魏文君 李黎

【摘要】以2012 ～ 2021年非金融業A 股上市公司為研究對象， 針對機構投資者持股對企業杠桿操縱的影響進行探究， 并進一步進行異質性、 影響機制以及經濟后果分析。主回歸分析發現， 機構投資者持股能夠抑制企業杠桿操縱， 且在替換變量及控制內生性后結論依然成立；異質性分析發現， 在穩定型機構投資者、 高管理者能力、 低融資能力以及高分析師關注度組中， 機構投資者持股對企業杠桿操縱的抑制效應更顯著； 影響機制分析發現， 機構投資者持股能夠發揮信息效應、 資源效應以及治理效應進而抑制企業杠桿操縱， 即通過提高信息透明度、 緩解融資困境以及降低企業內部代理沖突的方式抑制企業杠桿操縱；經濟后果分析表明， 機構投資者持股對企業杠桿操縱的抑制作用有助于企業數字化轉型的順利實施。

【關鍵詞】機構投資者持股；企業杠桿操縱；信息效應；資源效應；治理效應

【中圖分類號】 F275.5? ? ?【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）05-0021-10

一、 引言

目前我國正處于經濟轉型升級的關鍵時期， 但一直以來對債務驅動經濟增長模式的過度依賴引發了經濟結構失衡、 產能過剩以及企業杠桿率不斷攀升等問題（許曉芳和陸正飛，2020）。一方面， 杠桿率升高會抑制企業盈利能力、 增大破產風險（DeAngelo等，2018）； 另一方面， 過高的杠桿率會影響金融系統的穩定， 甚至引發系統性風險。黨的十九屆六中全會指出， 要全面實施供給側結構性改革， 推進去產能、 去庫存、 去杠桿、 降成本、 補短板。去杠桿、 防范化解重大風險已經成為近年來我國經濟政策的重要內容。雖然去杠桿能夠帶來諸如緩解金融錯配、 提高資金利用效率、 促進經濟健康發展等好處， 但是同時也會導致企業財務壓力增加， 使企業不得不削減投資等資本支出， 進而導致企業發展放緩。為了避免衰退， 企業可能會通過杠桿操縱來降低賬面杠桿率， 即通過名股實債、 表外負債以及其他會計手段實現形式上的去杠桿（許曉芳和陸正飛，2020）， 以滿足政策監管的要求。值得注意的是， 企業進行杠桿操縱并未降低企業高杠桿率帶來的風險， 反而會向市場中釋放錯誤信息， 降低市場信息傳遞效率， 從而損害資本市場的健康持續發展。因此， 如何治理企業杠桿操縱對保證國家“去杠桿”政策的切實有效實施及防范重大系統性風險具有重要意義。

作為組成企業外部治理機制的重要部分， 相比于個人投資者， 機構投資者在專業技能、 信息分析及資金儲備等方面具有顯著優勢（Ongena和Zalewska，2018）， 進而能夠在優化企業投資者持股結構、 維護市場穩定等方面發揮重要作用。圍繞機構投資者持股的外部治理效應， 學者們主要從信息不對稱、 公司治理、 融資約束等視角進行了探討。在信息不對稱方面， Piotroski和Roulstone（2004）發現機構投資者持股能夠提高企業信息透明度， 從而促進企業特征信息融入股價， 進而降低股價同步性。宋云玲和宋衍蘅（2020）發現， 機構投資者尤其是壓力抵制型機構投資者持股對企業會計信息質量的提升作用更加明顯。在公司治理方面， 袁知柱等（2014）發現， 出于企業長遠發展的考慮， 機構投資者會更加注重對企業真實盈余管理的監督， 放松對企業應計盈余管理的管制。楊俠和馬忠（2020）則從機構投資者調研的視角研究發現， 在企業治理水平較低時， 機構投資者調研能夠彌補企業內部治理缺陷， 進而有效監督大股東的利益侵占行為。在融資約束方面， 尚航標等（2022）研究發現， 機構投資者能夠基于其自身的資源儲備與融資經驗緩解企業資金短缺問題。此外， 還有學者發現， 機構投資者能夠通過抑制盈余操縱、 加強股權激勵等方式促進企業創新（Chung等，2002）， 提高全要素生產率（于成永和李昊翔，2020）。目前， 有關企業杠桿操縱的研究還較少， 現有的少數文獻主要對企業杠桿操縱的影響因素進行了研究。例如： 翟淑萍等（2021）從黨組織的視角研究發現， 黨組織能夠通過提高企業透明度、 降低管理層機會主義傾向抑制企業杠桿操縱； 徐亞琴和宋思淼（2021）則肯定了審計師在發現企業杠桿操縱中的重要作用。機構投資者是促進資本市場穩定及提高企業治理水平的重要因素， 僅有吳曉暉等（2022）對機構投資者與企業杠桿操縱的關系展開了研究， 但其僅是從機構投資者“分心”的視角進行探討， 尚未涉及機構投資者持股這一角度。而對于機構投資者持股能否抑制企業杠桿操縱， 目前還未有文獻進行研究。

