稳定型机构投资者退出威胁能够抑制国有企业过度投资吗

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稳定型机构投资者退出威胁能够抑制国有企业过度投资吗？
廖静 刘星
(重庆大学经济与工商管理学院，重庆 400030)
摘 要： 本文基于中国国有企业过度投资的视角，关注了国有企业中稳定型机构投资者退出威胁的经济后果。以2007-2017年间沪深A股国有上市公司为样本，实证检验了退出威胁与国有企业过度投资间的关系。研究发现，稳定型机构投资者退出威胁对国有企业过度投资行为具有抑制作用，即稳定型机构投资者退出威胁程度越高，国有企业过度投资的概率越低，这一结论在控制了影响滞后性、内生性等问题后依然成立。进一步研究发现，信息透明度、代理成本、外部经济环境产生了调节效应，即企业信息透明度越高、代理冲突程度越低以及外部经济环境不确定性越强，则稳定型机构投资者退出威胁对过度投资的抑制作用更强。
关键词： 稳定型机构投资者； 退出威胁； 国有企业； 过度投资
一、引言
近年来，伴随着国家对于长期发展机构投资者政策的日益明朗，以及为机构投资者发展提供了良好的外部空间[1]，使得中国股票市场的机构投资者无论是数量，还是持股市值，都获得了跨越式增长。机构投资者，尤其是稳定型机构投资者，由于持股规模较大、持股时间较长及持股较稳定，往往具备主动参与公司治理的能力与动力[2]。稳定型机构投资者会利用自身的股权制衡机制、投票机制、监督机制等对控股股东或管理层产生约束，使其成为一名合格的监督者，以保护自身利益[3]。例如格力电器在2012年董事会换届选举中，由多家机构投资者联名提名的候选人成功当选董事，这也是机构投资者首次提名董事进入上市公司决策层。对于以稳定型机构投资者为代表的外部大股东，其实现监督与治理的链条，如陈克兢(2018)[4]所述为监督(用手投票)→退出威胁(用嘴威胁)→退出(用脚投票)。而且由于稳定型机构投资者持股比例相对较多，且能够相对自由减持股份，从而具备利用“退出威胁”作为其获取足够利益以及缓解与控股股东关系的重要手段[5]，而且无论是实质性退出威胁还是策略性退出威胁，都是稳定型机构投资者提升治理能力、改善公司业绩及实现自身价值的有效治理模式[6]。例如，2010年涪陵榨菜(002507)刚上市后，由于其在股票市场的疯狂表现及引发的监管部门关注，从而某投资机构人士宣称，将“毫不犹豫”卖出，这也印证了机构投资者的退出威胁在中国资本市场实实在在存在。因此，在现有制度环境下，针对稳定型机构投资者退出威胁问题研究，具有重要的理论与现实意义。然而，由于难以对退出威胁直接观察，现有文献的关注度并不高，仅有部分文献针对外部大股东退出威胁的治理效果进行了研究[4,7-9]，认为退出威胁能够发挥治理效应，尤其是能够约束管理层或控股股东私利行为。但是，一方面，现有文献对于退出威胁能否约束因管理层或控股股东私利而引发的过度投资行为等财务决策，却并未给予关注。尤其是，当前中国国有企业普遍存在为地方政府保证GDP增速而实施过度投资[10]，从而稳定型机构投资者能否产生治理效应，就变得更为重要。另一方面，现有文献对于退出威胁的实施主体，多定义为外部大股东，却忽略了并非所有外部大股东都具备治理的能力与主动性，仅有类似稳定型机构投资者这种持股比例较多且持股时间较长的外部大股东，才会积极参与到企业决策中。
在上述背景下，一个自然的问题便是，稳定型机构投资者的退出威胁能否抑制国有企业过度投资行为，以及作用机理是什么。本文主要逻辑在于，国有企业因需要满足政府需要及控股股东需要，存在过度投资，稳定型机构投资者存在发现国有企业过度投资的能力与抑制过度投资的动机，会以退出威胁为方式产生监督与治理。其中影响机制表现为：首先，从信息传递理论角度，稳定型机构投资者具备一定的信息优势与判断的专业性，能够及早发觉国有企业过度投资倾向；其次，从委托代理理论角度，稳定型机构投资者具备降低其与控股股东及管理层代理成本的能力，能够提升公司治理水平；再者，从经济周期理论角度，稳定型机构投资者能够降低经济周期变化的不确定性，并能够在保证自身利益的基础上抑制过度投资行为。
