监督型基金持股降低了企业风险承担吗？——基于投资组合的视角

(武汉大学经济与管理学院，湖北 武汉 430072)

引言

股权分置改革以来，股票的流动性大大加强，促进了基金等机构投资者的发展，并使得上市公司控制权的争夺和转移成为现实，为机构投资者积极影响公司提供了条件，关于基金等机构投资者对企业的影响也成为学术研究的热点问题。根据风险理论，高风险的项目具有高的风险溢价，在正常投资的情况下，高风险的项目具有更高的预期回报。现有的关于风险承担的研究认为，风险承担水平体现出对于风险性项目的追求程度，风险承担高的企业往往具有较高的创新积极性(Hilary and Hui, 2009)[6]，进而进一步提升企业的竞争优势，John et al(2008)[9]认为风险承担与企业资产增长率、销售增长率正相关，风险承担较高的国家具有更高的全要素增长率，因此从微观上而言，风险承担有助于企业的持续发展；从宏观上看，风险承担是经济持续发展的重要动力。

而诸多学者已对风险承担的后果进行了研究，在资源配置上方面，余明桂等(2013)[25]通过企业投资对边际Q的敏感性构建资本配置模型，发现风险承担与企业资本配置效率正相关，Faccio et al(2014)[4]则发现女性CEO的风险承担水平显著低于男性CEO，并会导致投资不足，进而导致资源配置的低效率；关于企业价值方面，诸多学者研究发现风险承担与企业绩效正相关(Kim and Lu,2011；John et al., 2008；余明桂等，2013)[8][9][25]。这些研究都支持了风险承担的正向效应，对企业重视风险性项目的投资具有一定启发意义，因此理解基金对企业风险承担的作用有着重要的意义，但是关于基金在公司经营发展过程中扮演的角色，学术上尚未产生共识。

现有研究表明，基金等机构投资者往往扮演着两种角色：一是努力监督企业、改善公司治理，实现公司价值的上升和股票长期价值的提升；二是关注企业的短期绩效，通过短期交易获利(Shleifer and Vishny, 1997；Maug, 1998)[10][12]。根据当前的研究成果，一类研究认为：从代理问题的角度而言，公司管理层因为无法分散风险从而具有风险厌恶的特征，而机构投资者出于追求长期利益的动机，会利用自身的信息、人才、技术知识等优势积极参与公司治理，从而达到缓解公司代理问题、影响公司经营决策进而提升公司风险承担以及公司价值的目的(王振山和石大林，2014)[21]；另一类研究则认为，只有长期投资的机构投资者才会更多地监督公司以改善公司治理，寻求长期价值的提升(Chen et al., 2006)[2]，而短期的机构投资者则主要关注于短期的价格波动，以获得交易收益，因此机构投资者并不一定会积极改善公司治理、缓解代理问题，也可能会过度的追求短期利益，采取用脚投票方式来影响公司(唐跃军和宋渊洋，2010；Parrino et al., 2003；龙振海，2010)[18][11][16]，而短视行为的存在使得基金忽视了企业的长期价值，结果导致了较低的风险承担水平。这种相悖结论的出现表明之前的研究可能忽视了市场环境以及机构投资者个体特征的差异，因此本文将从投资组合的视角，以风险理论为切入点深入研究基金等机构投资者对企业风险承担水平的影响。

本文从基金投资组合的视角，以风险理论为切入点，通过2006～2015年A股上市公司的风险承担水平以及基金持股状况，考察了监督型基金持股对企业风险承担状况的影响。研究发现，监督型基金具有更明显的风险规避特征，监督型基金持股的增加显著降低了企业的风险承担水平，进一步研究还发现，当企业面临市场竞争程度较低、宏观经济景气的情况下，监督型基金持股与企业风险承担的负相关关系更强。本文的研究结果表明，特定基金的风险意愿影响其对企业的干预状况，抑制了企业的风险性投资，因此从长期价值和成长潜力的角度而言，基金并不完全扮演着治理者的作用，这表明当前的金融市场机构投资者对于企业长期价值的追求不够，短视行为依旧存在，需要监管机构进一步引导规范。