鑒于此， 本文以2012～2021年非金融業A股上市公司為研究對象， 探究機構投資者持股對企業杠桿操縱的影響、 影響機制及經濟后果。本文可能的貢獻在于： 第一， 從機構投資者持股及其異質性的視角探究其對企業杠桿操縱的影響， 研究發現機構投資者能夠顯著抑制企業杠桿操縱， 豐富了杠桿操縱治理方面的研究。第二， 從異質性視角探究了不同因素作用下機構投資者持股對企業杠桿操縱的影響差異， 有助于更加深入地了解機構投資者持股對企業杠桿操縱抑制效應的異質性， 進一步完善了相關研究。第三， 對機構投資者持股影響企業杠桿操縱的作用機制及經濟后果進行了檢驗， 有助于進一步厘清機構投資者持股的影響渠道， 相關研究將為政府治理杠桿操縱問題提供決策參考。

二、 理論分析與研究假設

企業杠桿操縱是指在外部信貸監管要求或者內部管理者與股東自利傾向的作用下， 企業通過非常規性的結構化投資與經營安排， 改變債務形式以減少負債的確認， 進而降低賬面杠桿率、 提高自身融資能力以期獲取大規模融資的財務報表操縱行為。但企業杠桿操縱并未釋放其內部的債務風險， 反而會增加金融系統的壞賬風險與流動性風險， 從而增加宏觀經濟政策調控的阻力與精準性。作為企業與市場聯結的重要紐帶， 機構投資者持股的外部治理作用已經被眾多學者證實。機構投資者相比個人投資者具有更豐富的知識積累與專業人才儲備， 在投融資及資源整合方面具有更明顯的優勢， 能夠在企業信息環境、 資源配置以及內部治理方面發揮重要作用。在信息環境方面， 機構投資者不僅能夠基于自身較強的信息收集整理能力對企業財務信息進行結構化處理和分析， 而且能夠帶來更高的分析師關注度和預測準確性， 進而優化企業信息環境、 強化外部監督； 在資源配置方面， 機構投資者憑借其自身資金以及金融機構關系網絡等有形、 無形資源及時緩解企業融資壓力， 進一步， 機構投資者自身豐富的投資經驗有助于優化企業投資決策， 減少非效率投資行為， 提高資金配置效率； 在內部治理方面， 機構投資者可以通過參與股東大會、 實地調研以及任免高管等方式來監督管理者與大股東行為， 從而降低企業違規的可能性。隨著機構投資者持股比例的上升， 其發揮自身功能效應、 參與企業治理的意愿也會逐漸增強。因此， 本文認為， 企業杠桿操縱作為信息沖突、 資源配置扭曲以及管理者或大股東自利等因素作用下的短視行為， 將在機構投資者持股的過程中得到抑制， 具體體現在以下幾個方面。

（一）機構投資者持股能夠發揮信息效應， 提高企業信息透明度進而抑制企業杠桿操縱

根據信息不對稱理論， 在企業信息透明度較低時， 企業會通過選擇公允價值計量非金融資產方式向下操控資產負債率， 從而提高獲取融資貸款的機會（Christensen和Nikolaev，2013）。而更高的信息透明度意味著企業通過會計手段實現杠桿操縱的難度與成本將會增大， 因此降低信息沖突是降低企業杠桿操縱水平的有效路徑。機構投資者持股則能夠有效提高企業會計信息質量（宋云玲和宋衍蘅，2020）與信息透明度（楊俠和馬忠，2020）， 削弱內外部信息壁壘并強化市場監督， 進而約束企業杠桿操縱行為。

具體來說： 從機構投資者的視角來看， 機構投資者作為企業信息的需求方， 為了增強對企業業績評價的準確性， 會提高對信息披露的要求以減少隱瞞信息的可能。Ajinkya等（2005）的研究也同樣證實， 機構投資者持股能夠促使企業提高信息披露質量， 以減小預測偏差、 提高信息透明度。另外， 為了提升市場對企業價值的認知度， 進而從股價上漲中獲得收益， 機構投資者有動力依靠其強大的信息收集與分析能力， 對企業內部特質性信息進行專業分析并在自身投資者網絡中進行分享， 從而提升企業所披露信息的維度與易讀性， 增強外部監督力度， 企業杠桿操縱水平也會隨之下降。從企業內部視角來看， 企業為了獲取機構投資者的資源優勢、 吸引更多的機構投資者入股， 會主動提升信息披露水平和市場形象； 同時， 與大股東退出相類似（宋云玲和宋衍蘅，2020）， 機構投資者退出威脅也能發揮監督作用（Edmans和Holderness，2017）， 而企業為了防止機構投資者退出也會積極披露內部信息、 提高信息質量與透明度， 這都有助于約束企業杠桿操縱行為。從企業外部視角來看， 由于機構投資者持股企業的經營業績與資本市場表現較好（于成永和李昊翔，2020）， 因此能夠吸引更多的分析師關注。Boone和White（2015）的研究也發現， 機構投資者持股有助于提高分析師關注度， 并增強其業績預測覆蓋度與準確性， 緩解企業與外部投資者間的信息不對稱。而信息環境的優化改善能夠降低市場監督成本、 提高外部監管效率， 進而提高企業經營管理的規范性、 降低企業杠桿操縱水平。由此可見， 機構投資者持股有助于增加企業信息披露維度與質量、 提高企業信息透明度， 進而實現對企業杠桿操縱行為的監督與約束。

