CEO與機構投資者能協同降低企業業績風險嗎

王維　桂嘉偉　喬朋華

【摘 要】 以2010—2014年我國A股上市公司數據為樣本，實證分析了CEO權力強度、機構投資者持股與企業內部業績風險的關系。研究結果表明：強權CEO與機構投資者持股都能降低企業內部業績風險，但兩者交互作用下將滋生新的企業內部業績風險，相對于國有上市公司而言，民營上市公司的回歸結果更顯著。提出規范機構投資行為、加強企業風控意識等方面的建議，從而促使CEO與機構投資者形成合力，協同降低風險。

【關鍵詞】 A股上市公司； CEO權力； 機構投資； 業績風險； 協同效應

【中圖分類號】 F272.3 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1004-5937（2016）17-0070-06

一、引言

強權CEO陳曉與大股東黃光裕家族的那場控制權之爭始于2008年，卻讓國美電器集團至今內傷難愈，而機構投資者貝恩資本作為第二大股東卻攫取了巨額股權溢價；也正是那一年，蘇寧開始反超國美，京東迅速崛起，國美走下了穩坐多年的“家電連鎖第一”寶座。假如當年國美的三股勢力能夠求同存異、同心同德，國美的輝煌可能還會延續。這樣的故事，在中國經濟社會全面轉型的今天，伴隨公司治理深入與資產證券化加快，演化出諸如“萬寶之爭”“山水之爭”等很多案例。

國內外大量實證研究表明，機構投資者的加入將對公司治理產生一定的影響甚至導致公司高管團隊行為發生轉變，進而影響企業的財務業績和市場價值[1]。作為上市公司的外部投資機構，機構投資者可能傾向于長期投資和價值發現，對公司的內部治理水平產生積極的促進作用，在改善公司業績的同時穩定資本市場的發展；也可能追求短期投機和股價行情，對公司的長期規劃和高管團隊實現既定目標造成消極的干擾作用，在攫取高額回報的同時擾亂資本市場的秩序。隨著社保養老基金的逐步入市，機構投資者隊伍正在快速發展壯大，而CEO作為企業經營管理事務的最高執行官、企業生產與發展的關鍵人物，更是肩負著舵手的重任。那么問題來了，隨著我國機構投資者參股上市公司步伐加快，強權CEO與機構投資者還會對企業內部業績風險起到抑制作用嗎？兩者能否起到協同降低企業內部業績風險的治理效果呢？本文針對我國A股非金融類上市公司重點探討以上兩個問題，旨在通過CEO權力的配置與機構投資者行為的規范促使兩者在目標和行為上協同，從而降低企業內部業績風險。

二、理論分析與研究假設

（一）機構投資者持股對上市公司內部業績風險的影響

機構投資者是一種具有專業、信息和資金三方面優勢的特殊金融機構，為了特定目標將中小投資者的儲蓄集中在一起管理并在可接受的風險范圍以及約定期限內追求投資收益的最大化。孫紅梅等[2]基于2008—2012年滬深兩市部分上市公司數據，研究發現機構投資者能夠通過作用于高管薪酬激勵機制進而對公司業績造成影響。鑒于機構投資長短期并存，學者就機構投資者持股對上市公司內部業績風險影響存在三種不同觀點：主張機構投資者可以完善公司內部治理并提高績效的正相關假說[3]、主張機構投資者對公司正常管理工作造成干擾并形成利益沖突的負相關假說[4]、主張機構投資者影響甚微的不相關假說[5]。現代企業兩權分離制度衍生出兩類代理問題：其一，所有者和管理者之間潛在的代理沖突；其二，控股股東通過金字塔形控股結構、交叉持股以及不平等的投票權等形式轉移資源、損害中小股東利益的隧道行為[6]。研究表明，機構投資者可以通過持股，以股東身份參與并影響公司治理的“用手投票”和直接出售其持有股票以表達不滿的“用腳投票”這兩種方式緩解上述兩類代理沖突[7]，進而降低企業內部業績風險。綜上，本文提出假設1。