相比以往的研究，本文的贡献主要在于：第一，与其他文章主要集中于代理理论和公司治理，忽视基金等机构投资者自身的风险意愿不同，本文以风险理论为切入点，发现了基金等机构投资者的自身风险特性，而这种风险规避的意愿是基金影响企业风险承担的关键因素之一；第二，相比已有的研究，本文从投资组合的角度继续深入考查基金异质性的影响，发现不同权重的基金具有不同的风险特征。本文的研究引入风险理论和投资组合的视角，揭示了监督型基金的风险态度，发现基金等机构投资者并不单纯的扮演着改善公司治理的作用，可能还扮演者阻碍企业发展的角色，丰富了机构投资者的角色分析，为我国监管机构完善监管法规、制定相关政策以及进一步引导规范机构投资者的行为提供了思路。

文献回顾、理论分析与研究假设

伴随资本市场的发展，机构投资者扮演的角色越来越重要，关于机构投资者经济后果的研究也开始兴起。当前的研究认为，机构投资者的存在可能产生治理效应或者短视行为。支持治理效应的研究认为，由于管理层无法像股东那样通过分散投资进而分散风险(Faccio et al.,2011)[4]，同时公司大股东由于财富集中于公司，因此管理层和大股东偏好风险规避，此时两类代理问题的存在降低了公司的风险承担水平，而机构投资者由于具有普通投资者无法比拟的信息、专业等优势，为了达到提升公司价值的目的，有能力有意愿通过积极参与公司治理监督公司管理层，达到缓解代理问题、提高风险承担水平(王振山和石大林，2014)[21]和公司价值的目的(石美娟和童卫华，2009)[17]。但是传统的代理问题忽视了管理层的个体特征，比如过度自信的管理者有助于提升公司风险承担水平(余明桂等，2013)[25]，因此管理层并不完全是风险厌恶型，代理问题并不能完全解释企业投资的行为。此外我国资本市场相对发展落后，机构投资者特别是基金的持股比例还较低(Jiangand Kim, 2015)[7]，其主动参与公司治理的激励不足。李双海和李海英(2009)[15]发现，机构投资者持股比例与管理层盈余管理正相关，表明机构的公司治理角色并不突出，而且我国机构投资者的短期投资倾向更明显(Jiang and Kim., 2015；杨海燕等，2012)[7][24]，因此治理效应的研究可能并不完全适用于当前环境。

支持短视效应的研究认为机构投资者可能并不关注企业长期价值，监督成本的存在使得基金等机构投资者往往关注于短期交易，并通过用脚投票的方式影响公司决策(唐跃军和宋渊洋，2010)[18]，这种短视行为的存在使得机构投资者持股加剧了股价崩盘的风险(许年行等，2013)[23]，降低了企业的风险承担，进而减少了公司的价值(龙振海，2010；曹丰等，2015)[16][13]。但Chen et al.(2006)[2]认为机构投资者的投资期长短决定了机构投资者的角色，因此完全用短视行为解释可能存在偏误。关于机构投资者与企业风险承担研究得出了不同的研究结论，表明机构投资者的角色在学术上并未达成一致看法，这些相悖的研究结论表明，不同的市场环境对于机构投资者扮演的角色产生不同的影响，从而导致了企业风险承担研究的差异。

本文认为，基金作为机构投资者的重要组成部分，可能同时存在着治理效应和短视行为，基金广阔的投资组合中不同的投资之间可能存在着角色上的重要差异，组合内不同的基金其效用函数和风险偏好可能不同。当前基金等机构投资者的投资行为和在公司治理中扮演的角色很大程度上源自自身的风险意愿以及基金行业特征，短视行为的出现可能源自激烈的基金行业竞争以及自身的风险特质。接下来本文将从影响动机和影响机制两方面来展开研究假设。

