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【摘要】本文選取2010—2019年我國滬深A股上市公司為樣本，研究共同機構投資者對企業非效率投資的影響。研究發現：共同機構投資者能夠抑制企業非效率投資行為，包括投資不足與投資過度；共同機構投資者主要通過緩解代理問題、修正管理者認知偏差，從而抑制企業非效率投資。而且，管理者能力越弱、企業所處地區的市場化水平越高，共同機構投資者對企業非效率投資的抑制作用越明顯。上述結論為企業提高投資效率提供了有益啟示，同時對于促進我國資本市場深化改革與經濟轉型發展有一定的參考價值。

【關鍵詞】共同機構投資者；代理問題；認知偏差；非效率投資

一、引言

隨著資本市場深化改革的推進，機構投資者在資本市場中的地位愈發凸顯。共同機構投資者作為機構投資者中的特殊組成部分，是指同時持股兩家及以上同行業企業的機構投資者。近年來，共同機構投資者在我國資本市場已不鮮見，我國約34%的上市公司十大股東中存在共同機構投資者[1]。已有研究大多認為，在投資組合利益最大化目標的驅動下，共同機構投資者基于其治理專業性，會主動參與被投資企業經營決策，為企業價值提升建言獻策[2]。并且，多家同行業企業的治理經驗，使得共同機構投資者具備比一般機構投資者更強的治理能力，能夠更好地履行監督職能[3]。此外，共同機構投資者廣泛的信息來源也有利于資本市場信息流動，促進市場公平、有效發展。因此，對共同機構投資者經濟后果的研究，不僅有利于厘清共同機構投資者對微觀企業的影響，還能夠在資本市場深化改革的背景下推動資本市場良性發展。非效率投資是指企業實際投資與最優投資水平出現偏差，包括投資不足與投資過度。現有研究普遍認為，兩權分離引起的代理問題與市場分割導致的信息不對稱是企業非效率投資的根本原因[4]。首先，由于代理問題的存在，管理者出于私利動機，在進行投資決策時更傾向于滿足個人利益而非股東利益最大化。當管理者薪酬與業績掛鉤時，管理者更可能為了任期內短期業績的提升而犧牲長遠利益，將企業或股東財富投入凈現值為負的項目，造成投資過度；或是懈于承擔責任，為規避投資風險而放棄凈現值為正的項目，造成投資不足[5]。其次，信息不對稱使得管理者在決策過程中難以獲取有用信息，從而所做出的投資決策可能并不符合投資預期，造成非效率投資。此外，管理者特征差異性使其不可避免地存在一定的認知偏差，導致其在基于主觀判斷進行投資決策時產生不同的投資效果。打開非效率投資的“黑箱”，有助于實現企業價值最大化目標。鑒于此，本文探討了共同機構投資者對企業非效率投資的影響及其作用機制。本文可能的研究貢獻在于：第一，以往研究主要從董事會特征[6]、管理者特征[7]、政府干預[8]等方面進行分析，而本文基于微觀的共同機構投資者視角，研究其對企業非效率投資的影響，彌補了現有關于非效率投資影響因素的文獻的不足。第二，已有文獻主要從共同機構投資者緩解企業融資約束[2]、提高信息披露質量[9]、促進產品市場協調[10]等視角進行討論，而本文基于企業非效率投資層面，探討共同機構投資者如何影響企業投資效率，擴展了共同機構投資者的經濟后果的相關研究。第三，現有關于非效率投資成因的研究普遍基于代理問題、信息不對稱角度[4]，而本文從管理者認知偏差角度進行研究，為提高企業投資效率提供了新的研究視角，不僅有助于打開企業非效率投資的“黑箱”，也能夠為推動我國經濟發展轉型及促進資本市場深化改革提供新的參考。

