供有用信息，從而修正決策偏誤，抑制非效率投資。最后，共同機構(gòu)投資者能夠通過對企業(yè)經(jīng)營管理和投資決策施加實質(zhì)性影響，促進競爭企業(yè)之間建立戰(zhàn)略聯(lián)盟，避免組合內(nèi)的不利競爭，減少信息不對稱帶來的管理者投資決策失誤，進而抑制非效率投資[14]。基于上述分析，本文提出如下假設：假設1：共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)非效率投資。假設1a：共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)投資不足。假設1b：共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)投資過度。

四、研究設計

（一）研究樣本與數(shù)據(jù)來源

本文選取2010~2019滬深A股上市公司為研究樣本，并對原始數(shù)據(jù)做如下處理：剔除變量缺失的樣本企業(yè)；剔除金融及保險業(yè)樣本企業(yè)；剔除ST、PT等異常樣本企業(yè)。最終得到16749個觀測值。相關(guān)數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文數(shù)據(jù)處理通過Stata15完成，為避免異常值的影響，對所有連續(xù)變量進行上下1%的縮尾處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量。本文采用Richardson[32]的殘差度量模型測度企業(yè)投資效率，并且用模型回歸估計的殘差ε表示非效率投資程度[15]。ε>0表示投資過度，ε<0表示投資不足，且其絕對值越大則非效率投資程度越高，否則非效率投資程度越低。具體模型如下：Invi，t=α0+α1Growthi，t-1+α2Sizei，t-1+α3Levi，t-1+α4Cashi，t-1+α5Agei，t-1+α6Ri，t-1+α7Invi，t-1+Industry+reptdt+ε（1）模型（1）中，i和t分別表示企業(yè)個體與年份，Inv表示企業(yè)投資規(guī)模，Growth、Size、Lev、Cash、Age、R分別表示企業(yè)成長性、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、現(xiàn)金持有量、上市年限、股票年度收益率，同時控制行業(yè)（Industry）和年度（reptdt）虛擬變量。2.解釋變量。借鑒杜勇等[14]的做法，從是否存在共同機構(gòu)投資者（Coz1）、共同機構(gòu)投資者聯(lián)結(jié)程度（Coz2）、共同機構(gòu)投資者持股比例（Coz3）三個維度進行測度：若企業(yè)存在持有本企業(yè)與同行業(yè)其他企業(yè)均不低于5%股份的機構(gòu)投資者，則Coz1為1，否則為0；企業(yè)存在上述類型機構(gòu)投資者的個數(shù)加1取自然對數(shù)為Coz2；本企業(yè)所有上述類型機構(gòu)投資者持股比例之和為Coz3。按照季度指標構(gòu)建上述變量，取各季度指標加權(quán)平均值為相應年度指標數(shù)據(jù)。3.控制變量。參照已有文獻[6，16]，本文選取資產(chǎn)負債率（Lev）、資產(chǎn)回報率（Roa）、有形資產(chǎn)占比（Tang）、兩職合一（Dual）、獨董比例（Indir）、管理層持股比例（MH）、上市年限（Age）作為控制變量，同時還控制了年度和行業(yè)虛擬變量。

（三）模型構(gòu)建

為驗證共同機構(gòu)投資者對企業(yè)投資效率的影響，本文構(gòu)建如下模型：Inv_absi，t=α0+α1Coz1i，t-1+α2Controls+ε（2）Inv_underi，t=α0+α1Coz2i，t-1+α2Controls+η（3）Inv_overi，t=α0+α1Coz3i，t-1+α2Controls+δ（4）

五、實證檢驗

（一）主要變量描述性統(tǒng)計

由表2可知，Inv_abs均值為0.070，最大值、最小值分別為0和0.370，說明不同企業(yè)之間投資效率差異較大。投資不足組樣本有11643個，Inv_under最大值為0.280；投資過度組樣本有5106個，Inv_over最大值為0.370，說明滬深A股上市公司中投資不足現(xiàn)象較為普遍，但投資過度現(xiàn)象更為嚴重。Coz1均值為0.120，說明約有12%的企業(yè)存在共同機構(gòu)投資者；Coz2均值為0.090、中位數(shù)為0、最大值為1，說明多數(shù)企業(yè)并不存在共同機構(gòu)投資者，企業(yè)存在共同機構(gòu)投資者個數(shù)最多的約為2個；Coz3均值為0.030、最大值為0.580，說明企業(yè)共同機構(gòu)投資者平均持股比例為3%，最高持股比例為58%。各控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與已有文獻較為一致，在此不再贅述。