监督型基金影响企业风险承担的动机。Faccio et al.(2011)[4]认为风险厌恶型投资者的期望效用会随着财富方差的增大而降低，当其财富相对集中时，公司特有风险的上升会减少该投资者的期望效用，此时该投资者会倾向于减少公司的风险投资，以达到高期望效用的目的。虽然基金投资范围较广，其投资组合相对分散，但不同的股票投资在组合的占比不同，相对基金的重要性明显不同，基金等机构投资者会更看重那些在其投资组合中权重较大的股权投资(Fich et al., 2015)[5]，因此对于这些股权投资，基金对企业的干预、影响动机更强。当组合内的投资占比较大时，对于这些投资基金通过新增投资分散其风险的能力相对较差，而且对于损失的敏感性更高，而那些投资比重低的股票可以较容易的通过新增投资或者利用对冲策略来降低风险，因此这些权重较高的投资对于基金来说具有更谨慎和风险规避的特征，从而影响企业降低风险承担的动机更强。此外当前的基金行业竞争激烈以及业绩排名的压力无疑加重了基金的风险规避偏好。另一方面，有研究表明基金作为外部投资者，缺乏公司层面的特有信息，对公司长期业绩的衡量难度较大，往往会选择根据短期业绩量化评估，这使得基金的风险规避特征更加明显。为了更好地区分这些风险规避特征更明显的基金，借鉴Fichet al.(2015)[5]的做法，本文将基金投资组合中投资金额排前10%的投资定义为监督型基金。

监督型基金影响企业风险承担的机制。股权分置改革启动后，基金实现了加速发展，基金的进入以及持股比例的增加使得基金能对企业决策产生重大影响。由于基金与普通投资者不同，其具有明显的资金和人才技术优势，因此具备和大股东博弈以及影响公司决策的能力。

监督型基金的影响机制包括以下几点：第一，基金可以通过咨询建议以及积极参与公司治理等方式传达出自身的意愿，以达到影响公司的目的；第二，影响股价波动，由于我国股票市场散户投资者占绝大多数，基金等机构投资者用脚投票时会对股价产生明显的影响，这种影响股价的方式潜在影响着公司管理层的决策，当基金的诉求得不到满足时，管理层因基金用脚投票带来股价波动的潜在损失较大，而基金等机构投资者的进入有助于传递出企业价值的信息、提升股价，因此为了拉升股价、重振股民信心，企业倾向于迎合基金的诉求；第三，基金等机构投资者还广泛参与到控制权争夺中，虽然基金等机构投资者往往不会寻求控制权，但其独立的地位以及充分的资金实力往往使其成为一支举足轻重的力量，基金等机构投资者的选择往往影响到企业控制权的归属，比如2015年出现的众多险资举牌现象(安邦、宝能举牌万科A，前海人寿举牌南玻A、欧亚集团等)，当基金对企业决策不满时，可能通过这种控制权市场的影响达到影响公司决策的目的。

Maug(1998)[10]认为股东的监督行为是其持股比例的增函数，而单个基金的持股比例往往较低，机构投资者又往往采取抱团取暖方式，因此本文将企业中各监督型基金的持股比例加总作为整个企业监督型基金的持股比例，衡量基金对于企业的总体影响，持股比例越大，其对企业的影响越大，上述分析表明由于监督型基金的风险规避更明显，同时基金能对企业产生重大影响，因此本文提出核心假设H1，即