（二）機構投資者持股能夠發揮資源效應， 緩解企業融資約束進而抑制企業杠桿操縱

根據資源基礎理論， 企業為了擴大市場份額、 加快自身發展， 就必須從市場中獲取資源， 債務融資便是其獲取資源的重要方式。然而， 銀行等金融機構出于政策監管及風險規避的原因， 對杠桿率較高企業的貸款發放意愿不強或者要求較高的風險溢價， 推高了企業資金成本， 進而加大了企業為獲取貸款而進行杠桿操縱的傾向（許曉芳和陸正飛，2020）。而機構投資者持股能夠有效緩解企業資金短缺、 改善融資環境， 從而抑制企業粉飾杠桿的動機， 降低企業杠桿操縱水平。

具體而言： 從融資紓困的視角來看， 一方面機構投資者本身具有充足的資金， 在投資入股的過程中增大了企業財務冗余與現金儲備， 減少了資金短缺的情況（于成永和李昊翔，2020）， 同時， 機構投資者持股的“羊群效應”（許年行等，2013）與向導作用能為企業吸引更多的機構投資者及個體投資者入股提高了企業融資便利性； 另一方面， 機構投資者能夠基于其自身建立的投資者網絡， 對企業上下游資源進行整合， 提高上下游對企業的商業信任， 有助于企業獲取信用融資（霍遠和陶圓，2022）， 進而緩解企業融資困境， 其杠桿操縱動機也隨之減弱。從資源配置的視角來看， 出于提高企業價值的動機， 機構投資者在持股過程中愿意將其豐富的投資經驗以及行業市場中的動態信息與企業分享， 幫助企業選擇投資回報率更高的項目， 進而提高管理者投資決策的科學性（尚航標等，2022）， 增加企業投資收益與財務盈余， 有助于降低企業杠桿操縱的傾向。此外， 王瑤和郭澤光（2021）的研究表明， 機構投資者持股能夠提升企業全要素生產率、 優化企業內部資源配置， 而資源的有效配置意味著企業資金能夠持續穩定地服務于其內部規劃， 進而降低資金短缺的可能性， 制約企業杠桿操縱行為。從業績增長來看， 機構投資者持股有助于增強企業經營管理水平， 促進企業業績增長與價值提升（Chen和Harford，2007）。一方面， 良好的業績意味著企業具有較強的市場競爭力， 能夠為企業帶來充足的現金盈余； 另一方面， 企業價值增長能夠向市場傳遞該企業具有良好前景的信號， 增強了投資者投資意愿與股票流動性， 有助于緩解企業與外部市場的金融摩擦， 降低企業融資成本（Balakrishnan等，2014；王新紅等，2018）， 從而進一步抑制企業杠桿操縱。不難看出， 機構投資者持股能夠為企業注入資金， 提高財務盈余與資源配置效率， 并且推動企業價值增長， 由此化解企業融資困境與資金短缺問題， 進而抑制企業杠桿操縱。

（三）機構投資者持股能夠發揮治理效應， 抑制管理層短視并且監督股東行為， 進而抑制企業杠桿操縱

根據代理理論， 管理層與股東之間以及控股股東與其他股東之間的代理問題不可避免地會影響企業經營安排與財務決策， 進而加劇企業杠桿操縱。翟淑萍等（2021）的研究表明， 管理層的機會主義動機及短視傾向會加劇企業杠桿操縱， 而許曉芳等（2021）則發現控股股東股權質押等利益侵占問題會促使企業進行杠桿操縱等盈余管理， 以緩解企業股價下行壓力。由此可見， 能否對管理者及大股東的行為施加影響將決定著企業的杠桿操縱水平。機構投資者持股能夠提高企業治理能力， 對管理者和股東的權利進行監督與約束， 從而有助于削弱其杠桿操縱動機， 抑制其杠桿操縱行為。理由如下：

對于管理者來說： 一方面， 企業較高的現金持有水平能夠為管理者在職消費等機會主義行為提供便利， 因而管理者有動機通過杠桿操縱降低企業賬面杠桿率， 進而促成企業與銀行等金融機構間的貸款合同以增加企業現金持有量。而機構投資者在持股過程中更有意愿通過約見或者任免高管、 參與企業決策等方式監督管理者行為（尚航標等，2022）， 進而降低管理者道德風險， 緩解杠桿操縱傾向。另一方面， 較高的杠桿率會損害企業經營績效與市場價值， 而企業業績與價值的下降往往會被歸咎于管理者經營不善、 能力不足等原因， 在外界市場壓力以及維護自身形象的雙重因素驅動下， 管理者通過杠桿操縱在短期內迅速降低賬面杠桿率、 隱藏財務風險的動機增加。而機構投資者持股能夠提高高管薪酬有效性（趙國宇和翟秋玲，2020）、 降低企業費用粘性（梁上坤，2018）。并且在擁有多元化投資組合的情況下， 機構投資者的抗風險能力更強， 對企業業績波動的容忍度更高， 進而有助于激發管理者的工作熱情并緩解其負面壓力， 實現經營效率與企業績效的提升， 降低企業杠桿操縱傾向。不僅如此， 機構投資者基于自身持股比例優勢， 能夠驅動企業優化內部組織管理架構， 提高管理者與股東的利益一致性， 引導其從企業長遠發展的角度做出經營決策（Bowen，2002）。這些都有助于抑制管理者短視行為與杠桿操縱動機， 從而減少企業杠桿操縱行為。