H1：在其他條件不變的情況下，機構投資者持股與企業內部業績風險顯著負相關。

（二）CEO權力強度對上市公司內部業績風險的影響

CEO作為公司中負責經營運作的最高行政官員，在公司內部擁有最終的執行權力，代表股東權益直接執行公司的決策。但鑒于CEO管理理念與董事會環境的復雜性，學者們就CEO權力強度對上市公司內部業績風險影響存在較大爭議，主要分為兩種不同觀點：主張正相關的行為決策理論[8-10]、主張負相關的代理人風險規避假說[11]。前者認為，分散CEO權力有利于形成集體決策，從而規避高風險項目和極端績效；后者認為，擁有較大決策自主權的CEO更傾向于采用風險回避戰略以保持個人地位和財富的穩定，從而實現“自我效用最大化”，兩種觀點都具有一定的合理性。雖然銀廣夏、藍田事件說明強權CEO可能通過粉飾業績預告影響投資者預期進而操縱業績[12]，但股權分置改革后，隨著我國證券市場對上市公司投資者保護機制的不斷完善[10]，CEO操縱業績的難度陡增。近年來，我國上市公司開始在薪酬合約中將相對業績作為評價CEO業績的重要條件[13]，因此在當前經濟形勢下，CEO為了確保達到既定的業績指標，腳踏實地降風險、真刀真槍做業績才是明智之舉，而強權CEO在制定經營決策、協調各部門、執行管理方針等方面更有優勢，故在穩定風險方面理應有更好的表現。綜上，本文遵循代理人風險規避假說的思路提出假設2。

H2：在其他條件不變的情況下，CEO權力強度與企業內部業績風險顯著負相關。

國內學者在CEO與機構投資者的交互作用研究中，主要持兩種不同觀點：有的學者研究表明，機構投資者能夠幫助管理者識別企業的非效率投資[14]，對CEO行為進行監督與規范[10]，提高信息披露質量[8]，有利于發揮“一加一大于二”的協同效果；也有學者研究發現，機構投資者可能會與管理層合謀損害中小股東的利益[15]，中國機構投資者“用腳投票”時具有羊群效應，起到加速股市崩盤而不是穩定資本市場的作用[16]，不利于產生協同效應。其實，CEO與機構投資者產生協同效應的前提是兩者的目標能夠保持一致，在此基礎上才可能做到優勢互補，形成合力。綜上，本文在假設2成立的前提下進一步提出假設3a和假設3b。

H3a：我國A股上市公司中，CEO權力強度與機構投資力度具有顯著的協同效應。

H3b：我國A股上市公司中，CEO權力強度與機構投資力度具有顯著的抵觸效應。

三、研究設計

（一）樣本的選擇與數據來源

本文選取2010—2014年我國A股上市公司作為研究樣本，其中，剔除ST、PT、金融類上市公司；剔除存在非標準審計意見的上市公司；剔除數據缺失的樣本；剔除個別存在異常值的樣本。考慮到CEO權力數據的需要，在一個年度內存在CEO變更的公司，以年內任期相對較長的CEO為準[17]。此外，本文中反映公司業績波動性的代理變量系通過使用具有時間序列的業績指標標準差計算而得，故進一步剔除存在5年觀測值不連續的公司，最終得到1 776家上市公司，總計5 328個企業年度觀測點。本文的財務數據和公司治理數據來源于深圳國泰安研究中心開發的CSMAR數據庫，部分缺漏的CEO職稱數據通過人工在百度網收集補全。研究過程中使用的軟件為Excel和Stata 14.1。