本文的潜在贡献在于：第一，丰富了退出威胁经济后果的研究文献。现有针对退出威胁的研究，多集中于公司治理框架，如对控股股东或管理层私利的影响，并未关注对财务决策的影响，本文基于过度投资视角讨论退出威胁的后果，发现退出威胁能够抑制过度投资，不但为退出威胁影响企业财务决策提供了新的经验证据，也延伸了退出威胁问题研究的领域，是对现有文献的有益补充。第二，凝练了能够实施退出威胁的主体。现有文献多将实施退出威胁的主体定义为外部大股东，然而，并非所有的外部大股东都具备实施退出威胁的能力，尤其是一些交易型机构投资者，而本文则将其定义为稳定型机构投资者，针对真正能够通过实施退出威胁实现治理效应的对象进行研究，既能够真正体现退出威胁的效果，也能够深化对不同类型机构投资者的认识。第三，揭示了退出威胁影响财务决策的潜在机制。现有文献对退出威胁发挥作用的潜在机制关注不足，也并未关注退出威胁是如何对财务决策产生影响的。而本文研究发现，信息透明度、代理成本、外部经济环境成为退出威胁发挥作用的中介渠道，也就是只有管理层或控股股东意识到稳定型机构投资者实施的退出威胁可能影响其股票市场表现，而使得退出威胁变得“可置信”时，退出威胁才能够真正发挥作用，从而本文厘清了退出威胁对财务决策产生影响的路径。
二、文献回顾与理论分析
(一)文献回顾
以机构投资者为代表的外部大股东，能够利用自身的专业能力对企业产生治理与监督，已经得到较多文献的认可。虽然也有文献质疑过，认为中国企业的机构投资者持股比例相对偏低，未必具备足够的动机和能力参与公司治理[11]，但更多文献认为随着中国资本市场制度的改革、市场化进程的提升，机构投资者能在保护投资者、提升信息质量、改善投融资效率以及提升公司价值层面产生作用[12]。之所以会出现结论差异，其中重要的原因在于，机构投资者存在异质性，只有长期、稳定且持股规模较大的稳定型机构投资者，才具备参与公司治理、监督企业的能力与动机[13]。机构投资者可以通过“用脚投票”而“一走了之”，以此发挥治理作用[14]，但若机构投资者作为外部大股东，其减持股份，尤其是全部减持股份后，与上市公司之间往往会“脱离”关系，从而退出威胁就成为外部大股东实施治理的一种有效方式[15]。现有文献也针对外部大股东退出威胁所产生的治理效应进行了相应的研究，姜付秀等(2015)[7]指出，退出威胁能显著地降低控股股东私利行为；Hope等(2017)[8]、陈克兢(2019)[9]均指出，可置信的退出威胁能够缓解其与管理层之间的代理问题；陈克兢(2018)[4]也指出，退出威胁能够有效发挥盈余管理的治理作用。
现有文献的研究思路与研究结论为本文开展研究提供了有益的借鉴，但现有文献依然存在两个主要问题有待探讨。一是现有文献对于实施退出威胁的主体，往往都全部定义为外部大股东，然而并非所有的外部大股东都具备实施退出威胁的能力。一方面，部分外部大股东自身并不具备参与企业决策的能力，例如姜付秀等(2015)[7]通过企业是否参与了股权分置改革定义退出威胁，陈克兢(2019)[9]也将研究对象定义为非控股的外部大股东，而这忽略了不同外部大股东之间的差异；另一方面，部分外部大股东虽然持股比例较高，但往往持股时间较短，交易较为频繁，例如交易型机构投资者，从而并不具备参与企业决策的主动性。二是现有文献的关注点主要集中在退出威胁对公司治理体系产生的影响，即退出威胁如何抑制了管理层或控股股东的直接私利，但忽略了进一步对管理层或控股股东通过制定企业决策而获取私利的行为，即忽略了退出威胁对企业财务产生的影响。尤其是对于稳定型机构投资者，其不但会及时关注自身利益，且具备足够的专业性，具备约束过度投资等有损企业价值行为的动机和洞察过度投资的能力与敏感度。于是，当发觉企业存在过度投资时，若稳定型机构投资者无法通过常规机制实施监管，且并不想完全退出时，就会发出退出威胁，迫使控股股东在私利与股票市场利益间做出选择。
(二)理论分析与研究假设
稳定型机构投资者实施退出威胁，既能够引发控股股东或管理层的重视，影响控股股东或管理层决策，降低其攫取私利的行为，提升公司治理水平，带来企业长期绩效的提升，也能够为稳定型机构投资者带来足够收益，避免了稳定型机构投资者真正减持，从而带来所在公司股价的稳定，以此形成“双赢”。首先，从信号传递理论来看，稳定型机构投资者退出威胁提升了企业信息质量，降低了过度投资行为。稳定型机构投资者的监管行为能够提升企业披露信息的及时性与完整性。一方面，稳定型机构投资者具备参与公司治理的主动性，也有约束与规范信息披露制度的能力。稳定型机构投资者通常持股时间较长，更加关注自身所能够获得的长期受益，也更加仔细甄别与解读企业披露的信息[16]。另一方面，稳定型机构投资者除了通过企业披露的定期报告与临时报告获取信息外，还主动通过业绩说明会、电话会议或现场参观等方式进行更深入的了解，以此更好地做到“眼见为实”[17]。