【机构持股类型对企业并购绩效的影响实证探究11000字（论文）】

机构持股类型对企业并购绩效的影响实证研究目录TOC\o"1-2"\h\u8277机构持股类型对企业并购绩效的影响实证研究 16521T 125153第1章引言 16465第2章文献综述 3303142.1机构投资者的公司治理作用 3301812.2并购重组绩效的影响因素 467212.3研究假设 519891第3章：研究设计 6304553.1变量解释 62093.2模型设计 88455第4章样本与数据 9233024.1样本数据选取 985284.2描述性统计 925872第5章实证结果分析 12152715.1主模型回归分析 12249105.2分模型回归分析 1418625.3稳健性检验 1522275第6章结论与讨论 18203691.长期稳定型的机构投资者能够提高企业的并购绩效。 1826759参考文献： 19摘要：本文研究了机构投资者对公司治理在并购绩效上的作用。本文选取了2012-2020年间A股上市公司的重大事项并购交易数据，研究了长期稳定型机构投资者与短期交易型机构投资者对企业并购绩效的影响。研究发现长期稳定的机构投资者对并购绩效呈正面影响，且企业是否为国企对绩效有调节作用。长期稳定的机构投资者对非国企的绩效提升更为显著。关键词：机构投资者；并购绩效；企业类型；公司治理T第1章引言机构投资者是将小投资者的储蓄集中管理，在规定的时间和可接受的风险范围内实现收益最大化的金融机构（Davisetal.，2004）[1]。机构投资者包括投资基金、券商和境外投资者。自20世纪80年代起市场投资机构不断涌现，随着机构投资者在金融市场的影响力增加，有关机构投资者对公司治理的影响的研究也逐步增多。公司治理的核心内容在于两类代理问题，第一类代理问题是所有者和管理者之间潜在的代理冲突；第二类是大股东和小股东之间的利益问题，大股东通过资源转移损害中小股东利益的权利，常见的方式如金字塔型控股机构、交叉持股以及不平等的投票权，（Faccioetal.，2002）[2]。机构投资者的监督途径有两种，分别被称为“用手投票”和“用脚投票”。前者指直接参与上市公司决策，后者指通过股票交易影响经理人的行为（Hartzelletal.，2003）[3]。相比与一般的投资者而言，机构投资者在公司治理中占据优势：较高水平的专业人士带来信息优势和获利能力，“用脚投票”机会成本高和规模经济效益使机构投资者更有动力参与公司的治理（伊志宏等，2013）[4]。目前的研究集中于机构持股与企业治理之间的关系，包括对高管薪酬、资本结构和企业绩效等方面。石美娟等（2009）研究发现机构投资者持股比例越高，企业价值越高[5]。李争光等（2014）指出机构投资者能够显著提高企业绩效[6]。但机构投资者对公司治理的作用能否生效存在一定争议性，目前国内外学者提出了三种假说：有效监督假说、无效监督假说和利益合谋假说。公司治理作用的成效与机构投资者的类型有很大的影响。机构性质、公司规模和投资风格的差异都是重要的影响因素（Ruiz-Makkorquietal.,2011）[7]。不同的研究对投资者有不同的分类依据，如Almanzanetal.(2005)将机构投资者根据监督成本分为积极和消极投资者两类[8]，而Chenetal（2007）则提出根据持股时间和持股比例按长短期分类[9]。佟岩等（2016）基于中国股市整体上市的研究发现机构投资者中基金持股比例提高可以降低非效率投资水平而券商持股不显著[10]。并购重组作为公司治理效果的重要体现之一，对企业扩张和提升竞争力起到重要的作用。如何提升并购重组的绩效也成为相关研究的重要话题。多数研究关注并购过程中的影响因素，如并购支付方式、行业相关性、政治结构、第三方中介，和企业本身的特征如董事结构、股权集中度和自由现金流。目前针对外部投资者对企业并购的影响集中于整体的分析。尚航标等（2017）基于上市公司的数据研究发现机构持股的水平可以显著提高并购绩效，股权机构在其中发挥一定调节作用[11]。凌志雄等（2016）也指出长期机构投资者可以有效削弱代理问题对跨国并购的侵害[12]。然而对于机构投资者的类型对并绩效的研究较少。投资机构的异质性对并购绩效的影响是否有差异是一个有价值的研究主题。周绍妮等（2017）指出国企并购中交易型投资机构与国企并购绩效呈正相关[13]。但机构持股对于除国企以外的其它民营企业类型并购研究较为缺乏，对于细分机构，如基金、券商和社保类机构持股对绩效的影响也尚不明确。因此本文对机构投资类型对企业并购绩效的影响进行研究。