（二）基準回歸結(jié)果

共同機構(gòu)投資者與非效率投資的回歸結(jié)果如表3所示。考慮到共同機構(gòu)投資者作用的發(fā)揮存在一定滯后性，本文將解釋變量共同機構(gòu)投資者（Coz1、Coz2、Coz3）滯后一期進行回歸，如表3中L.Coz1、L.Coz2、L.Coz3所示（下表同）。在總樣本中，共同機構(gòu)投資者（L.Coz1、L.Coz2、L.Coz3）的回歸系數(shù)分別為-0.007、-0.010、-0.016，且均在1%的水平上顯著，說明共同機構(gòu)投資者對企業(yè)非效率投資發(fā)揮抑制作用。在投資不足組，滯后一期共同機構(gòu)投資者的回歸系數(shù)分別為-0.003、-0.004、-0.007，且至少在5%的水平上顯著，說明共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)投資不足。在投資過度組，共同機構(gòu)投資者的回歸系數(shù)分別為-0.011、-0.015、-0.028，且至少在10%的水平上顯著，說明共同機構(gòu)投資者對企業(yè)投資過度產(chǎn)生負向影響。上述組別的檢驗結(jié)果均與本文假設一致。

（三）內(nèi)生性檢驗

本文的研究可能存在潛在的內(nèi)生性問題。一方面，由于共同機構(gòu)投資者持股同行業(yè)股票并非隨機選擇，而是由于同行業(yè)企業(yè)具有共同特征或共同機構(gòu)投資者本身投資偏好等所致，因此可能存在一定的樣本自選擇問題。另一方面，可能存在其他影響共同機構(gòu)投資者投資偏好及企業(yè)投資決策的重要變量未被納入模型，從而導致回歸結(jié)果偏誤。此外，非效率投資程度較低的企業(yè)可能更容易受到共同機構(gòu)投資者的關(guān)注，因此可能存在雙向因果問題。為克服上述問題，本文參照已有文獻，采用以下方式進行處理。

1.Heckman兩階段回歸。為解決潛在的樣本自選擇問題，本文借鑒邢斐等[3]的研究，采用Heck?man兩階段回歸進行檢驗。在第一階段，將Lev、Roa、Tang、Dual、Indir、MH、Age等控制變量滯后一期，對L.Coz1進行Probit回歸，并計算出逆米爾斯比率（IMR）；在第二階段，將IMR放入模型中進行回歸，結(jié)果如表4所示。由表4第（2）列可以看出，逆米爾斯比率（IMR）與非效率投資的系數(shù)在1%的水平上顯著，說明存在樣本選擇偏差問題。而共同機構(gòu)投資者（L.Coz1）與非效率投資的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，證明共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)非效率投資；第（4）列中共同機構(gòu)投資者與投資不足的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，第（6）列中共同機構(gòu)投資者與投資過度的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負，說明共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)投資不足與投資過度。這一結(jié)果表明，在控制了樣本選擇偏差問題后，本文結(jié)論依然成立。

2.PSM檢驗。本文還采用了傾向匹配得分法（PSM）來緩解樣本自選擇問題。首先，按企業(yè)是否被共同機構(gòu)投資者持股分為實驗組和對照組。其次，對Lev、Roa、Tang、Dual、Indir、MH、Age等控制變量進行1∶1最近鄰匹配，而后重新進行回歸，結(jié)果如表5所示。表5第（1）列中，共同機構(gòu)投資者（L.Coz1）與非效率投資的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)非效率投資。第（2）列中共同機構(gòu)投資者與投資不足的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，第（3）列中共同機構(gòu)投資者與投資過度的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負，說明共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)投資不足與投資過度。可見，在重新匹配樣本后本文結(jié)論依然成立。