尤其是稳定型机构投资者往往通过实地调研的方式获取企业的真实信息，了解企业真正的经营活动动态，以此抑制企业对信息的操弄力度[18]。所以，稳定型机构投资者在监督的过程中，通过实施退出威胁的方式，增加企业进行盈余管理的边际成本，减少盈余管理的边际收益，以此提升信息质量。于是，伴随信息质量的提升，稳定型机构投资者监管过程中同样能够发觉企业的无效率投资行为，并能够通过实施退出威胁的治理方式获得重视。而通过信息层面的监管，稳定型机构投资者实施的退出威胁能够被控股股东或管理层相信，那么控股股东或管理层一方面会提升投资效率，保障稳定型机构投资者利益，另一方面也会相信稳定型机构投资者间会存在一致行动，某个稳定型机构投资者的退出威胁会影响到其他机构投资者的行为[19]，从而就会降低过度投资的行为。
其次，从委托代理理论来看，稳定型机构投资者退出威胁降低了控股股东及管理层私利的程度，降低了过度投资行为。机构投资者是介于控股股东与中小股东之间的第三方力量[20]，而稳定型机构投资者由于具备非控股股东与非小股东的双重身份，就存在与管理层之间的第一类代理成本以及与控股股东之间的第二类代理成本的双重代理问题。一方面，稳定型机构投资者由于更加关注自身的长期利益，而并非单纯的股票市场利益，就使得稳定型机构投资者成为除控股股东之外的管理层监督者，通过改善公司信息披露水平、增加管理层薪酬-绩效敏感度，甚至更换管理层的方式[21]，缓解管理层的投机行为，也降低管理层的私利行为。例如易方达等3家基金公司就曾于2013-2014年间向上海家化(600315)派驻了董事，并对其管理层人员的更换产生了作用。另一方面，稳定型机构投资者存在对控股股东谋取私利进行遏制的行为，并降低了控股股东的侵占行为。稳定型机构投资者能够通过控制上市公司“恶意派现”、提升盈余质量、提升业绩等方式对控股股东产生制衡作用，尤其是在中国企业中，稳定型机构投资者的积极影响会更加表现为对控股股东侵占行为的约束[22]。虽然早期研究指出机构投资者在公司治理过程中对于降低国有企业的代理成本并没有产生积极作用[23]，但近年来的研究却表明机构投资者已经在国有企业中产生了更为明显的治理效果[24]。于是，稳定型机构投资者可以通过实施退出威胁，降低代理成本，提升治理水平，控制过度投资行为。因此，稳定型机构投资者发觉企业存在过度投资时，会通过实施退出威胁，将公司股价压低，以影响管理层薪酬水平及控股股东财富的方式引发管理层及控股股东的重视。另外，由于管理层的薪酬对股价存在敏感度，控股股东因持股比例较高而财富较为集中，具有难以分散的风险[25]，从而管理层及控股股东就会通过降低过度投资向稳定型机构投资者传递“信任”的信号，即控股股东或管理层认可了其监督行为，并通过降低过度投资向其“示弱”[26]，也会通过降低过度投资保证稳定型机构投资者的利益。这既包括降低过度投资对企业长期绩效的影响，以此保证了稳定型机构投资者获得稳定的真实收益，也包括因降低过度投资而带来的股票市场“回暖”。
再者，从经济周期理论来看，稳定型机构投资者的专业优势及理性判断等降低了外部经济周期变化对企业的不确定性，从而其退出威胁在对企业产生警示作用的同时，改变了企业决策，降低了过度投资行为。相较于控股股东等内部大股东，机构投资者更加关注宏观经济变化以及宏观经济对企业短时间内发展的影响，会根据对整体经济环境的判断，调整自身决策。于是，一方面，稳定型机构投资者具备预测外部经济周期变化的能力，在外部经济周期变化时，稳定型机构投资者决策的改变也影响控股股东或管理层决策；另一方面，外部经济周期变化的不确定性影响企业收益及其股价表现，也影响到稳定型机构投资者的利益。于是，外部经济周期存在较大不确定性与风险时，稳定型机构投资者会主动发挥治理作用，以降低外部环境的影响[27]。例如，当地方政府出现主要领导更替时，稳定型机构投资者往往就会以“中立者”的身份对更替事件做出预期判断，并引导企业决策适应外部环境的变化。同时，稳定型机构投资者在经济环境发生变化时做出的决策改变，也会传递到股票市场中，使得企业股价产生波动[28]，这同样会使得控股股东或管理层信任稳定型机构投资者的判断。然而，在外部经济周期发生变化时，企业很可能会通过过度投资应对环境变化中的风险[29]。而此时，稳定型机构投资者实施的退出威胁，不但可信度提升，也会引发控股股东或管理层的格外重视。一方面，由于稳定型机构投资者为“旁观者”，其决策较少受到企业内部影响，往往会更加符合企业发展状况，能够降低经营风险；另一方面，在外部经济周期不确定性条件下，企业外部融资环境会变差，会影响到企业的银行信贷，也会使得企业无法获得足够资金或是需要以更高价格获得资金[30]，从而面对稳定型机构投资者的退出威胁，控股股东或管理层就不会轻易地让其离开，而是会满足其要求。