旨在回答以下问题：一、不同的机构持股类型对于企业并购绩效有何影响？二、这种影响是否与企业类型相关？本研究可能的意义在于：（1）具有一定创新性。对机构投资者加以区分，检验不同类型机构投资者对企业并购重组的影响。丰富了机构投资者参与公司治理的理论研究。（2）针对中国企业的差异性，将企业类型等因素纳入进行实证研究。可以对于如何促进机构投资的监督作用的政策制定和企业决策提供一定依据。第2章文献综述2.1机构投资者的公司治理作用机构投资者指的是将小投资者的资金集中到一起集中管理，实现投资收益最大化的金融机构。机构投资者的种类与各国的制度有关，美国的机构投资者主要为养老基金、保险公司以及投资基金等，中国的机构投资者包括政府机构、券商、银行金融机构、投资基金、信托、保险以及合格的境外投资者等。自1980s起，法律对机构投资者的限制放宽致使机构投资者的数量和种类逐步增加，机构投资者越来越倾向于积极的监督公司的治理行为，在金融市场上的影响越来越重要。受西方国家影响，2001年初，中国证监会提出“超常规发展机构投资者”，旨在改善投资者结构，健全证券市场功能。机构投资者在我国金融市场的地位和作用逐步彰显。机构投资者通过缓解代理问题对公司有治理作用。针对投资者能否有效参与公司治理并提高公司治理的效率，目前有三种假说。第一种是积极监督假说，即机构投资者为实现自身更高的收益，通过信息优势、专业优势和人才优势，“用手投票”积极参与到公司的治理中，对管理层进行监督，提升公司价值。多数研究支持这个假设。杨海燕等（2012）指出机构投资者可以提高信息披露透明度[14]，同时机构持股对改善资本结构（Chagantietal,1991）[15],优化盈余管理（Koh,2003）[16],促进创新行为（赵洪江&夏晖，2009）[17]和制约关联方行为和增发股利（伊志宏等，2013）[4]都能有一定的作用，从而提升公司的业绩。肖星等（2005）在控制了内生性变量后发现机构投资者倾向于选择投资业绩和治理结构较好的公司，它们在公司治理上也促进了公司业绩的改善[18]。第二种假说是利益合谋假说，即机构投资者会与会通过与大股东或管理层合谋以摄取自身更大的利益，从而损害小股东的权益。在这种情况下机构投资者难以发挥自己的监督作用，反而会损害公司的绩效。宋建波等（2012）研究发现机构投资者持股会降低上市公司的盈余持续性，且其降低的程度与持股比例相关[20]。这种负面影响由于投资者利益驱动下的短时行为所导致。第三种假说为无效监督假说，认为机构投资者以交易性的行为获取利益，与公司治理没有显著关系。谭松涛和傅勇（2009）指出机构投资者更倾向于持有那些治理水平较高的公司，而对于公司治理作用不大[21]。许多研究表明机构投资者能否对公司治理产生影响与投资机构本身的性质和特点有很大关系。目前国内外对机构投资者的分类包括三种。第一，Brickley（1988）等根据机构投资者与被投资公司的商业关系，将其划分为压力抵制型机构投资者和压力敏感型[22]。前者更有动力监督管理层，通过公司绩效提升提高自己的收益。第二，Bushee（1998）以机构投资者过去的投资行为为依据，根据交易频率和投资组合多元化程度两个指标度量将机构投资者分为拥有长期和短期所有权特征的企业[23]，前者更有动力关注企业的长期价值。同样的，Chen等（2007）根据机构投资者持股时间和持股比例将投资者分为长期和短期，前者才会对公司实施监督[9]。Gasparetal.（2005）也证明了股东投资期限长的机构更有激励进行监控[24]。第三，Almazanetal.（2005）根据监督成本的不同，将机构投资者划分为潜在的积极的机构投资者和潜在的消极的机构投资者两种类型[8]。积极投资者包括投资公司，消极投资者则包括银行信托部门和保险公司。前者会更积极的改善公司的管理和运营。很多研究都表明机构的特性的差异化对公司治理的影响是有区别的。会计上牛建波等（2013）指出机构投资者整体降低了自愿性信息披露的程度,但稳定型机构投资者持股比例增高能对信息披露产生正面的影响[19]。在跨国并购绩效上，凌志雄等（2016）则发现长期机构投资者持股可以削弱代理问题对跨国并购绩效的不利影响，短期境内机构投资者却恰恰相反[12]。不同类型的投资机构在获利的渠道上的差异性导致他们在公司治理的行为是不同的，即长期投资者追求治理效益，而短期投资者追求交易效益。2.2并购重组绩效的影响因素在对于并购绩效的评价方式上，Bruner(2002)[25]在梳理相关研究后，总结出主要有四种方法。其中事实研究法和财务指标研究法作为主流的研究方法。事实研究法，将企业首次发布并购公告前后股票累计超额回报率作为绩效评价标准。