對于大股東來說， 在進行股權質押等利益侵占后， 一方面為了降低股價下跌風險、 維護自身利益， 大股東有動力通過杠桿操縱、 利潤操控等手段在短期內實現市值管理的目標（謝德仁等，2016）， 進而加劇企業杠桿操縱； 另一方面， 在控制權與現金流權分離的情況下， 股權質押會提高大股東通過關聯交易、 資產替代以及信息操縱等方式轉移風險的可能性， 使債權人承擔更高的風險， 從而增加企業債券發行成本與融資難度（史永東等，2021）， 進而加大企業杠桿操縱傾向。而機構投資者擁有專業的財務知識與數據分析能力， 能夠利用自身市場信息的樞紐地位對企業內部信息進行收集整理， 進而對大股東利益侵占行為實施有效監督（王琨和肖星，2005）， 削弱其粉飾杠桿的動機。同時， 機構投資者能夠基于自身股東身份， 通過參加股東大會或者實地調研及時發現大股東的掏空手段， 并通過拋售股票、 退出企業等方式威懾大股東， 從而有效抑制大股東在利益侵占后的杠桿操縱行為（楊俠和馬忠，2020）。此外， 機構投資者能夠將大股東違規信息在其社會網絡資源中進行傳播， 促使具有相同利益的機構投資者及其他金融機構共同監督大股東及企業行為， 進而有效降低企業杠桿操縱。

綜上所述， 機構投資者持股有助于調動管理者工作積極性， 抑制其短視傾向， 同時對大股東利益侵占行為進行監督， 進而有效降低企業杠桿操縱。基于此， 本文提出以下假設：

H1： 在其他條件不變的情況下， 機構投資者持股能夠顯著抑制企業杠桿操縱。

三、 研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

為了驗證上述假設， 本文以2012～2021年A股非金融業上市公司的財務數據為樣本。在剔除了ST等異常企業數據后， 進一步將主要數據缺失及資不抵債的企業數據剔除， 最終獲得了20163個數據樣本。為避免異常值的干擾， 對連續型變量分別進行了上下1%水平的縮尾處理。文中數據主要來自CSMAR數據庫及手工整理數據。

（二）變量定義

1. 被解釋變量： 企業杠桿操縱（LEVM）。本文借鑒許曉芳等（2020）的研究， 假設企業僅通過表外負債及名股實債的方式進行杠桿操縱， 以LEVM法來估計企業杠桿操縱程度， 計算方法如下：

LEVMi，t=

-LEVBi，t （1）

其中： LEVM為企業杠桿操縱， 由真實杠桿率減去賬面杠桿率得到； DEBTB_TOTAL、 DEBT_OB、 DEBT_NSRD分別為企業賬面負債、 表外負債以及名股實債總額； ASSETB_TOTAL為企業賬面資產總額； LEVB為企業賬面資產負債率。

2. 解釋變量： 機構投資者持股（INS）。借鑒宋云玲和宋衍蘅（2020）、 袁知柱等（2014）、 楊俠和馬忠（2020）的做法， 以企業年末機構投資者持股總比例表示。

3. 控制變量。參考已有研究的做法， 本文選取企業規模（Size）、 財務杠桿（Lev）、 成長性（Growth）、 企業年齡（Age）、 總資產周轉率（Ato）、 長期負債比（Ldebt）、 存貨占比（Inv）、 非債務護盾（Ndts）作為控制變量。為了控制行業及年份差異， 進一步以制造業二級、 其他行業一級代碼加入了行業虛擬變量（ind）及年份虛擬變量（year）。具體變量說明見表1。

（三）模型構建

為了驗證上述假設， 本文構建如下模型：

LEVMi，t=α0+α1INSi，t+α2Sizei，t+α3Levi，t+

α4Growthi，t+α5Agei，t+α6Atoi，t+α7Ldebti，t+α8Invi，t+

α9Ndtsi，t+∑ind+∑year+ε （2）

其中， LEVM為企業杠桿操縱， INS為機構投資者持股， α0為常數項， ε為殘差項， 其他為控制變量。若α1顯著為負， 則說明機構投資者持股能夠抑制企業杠桿操縱， 否則將會加劇企業杠桿操縱。

四、 實證分析

（一）描述性統計

表2為各變量描述性統計結果。根據表2可知， 企業杠桿操縱的最大值為1.275， 最小值為0， 均值為0.111， 說明多數企業存在向下操控杠桿率的行為， 杠桿操縱問題在我國企業中較為普遍。機構投資者持股的最大值為0.887， 最小值為0.003， 與尚航標等（2022）的研究保持一致， 表明我國企業中機構投資者持股比例存在較大差異。其他控制變量的最大值與最小值之間均存在較大差異， 說明樣本選取較廣泛； 均值與中位數接近， 說明數據整體上呈正態分布特征。而各變量VIF值的最大值為1.62， 均值為1.26， 進而排除了變量間的嚴重共線性問題。

（二）主回歸分析

表3列示了機構投資者持股與企業杠桿操縱的回歸結果。列（1）未控制行業、 年份差異， 回歸結果顯示， 機構投資者持股的系數為-0.0166， 在1%的水平上顯著； 列（2）控制了行業差異、 列（3）控制了年份差異， 回歸結果顯示， 機構投資者持股的系數分別為-0.0275、