基于上述分析，本文提出研究假说：稳定型机构投资者退出威胁与企业过度投资间存在显著负相关关系，即稳定型机构投资者退出威胁程度越大，则企业过度投资的概率越低。
三、研究设计
(一)变量定义
1．稳定型机构投资者界定
现有针对机构投资者类型进行划分的方法主要包括三类，第一类为基于机构投资者持股比例进行划分，但这一方法确实出于对机构投资者持股时间、投资风格等的考量；第二类是李争光等(2015)[31]等基于对机构投资者持股横向与纵向考量而设计的指标，但这一方法存在的问题是将上市公司某一年的所有机构投资者视为同一类型，缺乏对不同机构投资者持股目标性差异的考虑；第三类为Gasper(2005)[32]通过计算机构投资者换手率而进行分类的方法，这种方法能够考虑不同机构投资者在投资目的与投资风格层面的差异，而周绍妮等(2017)[33]对于该方法的使用，也验证了其在中国资本市场的适用性。因此，本文在Gasper(2005)[32]方法的基础上，结合本文研究问题以及中国资本市场机构投资者的现状，设计对稳定型机构投资者界定的方法。
由于篇幅限制，不在此对稳定型机构投资者的界定方法进行陈述。而与Gasper(2005)[32]方法不同的是，第一，考虑到本文讨论的退出威胁问题，持股比例过低的机构投资者并不能够产生足够的治理效应，因此仅考虑属于前十大流通股东的机构投资者。第二，在计算机构投资者的平均换手率时，考虑到中国机构投资者发展时间相对较短，因此以样本期间每半年度的换手率计算。
通过计算，将样本企业的所有机构投资者分为三组，平均换手率最低的一组定义为稳定型机构投资者。
2．过度投资(OI)
关于过度投资的度量，现有文献多使用Richardson(2006)[34]构建的通过计算企业实际投资额与理论投资者之间的非预期部分进行衡量，但由于不同文献在构建计算过程中选择的指标存在差异，从而具体计算结果就会出现偏差。因此，参考Richardson(2006)[34]、窦炜等(2011)[35]的研究，构建衡量过度投资者的指标，具体为
第一，构建样本企业理论投资额的动态调整模型，即
Inew=α0+α1TobinQt-1+α2lnSizet-1+α3Debtt-1+α4Aget-1+α5Inew,t-1+ΣIdu+εi,t
(1)
在式(1)中，Inew为样本企业的实际新增投资支出额，考虑到利用不同指标衡量会对结果产生差异，从而本文利用两个指标进行综合衡量，即
Inew,1=投资活动产生的现金流出额/年初资产总额
Inew,2=(构建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金额-处置固定资产、无形资产和其他长期资产所收回的现金额)/ 年初资产总额
式(1)中其他变量，TobinQ为企业年末TobinQ值，Size为企业年末资产总额，Debt为企业年末资产负债率，Age为企业年末上市年限；Idu为企业行业虚拟变量。
第二，式(1)中得到的残差项εi,t为样本企业的非预期投资程度，残差项εi,t为正则意味着样本企业存在过度投资，而为负则意味着并不存在过度投资。由于本文利用两个不同指标衡量样本企业的投资程度，如果仅有一个指标衡量的结果存在过度投资，可能会存在判断的偏误，从而本文对于过度投资的衡量为，若利用Inew,1与Inew,2进行回归的结果中，残差项εi,t均为正值，则才认为样本企业存在过度投资，即OI=1，否则OI=0。
3．退出威胁(ET)
由于退出威胁较难衡量，在现有文献中，姜付秀等(2015)[7]以中国企业是否完成股权分置改革进行衡量，但这一指标无法衡量不同企业间的差异，也无法衡量同一企业不同年度的退出威胁程度，而陈克兢(2018)[4]则借鉴Dou等(2018)[36]的方法，通过对流动性与股东竞争程度的计算进行衡量。这一指标较好地衡量了不同企业、不同年度、不同股东退出威胁的程度，但由于本文研究对象为机构投资者，用衡量整体市场流动性的方法并不能够准确地衡量机构投资者的流动性。因此，在陈克兢(2018)[4]方法的基础上进行调整，即
ETi,t=Liquidityi,t×Bhcompi,t
(2)
式(2)中，Liquidity为样本企业在股票市场流动性程度，以样本企业机构投资者年均换手率(CR)衡量，即构建机构投资者k在第t期的换手率

(3)