Jensen&Ruback(1983)认为收购会给收购方股东和目标企业都带来正向的超额回报[26]。目前多数研究表明并购对目标企业有正向收益，但是另一方面，国内的许多研究都表明并购会给收购方企业产生负面的影响。陈信元和张田余（1999）认为并购重组带来的超额回报率的上升仅在公告日当天，之后出现显著的下降，并可能产生负收益[27]。张新（2003）指出并购对目标公司财务指标有显著的改善，但对收购公司的股东效益和财务绩效有负面影响[28]。财务指标评价法，通过并购后财务指标变化作为并购绩效，包括盈利能力和现金流指标。多数基于财务指标的研究都指出并购绩效存在先升后降的特征，整体的影响存在争议。冯根福和吴林江（2001）基于对1995-1998年发生的并购事件中ROA、ROE、EPS和总资产周转率四个指标的变化研究发现上市公司的并购绩效存在先升后降的过程[29]。李善民等（2004）基于1999-2001年的84家并购上市公司的经营现金流量总资产收益率的研究发现上市公司并购当年绩效有提升，但之后的绩效显著下降，二者相互抵消。总体上并购对公司的经营绩效没有影响[30]。总体而言，收购对于收购方企业的绩效影响存在争议性，国内外研究并未形成统一的结论。在针对并购绩效差异性的研究上，多数研究表明并购双方交易规模，交易溢价，大股东持股比例，行业相关性[30]（李善民等，2004），高管薪酬[31]（李燕萍等，2008），并购支付方式[32]（赵息&刘佳音，2014），第三方机构信誉水平[33][34]（宋贺&段军山，2019；武恒光等，2021）都会对并购绩效产生影响。2.3研究假设并购定价的合理决策依赖于并购双方掌握的信息。机构投资者在并购上由于自身的优势拥有更多的信息、人才和经验优势，对信息解读和公司价值评估有更专业的眼光。尚航标等（2017）指出机构持股水平可以提高企业的并购绩效[11]。机构持股的监督行为对机构投资者提供了信息优势，提升了并购公司的绩效[9]（Chen，2007）。其中，长期机构投资者通过治理效益获取自身的收益，因而更有动力和积极性对上市公司有深入的理解，通过“用手投票”的方式监督公司的治理水平并改善企业声誉[19]（牛建波等，2013）。因而在并购过程中，长期的投资者会有动力凭借自身的信息优势主动监督公司避免会公司价值有害的并购，从而提升并购绩效。相反的，短期的机构投资者持股比例较低且交易频率较高，通常既有一定的投机性质，通过买卖获取收益，不关注公司的长期经营能力和盈利能力。短期境内机构投资者不仅不参加公司治理，反而会提高公司治理成本[12]（凌志雄等，2016）。据此提出假设一和假设二。H1：长期的机构投资者能够提高企业的并购绩效，其持股比例与并购绩效成正比。我国的国有企业特殊的权属特征导致其股权结构与西方国家的差异性。国家作为国有企业的控股人，其企业决策会受到政治因素的影响。机构投资者能否对国企复杂的代理关系产生监督作用存在疑问。金宇超（2016）指出国企的投资行为受限于高管对政治晋升和规避风险的动机，国有企业的代理问题更加特殊[35]。多个研究发现国有企业限制机构投资者对公司真实盈余管理行为的抑制作用，即国有企业限制机构投资者改善公司治理的功能[36][37]（李增福等，2013；薄仙慧&吴联生，2009）。相对于国有企业，私人企业的决策更多出于经济考量，易于与投资机构合作，发挥投资机构的监督作用，提高并购绩效。据此提出假设二。H2：企业性质在机构持股与并购绩效的关系起调节作用，长期的机构投资者对私企的正面影响比对国企的影响更大。第3章：研究设计3.1变量解释3.1.1被解释变量1）企业并购绩效（ΔROE）本文采用财务指标研究法作为公司并购绩效的指标。选取公司并购发生前一年和当年的净资产收益率ROE的差值（ΔROE）来表示公司的并购绩效。3.1.2主要解释变量1）是否为长期稳定型机构投资者（Iflongs）采用牛建波等（2013）通过投资者持股比例界定机构投资者稳定性的方法将机构投资者分为长期稳定型机构投资者和短期交易型机构投资者[19]。具体的计算方式如下：SD其中INVHi,t表示i公司在t年机构投资者的持股比例，SDi,t=机构投资者并购当年的持股比例与前三年的投资比例的标准差之比，该数值与该行业的中位数Medj(SDi,t)横向比较，若SDi,t≥Medj(SDi,t)，则认为该机构投资者为稳定性长期机构投资者，IFLongs=1；反之则认为该机构投资者为短期交易型机构投资者，IFLongs=0。3.1.3调节变量1）收购方是否为国企（SOE）收购方为国企时取1，否则取0，该变量纳入回归中可以检测假设2，即企业性质是否会影响机构类型对并购绩效的作用程度。