-0.0149， 且分別表現出1%和5%的顯著性特征， 初步驗證了本文假設； 列（4）同時控制行業與年份差異后進行回歸， 結果顯示機構投資者持股的系數為-0.0256， 通過了1%的顯著性檢驗， 說明機構投資者持股作為企業外部治理的重要機制， 能夠抑制企業通過會計手段及經營安排操縱杠桿的動機， 進而降低企業杠桿操縱水平， 進一步證明了本文假設。在控制變量方面， 根據列（4）中的結果可知， 財務杠桿、 總資產周轉率、 長期負債比、 存貨占比以及非債務護盾的回歸系數顯著為正， 而企業規模、 成長性以及企業年齡的回歸系數顯著為負， 表現出對杠桿操縱的抑制效應。

（三）異質性分析

1. 機構投資者類型的分組檢驗。機構投資者作為不同于企業內部股東與外部小股東的第三方力量， 具有專業的知識技能、 優秀的研究團隊以及良好的社會資源， 能夠對市場動態進行實時分析與把控， 發揮對企業的監督作用。然而， 不同類型的機構投資者發揮的監督效應也存在差異（Bushee，1998）。因此， 本文在已有研究（牛建波等，2013）的基礎上， 將機構投資者分為交易型與穩定型， 并進一步分析不同類型機構投資者對企業杠桿操縱的差異性影響， 相關結果見表4列（1）、 （2）。根據列（1）的結果可知， 當機構投資者為交易型時， 機構投資者持股的系數為-0.0188， 在5%的水平上顯著； 列（2）的結果顯示， 當機構投資者為穩定型時， 機構投資者持股的系數為-0.0420， 且通過了1%的顯著性檢驗。這說明相比于交易型機構投資者， 穩定型機構投資者對企業杠桿操縱的抑制作用更加明顯。可能的原因是， 交易型機構投資者與穩定型機構投資者參與公司治理的積極性不同。一方面， 交易型機構投資者注重短期利益， 對企業信息披露要求不高， 甚至與管理者“合謀”隱瞞信息， 操控股價以換取短期利益最大化， 進而導致其對企業杠桿操縱的抑制作用減弱； 而穩定型機構投資者更多地注重企業長期發展， 為了獲取未來收益而進行戰略性投資， 因此會積極地參與到公司治理中去， 進而顯著抑制企業杠桿操縱。另一方面， 在企業因資金短缺有動機進行杠桿操縱時， 交易型機構投資者通過降低企業與市場間的信息摩擦以減少企業融資費用的主動性較弱， 甚至會縱容企業進行杠桿操縱以隱藏企業債務風險、 維持股價穩定； 而穩定型機構投資者為了在長期持股中獲得更多回報， 會主動提高企業資金利用效率， 利用自身投資網絡緩解企業財務壓力， 進而大大降低企業杠桿操縱水平。

2. 管理者能力的分組檢驗。作為企業日常運營管理的核心， 管理者是企業財務決策的重要參與者。根據高層梯隊理論， 不同管理者的感知能力、 認知能力以及運營管理水平存在差異， 因此機構投資者持股對企業杠桿操縱的抑制效應在不同管理者能力的作用下也會體現出差異性。本文借鑒何威風和劉巍（2015）的做法， 將樣本數據分為低管理者能力與高管理者能力進行分組回歸， 結果見表4列（3）、 （4）。列（3）的結果表明， 在低管理者能力組中， 機構投資者持股的系數為-0.0073， 但并不顯著； 而在列（4）高管理者能力組中， 機構投資者持股的系數為-0.0467， 且通過了1%的顯著性檢驗。以上結果說明， 相較于管理者能力較低的企業， 在管理者能力較強的企業中， 機構投資者持股對企業杠桿操縱的抑制作用更強。可能的原因是： 一方面， 能力較強的管理者對企業信息具有更強的收集與處理優勢， 能夠更為準確地識別出企業內部潛在的財務風險， 并且能夠將機構投資者的資源轉化為企業財務穩定的基礎， 從而增強機構投資者持股對企業杠桿操縱的抑制效應； 另一方面， 能力強的管理者出于對自身聲譽的高度重視， 會更加約束自身行為， 在降低管理層自利短視傾向的同時提高經營管理效率， 進而優化內部治理， 為機構投資者持股對企業杠桿操縱的抑制效應提供良好的內部環境。

3. 融資能力的分組檢驗。根據資源基礎理論， 為了生存和發展， 企業必須從市場中獲取資源要素， 融資貸款便是其中的一種重要手段。現階段從銀行等金融機構獲取借款仍然是企業融資的重要渠道， 因此融資能力的大小將會直接影響企業能夠獲取的財務資源， 從而影響企業進行杠桿操縱的動機與傾向。為考察在不同融資能力的企業中機構投資者持股對杠桿操縱的影響差異， 本文以借款總額/總資產衡量企業融資能力并以中位數進行分組回歸， 相關結果見表4列（5）、 （6）。根據列（5）的結果可知， 在低融資能力組中， 機構投資者持股的系數為-0.0233， 且通過了1%的顯著性檢驗； 根據列（6）的結果可知， 在高融資能力組中， 機構投資者持股的系數為-0.0086， 但并不顯著。這說明機構投資者持股對企業杠桿操縱的抑制效應在低融資能力企業中表現得更顯著。可能的原因是： 對于融資能力較弱的企業來說， 較高的融資成本及較少的融資渠道會使其常常面臨資金不足的窘況， 為了獲得貸款而進行了更多的杠桿操縱； 而融資能力強的企業往往能夠獲得較大規模的貸款， 其資金短缺的壓力較小， 進行杠桿操縱的動機就較弱。因此， 低融資能力加強了企業進行杠桿操縱的動機， 從而使機構投資者持股對企業杠桿操縱的抑制增量效應更加明顯。