二、文獻綜述

（一）共同機構投資者的影響后果研究

從已有文獻來看，共同機構投資者對微觀企業的影響尚未形成一致觀點。多數研究圍繞共同機構投資者的外部治理作用，認為其對企業發展有正向影響。有學者認為，共同機構投資者能夠主動參與公司治理，發揮積極的監督作用，從而緩解治理外部性帶來的效率低下，緩解代理問題[11]，以及緩解企業面臨的融資約束，抑制企業避稅動機，進而減輕避稅活動對企業價值的損害[2]。有學者基于會計信息可比性視角發現，共同機構投資者可能通過積極發聲、退出威脅等手段參與公司治理，迫使管理層選擇高可比性的會計信息[9]。并且，共同機構投資者能夠在其投資組合公司間發揮信息橋梁作用，促使同行業企業增強會計信息可比性，提高信息披露質量[12]。還有學者從產品市場角度肯定了共同機構投資者對于企業的積極作用，如：共同機構投資者能夠促進產品市場協調，為企業提供戰略利益[10]；共同機構投資者能夠通過提高企業創新能力和營業利潤率，改善企業產品市場表現，進而提高企業價值[2]。但也有少數學者提出了不同意見，認為共同機構投資者可能促進投資組合內企業的合謀，隨之帶來的市場競爭程度下降可能導致企業對投資機會的敏感性降低，最終導致企業投資效率降低[13]。并且，合謀效應也會推動組合內企業的盈余管理，致使行業信息不對稱，從而扭曲非投資組合內企業的投資決策[14]。

（二）投資效率的影響因素研究

基于企業內部層面，有學者從管理者特征視角出發，研究發現：管理者能力通過提高資金配置效率和信息透明度，提升企業投資效率[15]；高管背景，如海外背景、改革開放經歷等能夠抑制企業非效率投資[7，16]，而從政經歷增加了企業非效率投資的可能性[17]。此外，就管理者薪酬而言，現金薪酬對企業非效率投資行為有明顯抑制作用[18]。還有學者從董事會治理視角出發，研究發現：董事會資本通過監督與資源供給作用機制改善了投資效率[19]；董事會結構特征，如財務背景獨董比例、女性獨董比例提升能夠提升企業投資效率[4]，而董事會總體女性比例提升對投資效率具有負面作用[20]；內部特征差異所形成的董事會斷裂帶程度越大，越能緩解非效率投資問題[6]；董事網絡中心度越高，企業投資效率越高[21]。此外，還有學者研究了信息披露質量、融資方式等對投資效率的影響。基于企業外部層面，有學者從宏觀政策視角進行了研究，發現：寬松的貨幣政策通過提高企業的信貸可得性與降低現金流不確定性，改善投資不足，但同時增加了投資過度的可能性[22]；經濟政策不確定性引起的企業風險承擔水平降低會導致企業投資不足，而購買董事高管責任險可以顯著緩解這一現象[23]；綠色信貸政策能夠抑制重污染企業過度投資，且這種抑制作用在國有企業中更為明顯[24]。還有學者從外部監督角度指出：投資信息審計意見緩釋了投資過度但加劇了投資不足，當公司內部治理環境較好時，投資信息審計意見對投資過度、投資不足都具有抑制作用[25]；媒體情緒、投資者注意力等在緩解投資不足的同時也加劇了投資過度[26，27]。此外，還有學者研究了政府干預、行業競爭等對企業投資效率的影響。綜上可知，已有研究主要從企業內外部層面探討了投資效率的影響因素，但鮮有文獻從共同機構投資者這一既能參與公司治理與內部決策，又能影響企業外部競爭環境的特殊群體視角展開研究。共同機構投資者如何影響企業投資效率？這一問題尚待研究。