而Bhcomp为样本企业稳定型机构投资者竞争程度，计算公式为

(4)
式(4)中，Blockk,i,t为第i个样本企业的稳定型机构投资者k在t期的持股比例，Blockk,t为样本企业前十大股东的持股比例总和。
另外，考虑到一方面，并非所有的样本企业都具备稳定型机构投资者，另一方面变量Bhcomp取值为负，即数值越大意味着退出威胁程度越强，因此本文对没有稳定型机构投资者退出威胁的样本企业取值为-1。
从表2相关性检验结果来看，变量ET与变量OI间表现为显著负相关关系，而解释变量与控制变量及控制变量间的相关系数值并不高，表明变量间并不存在共线性问题。
参考现有文献，加入以下变量为控制变量。企业属性(EA)：以样本企业属于中央国企还是地方国企衡量，若样本企业属于中央国企，则EA=1，若属于地方国企，则EA=0；资产规模(Size)：以样本企业年末资本总额衡量，并对其取自然对数；资产负债率(Debt)：以样本企业年末负债总额与资产总额比例衡量；资产回报率(Roa)：以样本企业年末净利润与资产总额比例衡量；股东占款率(Tunnel)：以样本企业年末其他应收款与资产总额比例衡量；少数股东权益率(Mino)：以样本企业年末少数股东权益与所有者权益比例衡量；管理费用率(Exp)：以样本企业年末管理费用与资产总额比例衡量。
(二)实证模型
根据本文研究内容与变量定义，构建相应的计量模型
logit(OIi,t)=α0+α1ETi,t+α2EAi,t+α3lnSizei,t+α4Debti,t+α5Roai,t+α6Tunneli,t+α7Minoi,t+α8Expi,t+Year+Idu+εi,t
(5)
在式(5)中，计量模型控制了样本的年度因素(Year)与行业变量(Idu)。
(三)数据说明
本文选择以中国国有企业为样本进行研究。一是因为众多文献研究指出，国有企业存在相对更为严重的过度投资现象，从而这为本文选择以过度投资作为稳定型机构投资者退出威胁经济后果进行研究提供了对象。二是因为近年来国有企业改革成为现阶段中国经济社会发展体制改革的核心，尤其是混合所有制改革，使得国有企业中不同成分的资本能够更加自由的流动，这也为本文研究稳定型机构投资者退出威胁提供了理想的制度背景与实验样本。因此，以2007-2017年间在沪深A股上市的中国国有企业为样本进行研究，并对样本进行相应剔除：(1)剔除金融、保险行业的企业样本；(2)剔除当年度首发上市的企业样本；(3)剔除特殊处理的企业样本；(4)剔除财务数据异常且无法修正的企业样本。最终，得到2007-2017年间1 055家中国国有企业上市公司的8 562个年度-样本。本文数据来源为锐思金融数据库与色诺芬金融数据库。
四、实证结果与讨论
(一)描述性统计
从表1的变量描述性统计结果来看，被解释变量OI均值为0.198，表明样本中有接近两成的国有上市公司存在过度投资的行为。解释变量ET均值与中位数分别为-0.769与-1.000，本文国有企业样本中稳定型机构投资者的分布并不均匀，且不同国有企业稳定型机构投资者的退出威胁程度存在差异。
表1 变量描述性统计结果

(二)相关性分析
从表3的实证检验结果来看，在回归结果(1)中，未加入控制变量之前，变量ETi,t与被解释变量OIi,t间表现为负相关关系，且能够通过10%置信水平的显著性检验，而加入相应的控制变量后，变量ETi,t依然与被解释变量OIi,t间表现为负相关关系，且能够通过1%置信水平的显著性检验。即稳定型机构投资者实施的退出威胁能够产生相应的约束效应，降低国有企业的过度投资行为，这验证了前文的研究假说。可见，稳定型机构投资者由于其持股数量较多、持股时间较长，其为保护自身利益，具有对企业决策与控股股东行为的监督与制衡的动机，以及其所具备的专业性，也具有发觉企业过度投资的能力，于是稳定型机构投资者会实施退出威胁，通过可置信的退出威胁获得企业与控股股东的重视，将控股股东“拉回”谈判桌并提升企业投资行为的效率。同时，考虑到稳定型机构投资者实施的退出威胁可能存在对国有企业过度投资影响的滞后性，从而本文利用前一期退出威胁变量进行检验，无论是否加入控制变量，变量ETi,t-1与被解释变量OIi,t间依然存在显著负相关关系，依然表明稳定型机构投资者退出威胁对国有企业的过度投资行为存在明显的治理与约束效应。
表2 相关性检验结果

注：***、**和*分别为在1%、5%及10%的水平能够通过显著性检验。
(三)回归检验分析
4．控制变量
表3 实证检验结果