3.1.4控制变量1）交易对价（LnPrice）收购方在并购达成时的交易价格的自然对数，用于控制交易规模大小对收购方并购绩效的影响。2）收购方总资产（LnAsset）收购方在并购发生前一年总资产的自然对数，用于控制资产规模对并购效果的影响。3）收购方资产流动比率（Current）并购前一年收购方资产流动比率，用于控制收购方自身流动风险对并购绩效的影响。4）股权集中度（Top）第一大股东持股比例，控制股权结构对并购绩效的影响。5）并购年份（Year）用于控制年份对并购绩效的影响。6）行业相关度（Relate）关联并购取1，非关联并购取0，控制并购行业相关度对并购的影响。7）并购支付方式（Payment）现金支付取1，非现金支付取0，控制交易特征对并购的影响。8）交易类型（Type）并购达成时并购的具体类型，横向并购或者垂直并购取1，其他值取0.9）收购方所处行业（Industry）虚拟变量，收购方公司所处行业（参照2012年证监会分类），用于控制行业对并购绩效的影响。表3.1变量定义表变量符号定义被解释变量ΔROE并购发生当年与前一年的净资产收益率的差值解释变量Iflongs长期稳定机构投资者为1，短期交易机构投资者为0调节变量SOE是否国企，收购方为国企时取1，否则取0控制变量LnPrice收购方在并购达成时的交易对价的自然对数LnAsset收购方在并购发生前一年总资产的自然对数Current并购前一年收购方资产流动比率Top第一大股东持股比例Year并购公告日所在年份虚拟变量Relate关联并购取1，非关联并购取0Payment现金支付取1，非现金支付取0Type横向并购或者垂直并购取1，其他值取0.Industry收购方所处行业虚拟变量3.2模型设计3.2.1主回归模型检验H1，即长期机构投资者持股比例与短期机构投资者持股比例对并购绩效的影响。具体模型构建如下：ΔROE=β0+β1Iflongs+β2SOE+β3LnPrice+β4LnAsset+β5Current+β6Top+β7Relate+β8Payment+β9Type+∑Industry+∑Year+ε回归结果中，如果解释变量的相关系数β1为正数且在10%的显著水平上显著，则支持长期稳定机构投资者可以增加企业的并购绩效的假设；否则说明长期机构投资者不能对并购重组有显著影响。此外，若变量SOE的相关系数β2显著小于0，则说明收购方为国企时会对并购绩效有负向影响。3.2.2分回归模型分模型用于检测H2假设，即企业性质是否会影响机构类型对并购绩效的影响。本文引入调节变量SOE与解释变量iflongs的交乘相，用于控制二者的相关性。具体模型如下：ΔROE=β0+β1Iflongs+β2SOE+β3IFLongins*SOE+β4LnPrice+β5LnAsset+β6Current+β7Top+β8Relate+β9Payment+β10Type+∑Industry+∑Year+ε回归结果中，若交乘相系数β3显著小于0，则说明国企会对长期稳定的机构投资者对并购的增强作用有抑制效果。即长期的机构投资者对私企的正面影响比对国企的影响更大。第4章样本与数据4.1样本数据选取本文的并购相关的样本数据来源于CSMAR数据库，机构投资者持股比例数据来自RESSET数据库。样本选择2012-2020年间收购方为A股上市公司的重大事项并购交易数据。并对样本数据进行以下处理：删除金融行业并购交易；删除ST、ST*的公司参与的并购交易；删除缺失财务数据和机构投资者持股数据的样本；删除交易未成功的样本；删除涉及知识产权重组的样本。删除一年内多次并购的样本。经筛选后样本共剩余831起交易。4.2描述性统计针对本文所选择的831样本，进行描述性统计结果分析如下表。表4.1样本并购交易年度年份201220132014201520162017201820192020并购数量24471212391758872641长期投资者参与占比0.5420.5110.5540.4310.5260.5450.5140.4840表4.1展示了2012-2020每年发生的重大并购重组数量以及长期稳定型机构投资者参与的比例。整体上除2020年外，年度之间的长期投资者参与并购的比例均在50%左右，较为稳定。