三、研究假設

委托代理理論認為，在現代企業兩權分離的前提下，股東和管理者存在著不同的利益目標函數，理性的管理者在進行投資決策時，傾向于實現自身利益最大化而非股東利益最大化[15]。一方面，管理者可能出于謀取私利、鞏固控制地位以及追求功績的考慮，盲目擴張投資，造成投資過度[28]。另一方面，出于維護自身聲譽的考慮，管理者更可能放棄高風險、高回報的投資項目，而轉向“保守型”投資犧牲企業長遠發展，導致投資不足。此外，根據行為決策理論可知，管理者在決策過程中往往存在認知偏差，導致非理性的投資決策[29]。有一種解釋是，過度自信的管理者習慣于將前期的成功歸結于自身而將失敗歸結于外因，從而出現高估項目收益、忽視潛在風險的盲目樂觀，進而致使投資過度[15，30]。同時，管理者往往無法準確預測決策活動的成本與收益[21]，激烈的行業競爭導致的負外部性也會扭曲企業的投資決策[14]。這意味著管理者難以從龐雜的信息中獲得充分有用的信息以供決策，導致因決策偏差造成的非效率投資。而本文認為，共同機構投資者能夠通過抑制管理者自利動機以及修正其認知偏差，提高投資效率。具體分析如下：第一，共同機構投資者能夠通過發揮公司治理作用，緩解代理問題，從而抑制非效率投資。首先，相較于普通機構投資者，共同機構投資者更關注投資組合收益最大化而非單個企業利益最大化。共同機構所有權每增加一單位的監督成本，不僅能從單個企業中獲取監督收益，還可以從投資組合中獲取組合收益，因而共同機構投資者更有動力參與企業的治理活動與決策活動[2，11]。此時，共同機構投資者更可能對管理者實施有效的監督，抑制管理者的私利動機。其次，共同機構投資者作為同行業多家企業的外部股東，在長期參與企業經營決策的過程中，積累了豐富的監督經驗與治理經驗，并且其還具有普通機構投資者所不具備的行業專長，這就使得共同機構投資者有著更低的監督成本和更高的監督效率。在參與公司治理的過程中，共同機構投資者能夠將相關經驗應用于其所投資企業中，從而整體提升對其所投資企業的監督效果[3]。最后，共同機構投資者作為資本市場中的專業投資者，具有更廣的信息搜尋渠道以及更低的搜集成本，能夠發揮信息的規模效應，及時識別管理者潛在的投機動機，進而減少企業的非效率投資行為。此外，共同機構投資者能夠通過否決管理層遞交給股東大會的提案，甚至替換管理者等方式，阻止非效率投資決策的實施；當反對意見不被采納時，其還能夠采取退出威脅等手段進行博弈，從而抑制非效率投資[11，31]。第二，共同機構投資者能夠通過提供有用信息，矯正管理者認知偏差，從而抑制企業非效率投資。首先，相較于普通機構投資者，共同機構投資者擁有豐富的行業知識與投資經驗。當管理者因自身認知局限而錯誤判斷風險收益，做出非理性決策時，共同機構投資者能夠基于自身經驗為投資決策提供建議，幫助管理者矯正認知偏差，從而抑制非效率投資。其次，作為資本市場中的專業投資者，共同機構投資者擁有更強的信息搜集和處理能力[11]，能夠幫助管理者高效做出決策。并且，出于干擾對手決策的目的，同行業企業往往會互相施加負外部性，比如進行盈余管理等[14]。這時，管理者由于企業間不正當競爭而出現決策偏差的可能性增加。而共同機構投資者同時持股同行業多家企業，掌握著更多與企業發展相關的私有信息，當競爭企業企圖通過隱瞞私有信息扭曲經營決策時，其出于投資組合利益最大化的動機，能夠憑借自身信息優勢，降低企業間信息不對稱程度，為管理者決策提供有用信息，從而修正決策偏誤，抑制非效率投資。最后，共同機構投資者能夠通過對企業經營管理和投資決策施加實質性影響，促進競爭企業之間建立戰略聯盟，避免組合內的不利競爭，減少信息不對稱帶來的管理者投資決策失誤，進而抑制非效率投資[14]。基于上述分析，本文提出如下假設：假設1：共同機構投資者能夠抑制企業非效率投資。假設1a：共同機構投資者能夠抑制企業投資不足。假設1b：共同機構投資者能夠抑制企業投資過度。