注：括号内为各变量检验系数值的标准误差值，***、**和*分别为在1%、5%及10%的水平能够通过显著性检验。下同。
(四)内生性检验
虽然前文的检验模型中添加了相应的影响因素，但仍然可能存在稳定型机构投资者退出威胁与国有企业过度投资之间的内生性问题。因此，本文进行相应的内生性检验。内生性检验一为考虑到存在不随时间变化的企业固定因素可能被遗漏，从而使用固定效应模型进行检验。二为考虑可能遗漏的变量，从而对被解释变量、解释变量及控制变量进行一阶差分后进行检验。三为考虑到企业所在地区证券行业发展水平的变化，增加了企业股票的流动性，从而使得稳定型机构投资者能够实施更为可置信的退出威胁，因此使用Heckman两阶段回归方法进行检验，其中参考陈克兢(2018)[4]，工具变量选择为企业经营地所在省份当年度证券营业部数量。
表4 内生性检验结果

注：括号内为各变量检验系数值的标准误差值，***、**和*分别为在1%、5%及10%的水平能够通过显著性检验。
从表4的内生性检验结果来看，三个内生性检验结果均表明解释变量ETi,t与被解释变量OIi,t间表现为负相关关系，且均能够在至少5%置信水平上显著，依然表现出稳定型机构投资者退出威胁对国有企业过度投资的抑制性。
(五)稳健性检验
一为考虑中央国企与地方国企的差异。虽然在前文的检验结果中，中央国企与地方国企在过度投资方面并没有表现出明显的差异，但从相关性检验结果来看，变量EAi,t与ETi,t间的相关系数能够在1%的水平上显著，表明中央国企与地方国企的稳定型机构投资者实施退出威胁存在明显不同，因此本文分别针对中央国企样本与地方国企样本进行检验。二为考虑样本年度因素的差异。陈克兢(2018)[4]指出在2014年“新国九条”中引入了上市公司的市值管理制度，认为伴随着上市公司对市值管理的重视，外部大股东能够实施更为有效的治理。加之考虑2013年《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》的推出正式拉开此次国有企业改革的序幕，本文分别针对市值管理前后的样本，即2007-2013年与2014-2017年进行检验。三为考虑稳定型机构投资者退出威胁变量的差异。陈克兢(2018)[4]在设计退出威胁变量时，使用样本公司流通股日均换手率衡量流动性，本文以该变量进行替代后获得新的稳定型机构投资者退出威胁变量，再进行检验。稳健性检验结果并没有出现明显差异，分析结论与前文一致。
五、进一步研究与讨论
(一)稳定型机构投资者退出威胁、信息透明度与过度投资
陈克兢(2018)[4]指出，外部大股东退出威胁能够产生治理效应，能够有效地抑制企业盈余管理行为。这表明在退出威胁的治理过程中，可以显著地提升企业的信息透明度，这一方面能够有效地提升企业治理水平，降低企业中股东之间以及股东与管理层之间的代理冲突；另一方面良好的会计信息质量也会对企业投资效率产生影响[37]。因此，本文选择在稳定型机构投资者退出威胁与国有企业过度投资间加入对信息透明度因素的考虑。参考Bhattacharya等(2003)[38]。以盈余激进度与收益平滑度的十分位数赋值法的均值衡量企业的信息透明度程度。具体为
TAIi,t=(Decile(-1×RSi,t)+Decile(-1×ISi,t))/2
(9)
在式(9)中，盈余激进度RSi,t的求解公式为
RSi,t=ACCi,t/Ai,t-1=(ΔCAi,t-ΔCLi,t-ΔCASHi,t+ΔSTDi,t+ΔTPi,t)/Ai,t-1
(10)
在式(10)中，ACCi,t为应计项目，ΔCAi,t为流动资产变动值，ΔCLi,t为流动负债变动值，ΔCASHi,t为货币资金变动值，ΔSTDi,t为一年内到期的非流动负债变动值，△TPi,t为应交税费变动值，Ai,t-1为前一期资产总额。同时，式(9)中收益平滑度ISi,t的求解公式为
ISi,t=corr(ΔACCi,t/Ai,t-1，ΔCFOi,t/Ai,t-1)
(11)
在式(11)中，corr为ΔACCi,t/Ai,t-1与ΔCFOi,t/Ai,t-1在(t-2,t)期间内的相关系数值，ΔCFOi,t为经营活动产生的现金流量净额变动值。根据王海林和王晓旭(2018)[39]的定义，变量TAIi,t数值越大，则代表企业的信息透明度越高。同时，构建如下回归模型检验信息透明度调节下的稳定型机构投资者退出威胁对国有企业过度投资的影响
logit(OIi,t)=α0+α1ETi,t+α2(ETi,t×TAIi,t)+α3TAIi,t+α4EAi,t+αnControl_Variablesi,t+Year+Idu+εi,t