4. 分析師關注度的分組檢驗。分析師關注作為企業外部治理的重要補充， 同樣影響著企業內部決策。一方面， 信息功能假說認為， 分析師關注能夠依靠平臺及技能優勢， 對企業信息進行收集、 分析與傳播， 降低了信息不對稱， 進而使企業在約束自身行為的同時提高治理水平， 有助于增強機構投資者持股對企業杠桿操縱的抑制作用； 另一方面， 市場壓力假說認為， 分析師對企業的預測會給其帶來市場壓力， 企業為了滿足市場期待而更加注重短期效益， 由此增加了管理者短視主義傾向及杠桿操縱動機， 進而會抑制機構投資者持股對企業杠桿操縱的作用。可見， 分析師關注如何影響機構投資者持股與企業杠桿操縱還需進一步檢驗。因此， 本文以ln（分析師跟蹤人數+1）表示分析師關注度并以中位數進行分組回歸， 相關結果見表4列（7）、 （8）。根據列（7）的結果可知， 在低分析師關注度組中， 機構投資者持股的系數為-0.0161， 且在5%的水平上顯著； 在列（8）高分析師關注度組中， 機構投資者持股的系數為-0.0355， 且通過了1%的顯著性檢驗。這說明隨著分析師關注度的提高， 機構投資者持股對企業杠桿操縱的抑制效應也在增大， 且體現出更高的顯著性。可能的原因是， 分析師關注充當著“信息中介”的功能， 能夠優化企業與市場間的信息環境， 提高信息披露水平與企業治理效率， 進而強化機構投資者持股對企業杠桿操縱的抑制效應。

（四）穩健性檢驗

為了驗證本文結論的可靠性， 采用以下方法進行穩健性檢驗： ①替換被解釋變量。考慮到企業通過向上調整利潤的會計手段也會提高杠桿操縱， 本文參考許曉芳等（2020）的研究， 在LEVM法的基礎上進行擴展， 分別采用直接法（ExpLEVM）與間接法（ExpLEVMI）估算企業杠桿操縱水平并將其代入回歸模型進行回歸。②替換解釋變量。以機構投資者持股分行業、 年度中位數為標準構建虛擬變量（INSdum）， 持股超過中位數時取值為1， 否則為0， 重新代入回歸模型進行回歸。③采用IV-2SLS法。以行業年度均值為標準生成工具變量（IV）， 并進一步采用兩階段最小二乘法回歸。④采用傾向得分匹配法（PSM）。將樣本數據以是否超過行業年度均值為標準劃分為實驗組與對照組， 卡尺設為0.05， 以1∶1最近鄰有放回進行PSM回歸分析。在更換了被解釋變量、 核心解釋變量以及緩解內生性后， 機構投資者持股依舊顯著抑制企業杠桿操縱， 說明本文結論較為穩健。限于篇幅， 結果未予列示。

五、 進一步研究

（一）影響機制檢驗

前文的研究結論表明機構投資者持股能夠顯著抑制企業杠桿操縱， 但對其影響機制還停留在理論分析的層面， 缺乏數據的實證檢驗。為厘清機構投資者持股影響企業杠桿操縱的作用路徑， 本文參考溫忠麟和葉寶娟（2014）的研究， 采用分步法在模型（2）的基礎上進一步構建如下中介效應模型：

mi，t=β0+β1INSi，t+β2Sizei，t+β3Levi，t+β4Growthi，t+β5Agei，t+β6Atoi，t+β7Ldebti，t+β8Invi，t+β9Ndtsi，t+

∑ind+∑year+δ （3）

LEVMi，t=β0+β1INSi，t+β2mi，t+β3Sizei，t+β4Levi，t+β5Growthi，t+β6Agei，t+β7Atoi，t+β8Ldebti，t+β9Invi，t+β10Ndtsi，t+∑ind+∑year+δ （4）

模型（3）與模型（4）中， m為中介變量， INS表示機構投資者持股， LEVM為企業杠桿操縱， β0為常數項， δ為殘差項， 其他為控制變量， 具體定義見表1。若模型（3）中機構投資者持股系數顯著， 且模型（4）中機構投資者持股與中介變量系數均顯著， 則說明中介效應存在且顯著。

1. 信息效應的中介檢驗。信息透明度較低的企業其短視行為難以被發現， 進而加大了管理者進行杠桿操縱的傾向， 而機構投資資者持股能夠通過提高信息披露要求以及自身信息分析能力來提升信息透明度， 進而制約企業杠桿操縱行為。鑒于此， 本文借鑒袁知柱等（2014）、 楊俠和馬忠（2020）的做法， 以真實盈余管理（REM）以及滬深交易所披露的企業信息質量考核等級從高到低分別賦值4、 3、 2、 1后的指標表示信息透明度（Info）， 并分別代入中介效應模型。根據表5中的結果可知： 列（1）中機構投資者持股系數為-0.0432， 通過了1%的顯著性檢驗， 表明機構投資者持股對企業真實盈余管理表現出顯著的抑制效果； 列（2）中機構投資者持股與真實盈余管理的系數分別為-0.0245、 0.0265， 且都在1%的水平上顯著， 結合前文結論與列（1）的結果可知， 真實盈余管理在機構投資者持股與企業杠桿操縱之間起到部分中介作用； 列（3）中機構投資者持股的系數為0.4617， 在1%的水平上顯著； 而列（4）中機構投資者持股與信息質量的系數分別為-0.0231、 -0.0055， 均表現出1%的顯著性， 結合列（3）的結果可知， 企業信息質量在機構投資者持股與企業杠桿操縱之間起到部分中介作用。以上結果說明， 機構投資者持股能夠降低企業真實盈余管理、 提升企業信息質量， 進而提高企業信息透明度、 抑制企業杠桿操縱， “機構投資者持股——信息效應——杠桿操縱”的作用機制有效。