四、研究設計

（一）研究樣本與數據來源

本文選取2010~2019滬深A股上市公司為研究樣本，并對原始數據做如下處理：剔除變量缺失的樣本企業；剔除金融及保險業樣本企業；剔除ST、PT等異常樣本企業。最終得到16749個觀測值。相關數據主要來源于CSMAR數據庫。本文數據處理通過Stata15完成，為避免異常值的影響，對所有連續變量進行上下1%的縮尾處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量。本文采用Richardson[32]的殘差度量模型測度企業投資效率，并且用模型回歸估計的殘差ε表示非效率投資程度[15]。ε>0表示投資過度，ε<0表示投資不足，且其絕對值越大則非效率投資程度越高，否則非效率投資程度越低。具體模型如下：Invi，t=α0+α1Growthi，t-1+α2Sizei，t-1+α3Levi，t-1+α4Cashi，t-1+α5Agei，t-1+α6Ri，t-1+α7Invi，t-1+Industry+reptdt+ε（1）模型（1）中，i和t分別表示企業個體與年份，Inv表示企業投資規模，Growth、Size、Lev、Cash、Age、R分別表示企業成長性、企業規模、資產負債率、現金持有量、上市年限、股票年度收益率，同時控制行業（Industry）和年度（reptdt）虛擬變量。2.解釋變量。借鑒杜勇等[14]的做法，從是否存在共同機構投資者（Coz1）、共同機構投資者聯結程度（Coz2）、共同機構投資者持股比例（Coz3）三個維度進行測度：若企業存在持有本企業與同行業其他企業均不低于5%股份的機構投資者，則Coz1為1，否則為0；企業存在上述類型機構投資者的個數加1取自然對數為Coz2；本企業所有上述類型機構投資者持股比例之和為Coz3。按照季度指標構建上述變量，取各季度指標加權平均值為相應年度指標數據。3.控制變量。參照已有文獻[6，16]，本文選取資產負債率（Lev）、資產回報率（Roa）、有形資產占比（Tang）、兩職合一（Dual）、獨董比例（Indir）、管理層持股比例（MH）、上市年限（Age）作為控制變量，同時還控制了年度和行業虛擬變量。

（三）模型構建

為驗證共同機構投資者對企業投資效率的影響，本文構建如下模型：Inv_absi，t=α0+α1Coz1i，t-1+α2Controls+ε（2）Inv_underi，t=α0+α1Coz2i，t-1+α2Controls+η（3）Inv_overi，t=α0+α1Coz3i，t-1+α2Controls+δ（4）

五、實證檢驗

（一）主要變量描述性統計

由表2可知，Inv_abs均值為0.070，最大值、最小值分別為0和0.370，說明不同企業之間投資效率差異較大。投資不足組樣本有11643個，Inv_under最大值為0.280；投資過度組樣本有5106個，Inv_over最大值為0.370，說明滬深A股上市公司中投資不足現象較為普遍，但投資過度現象更為嚴重。Coz1均值為0.120，說明約有12%的企業存在共同機構投資者；Coz2均值為0.090、中位數為0、最大值為1，說明多數企業并不存在共同機構投資者，企業存在共同機構投資者個數最多的約為2個；Coz3均值為0.030、最大值為0.580，說明企業共同機構投資者平均持股比例為3%，最高持股比例為58%。各控制變量的描述性統計結果與已有文獻較為一致，在此不再贅述。

（二）基準回歸結果

共同機構投資者與非效率投資的回歸結果如表3所示。考慮到共同機構投資者作用的發揮存在一定滯后性，本文將解釋變量共同機構投資者（Coz1、Coz2、Coz3）滯后一期進行回歸，如表3中L.Coz1、L.Coz2、L.Coz3所示（下表同）。在總樣本中，共同機構投資者（L.Coz1、L.Coz2、L.Coz3）的回歸系數分別為-0.007、-0.010、-0.016，且均在1%的水平上顯著，說明共同機構投資者對企業非效率投資發揮抑制作用。在投資不足組，滯后一期共同機構投資者的回歸系數分別為-0.003、-0.004、-0.007，且至少在5%的水平上顯著，說明共同機構投資者能夠抑制企業投資不足。在投資過度組，共同機構投資者的回歸系數分別為-0.011、-0.015、-0.028，且至少在10%的水平上顯著，說明共同機構投資者對企業投資過度產生負向影響。上述組別的檢驗結果均與本文假設一致。

（三）內生性檢驗

本文的研究可能存在潛在的內生性問題。一方面，由于共同機構投資者持股同行業股票并非隨機選擇，而是由于同行業企業具有共同特征或共同機構投資者本身投資偏好等所致，因此可能存在一定的樣本自選擇問題。另一方面，可能存在其他影響共同機構投資者投資偏好及企業投資決策的重要變量未被納入模型，從而導致回歸結果偏誤。此外，非效率投資程度較低的企業可能更容易受到共同機構投資者的關注，因此可能存在雙向因果問題。為克服上述問題，本文參照已有文獻，采用以下方式進行處理。

