異質(zhì)機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)績效影響的實(shí)證研究

1、    異質(zhì)機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)績效影響的實(shí)證研究    武婉婉 孫靜【摘要】本文選取了131家醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)2013-2016年4年的524個(gè)觀測值，通過回歸分析來研究異質(zhì)機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)上市公司績效的影響。研究結(jié)果表明：壓力抵制型機(jī)構(gòu)投資者持股與公司績效顯著正相關(guān)，代理成本在其與企業(yè)績效關(guān)系之間起到部分中介效應(yīng)；而壓力敏感型機(jī)構(gòu)投資者與上市公司績效關(guān)系不顯著，代理成本在其與企業(yè)績效關(guān)系之間不起中介作用?！娟P(guān)鍵詞】機(jī)構(gòu)投資者 異質(zhì)性 代理成本 企業(yè)績效 醫(yī)藥制造業(yè)一、引言本文以我國醫(yī)藥制造業(yè)上市公司為研究對(duì)象1，根據(jù)彭利達(dá)2的研究，

2、把機(jī)構(gòu)投資者分為與被投資公司不存在現(xiàn)有的或潛在的商業(yè)關(guān)系的壓力抵制型機(jī)構(gòu)投資者（包括證券投資基金、qfii和社?；穑┖团c被投資公司存在現(xiàn)有的或潛在的商業(yè)關(guān)系的壓力敏感型機(jī)構(gòu)投資者（包括保險(xiǎn)公司、證券公司、企業(yè)年金、信托公司和財(cái)務(wù)公司），擬從實(shí)證分析的角度來研究異質(zhì)機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)上市公司績效的影響，并提供合理建議。二、研究設(shè)計(jì)與模型（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源本文根據(jù)中國證監(jiān)會(huì)發(fā)布的2017年3季度上市公司行業(yè)分類結(jié)果，篩選出203家醫(yī)藥制造業(yè)上市公司作為初始樣本，并對(duì)初始樣本進(jìn)行了篩選：一是由于選擇了上一年的機(jī)構(gòu)投資者持股比例，所有變量指標(biāo)數(shù)據(jù)的可獲得性，本文只選擇了在2011年12

3、月31日之前上市的公司；二是剔除了st板塊及已經(jīng)退市的醫(yī)藥制造業(yè)上市公司；三是剔除了變量數(shù)據(jù)缺失的樣本公司。通過篩選，一共選擇了131家醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)2013-2016年4年的524個(gè)觀測值，數(shù)據(jù)均來自銳思數(shù)據(jù)庫，使用spss22.0進(jìn)行分析。（二）研究假設(shè)一是h1a：壓力抵制型機(jī)構(gòu)投資者持股與公司績效具有顯著的正相關(guān)關(guān)系；h1b：壓力敏感型機(jī)構(gòu)投資者持股與公司績效具有不顯著的正相關(guān)關(guān)系。二是h2a：壓力抵制型機(jī)構(gòu)投資者持股與公司代理成本存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；h2b：壓力敏感型機(jī)構(gòu)投資者持股與公司代理成本存在不顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。三是h3a：代理成本在壓力抵制型機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)績效的關(guān)系中起

4、到顯著中介作用；h3b：代理成本在壓力敏感型機(jī)構(gòu)投資者持股與企業(yè)績效的關(guān)系中不起中介作用。（三）變量說明與模型設(shè)計(jì)1.變量說明：（1）被解釋變量的度量。本文從盈利能力、經(jīng)營能力、償債能力和成長能力四個(gè)方面選擇總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率、銷售凈利率、存貨周轉(zhuǎn)率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、流動(dòng)比率、速動(dòng)比率、總資產(chǎn)增長率、營業(yè)收入增長率9個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)進(jìn)行因子分析找出綜合因子來度量醫(yī)藥制造業(yè)上市公司績效1。（2）解釋變量。壓力抵制型機(jī)構(gòu)投資者持股比例和壓力敏感型機(jī)構(gòu)投資者持股比例。（3）中介變量代理成本選擇管理費(fèi)用率作為其替代變量，這一指標(biāo)主要反映了經(jīng)理由于過度在職消費(fèi)所引起的浪費(fèi)3。（4）控制變量。本文選擇了公

5、司規(guī)模、財(cái)務(wù)杠桿、成長能力及公司股權(quán)特征四個(gè)變量作為本文的控制變量。（四）模型設(shè)計(jì)根據(jù)上述假設(shè)，構(gòu)建了各變量之間的回歸分析模型，具體如下：1.為了研究異質(zhì)機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)公司績效的影響，驗(yàn)證假設(shè)h1a和h1b，構(gòu)建了回歸模型1：y=0+1insr+2inss+3size +4dar+5growth+6top10+2.為了研究異質(zhì)機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)代理成本的影響，驗(yàn)證假設(shè)h2a和h2b，本文構(gòu)建了回歸模型2：agent=0+1insr+2inss+ 3size+4dar+5growth+6top10+3.為了驗(yàn)證代理成本在機(jī)構(gòu)投資者持股與公司績效的關(guān)系中的中介效應(yīng)大小，驗(yàn)證假設(shè)h3a和h3b，構(gòu)建

6、了模型3：y=0+1insr+2agent+3size+4dar+5growth+6top10+在以上3個(gè)回歸模型中，其中y代表綜合因子；0是常數(shù)項(xiàng)；i是回歸系數(shù)；是隨機(jī)誤差項(xiàng)。三、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析（一）基于因子分析法的公司績效評(píng)價(jià)1.因子分析評(píng)價(jià)結(jié)果。（1）kmo和bartlett的檢驗(yàn)如表3.1所示。kmo統(tǒng)計(jì)量為0.605，大于最低標(biāo)準(zhǔn)0.5，適合做因子分析；bartlett球形檢驗(yàn)，顯著性水平為0.000，通過了顯著性檢驗(yàn)，適合做因子分析。所以本文的公司績效指標(biāo)適合做因子分析處理。（2）主成分分析法提取公因子。通過主成分分析得出三個(gè)主成分的特征值大于1，因子1、2和3旋轉(zhuǎn)后特征值的貢