2. 資源效應的中介檢驗。較高的融資約束水平和融資成本會增加企業杠桿操縱動機， 而機構投資者持股能夠優化企業融資環境， 增加企業內部資金， 進而緩解企業融資壓力， 抑制企業杠桿操縱。鑒于此， 本文以正向化處理后的融資約束（SA）以及貨幣資金/總資產表示的現金持有（Cash）來衡量企業的融資壓力。其中， 融資約束越強表示融資壓力越大， 而現金持有越多表示企業的融資壓力越小。根據表6中的結果可知： 列（1）中機構投資者持股的系數為-0.0379， 表現出1%的顯著性特征， 表明機構投資者持股能夠有效降低企業融資約束水平、 優化企業融資環境； 而列（2）中機構投資者持股與融資約束的系數分別為-0.0243、 0.0339， 且均通過了1%的顯著性檢驗， 結合列（1）的結果可以看出， 融資約束在機構投資者持股與企業杠桿操縱之間起到部分中介作用； 列（3）中機構投資者持股的系數為0.0499， 顯著為正； 列（4）中機構投資者持股與現金持有的系數分別為-0.0228、 -0.0567， 且均在1%的水平上顯著， 表明現金持有在機構投資者持股與企業杠桿操縱之間起到部分中介作用。以上結果說明， 機構投資者持股能夠緩解融資約束、 增加現金持有， 進而減輕企業融資壓力、 抑制企業杠桿操縱， “機構投資者持股——資源效應——杠桿操縱”的作用機制有效。

3. 治理效應的中介檢驗。代理問題的存在導致企業在管理者短視以及大股東利益侵占后易發生杠桿操縱的情況， 而機構投資者能夠積極參與公司治理、 抑制管理者短視， 進而提升財務績效、 降低管理者杠桿操縱動機， 同時能夠對大股東實施監督， 有效制約大股東掏空等行為， 防止其為了自身利益而推動企業杠桿操縱。鑒于此， 本文以Z值（Altman，1968）表示企業財務穩定性（Zscore）， 財務穩定性越高說明管理層的經營管理效率越高， 以此衡量機構投資者持股對第一類代理成本的緩釋效果； 同時， 以其他應收賬款/總資產表示第二類代理成本（Agen）， 并將上述變量分別代入中介效應模型以檢驗機構投資者持股能否通過治理效應抑制企業杠桿操縱。根據表7中的結果可知： 列（1）中機構投資者持股的系數為3.9410， 通過了1%的顯著性檢驗， 說明機構投資者持股能夠提升財務績效； 列（2）中機構投資者持股與財務績效的系數分別為-0.0244、

-0.0003， 均顯著為負， 說明機構投資者持股能夠通過減輕管理者短視主義傾向提升財務績效， 進而抑制企業杠桿操縱； 列（3）中機構投資者持股的系數為-0.0066， 在1%的水平上顯著， 說明機構投資者持股能夠降低第二類代理成本， 抑制大股東掏空行為； 列（4）中機構投資者持股與代理成本的系數分別為-0.0247、 0.1355， 分別在1%及5%的水平上顯著， 表明第二類代理成本在機構投資者持股與企業杠桿操縱之間起到部分中介作用。以上結果說明， 機構投資者持股能夠緩解企業內部的代理沖突， 抑制管理者機會主義行為， 提高財務績效， 監督大股東利益侵占行為， 進而抑制企業杠桿操縱， “機構投資者持股——治理效應——杠桿操縱”的作用機制有效。

（二）經濟后果分析

現有研究表明， 杠桿操縱并未降低企業真實債務風險， 反而導致了隱性債務問題， 增加了企業未來的經營風險與財務壓力， 進而影響企業遠期戰略安排。在數字經濟逐漸成為經濟發展重要推動力的背景下， 企業紛紛將數字化轉型視為增強競爭力、 實現轉型升級的有效路徑。進行數字化轉型就意味著長期的資源投入， 而杠桿操縱加劇了企業未來償債壓力， 進而透支了企業未來發展潛力。那么， 企業杠桿操縱是否會阻礙其數字化轉型的順利實施？機構投資者持股對企業杠桿操縱的抑制作用能否有助于企業數字化轉型？為探究上述問題， 本文參考吳非等（2021）的做法， 以數字化轉型詞頻數加1取自然對數表示企業數字化轉型程度（lnDIG）， 并進一步構建如下模型：

lnDIGi，t+1=χ0+χ1LEVMi，t+χ2Sizei，t+χ3Levi，t+χ4Growthi，t+χ5Agei，t+χ6Atoi，t+χ7Ldebti，t+χ8Invi，t+χ9Ndtsi，t+∑ind+∑year+η （7）

lnDIGi，t+1=χ0+χ1LEVMi，t+χ2INSi，t+χ3LEVMi，t×INSi，t+χ4Sizei，t+χ5Levi，t+χ6Growthi，t+χ7Agei，t+