表4.2全样本描述性统计变量平均值中值标准差最小值最大值ΔROE0.2400.0053.261-21.5967.46Iflongs0.49900.50001SOE0.55610.49701lnprice20.9620.9061.36615.4725.10lnassets21.7821.6291.16316.6525.80Top0.3240.2970.1470.03390.875Current0.5410.5440.20400.999type0.95510.20601payment0.27100.44501relate0.69110.46201表4.2展现了全样本的描述性统计结果。从被解释变量ΔROE的中位数0.005和均0.240值可以看出，与并购一年前相比，重大资产重组的并购绩效一般会有所增加，但增加幅度不大。从标准差和极值可以看出，不同企业的并购绩效差异较大。从解释变量iflongs的均值可以看出，长期稳定机构投资者与短期交易型机构投资者参与并购的比例基本一致，体现出机构投资者对并购作用的多样性。在并购类型上，横向并购和垂直并购占95.5%，现金支付为27.1%，关联并购占69.1%。表4.3机构投资者分样本描述性统计短期交易型机构投资者（N=416）长期稳定型机构投资者(N=415)变量均值标准差最小值最大值均值标准差最小值最大值ΔROE0.02361.340-21.5911.490.4584.408-4.12567.46SOE0.6540.476010.4580.49901lnprice20.891.27316.6924.4921.031.45215.4725.10lnassets21.681.09816.6525.3021.891.21719.0725.80TOP0.2850.1280.03390.7580.3630.1540.05650.875CURRENT0.5510.19700.9990.5300.2100.01670.991type0.9640.187010.9470.22401payment0.2790.449010.2630.44101relate0.6270.484010.7540.43101表4.4机构投资者与企业类型分样本描述性统计短期交易型机构投资者长期稳定型机构投资者非国企(144)国企(272)非国企(225)国企(190)变量均值标准差均值标准差均值标准差均值标准差ΔROE-0.06232.1840.06900.4750.8445.960-0.0003500.251lnprice21.071.43320.791.17021.221.52820.811.329lnassets22.051.27621.480.93522.251.22021.461.069TOP0.3060.1360.2740.1230.4010.1590.3200.135CURRENT0.5250.2280.5640.1770.5050.2200.5600.194type0.9510.2160.9710.1690.9160.2790.9840.125payment0.2500.4350.2940.4560.2220.4170.3110.464relate0.7500.4350.5630.4970.8580.3500.6320.484表4.5缩尾处理后机构投资者与企业类型分样本描述性统计短期交易型机构投资者长期稳定型机构投资者非国企(144)国企(272)非国企(225)国企(190)变量均值标准差均值标准差均值标准差均值标准差ΔROE0.07150.4550.06070.3570.1720.6730.003990.230lnprice21.081.40820.791.16421.221.44020.821.315lnassets22.071.19821.480.93122.241.18521.471.053TOP0.3070.1340.2750.1220.3990.1550.3200.135CURRENT0.5260.2240.5640.1760.5060.2190.5600.192type0.9510.2160.9710.1690.9160.2790.9840.125payment0.2500.4350.2940.4560.2220.4170.3110.464relate0.7500.4350.5630.4970.8580.3500.6320.484表4.3，表4.4展示了区分机构投资者类型和企业类型的分样本描述性统计结果。区分机构投资者类型后，被解释变量ΔROE的差异化明显。长期稳定型的机构投资者参与的重大资产重组绩效均值0.458，高于短期机构投资者参与的0.0236。此外长期稳定型机构投资者参与的关联并购占75.4%，高于短期机构投资者参与的关联并购。进一步区分企业类型后，长期稳定型机构投资者参与的非国企的并购绩均值最高，与假设中长期稳定机构投资者促进并购绩效，企业性质扩大其对绩效的影响的假设相匹配。