3.工具變量檢驗。為解決可能存在的遺漏變量與雙向因果問題，本文使用工具變量進行檢驗。參考周泰云等[2]的研究，將滬深300指數(shù)的變動作為工具變量（ln300，若企業(yè)當年屬于滬深300指數(shù)則取值為1，否則為0），重新進行回歸，兩階段回歸結(jié)果如表6所示。在第一階段，ln300與非效率投資、投資不足、投資過度的回歸系數(shù)分別為0.115、0.116、0.111，且均在1%的水平上顯著。在第二階段，共同機構(gòu)投資者（L.Coz1）與非效率投資、投資不足的回歸系數(shù)分別為-0.050、-0.041，且在1%的水平上顯著，而與投資過度的回歸系數(shù)并不顯著。這說明共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)非效率投資、投資不足，但對投資過度并未產(chǎn)生明顯的抑制作用。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.變換被解釋變量的度量方式。為檢驗研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文借鑒姚立杰等[15]的方法，將模型（1）的殘差按四分位數(shù)進行分組，取前25%為投資不足樣本，后25%為投資過度樣本，取絕對值衡量非效率投資，重新進行回歸。結(jié)果顯示（囿于篇幅，表略）：共同機構(gòu)投資者與非效率投資、投資不足、投資過度的回歸系數(shù)分別為-0.010、-0.007、-0.011，且至少在5%的水平上顯著，說明共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)非效率投資、投資不足與投資過度，本文結(jié)論依然成立。

2.子樣本回歸。2014年以來，財政部對企業(yè)會計準則進行了大規(guī)模修訂，這可能對會計信息可比性產(chǎn)生較大影響，進而影響企業(yè)投資效率[33]。因此，本文選擇2014年及以前年度樣本代入模型重新進行回歸。結(jié)果顯示（囿于篇幅，表略）：共同機構(gòu)投資者與非效率投資、投資不足、投資過度的回歸系數(shù)分別為-0.009、-0.006、-0.024，且均在1%的水平上顯著。可見，在未受會計準則變動影響的情況下，本文主要結(jié)論依然成立。

3.增加控制變量。當企業(yè)股票市場表現(xiàn)較好時，在一定程度上反映了其管理者能力受到普遍認可，相較于其他企業(yè)，該企業(yè)的管理者認知偏差程度較低；并且，股票市場表現(xiàn)較好的企業(yè)更容易受到嚴格監(jiān)督，此時，其由于管理者認知偏差、代理問題而導致的非效率投資可能更少。此外，有學者認為審計質(zhì)量會對企業(yè)投資效率產(chǎn)生影響[34]。因此，本文在原有模型的基礎上加入股票市場表現(xiàn)、審計質(zhì)量等控制變量進行進一步檢驗。對于股票市場表現(xiàn)，采用企業(yè)個股交易量（tran）、股票年回報率（Return）作為代理變量；對于審計質(zhì)量，采用會計師事務所知名度，即是否四大會計師事務所（Au?dit）作為替代變量進行度量。結(jié)果顯示（囿于篇幅，表略）：共同機構(gòu)投資者與非效率投資、投資不足、投資過度的回歸系數(shù)分別為-0.007、-0.002、-0.010，且至少在5%的水平上顯著，進一步證實了本文主要結(jié)論。

六、進一步分析

（一）共同機構(gòu)投資者降低代理成本的機制檢驗

由于股東與管理者存在著不同的利益目標函數(shù)，管理者可能出于自利動機而扭曲投資決策，導致非效率投資。本文認為共同機構(gòu)投資者基于自身的豐富經(jīng)驗、信息優(yōu)勢、博弈能力，能夠識別、抑制管理者自利動機，降低代理成本，抑制企業(yè)非效率投資。為驗證這一路徑，本文采用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Tat）、企業(yè)違規(guī)（If_vio）作為代理成本的替代變量。總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率能夠反映企業(yè)資產(chǎn)運營效率，資產(chǎn)運營效率低或無效即代表代理成本較高，否則為代理成本較低[35]。按照總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率中位數(shù)，將樣本分為總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率高組和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率低組。存在企業(yè)違規(guī)能夠在一定程度上反映出因管理者自利動機而產(chǎn)生的代理成本增加，未發(fā)生企業(yè)違規(guī)則代表代理成本較低。按照樣本期內(nèi)企業(yè)是否存在違規(guī)，分為企業(yè)違規(guī)組和企業(yè)未違規(guī)組。在總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率低組，共同機構(gòu)投資者（L.Coz1）和非效率投資的回歸系數(shù)為-0.004，且在1%的水平上顯著；而在總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率高組，共同機構(gòu)投資者和非效率投資的回歸系數(shù)并不顯著。第（3）（4）列顯示：在企業(yè)違規(guī)組，共同機構(gòu)投資者和非效率投資的回歸系數(shù)為-0.005，且在1%的水平上顯著；而在企業(yè)未違規(guī)組，共同機構(gòu)投資者和非效率投資的回歸系數(shù)并不顯著。這說明，當企業(yè)資產(chǎn)運營效率較低以及存在違規(guī)行為時，共同機構(gòu)投資者更可能降低代理成本，從而抑制非效率投資。