(12)
表5 稳定型机构投资者退出威胁、信息透明度与过度投资检验结果

从表5检验结果来看，首先，回归结果(1)中变量TAIi,t与被解释变量OIi,t间存在负相关关系，且能够通过1%置信水平的显著性检验。可见，当国有企业的信息透明度较强时，其过度投资行为会相对较低，这表明较好的信息透明度能够为国有企业带来相应的治理效应，从而提升了国有企业的投资效率。其次，在加入变量TAIi,t及其与变量ETi,t交互项后，回归结果(2)与(3)中，变量ETi,t系数值依然为负，能够通过常规置信水平的显著性检验，而交互项TAIi,t×PUi,t系数值为负，也能够通过常规置信水平的显著性检验。这表明当国有企业存在较好的信息透明度时，稳定型机构投资者由于具备获取信息的能力与主动性，从而就会积极主动，并及时、更准确地获得更多的企业信息，从而可以有针对性地进行监管，在实施退出威胁时也能够“有的放矢”，更为精准地指出企业存在的问题，这也就能够使得其实施的退出威胁更为可信与有效，以及这种退出威胁也能够成为影响企业信息披露内容的因素，从而才可以约束国有企业的过度投资行为。再者，考虑到退出威胁的滞后性影响，回归结果(4)与(5)中利用变量ETi,t-1检验结果也得到了相似结论。
表6 稳定型机构投资者退出威胁、代理成本与过度投资检验结果

(二)稳定型机构投资者退出威胁、代理成本与过度投资
退出威胁作为一种良好的治理机制，能够有效地抑制机构投资者被攫取私利的行为。Admati和Pfleiderer(2009)[25]就指出，由于机构投资者股东拥有企业的私人信息，从而当管理层出现懈怠行为或谋求私利时，机构投资者股东会通过压低股价的行为影响管理层利益，进而机构投资者的退出威胁也就减少了管理层私利行为。于是，管理层激励的提升，不但能够提升管理层积极工作的意愿，降低管理层的私利行为，也能够降低企业中存在的控股股东与机构投资者之间的代理冲突。因此，本文选择在稳定型机构投资者退出威胁与过度投资间加入对代理成本因素的考虑。以样本企业总经理持股比例衡量，同时构建如下回归模型检验代理成本调节下的稳定型机构投资者退出威胁对国有企业过度投资的影响。
logit(OIi,t)=α0+α1ETi,t+α2(ETi,t×SRi,t)+α3SRi,t+α4EAi,t+αnControl_Variablesi,t+Year+Idu+εi,t
(13)
从表6检验结果来看，首先，回归结果(1)中，变量SRi,t与被解释变量OIi,t间存在负相关关系，且能够通过10%置信水平的显著性检验。可见，若国有企业的总经理持有企业股份，其持有的比例越高，则国有企业的过度投资程度更低，这表明当国有企业总经理具备足够的激励时，就具备更为合理做出企业决策的动机，从而就不会在企业中实施程度较高的过度投资行为。其次，在加入变量SRi,t及其与变量ETi,t交互项后，回归结果(2)至(3)中，变量ETi,t系数值同样为负，能够通过常规置信水平的显著性检验，而交互项TAIi,t×PUi,t系数值同样为负，也同样能够通过常规置信水平的显著性检验。这表明当国有企业总经理存在持股比例较高时，从而稳定型机构投资者的退出威胁能够被代理冲突较低的管理层相信，管理层为了自身利益与形象，会忌惮机构投资者退出为形成的在股票市场的影响以及外部环境产生的不良影响，就会对于机构投资者的退出威胁进行考虑，且在自身私利的损失与股票市场不良表现而带来的各种损失之间进行权衡，这也才能够真正降低不良决策的制定概率。再者，考虑到退出威胁的滞后性影响，本文还针对变量ETi,t-1进行了检验，也得到了相似的结论。
表7 稳定型机构投资者退出威胁、政策不确定性与过度投资检验结果

(三)稳定型机构投资者退出威胁、外部经济波动与过度投资
企业外部经济环境的周期变化可以以经济政策的波动来体现，而经济政策的波动也将会因为影响到投资项目的未来风险而造成企业投资收益的不确定性，从而产生对企业投资规模的抑制效应。同时，经济政策的波动及变化，也会影响到股票市场的波动。简而言之，股票市场的波动更多时候来源于市场投资者对潜在不确定性的预期调整[40]，而机构投资者同样会基于外部经济周期波动对企业投资可能产生的影响，从而调整自己的决策。因此，本文选择在稳定型机构投资者退出威胁与过度投资间加入对企业外部经济波动因素的考虑。以美国芝加哥大学和斯坦福大学联合发布的Baker等(2016)[41]月度中国经济政策波动指数的年度均值，并除以100衡量政治不确定性(PU)，并构建如下回归模型检验外部经济波动调节下的稳定型机构投资者退出威胁对国有企业过度投资的影响