由于数据的标准差较大，表4.5展示了缩尾处理后区分机构投资者类型和企业类型的分样本描述性统计结果。结果同样支持之前的结论。表4.6变量相关系数表VariablesΔROEIflongsSOElnpricelnassetsTOPCURRENTtypepaymentrelateΔROE1Iflongs0.067*1SOE-0.069**-0.197***1lnprice-0.02800.0530-0.132***1lnassets0.03600.090***-0.299***0.370***1TOP0.01700.266***-0.239***0.195***0.215***1CURRENT-0.00500-0.05000.120***-0.070**-0.144***-0.04601type0.0110-0.04100.112***-0.0110-0.085**-0.112***-0.01101payment0.067*-0.01800.076**-0.365***0.078**-0.071**-0.0300-0.01301relate0.03800.137***-0.242***0.249***0.108***0.151***-0.065*-0.094***-0.301***1表4.6展示了主要变量间的相关系数，其中被解释变量净资产收益率的差值（ΔROE）与解释变量机构投资者类型（iflongs）呈正相关，与企业类型（SOE）呈负相关，倾向于支持长期稳定机构投资者提高并购绩效且国企反向调节并购绩效的假设，在统计上较为显著。第5章实证结果分析5.1主模型回归分析 为衡量机构投资者类型对并购绩效的影响，进行了全样本OLS回归。根据豪斯曼检验，p-value=0.0141，选择随机效应模型。在回归中控制年份和行业变量，避免因为并购年份和行业性质对回归造成的影响。表5.1展示了主回归模型的结果，分别控制模型解释变量为iflongs，ROE来检验二者分别与绩效的相关性，再同时纳入两个变量进行回归。模型1表明是否为长期稳定型与并购绩效正相关，相关系数为0.461，在10%的水平上显著。模型2在模型1的基础上将解释变量换为是否为国企（SOE）。回归结果显示SOE系数为-0.475，在10%的水平上显著小于0，表明国企对并购绩效呈负相关。在加入iflongs和SOE两个变量后，iflongs仍然显著。此结果过支持假设1，即长期稳定的机构投资者能促进并购绩效。SOE的显著性降低，但仍为负相关。表5.1主回归模型(1)(2)(3)VARIABLESΔROEΔROEΔROEIflongs0.461*0.411*(1.89)(1.68)SOE-0.475*-0.419(-1.82)(-1.60)lnprice-0.078-0.072-0.070(-0.76)(-0.71)(-0.69)lnassets0.1270.0730.080(1.09)(0.61)(0.66)TOP-0.0340.198-0.164(-0.04)(0.24)(-0.19)CURRENT0.1910.2030.227(0.30)(0.31)(0.35)type0.4200.4690.475(0.72)(0.81)(0.82)payment0.539*0.580*0.566*(1.77)(1.90)(1.85)relate0.4230.3930.359(1.55)(1.43)(1.30)Year已控制已控制已控制Industry已控制已控制已控制Observations831831831R-squared0.0290.0280.032Ftest0.8550.8640.790r2_a-0.0102-0.0105-0.00825F0.7380.7300.794t-statisticsinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.15.2分模型回归分析为进一步验证企业类型对机构投资者类型的调节效应，在模型中加入交乘项iflongssoe=iflongs*SOE，回归结果如表5.2所示。加入交乘项后，iflongs的显著性从10%增加到1%，更加具有统计学意义。相关系数为1.047，支持假设1。交乘项iflongssoe的相关性系数为-1.112，在5%的水平上显著，表明企业类型能够调节机构投资者对并购的影响，即长期稳定型机构投资者对国企并购绩效的促进作用低于对私企和民营企业的促进效果。该结论支持假设2。在对数据进行1%-99%的缩尾处理后，该模型的显著性水平有所增加且结论不变。