（二）變量定義

1.企業內部業績風險度量。衡量公司治理績效時不僅應關注公司業績的水平，更應該關注對穩定公司業績風險的影響。參閱國內外關于衡量公司業績風險的文獻[9-10]，發現企業內部風險的主要代理變量是觀測區間每家企業自身的財務成果或市場業績的標準差。本文主要研究CEO權力強度和機構投資對企業內部業績波動風險的影響，考慮到我國上市公司存在非流通股，對于反映市場業績指標的托賓Q難以準確衡量，而總資產凈利率（Roa）與凈資產收益率（Roe）是市場監控公司業績的主要指標，故借鑒相關文獻采取滾動年度法將總資產凈利率的標準差（Std_Roa）與凈資產收益率的標準差（Std_Roe）作為衡量上市公司業績風險的代理變量，其值越大說明公司業績風險越大。被解釋變量的具體計算公式如下：

其中，n=3；i代表樣本企業；t代表觀測區間內的每一年度，取值為1—3。

2.機構投資度量。參閱關于衡量機構投資的文獻[18]，將機構持股數量與企業總股本的比值（Ins）作為衡量機構投資的指標。其中，機構包括基金、證券公司、券商理財產品、QFII、保險公司、社保基金、企業年金、信托公司、財務公司、銀行、陽光私募、一般法人以及其他非金融類上市公司，與Wind數據庫的機構組成一致。

3.CEO權力強度度量。Adams et al.[9]將CEO權力分為正式權力與非正式權力兩類，Finkelstein et al.[19]的模型中將CEO權力分解為組織、所有制、專家和聲譽這4個維度。隨著國民教育水平的提高，學歷背景在招聘時越來越受到重視，有研究生學習經歷的CEO可能具有更廣闊的視角、堅定的意志、優質的人脈，在應對風險時更從容和理性，名校在職MBA班中也不乏企業高管。陸瑤等[20]基于2003—2012年全部A股上市公司數據研究發現，CEO的學歷雖然不能直接提高企業的短期經營績效，但可以顯著提高企業在資本市場上的長期價值，這與Jalbert et al.[21]的實證結果類似。為了更全面驗證強權CEO對企業內部業績風險的影響，本文在借鑒Kim et al.[22]研究思路基礎上，為聲譽維度設置了聲望權力和學位權力2個變量，其他維度各選取一個虛擬變量，最后將所選取5個虛擬變量的平均數表示成CEO權力的綜合指標，以此來度量CEO權力強度，并在穩健型測試中剔除學位權力變量進行檢驗。CEO權力計算方法為：Power=（組織權力+所有制權力+專家權力+聲望權力+學位權力）÷5，CEO權力強度的變量組成見表1。

4.控制變量。考慮到企業內部業績風險也會受到其他因素影響，本文在參考相關文獻的基礎上，選取以下控制變量：體現公司總資產盈利能力的總資產凈利率（Roa），以凈利潤除以總資產的平均余額計算；體現公司凈資產盈利能力的凈資產收益率（Roe），以凈利潤除以股東權益的平均余額計算；體現企業成長性指標的年度總資產增長率（Growth），以期末總資產減去期初總資產的差再除以期初總資產計算；體現企業規模的公司總資產的自然對數（Size）；體現企業資本結構的資產負債率（Lev）；體現企業上市存續時長的企業上市天數的自然對數（Age）；體現公司大股東控制程度的第一大股東持股比例（First1）；行業（Industry）、年度（Year）、企業經濟性質（Type）等啞變量。

（三）模型設定

根據本文的研究假設，建立以下模型：

模型中各變量的數據為面板數據，模型（1）中被解釋變量Std_Roa與模型（2）中被解釋變量Std_Roe為每家樣本公司在所在年度近三年區間業績的標準差，為了控制非觀測效應對回歸結果的影響及可能存在的內生性問題，本文認為相比于OLS回歸方法，采用隨機效應模型或固定效應模型更為合理。根據豪斯曼檢驗結果，本文選擇使用隨機效應模型。