H1：监督型基金持股与企业风险承担水平负相关。

在市场经济环境下，企业的投资决策与市场竞争密切相关。陈至斌和王诗雨(2015)[14]认为，行业竞争程度影响着市场的不确定性。行业竞争程度越高，企业之间的相互制衡度越大，掠夺效应越强，市场不确定性越强，企业投资风险以及经营风险越高，管理层因错误进行投资决策面临的损失较大，因此更倾向于谨慎保守的投资决策。当行业竞争不激烈时，企业面临的经营风险较小，对于风险性项目投资失败受到的损失相对较小，同时为了在相对垄断的市场获取优势，企业倾向于扩大规模、增加研发支出或者进行高风险高收益项目的投资。此外根据代理理论，当市场竞争激烈时，管理层自身决策失误导致的经济后果将更加严重，一旦投资高风险项目失败，管理层自身将面临职业和声誉上的重大损失，当企业面临的市场竞争不激烈时，管理层通过扩大规模、新增投资得到升迁和激励的可能性更大，因此管理层的风险偏好也受市场竞争状况影响。根据H1的假设，监督型基金具有较强的风险规避特征和风险厌恶预期，当企业面临较低的行业竞争时，企业高风险投资的偏好与监督型基金风险规避的预期产生了较大的冲突，而且此时企业调整经营投资决策的空间较大，为了维护自身的利益，达到保值增值的目的，监督型基金有充分的动机和能力积极参与到公司投资决策的干预中，施加更大的影响以达到降低企业风险承担的目的。据此提出本文的假设H2，即

H2：行业竞争程度较低时，监督型基金持股对企业风险承担的负向作用更明显。

宏观经济环境是影响企业风险承担水平的重要因素，当经济较好，投资机会较多，管理层和投资者普遍形成较高增长预期，同时面临相对较小的融资约束，此时企业投资高风险项目的动机较强；当经济不景气时，银行信贷政策更谨慎，融资约束更大，投资机会不足，此时企业风险承担的动力不足(Arif and Lee, 2014)[1]。根据H1，相比经济不景气的状况，在经济景气时，监督型基金的风险规避动机与企业的高风险项目投资的意愿会产生较大冲突，此时监督型基金影响企业减少高风险投资的动机更强，同时，企业在经济形势较好的情况下调整经营投资决策并不会危及经营，因此其调整风险承担水平的空间和可能性也相对较大，此时监督型基金对于企业经营决策的干预影响作用最大，因此本文提出假设H3，即

H3：经济环境较好时，监督型基金持股比例与企业风险承担水平的负相关关系更明显。

研究设计

一、样本选择与数据来源

本文主要数据来自CSMAR数据库，其中选取2006～2015年A股上市公司作为风险承担的样本数据，由于解释变量和其他控制变量均须滞后一期，因此其他数据的样本区间为2005～2014年。此外按王永海等(2013)[20]的做法，选择4年观测期来测量企业风险承担水平，因此风险承担的实际样本数据区间为2003～2015年。鉴于金融类上市公司的特殊性，本文剔除了金融类上市公司。同时为了保证风险承担水平测量的可靠性，本文要求样本企业必须至少满足一个观测期四年的数据全部可得，因此剔除了观测期数据缺失的数据。在剔除解释变量和其他控制变量缺失值后，得到了3169个观测值。为了减少极端值的影响，本文对所有连续变量处于1%和99%分位数以外的数据进行了winsorize缩尾处理。

二、变量定义

1.被解释变量

现有研究关于风险承担的衡量大体上包括单变量指标，比如R&D支出、资本性支出(Coles et al., 2006)[3]、负债率(Faccioet al., 2011)[4]等，以及盈余波动性(Johnet al.,2008；Faccioet al., 2011)[9][4]及盈余极差、股票收益率波动性(Coles et al.，2006)[3]、企业存活可能性(Faccioet al.,2011)[4]，由于单变量指标较为单一，无法直观反映企业状况，而企业存活可能性的衡量较为粗略，因此本文借鉴Faccioet al.(2011)[4]以及John et al.(2008)[9]的做法，将盈余波动性作为风险承担的度量方式。本文定义ROA等于息税前折旧摊销利润EBITDA除以企业期末资产总额，其中ROA的调整以及风险承担的计算如下：

其中i表示企业，T表示观测区间，N表示同行业内上市公司家数，k表示行业内第k家公司，t表示观测年度。

2.解释变量

本文的解释变量是监督型基金持股比例，用MFO表示。借鉴Fichet al.(2015)[5]的做法，我们提取所有基金持股在基金投资组合中占比排前10%的投资作为监督型基金，为考虑监督型基金对企业的影响，我们将这些监督型基金在相同年度对相同公司的持股比例加总，作为MFO的度量方式。