Iflongs的相关系数减小而iflongssoe的相关系数影响增大。同样支持假设1与假设2。表5.2分回归模型结果(1)(2)缩尾处理VARIABLESΔROEΔROEIflongs1.047***0.136***(2.86)(2.64)SOE0.151-0.011(0.42)(-0.21)iflongssoe-1.112**-0.178***(-2.34)(-2.66)lnprice-0.065-0.001(-0.64)(-0.07)lnassets0.074-0.005(0.61)(-0.29)TOP-0.337-0.223*(-0.39)(-1.80)CURRENT0.270-0.058(0.42)(-0.63)type0.5420.058(0.94)(0.71)payment0.588*0.117***(1.93)(2.72)relate0.3530.045(1.29)(1.18)Year已控制已控制industry已控制已控制Observations831831R-squared0.0380.059Ftest0.5750.0423r2_a-0.002650.0189F0.9361.470t-statisticsinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.15.3稳健性检验为避免解释变量为虚拟变量对与研究结论的影响，将虚拟变量是否为长期稳定型机构投资者iflongs变为连续变量长期稳定型机构投资者持股比例longins和短期交易型机构投资者持股比例shortins，再次进行回归分析，结果如表5.3。由以上结果可以看出，更换解释变量数据后，模型1中被解释变量ΔROE与longins，shortins和SOE分别在5%，10%和10%上显著相关。加入交乘项后，longins，shortins和Longins*SOE分别在1%，5%和5%上显著，longins的系数高于shortins的系数，支持假设1，longins*SOE的系数小于0，支持假设2。实证结果稳健。表5.3更换机构投资者类型变量结果(1)(2)VARIABLESΔROEΔROElongins1.30**2.423***(2.46)(3.12)shortins1.30*2.266**(1.92)(2.27)SOE-0.484*0.352(-1.86)(0.68)Longins*SOE-2.073**(-1.97)Shortins*SOE-1.795(-1.32)lnprice-0.093-0.099(-0.91)(-0.96)lnassets0.0670.049(0.55)(0.41)TOP0.3220.326(0.38)(0.39)CURRENT0.1220.111(0.19)(0.17)type0.4160.409(0.72)(0.71)payment0.607**0.595*(1.99)(1.95)relate0.4290.402(1.56)(1.46)Year已控制已控制Industry已控制已控制Observations831831R-squared0.0360.041Ftest0.6780.582r2_a-0.00524-0.00287F0.8730.934t-statisticsinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1为了减少内生性的影响，用滞后一期的机构投资者的虚拟变量iflongs1作为解释变量进行回归分析，其他变量不变，结果如表5.4所示。机构投资者类型iflongs1与机构投资者类型-企业类型交互项Iflongs*soe均在5%的水平上显著，符号与表5.2相同，实证结果过稳健。表5.4滞后一期的稳健性检验VARIABLESΔROEIflongs11.040**(2.53)SOE0.137(0.33)Iflongs1*soe-1.093**(-1.98)lnprice-0.077(-0.67)lnassets0.066(0.49)TOP-0.233(-0.24)CURRENT0.329(0.45)type0.677(0.98)payment0.645*(1.86)relate0.448(1.38)Observations720year已控制industry已控制R-squared0.039Ftest0.706r2_a-0.00684F0.852t-statisticsinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1第6章结论与讨论本文以2012-2020年间我国A股上市公司的831起重大资产并购重组为样本，研究以净资产收益率变化为标准的并购绩效与机构投资者类型的关系，通过实证研究得到一下结论：长期稳定型的机构投资者能够提高企业的并购绩效。