7、獻(xiàn)率分別為為32.344%、24.752%和15.970%，它們的累積貢獻(xiàn)率達(dá)到了73.066%，能夠較好地替代原指標(biāo)對(duì)公司績效進(jìn)行衡量，故選取前三個(gè)因子作為公因子。（3）因子載荷矩陣分析。根據(jù)2013年旋轉(zhuǎn)后因子（主成分）載荷矩陣，可以得出指標(biāo)總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率、銷售凈利率、營業(yè)收入增長率、總資產(chǎn)增長率在因子1上有較大載荷；指標(biāo)流動(dòng)比率和速動(dòng)比率在因子2上有較大載荷；指標(biāo)存貨周轉(zhuǎn)率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率在因子3上有較大載荷。故因子1可稱為發(fā)展?jié)摿δ芰σ蜃樱蜃?可稱為償債能力因子，因子3可稱為經(jīng)營能力因子。（4）公司績效的衡量根據(jù)2013年主成分因子得分函數(shù)系數(shù)矩陣可以得出各因子得分函數(shù)：x

8、1=0.308x1+0.298x2+0.277x3-0.100x4+0.074x5-0.019x6- 0.021x7+0.191x8+0.190x9；x2=0.052x1+0.043x2+0.111x3-0.111x4-0.032x5+0.437x6+ 0.440x7-0.182x8-0.150x9；x3=0.078x1+0.112x2-0.163x3+0.625x4+0.518x5+0.040x6+ 0.056x7-0.110x8-0.111x9.公司綜合績效因子總得分是以旋轉(zhuǎn)后的公因子特征值的貢獻(xiàn)率來計(jì)算。所以2013年綜合模型因子如下：y（2013）=0.32344x1+ 0.24752

9、x2+0.1597x3根據(jù)同樣的分析過程可以得出2014-2016年的綜合因子模型如下：y（2014）=0.30495x1+0.23512x2+0.16356x3；y（2015）=0.30945x1 +0.23694x2+0.18929x3；y（2016）=0.29004x1+0.23420x2+0.16619x3（二）實(shí)證結(jié)果與分析從模型1、2和3的f值和sig.來看，3個(gè)模型整體都是顯著的；d-w均接近于2，說明模型不存在自相關(guān)性，殘值之間相互獨(dú)立；每個(gè)模型各個(gè)變量的方差膨脹因子（vif）值都接近于1小于5，說明3個(gè)模型均沒有嚴(yán)重的多重共線性存在。模型1中，除了inss和size以外，in

10、sr、growth、dar和own10各變量t值的絕對(duì)值都大于2，顯著性水平sig.都小于0.05，說明它們與因變量y的線性關(guān)系顯著，驗(yàn)證假設(shè)h1a和假設(shè)h1b。根據(jù)中介效應(yīng)的檢驗(yàn)過程，因?yàn)楫愘|(zhì)機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)企業(yè)績效的影響為該模型的主效應(yīng)，而壓力敏感型機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)公司績效的影響并不顯著，所以，可以停止其中介效應(yīng)分析。模型2中，除了inss和dar以外，insr、size、growth和own10各變量t值的絕對(duì)值都大于2，顯著性水平sig.都小于0.05，說明它們與因變量agent的線性關(guān)系顯著，即壓力抵制型機(jī)構(gòu)投資者持股可以有效降低公司代理成本，假設(shè)h2a成立；壓力敏感型機(jī)構(gòu)投資者持股

11、對(duì)公司代理成本存在不顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)h2b成立。結(jié)合模型1的回歸分析結(jié)果，根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)過程，可以大致判斷假設(shè)h3a成立，繼續(xù)進(jìn)行模型3的檢驗(yàn)。模型3中，除了size以外，insr、agent、growth、dar和own10各變量t值的絕對(duì)值都大于2，顯著性水平sig.都小于0.05，說明它們與因變量y的線性關(guān)系顯著。壓力抵制型機(jī)構(gòu)投資者持股與公司績效顯著正相關(guān)，假設(shè)h1a成立，還可以得出，代理成本與公司績效負(fù)相關(guān)。根據(jù)中介效應(yīng)判斷方法，可以得出代理成本在壓力抵制型機(jī)構(gòu)投資者持股與公司績效的關(guān)系中起到部分中介效應(yīng)，驗(yàn)證假設(shè)h3a成立。中介效應(yīng)對(duì)總效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為：effect（agent）=（-0.088）×（-0.459）/0.525=7.69%，中介效應(yīng)解釋了因變量的方差變異=0.162-0.140=0.022。四、建議第一，改善醫(yī)藥制造業(yè)上市公司機(jī)構(gòu)投資者股權(quán)結(jié)構(gòu)。適當(dāng)提高壓力抵制型機(jī)構(gòu)投資者的持股比例，使其能夠監(jiān)督管理層，降低代理成本，提高公司績效。第二，提高壓力敏感型機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理的意識(shí)?？紤]到代理成本可能與收益不匹配，其參與公司治理積極性不高，應(yīng)該積極提倡股東聯(lián)合行動(dòng)，共同監(jiān)督管理層，改善公司績效。參考文獻(xiàn)1許毅.我國醫(yī)藥上市公司資本結(jié)構(gòu)對(duì)公