借鉴Faccioet al.(2011)[4]、Johnet al.(2008)[9]的做法，本文控制了企业ROA、资产负债率、营业收入增长率、企业成立年限、新增债务融资、盈余平滑、股权集中度等因素。此外本文借鉴朱武祥和郭洋(2003)[26]的做法，以行业主营业务利润率的标准差来衡量行业竞争程度，该值越大，竞争程度越低。

表1 主要变量及说明

3.模型设定

借鉴John et al.(2008)[9]、Faccio et al.(2011)[4]、余明桂等(2013)[25]、王永海等(2013)[20]和夏子航等(2015)[21]的研究，模型设定如下：

RISKi,t表示第i个企业第t期的风险承担水平，自变量MFO和其他8个控制变量均滞后一期，本文还控制了行业和年度固定效应，并在公司层面进行了聚类分析，以减少估计误差。根据本文的假设，预期MFO的系数α1符号应显著为负。

实证分析

一、描述性统计

根据表2，企业风险承担均值为0.024，中位数为0.019，表明部分企业风险承担较高，拉升了均值，第一分位数为0.011，三分位数为0.030，表明企业之间的风险承担水平存在着较大差异。MFO平均值为0.023，表明当前我国上市公司监督型基金持股总体上并不高，也反映出机构投资的分散性，P25处为0.002，P75处为0.031，表明当前我国上市公司之间的基金持股很不均衡，中位数小于平均数表明存在部分公司基金持股较多的现象，而部分样本公司的基金持股较少。OWN均值为0.859，表明85.9%的样本公司第一大股东持股超过了20%，反映出当前我国上市公司的股权还比较集中。其他各控制变量总体上分布合理。

二、相关性分析

根据表3的数据，MFO与风险承担RISK在1%的水平上呈显著的负相关关系，说明随着监督性基金持股的增加，企业风险承担水平显著下降，这符合本文H1的预期。各变量之间的相关系数均小于0.6，表明存在多重共线性的可能性较小。

表2 描述性统计结果

表3 主要变量的Pearson相关系数

此外本文还分年度行业对监督型基金进行了从小到大的分组，如图1所示，从总体上看，监督性基金持股较多的组，企业风险承担较低，这同样符合H1的预期。

三、单变量分析

在回归分析之前，本文对所有存在RISK观测值的企业按是否存在监督型基金进行了独立样本均值t检验和中位数检验。表4显示，相对没有监督型基金的企业而言，有监督型基金的公司风险承担的均值和中位数较低，且在1%的水平上显著，这一定程度上反映出监督型基金的存在降低了企业的风险承担，初步支持了我们的假设。

此外，为检验监督型基金引入或退出对于企业风险承担变动的影响，本文根据前后连续两期MFO的存在与否将所有观测值分成四类，分别考察监督型基金进入与退出对企业风险承担变动的影响。

图1 监督型基金持股与企业风险承担分布

表4 有无监督型基金企业风险承担均值检验与中位数检验

表5 监督型基金进出与企业风险承担变动幅度ΔRISK的均值检验

根据表5，监督型基金的进入使得ΔRISK均值更小，监督型基金退出则使得ΔRISK均值更大，两组单尾均值检验均在10%水平显著，在监督型基金进入与退出的均值检验中，监督型基金进入的ΔRISK＜0，而监督型基金退出则使得ΔRISK＞0，且差异在1%的水平上显著，这进一步反映出监督型基金在企业风险承担中的负向作用，符合本文H1的预期。