1.Heckman兩階段回歸。為解決潛在的樣本自選擇問題，本文借鑒邢斐等[3]的研究，采用Heck?man兩階段回歸進行檢驗。在第一階段，將Lev、Roa、Tang、Dual、Indir、MH、Age等控制變量滯后一期，對L.Coz1進行Probit回歸，并計算出逆米爾斯比率（IMR）；在第二階段，將IMR放入模型中進行回歸，結果如表4所示。由表4第（2）列可以看出，逆米爾斯比率（IMR）與非效率投資的系數在1%的水平上顯著，說明存在樣本選擇偏差問題。而共同機構投資者（L.Coz1）與非效率投資的回歸系數在1%的水平上顯著為負，證明共同機構投資者能夠抑制企業非效率投資；第（4）列中共同機構投資者與投資不足的回歸系數在1%的水平上顯著為負，第（6）列中共同機構投資者與投資過度的回歸系數在10%的水平上顯著為負，說明共同機構投資者能夠抑制企業投資不足與投資過度。這一結果表明，在控制了樣本選擇偏差問題后，本文結論依然成立。

2.PSM檢驗。本文還采用了傾向匹配得分法（PSM）來緩解樣本自選擇問題。首先，按企業是否被共同機構投資者持股分為實驗組和對照組。其次，對Lev、Roa、Tang、Dual、Indir、MH、Age等控制變量進行1∶1最近鄰匹配，而后重新進行回歸，結果如表5所示。表5第（1）列中，共同機構投資者（L.Coz1）與非效率投資的回歸系數在1%的水平上顯著為負，說明共同機構投資者能夠抑制企業非效率投資。第（2）列中共同機構投資者與投資不足的回歸系數在1%的水平上顯著為負，第（3）列中共同機構投資者與投資過度的回歸系數在5%的水平上顯著為負，說明共同機構投資者能夠抑制企業投資不足與投資過度。可見，在重新匹配樣本后本文結論依然成立。

3.工具變量檢驗。為解決可能存在的遺漏變量與雙向因果問題，本文使用工具變量進行檢驗。參考周泰云等[2]的研究，將滬深300指數的變動作為工具變量（ln300，若企業當年屬于滬深300指數則取值為1，否則為0），重新進行回歸，兩階段回歸結果如表6所示。在第一階段，ln300與非效率投資、投資不足、投資過度的回歸系數分別為0.115、0.116、0.111，且均在1%的水平上顯著。在第二階段，共同機構投資者（L.Coz1）與非效率投資、投資不足的回歸系數分別為-0.050、-0.041，且在1%的水平上顯著，而與投資過度的回歸系數并不顯著。這說明共同機構投資者能夠抑制企業非效率投資、投資不足，但對投資過度并未產生明顯的抑制作用。

（四）穩健性檢驗

1.變換被解釋變量的度量方式。為檢驗研究結論的穩健性，本文借鑒姚立杰等[15]的方法，將模型（1）的殘差按四分位數進行分組，取前25%為投資不足樣本，后25%為投資過度樣本，取絕對值衡量非效率投資，重新進行回歸。結果顯示（囿于篇幅，表略）：共同機構投資者與非效率投資、投資不足、投資過度的回歸系數分別為-0.010、-0.007、-0.011，且至少在5%的水平上顯著，說明共同機構投資者能夠抑制企業非效率投資、投資不足與投資過度，本文結論依然成立。

2.子樣本回歸。2014年以來，財政部對企業會計準則進行了大規模修訂，這可能對會計信息可比性產生較大影響，進而影響企業投資效率[33]。因此，本文選擇2014年及以前年度樣本代入模型重新進行回歸。結果顯示（囿于篇幅，表略）：共同機構投資者與非效率投資、投資不足、投資過度的回歸系數分別為-0.009、-0.006、-0.024，且均在1%的水平上顯著。可見，在未受會計準則變動影響的情況下，本文主要結論依然成立。

3.增加控制變量。當企業股票市場表現較好時，在一定程度上反映了其管理者能力受到普遍認可，相較于其他企業，該企業的管理者認知偏差程度較低；并且，股票市場表現較好的企業更容易受到嚴格監督，此時，其由于管理者認知偏差、代理問題而導致的非效率投資可能更少。此外，有學者認為審計質量會對企業投資效率產生影響[34]。因此，本文在原有模型的基礎上加入股票市場表現、審計質量等控制變量進行進一步檢驗。對于股票市場表現，采用企業個股交易量（tran）、股票年回報率（Return）作為代理變量；對于審計質量，采用會計師事務所知名度，即是否四大會計師事務所（Au?dit）作為替代變量進行度量。結果顯示（囿于篇幅，表略）：共同機構投資者與非效率投資、投資不足、投資過度的回歸系數分別為-0.007、-0.002、-0.010，且至少在5%的水平上顯著，進一步證實了本文主要結論。