logit(OIi,t)=α0+α1ETi,t+α2(ETi,t×PUi,t)+α3PUi,t+α4EAi,t+αnControl_Variablesi,t+Year+Idu+εi,t
(14)
从表7检验结果来看，首先，回归结果(1)中变量PUi,t与被解释变量OIi,t间存在负相关关系，且能够通过1%置信水平的显著性检验，表明当外部经济环境存在较强波动时，国有企业的过度投资行为会明显降低。虽然国有企业往往与政府之间会存在较为密切的关系，但当外部经济存在较大波动时，其也会降低投资程度，以降低经济波动对企业产生的不确定性。其次，在加入变量PUi,t及其与变量ETi,t交互项后，回归结果(2)与(3)中，变量ETi,t系数值依然为负，能够通过常规置信水平的显著性检验，而交互项ETi,t×PUi,t系数值依然为负，也依然能够通过常规置信水平的显著性检验。这表明当外部经济波动性越强时，若稳定型机构投资者真正退出，就会形成企业在股票市场中更大程度的波动，会对企业以及管理层或控股股东产生更为严重的影响，以此稳定型机构投资者的退出威胁才会变得更为可信。加之外部经济环境本身会对国有企业的投资行为产生影响，从而管理层或控股股东就会考虑在失去稳定型机构投资者的支持后，企业是否会受到更大程度上的影响，就不会盲目地进行过度投资。再者，同样是考虑到退出威胁的滞后性影响，回归结果(4)与(5)中利用变量ETi,t-1检验结果也得到了相似结论。
六、研究结论
稳定型机构投资者退出威胁是提升企业治理水平的一种有效方式。本文基于稳定型机构投资者退出威胁的视角，关注了中国国有企业过度投资的行为，以2007-2017年间沪深A股的国有上市公司为样本，实证检验了退出威胁与国有企业过度投资间的关系。研究发现：(1)稳定型机构投资者退出威胁能够抑制国有企业过度投资行为，即稳定型机构投资者退出威胁程度越高，则国有企业过度投资的概率越低，这一结论在控制了影响滞后性、内生性等问题后依然成立，从而提供了退出威胁对企业财务决策影响的经验证据，也证实了稳定型机构投资者能够成为实施退出威胁的主体。(2)信息透明度、代理成本、外部经济环境是机构投资者实施退出威胁的作用机理，即企业信息透明度越高、代理冲突程度越低以及外部经济周期不确定性越强，则稳定型机构投资者退出威胁对国有企业过度投资的抑制作用更强，从而揭示了退出威胁影响财务决策的潜在机制。
本文的研究结论对监管部门及上市公司具有重要的启示。从监管部门的视角来看，应进一步增加中国股票市场的流动性。虽然伴随着股权分置改革，中国股票市场已经进入到全流通时代，但股票市场的流通性远远无法与成熟资本市场比拟，而只有股票市场流通性提升，才能够使得退出威胁变得更为“可信”，也才能够使得退出威胁更好地发挥治理效应。从上市公司的视角来看，应增加对稳定型机构投资者的引进力度。本文的经验证据表明，稳定型机构投资者能够对企业产生治理效应，因此上市公司应增加对稳定型机构投资者的引入。通过引入稳定型机构投资者，发挥稳定型机构投资者治理的能力与主动性，从而规范管理层或控股股东的行为，这也能够保护普通市场投资者的利益。在引入稳定型机构投资者的同时，也需要给予稳定型机构投资者更多“发声”的机会，例如增加稳定型机构投资者在董事会的席位，而并非要等到稳定型机构投资者通过退出威胁才能够达到治理效果。
另外，针对退出威胁问题的研究，后续可在以下几个方面展开：第一，应关注稳定型机构投资者是否会存在与管理层或控股股东之间的“合谋”行为。稳定型机构投资者也可能存在配合管理层或控股股东，表演退出威胁，尤其是在面临业绩压力时。因此，正确认识稳定型机构投资者的退出威胁，尤其是衡量退出威胁中存在的治理成分与利益成分，就变得非常重要。第二，应关注退出威胁后稳定型机构投资者的行为。当稳定型机构投资者在实施退出威胁后，管理层或控股股东是否真的满足了稳定型机构投资者的利益，抑或是否会在其后实施对稳定型机构投资者的“报复”，以及当稳定型机构投资者的利益并未获得满足时，是否真正减持了股份，这些都是现有文献还并未关注的。第三，应关注退出威胁的计量方法。现有文献针对退出威胁的计量存在差异，由于退出威胁本身难以计量，从而也在一定程度上限制了对于退出威胁问题的研究。如何构建更为全面与更为科学的衡量退出威胁的计量方法，同样是进一步研究需要重点关注的问题。
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