四、回归分析

1.监督型基金持股与企业风险承担

为了检验监督型基金持股对企业风险承担的影响是否可靠，同时排除多重共线性和异方差带来的问题，本文分别对监督型基金持股与企业风险承担做了带行业年度固定效应的一元回归、带控制变量回归以及带控制变量和固定效应的多元回归，同时表6列出了带解释变量和不带解释变量的回归结果，结果显示将解释变量放入模型会使得拟合优度提升。其中根据表6第(1)(2)(4)(6)四个回归的结果，MFO在逐步加入控制变量和行业年度差异的过程中始终保持在1%的水平显著为负，这表明本文的结论相对稳健，排除了自相关或者多重共线性的干扰。根据表6(6)，MFO的系数为-0.042，且在1%的水平上显著，这表明监督型基金持股与企业风险承担存在显著的负相关关系，从经济意义上看，监督型基金持股每增加1%，企业风险承担将下降1.75%，这验证了H1。关于MFO对于RISK的解释力的问题，可以看(3)-(6)回归的结果，第(4)列加入MFO后，Adj_R^2由0.058上升为0.063，增加了8.62%，(6)加入MFO后Adj_R^2由0.158上升为0.162，增加了2.53%，这说明MFO对于被解释变量RISK的解释力确实存在。

表6 监督型基金持股与企业风险承担

2.监督型基金、市场竞争与企业风险承担

为检验H2，本文以行业主营业务利润率的标准差来衡量行业竞争程度，表7第(1)(2)(3)列分别列示了按竞争程度分组回归以及交互项的结果，其中竞争程度较低组MFO的系数为-0.057，且在1%水平上显著，而行业竞争较高组系数在5%的水平上为-0.027，系数差异性检验系数为2.78，p值为0.0953，表7(3)显示MFO系数在5%的水平取值-0.026，MC系数为0.002，交互项系数为-0.039，这表明激烈的市场竞争抑制了监督型基金对企业风险承担的负向作用，较低的市场竞争程度使得监督型基金对于企业风险承担的负向作用更明显，结论支持了假设H2。

3.监督型基金、经济周期与企业风险承担

为检验H3，本文借鉴王红建等(2015)[19]的做法，用GDP增速来反映经济周期，回归结果见表7第(4)(5)(6)列。结果显示，当经济景气时，MFO系数在1%水平上显著为负，而经济不景气时MFO系数不显著，系数差异化检验在5%的水平上显著，这表明相比经济不景气的状况，当经济景气时，监督型基金降低风险承担的作用得到了加强，交互项的系数在10%的水平上取值-0.027，表明经济景气状况增强了监督型基金对企业风险承担的负向作用，该结果证明了假设H3。

表7 监督型基金、经济环境、市场竞争与企业风险承担

五、内生性分析

1.遗漏变量

为了减少遗漏变量带来的观测误差，本文分别考察了新增控制变量和加入公司固定效应的情况。根据相关研究，本文首先添加了董事会特征以及管理层持股等作为控制变量，未报告的回归结果表明加入董事会规模、独立董事占比以及管理层持股后，MFO回归系数依旧在1%水平上显著为负，本文监督型基金对企业风险承担负向作用得到了进一步的确认，市场竞争程度的交互项系数在5%的水平上取值-0.04，经济周期的交互项系数在10%的水平上取值-0.031，H2、H3中的调节效应依然存在。增加公司固定效应并不会使结论发生显著变化，MFO的回归系数在10%的水平上依旧显著为负，市场竞争与经济周期的交互项分别在5%、1%的水平上显著为负。

2.工具变量回归

借鉴Faccio et al(2011)[4]的做法，本文将同年度同行业其他公司的监督型基金持股的平均值作为工具变量进行2SLS回归，未报告的结果显示，工具变量回归的系数在1%的水平上显著为负，表明控制内生性后监督型基金对于风险承担的抑制作用依然存在。

3.子样本检验

为了进一步解决结论中存在的内生性问题，本文对3,169个样本采用无放回随机抽样的方法进行子样本检验，抽样的样本容量为总样本的70%，共2218个样本，未报告的回归结果显示全样本回归中MFO的系数在1%的水平上取值-0.048，在市场竞争和经济周期的交互项回归中，两个交互项系数在5%的水平下分别取值-0.053和-0.038，与表6和表7的结果保持一致。此外，由于制造业占样本比重较大，因此本文还选取了制造业作为子样本进行回归，除经济周期符号一致尚不显著外，其他结论与总体样本保持一致。这表明本文的总体样本的回归结果不存在因大样本带来的偏差问题，结论相对稳健。