六、進一步分析

（一）共同機構投資者降低代理成本的機制檢驗

由于股東與管理者存在著不同的利益目標函數，管理者可能出于自利動機而扭曲投資決策，導致非效率投資。本文認為共同機構投資者基于自身的豐富經驗、信息優勢、博弈能力，能夠識別、抑制管理者自利動機，降低代理成本，抑制企業非效率投資。為驗證這一路徑，本文采用總資產周轉率（Tat）、企業違規（If_vio）作為代理成本的替代變量。總資產周轉率能夠反映企業資產運營效率，資產運營效率低或無效即代表代理成本較高，否則為代理成本較低[35]。按照總資產周轉率中位數，將樣本分為總資產周轉率高組和總資產周轉率低組。存在企業違規能夠在一定程度上反映出因管理者自利動機而產生的代理成本增加，未發生企業違規則代表代理成本較低。按照樣本期內企業是否存在違規，分為企業違規組和企業未違規組。在總資產周轉率低組，共同機構投資者（L.Coz1）和非效率投資的回歸系數為-0.004，且在1%的水平上顯著；而在總資產周轉率高組，共同機構投資者和非效率投資的回歸系數并不顯著。第（3）（4）列顯示：在企業違規組，共同機構投資者和非效率投資的回歸系數為-0.005，且在1%的水平上顯著；而在企業未違規組，共同機構投資者和非效率投資的回歸系數并不顯著。這說明，當企業資產運營效率較低以及存在違規行為時，共同機構投資者更可能降低代理成本，從而抑制非效率投資。

（二）共同機構投資者修正管理者認知偏差的機制檢驗

由于管理者認知偏差的存在，管理者面對投資機會時可能盲目樂觀地高估收益、低估風險而造成過度投資，或者放棄長遠可持續收益轉而選擇期限短、風險低的投資項目造成投資不足。而共同機構投資者能夠提供有用信息，修正管理者認知偏差，從而抑制非效率投資。本文從管理者過度自信、管理者短視兩個角度驗證這一機制。對于管理者過度自信，本文借鑒徐玉德等[36]的觀點，認為過度自信的高管會有更高的資本支出，以資本支出與總資產的比值作為管理者過度自信的衡量指標，若該比值處于行業前五分之一，則視為管理者存在過度自信，其余即視為管理者不存在過度自信。對于管理者短視，本文借鑒鐘宇翔等[37]的思路，由于債權人與股東對企業有不同的利益期望，其對高風險投資與投資失敗的擔憂會造成管理者短視，且相較于短期負債，長期負債債權人更關心企業經營狀況與投資決策，因此采用長期負債作為管理者短視的替代變量。若樣本期內存在長期負債則為管理者短視組，否則為管理者未短視組。分組回歸結果如表8所示。表8第（1）（2）列顯示：在管理者過度自信組，共同機構投資者（L.Coz1）與非效率投資的回歸系數為-0.003，且在1%的水平上顯著；在管理者未過度自信組，共同機構投資者與非效率投資的回歸系數為-0.003，但并不顯著。第（3）（4）列顯示：在管理者短視組，共同機構投資者與非效率投資的回歸系數為-0.007，且在5%的水平上顯著；在管理者未短視組，共同機構投資者與非效率投資的回歸系數為-0.001，但并不顯著。上述結果意味著，當管理者存在認知偏差時，共同機構投資者更可能發揮作用，抑制企業非效率投資。