本文选取的并购样本总体净资产收益率变化为正，其中长期稳定型机构投资者参与的并购绩效均值高于短期交易型的机构投资者的并购绩效均值，且企业为非国企的并购绩均值更高。在相关性分析中，二者呈正相关。在回归检验中，控制其它并购因素后，这一结论在统计学上显著。将解释变量变为不同类型的机构投资者持股比例后同样显著。以上结果与预期的长期稳定型机构投资者与短期交易型机构投资者的行为特征与激励相一致。长期的投资者会有动力主动监督公司避免会公司价值有害的并购，通过并购绩效的提升获得收益。而短期交易型的机构投资者通过买卖获利则不存在这种激励。企业性质在机构持股与并购绩效的关系起调节作用，国企能够削弱长期的机构投资者对企业绩效的正面影响。描述性分析中，无论是长期稳定型机构投资者参与还是短期交易型机构投资者参与的并购中，非国企的并购绩效均值均高于国企的并购绩效均值。在相关性分析中，企业类型与并购绩效呈负相关。回归分析中，加入机构投资者类型和企业类型的交互项后，交互项的相关系数显著为负，表明国企对机构投资者在并购绩效中的作用有所削弱，这一结论在统计学上显著。以上结果与预期相一致。国企复杂的代理关系和政治诉求制约了机构投资者对公司治理和监督的效率，更难以发挥机构投资者的作用。本文存在如下不足之处：选取样本较少。由于本文只讨论了上市公司的重大资产重组的绩效问题，并删除了部分机构投资者信息缺失的数据，可能存在样本的偏差和非均衡，对研究结果产生一定影响。对机构投资者的分类较为粗略。目前的分类仅从持股比例与行业特征两个角度进行探讨，缺乏针对机构投资者行为特征的更细致的分类，可能导致对机构投资者行为激励的误读。缺乏对企业股权结构、管理层等其它相关因素对机构持股影响的研究。目前仅讨论了机构投资者与企业性质的关系，对其它因素与机构投资者类型之间的交互作用没有进行研究。未来可以在此基础上进一步探讨。本文的研究具有一定理论意义和现实意义，可以丰富机构投资者异质性和差异化对并购绩效影响的研究结果，从机构投资者差异性的视角对企业的并购绩效进行探讨，并纳入企业性质这一变量，针对企业性质与机构投资者的交互作用进行了研究。参考文献：Davis,E.P.,Steil,B.InstitutionalInvestors,Cambridge[M].Mass:MITPress,2001Faccio,M.,Lang,H.P.L.TheUltimateOwnershipofWesternEuropeanCorporations[J].JournalofFinancialEconomics,2002,65(3):365-395Hartzell,J.,Starks,L.T.InstitutionalInvestorsandExecutiveCompensation[J].JournalofFinance,2003,58(6):2351-2374伊志宏,李艳丽.机构投资者的公司治理角色:一个文献综述[J].管理评论,2013,25(05):60-71.石美娟，童卫华．机构投资者提升公司价值吗?——来自后股改时期的经验证据［J］．金融研究，2009(10):150-161李争光,赵西卜,曹丰,卢晓璇.机构投资者异质性与企业绩效——来自中国上市公司的经验证据[J].审计与经济研究,2014,29(05):77-87.Ｒuiz-MallorquiMV，Santana-MartinDJ.DominantInstitutionalOwnersandFirmValue［J］.JournalofBanking＆Finance，2011，35(1):118-129.AlmazanA，HartzellJC，StarksLT．Activeinstitutionalshareholdersandcostsofmonitoring:evidencefromexecutivecompensation［J］．FinancialManagement，2005，34(4):5-34ChenX，HarfoedJ，LiK.Monitoring:WhichInstitutionsMatter?［J］.JournalofFinancialEconomics，2007，86(2):279－305.佟岩,刘第文.整体上市动机、机构投资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