（二）共同機構(gòu)投資者修正管理者認知偏差的機制檢驗

由于管理者認知偏差的存在，管理者面對投資機會時可能盲目樂觀地高估收益、低估風險而造成過度投資，或者放棄長遠可持續(xù)收益轉(zhuǎn)而選擇期限短、風險低的投資項目造成投資不足。而共同機構(gòu)投資者能夠提供有用信息，修正管理者認知偏差，從而抑制非效率投資。本文從管理者過度自信、管理者短視兩個角度驗證這一機制。對于管理者過度自信，本文借鑒徐玉德等[36]的觀點，認為過度自信的高管會有更高的資本支出，以資本支出與總資產(chǎn)的比值作為管理者過度自信的衡量指標，若該比值處于行業(yè)前五分之一，則視為管理者存在過度自信，其余即視為管理者不存在過度自信。對于管理者短視，本文借鑒鐘宇翔等[37]的思路，由于債權(quán)人與股東對企業(yè)有不同的利益期望，其對高風險投資與投資失敗的擔憂會造成管理者短視，且相較于短期負債，長期負債債權(quán)人更關(guān)心企業(yè)經(jīng)營狀況與投資決策，因此采用長期負債作為管理者短視的替代變量。若樣本期內(nèi)存在長期負債則為管理者短視組，否則為管理者未短視組。分組回歸結(jié)果如表8所示。表8第（1）（2）列顯示：在管理者過度自信組，共同機構(gòu)投資者（L.Coz1）與非效率投資的回歸系數(shù)為-0.003，且在1%的水平上顯著；在管理者未過度自信組，共同機構(gòu)投資者與非效率投資的回歸系數(shù)為-0.003，但并不顯著。第（3）（4）列顯示：在管理者短視組，共同機構(gòu)投資者與非效率投資的回歸系數(shù)為-0.007，且在5%的水平上顯著；在管理者未短視組，共同機構(gòu)投資者與非效率投資的回歸系數(shù)為-0.001，但并不顯著。上述結(jié)果意味著，當管理者存在認知偏差時，共同機構(gòu)投資者更可能發(fā)揮作用，抑制企業(yè)非效率投資。

（三）管理者能力對共同機構(gòu)投資者與企業(yè)非效率投資關(guān)系的影響

本文證實了共同機構(gòu)投資者對于非效率投資的抑制作用，但企業(yè)管理者能力可能對這一效應產(chǎn)生影響。一方面，基于聲譽理論，能力較強的管理者出于維護自身聲譽的考慮，更可能會減少自身的機會主義行為，從而降低代理成本。并且，良好的個人聲譽能夠增強股東對管理者的認可，從而緩解代理問題[15]。另一方面，能力較強的管理者擁有更為豐富的專業(yè)知識、管理經(jīng)驗以及更強的信息獲取能力[38]，其對共同機構(gòu)投資者通過提供有用信息矯正管理者認知偏差從而抑制企業(yè)非效率投資形成了替代作用。因此本文認為，共同機構(gòu)投資者對于企業(yè)非效率投資的抑制作用可能在管理者能力較弱的企業(yè)中更為明顯。基于此，本文借鑒已有文獻普遍采用的DEA+Tobit兩階段模型[39]測度管理者能力，將樣本分為管理者能力高、管理者能力低兩組，并進行分組回歸，結(jié)果如表9所示。由表9第（1）（3）（5）列可以看出，當管理者能力較強時，共同機構(gòu)投資者（L.Coz1）對于企業(yè)非效率投資、投資不足、投資過度均無顯著抑制作用；由第（2）（4）（6）列可知，當管理者能力較弱時，共同機構(gòu)投資者與企業(yè)非效率投資、投資不足、投資過度的回歸系數(shù)至少在5%的水平上顯著為負。這說明較強的管理者能力削弱了共同機構(gòu)投資者對企業(yè)非效率投資的抑制作用，在管理者能力較弱的企業(yè)中共同機構(gòu)投資者更能夠發(fā)揮對非效率投資的抑制作用。