四、實證分析

（一）描述性統計與相關性檢驗

表2為主要變量的描述性統計結果，公司總資產凈利率標準差Std_Roa的最大值、最小值和標準差分別為1.664、0.000055、0.040，凈資產收益率標準差Std_Roe的最大值、最小值和標準差分別為309.061、0.018、10.674，說明不同企業的業績波動風險差異較大；機構持股比例的均值0.425與中位數0.436接近，結合其各段分位數可以看出，機構持股比例指標呈現正態分布；由CEO權力的均值0.328、標準差0.250以及各段分位數可以看出，CEO權力普遍處于中等偏下的水平，存在較大提升空間。

表3為利用皮爾遜（Pearson）相關分析就主要變量之間的相關系數進行測算的結果，發現機構持股比例變量Ins和CEO權力強度變量Power都與公司業績風險變量呈負相關，該結果說明機構持股比例和CEO權力強度的提高都能夠降低公司業績風險，初步驗證了H1和H2；CEO權力與機構持股的交乘變量（Ins×Power）與公司業績波動風險變量呈負相關，但其系數弱于Ins的系數，該結果也能初步說明CEO權力將抵消機構投資降低公司業績風險的作用，一定程度上增加企業內部業績風險，初步拒絕了H3a，但還需要進一步檢驗。

（二）模型回歸

通過表4能夠看出，各個模型對應的chi2值都在1%的水平上顯著，說明模型的可行性良好，模型（1）—（4）的因變量是總資產凈利率的標準差Std_Roa，模型（5）—（8）的因變量是凈資產收益率的標準差Std_Roe，兩者均是作為企業內部業績風險的代理變量。

首先，從模型（1）（5）中可以看出機構持股比例對企業內部業績風險具有顯著負向影響（α1=-0.012，p<0.01；β1=-3.523，p<0.01），說明增加機構持股比例能降低企業內部業績風險，如果機構投資者在持股期間任由企業內部業績風險膨脹，可能將來會導致股價震蕩下行，因股價下跌而造成的這部分投資損失顯然是機構投資者不愿蒙受的，故設法降低之，該結果支持H1。從模型（2）（6）中可以看出CEO權力對企業內部業績風險具有顯著負向影響（α2=-0.011，p<0.05；β2=-3.505，p<0.01），說明除機構投資者持股因素外，提升CEO權力強度也能起到降低企業內部業績風險的效果，該結果支持H2。

其次，結合模型（1）（2）（5）（6）可以看出引入CEO權力強度這一變量后，機構持股比例的回歸系數及其顯著性水平得到加強（α1增長為原來的1.67倍，β1增長為原來的1.59倍），但同時也發現兩者的交互項對企業內部業績風險具有顯著正向影響（α3=0.023，p<0.05；β3=5.657，p<0.05），模型（2）（4）中（α1<0，α2<0，α3>0）與模型（6）（8）中（β1<0，β2<0，β3>0）的一致結果表明，隨著CEO權力強度的增加，機構持股比例對企業內部業績風險的降低作用將被弱化；類似的，隨著機構持股比例的增加，CEO權力強度對企業內部業績風險的邊際效應也存在被抵消的情況，即說明當機構持股比例與CEO權力強度都較高時，兩者并沒有形成合力、共降風險，反而容易對公司內部業績造成不容忽視的新風險。究其原因可能是機構投資者的投資策略與CEO的經營理念存在分歧，或是強權CEO的專制行為導致沒有形成科學合理的決策，抑或是存在機構投資者基于行業經驗提出的治理建議在特定企業并不適用等情況，即說明強權CEO與機構投資者之間并未產生預期的協同效應，反而產生“一加一小于二”的效果，該結果否定H3a，支持H3b。

此外，本文控制企業經濟性質，對樣本中922家民營上市公司（2 766個企業年度觀測點）進行了分組實證分析，對比模型（1）和（3）、（2）和（4）、（5）和（7）、（6）和（8）可以看出模型可行性良好，而且CEO權力強度、機構投資與CEO權力強度交互項的回歸系數及其顯著性水平均得到加強；此外，國有上市公司的實證結果沒有通過顯著性檢驗，主要原因可能是相對于民營上市公司的CEO，國企總經理在執行權力時需要考慮更多的環境因素、承擔更多的社會責任，而社會責任會影響到企業財務績效的波動。因此，本文的實證分析在民營上市公司中理應得到更顯著的結果，民營樣本的回歸結果對處于轉型期的國企也有一定的借鑒意義。

