“国家队”持股能降低企业风险吗？

文雯 胡慧杰 李倩

(1.北京外国语大学国际商学院，北京 100089；2.南开大学经济学院财金研究所，天津 300071)

一、引言

自2001年中国证监会提出“超常规发展机构投资者”以来，中国机构投资者的数量和规模持续上升，在资本市场上扮演着愈发重要的角色。2017年，证监会强调鼓励发展“长期机构投资者”，依法规范和拓展各类资金进入资本市场的渠道。在一系列政策支持下，机构投资者的组成结构趋于多元和丰富。以中证金融有限责任公司和中央汇金有限责任公司为代表的“国家队”1是我国机构投资者的典型代表，发挥着维护市场稳定发展的重要功能。在2015年中国资本市场发生了罕见的“千股跌停”现象时，“国家队”直接进入二级市场“救市”，对于提振市场信心、缓解股市流动性危机、维护金融体系稳定起到了重要作用。其后，证监会公告明确指出，“国家队”在若干年内不会退出资本市场，且稳定市场的职能不会发生变化。2作为长期参与资本市场的机构投资者，“国家队”除在危机时期发挥“救市”功能外，能否对企业日常经营和公司治理决策产生影响，有待深入探究。

研究机构投资者持股的经济后果是学术界的重点关注之一。部分研究认为，机构投资者在公司治理中扮演着“投机者”的角色，往往以牺牲企业长期发展为代价谋求短期利益(Graves and Waddock，1994)[6]，加剧了管理层与股东间的代理冲突。相反，“股东积极主义”观认为机构投资者能够积极地参与公司治理，对抑制管理层的盈余管理行为(Koh，2003)[10]、改善管理层的薪酬结构和水平(Mallin，2012)[12]等具有积极作用。值得注意的是，现有文献主要关注了券商、基金等常规机构投资者在公司治理中发挥的作用，而对“国家队”这种兼具监管者职能的特殊机构投资者探讨不足。截至目前，仅有研究关注了“国家队”持股对股价尾部系统风险、股价波动性(李志生等，2019；王雄元和何雨晴，2020)[20][26]和企业创新的影响(于雪航和方军雄，2020)[30]。本文聚焦于“国家队”持股对企业风险的影响，能够对现有研究体系起到拓展和补充的作用。

“国家队”具有较强的投资视野，能够有效约束管理层机会主义行为，提高公司信息透明度，并且传递积极投资信号，进而有效降低企业风险。具体而言，“国家队”作为坚持长期主义投资理念的外部监督者(于雪航和方军雄，2020)[30]，能够有效约束管理层短视及机会主义行为，避免其做出风险过大的不合理决策。同时“国家队”在信息收集和处理方面具有一定优势(李志生等，2019)[20]，能够提高企业的信息透明度，帮助投资者做出真实的价值判断，从而稳定公司股票的长期表现。此外，“国家队”持股往往被视为积极的投资信号(李志生和金凌，2019)[21]，能够有效降低企业的融资成本，使企业免于遭受因资金短缺而中断项目的困境，从而降低企业风险(Wang et al.，2012)[16]。

基于此，本文以2015―2019年沪深A股上市公司数据为研究样本，实证研究“国家队”持股对企业风险的影响。本文的边际贡献体现在：第一，从企业风险视角拓展了“国家队”持股的经济后果相关研究。以往研究认为，“国家队”承担了危机时期的短期“救市者”角色，发现“国家队”持股可以在资本市场异常波动期间降低股价尾部系统风险和股价波动性(李志生等，2019；王雄元和何雨晴，2020)[20][26]。本文发现“国家队”持股能够降低企业的会计业绩波动性和股票市场回报的波动性，说明“国家队”作为长期机构投资者在公司治理中发挥了良好的作用，拓展了“国家队”持股的经济后果研究。第二，补充了具有政府背景的特殊机构投资者对企业风险影响研究。以往研究主要关注了涨跌停板制度、融资融券制度等资本市场基础交易制度以及内部控制等微观治理机制对企业风险的影响(方红星和陈作华，2015；王朝阳和王振霞，2017)[17][24]，尚无文献探究“国家队”这类具有政府背景的特殊机构投资者对企业风险的影响。本文发现，“国家队”兼具投资者和监管者的双重身份，能够借助其专业化的投资经验和较强的监管能力规范公司治理，为企业风险的影响因素研究提供了新视角。在实践层面上，本文为“国家队”发挥公司治理效应提供了经验证据，能为防范和化解企业风险提供一定的政策启示。