（四）市場化進程對共同機構(gòu)投資者與企業(yè)非效率投資關(guān)系的影響

如前文所述，我國正處于經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵階段，地區(qū)市場化進程的不平衡始終是阻礙經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)型的重要因素。已有研究認為，市場化水平越高的地區(qū)，市場競爭越激烈，管理者更愿意承擔風險，從而提高企業(yè)投資效率[40]。然而，激烈的市場競爭可能促使競爭企業(yè)隱瞞私有信息，從而扭曲競爭對手的經(jīng)營決策，導致非效率投資。本文認為，地區(qū)市場化水平高會加強共同機構(gòu)投資者通過促進私有信息流通，避免其投資組合內(nèi)不利競爭的作用，呈現(xiàn)出對企業(yè)非效率投資更強的抑制作用。為驗證以上推論，采用樊綱所編的市場化指數(shù)作為市場化進程的替代變量，將樣本分為市場化水平高、市場化水平低兩組，進行分組回歸，結(jié)果如表10所示。由表10第（1）（3）（5）列可知，在市場化水平高組，共同機構(gòu)投資者（L.Coz1）與企業(yè)非效率投資、投資不足、投資過度的回歸系數(shù)至少在5%的水平上顯著為負；由第（2）（4）（6）列可知，在市場化水平低組，共同機構(gòu)投資者與企業(yè)非效率投資的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負，而與投資不足、投資過度的回歸系數(shù)均不顯著。這說明在市場化水平較高地區(qū)的企業(yè)，共同機構(gòu)投資者更能發(fā)揮抑制企業(yè)非效率投資的作用。

七、研究結(jié)論與建議

本文選取2010~2019年滬深A股上市公司為樣本，研究共同機構(gòu)投資者對企業(yè)非效率投資的影響。研究發(fā)現(xiàn)：共同機構(gòu)投資者能夠抑制企業(yè)非效率投資，包括投資不足與投資過度；共同機構(gòu)投資者能夠通過降低企業(yè)代理成本、修正管理者認知偏差，從而抑制企業(yè)非效率投資；當企業(yè)管理者能力不同、所處地區(qū)市場化進程不同時，共同機構(gòu)投資者對企業(yè)非效率投資的影響也不同。管理者能力越弱，共同機構(gòu)投資者越能夠發(fā)揮對企業(yè)非效率投資的抑制作用；而相較于市場化水平較低的地區(qū)，在市場化水平較高的地區(qū)，共同機構(gòu)投資者對企業(yè)非效率投資的抑制作用更明顯。基于以上研究結(jié)論，本文提出如下建議：第一，對于企業(yè)來說，應在進一步完善公司治理體系的基礎上，充分考慮共同機構(gòu)投資者的積極作用，利用共同機構(gòu)投資者的監(jiān)督優(yōu)勢、信息優(yōu)勢、經(jīng)驗優(yōu)勢，彌補企業(yè)內(nèi)部局限性。共同機構(gòu)投資者也應發(fā)揮自身專長，積極參與公司治理、經(jīng)營決策，幫助企業(yè)提高決策效率、治理水平，助力企業(yè)長遠發(fā)展。第二，對于管理者來說，應“任人唯賢”，將能力強者放在企業(yè)管理者這一關(guān)鍵崗位。同時，在任管理者應清晰地認知企業(yè)目標與自身局限，以股東利益最大化為首要目標，在進行經(jīng)營決策時充分考量共同機構(gòu)投資者等利益相關(guān)方的意見與建議，避免決策失誤，做好企業(yè)“舵手”，促進企業(yè)行穩(wěn)致遠。第三，對于相關(guān)政府部門來說，應著手制定相關(guān)政策，鼓勵共同機構(gòu)投資者積極參與公司治理，助力企業(yè)發(fā)展。同時，也要防止市場競爭導致的共同機構(gòu)投資者信息壟斷，從而促進市場良性競爭。

作者:任萍 寧晨昊 趙英會