（三）進一步分析與穩健性測試

在進一步分析中，依次剔除CEO權力前4個變量指標進行檢驗，結果表明起關鍵作用的是CEO的所有制權力；剔除機構持股比例低于50%的樣本進行檢驗，結果與研究結論一致，而且機構投資與CEO權力強度交互項的顯著性得到提高，說明本文結論在高持股比例的機構投資者樣本中更為適用，主要原因可能是隨著機構持股比例增加，話語權提升，強權CEO與強權機構投資者之間的摩擦容易爆發更激烈的利益沖突，產生更大的風險。

為確保結論的穩健型，本文進行了兩項檢驗：（1）剔除學位權力重新執行上述實證分析，結果與研究結論一致；（2）將前三、前五、前十大股東持股比例（First3、First5、First10）分別依次替換第一大股東持股比例（First1）重新執行上述實證分析，結果與研究結論一致。

五、結語

本文的主要貢獻在于以我國A股上市公司2010—2014年數據為研究對象，將CEO權力強度、機構投資者持股比例與企業內部業績風險納入同一研究框架，并區分國有與民營兩種經濟性質分析三者之間的關系，研究發現：（1）增加機構投資者持股有助于降低企業內部業績風險，適當提高CEO權力有助于增強機構投資者降低企業內部業績風險的效果；（2）CEO權力也能降低企業內部業績風險，其中起關鍵性作用的權力是CEO的所有制權力，即讓CEO持有公司股份；（3）在強權CEO與機構投資者的共同作用下，將滋生新的企業內部業績風險，產生“一加一小于二”的效果；（4）上述結論在民營上市公司樣本中非常顯著，而在國企樣本中并不顯著。同時，本文也存在一定的局限性：不同機構投資者的投資目的必然存在差異，而在機構投資指標的選取上，沒有區分不同性質的機構進行分組驗證，這可能影響模型的精確度；在CEO權力強度的變量組成中，沒有融入CEO任職時長等體現其忠誠度的因素，這使得CEO權力指標不夠全面，上述方面有待在后續研究中補充與完善。

在我國全面建成小康社會的攻堅期，上市公司在轉型創新、全面深化改革的過程中存在諸多不確定風險，CEO能否與機構投資者通力合作、共降風險，平穩度過這一時期尤為重要。機構投資者是一把雙刃劍：其投資目標與企業財務戰略目標一致時，可以為企業帶來先進的管理理念、專業的咨詢服務；目標不一致時，可能作出借助信息不對稱優勢“撈一把就跑”的投機攫利行為。當引入機構投資者沒有起到促進企業煥然一新、茁壯成長的良好效果，反而讓眾多中小股東深受其害時，政府應該完善行業治理建設，加快出臺相應的法規政策，及時規范機構投資者的投資行為；另一方面，CEO以及高管團隊也應當抓住改革機遇，以企業發展為重，加強風險防控工作，謹慎對待動機不純的機構投資行為，以防股價暴漲暴跌過后落得竹籃子打水一場空甚至是為他人做嫁衣的窘境。因此，企業必須加強公司治理，特別是對CEO權力的合理配置，例如：采取股權激勵的辦法使得CEO追求的目標與企業目標相一致，讓CEO更主動地為公司降低風險。強權CEO和機構投資者就像《將相和》故事中的廉頗和藺相如，雖然都為企業利益作出了一定的貢獻，但只有化解沖突、共享共贏，才能更好地為企業穩定、健康、長遠地發展保駕護航。因此，上市公司應當營造良好的企業文化，兼顧企業高管與廣大股東的共同利益，促使CEO和機構投資者在降低企業內部業績風險的過程中發生協同效應。

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