（三）管理者能力對共同機構投資者與企業非效率投資關系的影響

本文證實了共同機構投資者對于非效率投資的抑制作用，但企業管理者能力可能對這一效應產生影響。一方面，基于聲譽理論，能力較強的管理者出于維護自身聲譽的考慮，更可能會減少自身的機會主義行為，從而降低代理成本。并且，良好的個人聲譽能夠增強股東對管理者的認可，從而緩解代理問題[15]。另一方面，能力較強的管理者擁有更為豐富的專業知識、管理經驗以及更強的信息獲取能力[38]，其對共同機構投資者通過提供有用信息矯正管理者認知偏差從而抑制企業非效率投資形成了替代作用。因此本文認為，共同機構投資者對于企業非效率投資的抑制作用可能在管理者能力較弱的企業中更為明顯。基于此，本文借鑒已有文獻普遍采用的DEA+Tobit兩階段模型[39]測度管理者能力，將樣本分為管理者能力高、管理者能力低兩組，并進行分組回歸，結果如表9所示。由表9第（1）（3）（5）列可以看出，當管理者能力較強時，共同機構投資者（L.Coz1）對于企業非效率投資、投資不足、投資過度均無顯著抑制作用；由第（2）（4）（6）列可知，當管理者能力較弱時，共同機構投資者與企業非效率投資、投資不足、投資過度的回歸系數至少在5%的水平上顯著為負。這說明較強的管理者能力削弱了共同機構投資者對企業非效率投資的抑制作用，在管理者能力較弱的企業中共同機構投資者更能夠發揮對非效率投資的抑制作用。

（四）市場化進程對共同機構投資者與企業非效率投資關系的影響

如前文所述，我國正處于經濟發展轉型的關鍵階段，地區市場化進程的不平衡始終是阻礙經濟發展轉型的重要因素。已有研究認為，市場化水平越高的地區，市場競爭越激烈，管理者更愿意承擔風險，從而提高企業投資效率[40]。然而，激烈的市場競爭可能促使競爭企業隱瞞私有信息，從而扭曲競爭對手的經營決策，導致非效率投資。本文認為，地區市場化水平高會加強共同機構投資者通過促進私有信息流通，避免其投資組合內不利競爭的作用，呈現出對企業非效率投資更強的抑制作用。為驗證以上推論，采用樊綱所編的市場化指數作為市場化進程的替代變量，將樣本分為市場化水平高、市場化水平低兩組，進行分組回歸，結果如表10所示。由表10第（1）（3）（5）列可知，在市場化水平高組，共同機構投資者（L.Coz1）與企業非效率投資、投資不足、投資過度的回歸系數至少在5%的水平上顯著為負；由第（2）（4）（6）列可知，在市場化水平低組，共同機構投資者與企業非效率投資的回歸系數在10%的水平上顯著為負，而與投資不足、投資過度的回歸系數均不顯著。這說明在市場化水平較高地區的企業，共同機構投資者更能發揮抑制企業非效率投資的作用。

七、研究結論與建議

本文選取2010~2019年滬深A股上市公司為樣本，研究共同機構投資者對企業非效率投資的影響。研究發現：共同機構投資者能夠抑制企業非效率投資，包括投資不足與投資過度；共同機構投資者能夠通過降低企業代理成本、修正管理者認知偏差，從而抑制企業非效率投資；當企業管理者能力不同、所處地區市場化進程不同時，共同機構投資者對企業非效率投資的影響也不同。管理者能力越弱，共同機構投資者越能夠發揮對企業非效率投資的抑制作用；而相較于市場化水平較低的地區，在市場化水平較高的地區，共同機構投資者對企業非效率投資的抑制作用更明顯。基于以上研究結論，本文提出如下建議：第一，對于企業來說，應在進一步完善公司治理體系的基礎上，充分考慮共同機構投資者的積極作用，利用共同機構投資者的監督優勢、信息優勢、經驗優勢，彌補企業內部局限性。共同機構投資者也應發揮自身專長，積極參與公司治理、經營決策，幫助企業提高決策效率、治理水平，助力企業長遠發展。第二，對于管理者來說，應“任人唯賢”，將能力強者放在企業管理者這一關鍵崗位。同時，在任管理者應清晰地認知企業目標與自身局限，以股東利益最大化為首要目標，在進行經營決策時充分考量共同機構投資者等利益相關方的意見與建議，避免決策失誤，做好企業“舵手”，促進企業行穩致遠。第三，對于相關政府部門來說，應著手制定相關政策，鼓勵共同機構投資者積極參與公司治理，助力企業發展。同時，也要防止市場競爭導致的共同機構投資者信息壟斷，從而促進市場良性競爭。

作者:任萍 寧晨昊 趙英會