χ8Atoi，t+χ9Ldebti，t+χ10Invi，t+χ11Ndtsi，t+∑ind+

∑year+η? （8）

模型（7）與模型（8）中， lnDIGi，t+1表示第t+1期的經濟后果變量， 即數字化轉型。LEVMi，t表示第t期企業杠桿操縱， INSi，t表示第t期機構投資者持股比例， LEVMi，t×INSi，t表示第t期的交乘項， η表示殘差項， 其他變量均為t期， 相關定義同上文。若模型（7）中企業杠桿操縱系數顯著為負， 且模型（8）中交互項系數顯著為正， 則說明機構投資者持股能夠抑制企業杠桿操縱進而有助于企業數字化轉型。

表8報告了機構投資者持股抑制企業杠桿操縱對數字化轉型的影響結果。列（1）、 （2）為總樣本回歸結果， 列（3） ～ （6）為按企業規模及所在地區分組回歸的結果。從總樣本的視角來看： 列（1）中企業杠桿操縱的系數為-0.1310， 在5%的水平上顯著， 說明企業杠桿操縱會阻礙其未來的數字化轉型進程； 列（2）中交互項系數為0.5890， 且通過了1%的顯著性檢驗， 說明機構投資者持股能夠緩解企業杠桿操縱對數字化轉型的阻礙， 即機構投資者持股對企業杠桿操縱的抑制作用有助于企業數字化轉型。從分樣本視角來看： 根據列（3）、 （4）中結果可知， 規模較小企業的交互項系數為0.6732， 顯著為正， 而規模較大企業的交互項系數并不顯著。可能的原因是， 相較于大規模企業， 小規模企業的融資渠道少， 融資成本較高， 有更強的杠桿操縱動機， 對其數字化轉型的影響更大， 因此機構投資者持股的杠桿操縱抑制效應對數字化轉型表現出更強的助推作用。由列（5）、 （6）中的結果可知， 東部地區企業的交互項系數為0.8763， 顯著為正， 而中西部地區企業的交互項系數不顯著， 說明機構投資者持股對企業杠桿操縱的抑制作用能更好地推動東部地區企業的數字化轉型， 而對中西部地區企業數字化轉型的作用不顯著。主要原因在于， 東部地區市場化進程更高， 擁有更完善的市場監督管理體系， 避免了機構投資者作為企業重要外部治理機制的失靈， 進而使機構投資者持股在抑制企業杠桿操縱后表現出更顯著的數字化轉型推動作用。

六、 結論與啟示

（一）結論

本文基于2012 ～ 2021年A股非金融業上市公司數據， 探究了機構投資者對企業杠桿操縱的影響， 并對其異質性特征、 影響機制與經濟后果做了進一步研究。主要研究結論如下： ①機構投資者持股能夠顯著抑制企業杠桿操縱， 且在更換被解釋變量、 替換核心解釋變量以及控制內生性問題后仍舊顯著。②從異質性視角分析發現， 機構投資者持股對企業杠桿操縱的抑制效應在穩定型機構投資者、 高管理者能力、 低融資能力以及高分析師關注度組中表現得更顯著。③影響機制檢驗發現： 第一， 機構投資者持股能夠發揮信息效應， 即通過抑制企業真實盈余管理、 提高信息透明度的方式降低企業杠桿操縱； 第二， 機構投資者持股能夠發揮資源效應， 即通過緩解融資約束、 增加現金持有的方式抑制企業杠桿操縱； 第三， 機構投資者持股能夠發揮治理效應， 即通過提升財務穩定性、 約束大股東利益侵占行為的方式抑制企業杠桿操縱。④經濟后果分析發現， 企業杠桿操縱會阻礙企業數字化轉型， 而機構投資者持股對企業杠桿操縱的抑制效應有助于企業數字化轉型， 且在規模較小及東部地區企業中更顯著。

（二）啟示

結合本文研究結論， 得出以下啟示： ①考慮到機構投資者持股對企業杠桿操縱的抑制效應， 政府應該大力支持機構投資者的發展， 完善市場法律法規建設。②考慮到異質性因素的影響， 對于企業來說： 一方面要積極引入能力較強的管理者， 進而提高企業管理與內部治理水平； 另一方面要提高內部資源配置效率， 提升自身融資能力， 從而降低融資壓力的影響。對于政府來說： 一方面要積極完善市場制度， 大力支持機構投資者的發展， 促使其逐漸向穩定型機構投資者轉變； 另一方面要努力發揮分析師的信息效應， 緩解企業與外部投資者之間的信息不對稱， 從而加強市場對企業行為的監督效用。③企業應進一步提高信息透明度、 降低融資成本、 緩解企業內部代理沖突， 進而提高治理水平， 保證機構投資者持股對企業杠桿操縱的作用渠道可靠與有效。④企業應該充分了解杠桿操縱對數字化轉型的阻礙風險， 一方面要規范自身行為， 調整財務杠桿結構， 對債務風險實時監控并去除現有負債中不合理的部分， 另一方面要吸引更多的機構投資者入股， 優化融資環境并提高內部治理效率， 以減少杠桿操縱行為， 從而推動數字化轉型的順利實施。

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【基金項目】國家社會科學基金青年項目（項目編號：21CJY047）；湖北省教育廳哲學社會科學項目（項目編號：19D027）

【作者單位】長江大學經濟與管理學院， 湖北荊州 434023