4.PSM倾向得分匹配配对样本检验

为了克服前文单变量分析中均值检验存在的样本选择偏差问题。本文对表4-表5均值检验采用PSM倾向得分匹配进行pstest测试，结果表明匹配后的系数t值为-4.57，表明在控制样本选择偏差的情况下监督型基金对企业风险承担的负向作用相对稳定，同时本文也对表5Group1的ΔRISK均值检验采用PSM倾向得分匹配。未报告的结果显示，匹配后两组均值仍然在5%的水平上具有显著差异，结论并未发生实质性变化，这表明之前关于监督型基金持股可能降低企业风险承担的分析是稳健的。

稳健性检验

为了进一步验证本文的结论具有稳健性和可适用性，本文进行了如下稳健性检验：1.根据Faccio et al.(2011)[4]的做法，我们还选取了观测期内ROA极大值与极小值的差(RISK2)来反映企业风险承担状况；2.本文还用分别采用扣除非经常性损益的净利润以及EBIT代替正文EBITDA计算ROA滚动计算的标准差作为RISK3和RISK4进行回归，将根据扣非加权ROE计算波动率定义为RISK5，用营业利润波动率ROS计算的波动率定义为RISK6；3.借鉴Faccioet al.(2011)[4]以及余明桂等(2013)[25]的做法，本文将观测期调整为3年和5年进行回归，分别定义为RISK7和RISK8；4.借鉴Fich et al.(2015)[5]的做法，本文将公司监督型基金数量(MFN)作为衡量监督型基金影响大小的替代变量进行回归；5.本文用TobinQ来替换GROWTH来衡量成长性对风险承担的影响进行回归。未报告的结果显示，经过上述指标变换或观测期调整后，结果没有实质性变化。

结论和政策启示

本文以2003～2015年我国非金融类上市公司的年度数据为样本，实证检验了监督型基金持股对企业风险承担的影响。结果发现，监督型基金持股与企业风险承担水平负相关。进一步研究发现，当企业面临的行业市场竞争较低、宏观经济较好时，监督型基金对企业风险承担的负向作用更明显。本文的稳健性检验和正文结论一致。以上结果表明，影响监督型基金持股对企业风险承担抑制作用是显著存在的，同时市场状况以及宏观经济状况对于监督型基金的这种负向作用有着明显的调节作用，因此应结合宏观微观以及制度因素综合考虑外在特征对监督型基金的影响。

政策启示方面。本文的研究结果表明，特定基金的风险意愿影响其对企业的干预状况，基金并不完全扮演着治理者的作用，这表明当前的金融市场机构投资者对于企业长期价值的追求不够，短视行为依旧存在，需要监管机构进一步引导规范，减少机构的盲目炒作行为，使其发挥出更多的治理作用。此外本文的结论表明市场竞争对于监督型基金的这种负向作用有着明显的调节作用，激烈的市场竞争抑制了监督型基金的负向作用，因此如何增强市场竞争活力是当前政策制定者需要认真思考的问题，同时宏观经济较景气时监督型基金的负向作用得到了加强，这可能源自于火热的经济形势伴随着较热的资本市场活动，此时监督型基金频繁的投资各个上市公司，从而抑制了企业风险性投资，因此在宏观经济转型期的基金决策值得监管层关注。

当然本文存在较多的局限性，主要表现在：第一，在提取监督型基金的过程中损失了大量样本，可能损失了部分有用的信息，因此结论可能存在潜在的偏误；第二，企业中监督型基金的变动较为频繁，因此这种影响作用可能存在较多的噪音；第三，对于监督型基金对风险承担的影响渠道没有深入分析，关于机构投资者价值创造还是短视行为的解释不够，因此以上的问题需要后续进一步深入展开研究；第四，限于篇幅的原因，本文没有对风险承担的经济后果进行检验，这有待于以后深入的研究。