二、文献综述

(一)机构投资者持股文献综述

早期研究认为机构投资者在公司治理中扮演了“投机者”的角色。机构投资者往往会采取“短线投资”策略，通过频繁的二级市场交易向管理层施加短期业绩压力，谋求自身利益最大化(Graves and Waddock，1994)[6]。也有文献发现，机构投资者存在与管理层或大股东进行合谋的动机，成为管理层和大股东谋取私利的“帮凶”(唐清泉等，2005)[23]，严重侵害了其他中小股东的权益。

相反，部分学者发现，机构投资者在公司治理中扮演了“积极监督者”的角色，并形成了“股东积极主义”观。机构投资者参与公司治理的形式多样，包括发起董事会提案、利用舆论影响董事会决策、提起股东诉讼(Cheng et al.，2010)[4]、完善独立董事等制度建设(吴晓晖和姜彦福，2006)[28]等。机构持股能够显著抑制管理层的盈余管理行为(Koh，2003)[10]，改善管理层的薪酬结构和水平(Mallin，2012)[12]，提高企业经营效率，同时有效改善公司信息环境，促进企业平稳健康发展。

也有文献分析了特定类型的机构投资者持股发挥的作用。例如，基金持股可以约束控股股东的利益侵占行为，提升企业价值(曾志远等，2018)[32]；境外机构投资者持股可以通过改善公司外部信息环境、缓解内部代理冲突的方式提高企业的投资效率(庄明明和梁权熙，2021)[36]。围绕“国家队”这一特殊的机构投资者，学者们重点关注了2015年中国资本市场异常波动期间“国家队”强势入市对资本市场发挥的作用。研究发现，短期来看，“国家队”持股能够提高资本市场的流动性，提振投资者信心，达到降低股价的尾部系统风险和股价波动性的目的(李志生等，2019；王雄元和何雨晴，2020)[20][26]；而长期来看，“国家队”持股公司有效缓解了企业的融资约束和管理层的委托代理问题，从而对企业创新发挥积极作用(于雪航和方军雄，2020)[30]。

综上所述，学者们对机构投资者参与公司治理的途径及经济后果进行了较为充分的探讨。然而，现有文献大多围绕券商、基金、保险等常规机构投资者展开研究，对“国家队”这类具有政府背景的特殊机构投资者的研究尚显不足。

(二)企业风险文献综述

从资本市场交易制度角度看，涨跌停板制度和融资融券制度等均是影响企业风险的重要因素。涨跌停板制度和融资融券制度的引入加剧了非理性信息的传播和市场交易者的情绪波动，从而在现阶段加剧了企业的股票市场风险(王朝阳和王振霞，2017)[24]。而我国资本市场曾经实施的异常波动停牌制度降低了资本市场的信息传递效率，使得停牌股票复牌后的股价波动增大，该制度的取消能够有效缓解企业的股票市场风险(胡婷等，2017)[19]。

从企业内部治理的角度看，内部控制、信息披露和税收规避等均会影响企业风险。在内部治理机制方面，良好的内部控制能够有效降低企业的特质风险和系统风险(方红星和陈作华，2015)[17]。就信息披露而言，较高的信息披露水平可以降低企业的股票市场风险(辛清泉等，2014)[29]。张新民等(2019)[34]发现，税收规避会加剧企业的信息风险、代理风险和投资风险，为企业的经营带来较高的不确定性。

总体来看，现有文献对企业风险影响因素的探究日渐丰富。学者们不断细化了资本市场交易制度和企业治理因素对企业风险的影响，重点关注了资本市场这一“无形的手”对于企业行为的影响，然而少有文献涉及危机时期政府干预这一“有形的手”缓解企业风险的具体影响机制。本文从“国家队”持股这一特殊视角出发，进一步探索企业风险的影响因素，从而对现有文献进行补充。

三、理论分析和研究假设

(一)“国家队”持股与企业风险

与传统的机构投资者不同，“国家队”具有政府背景，兼具投资者和监管者的双重身份，能够凭借其价值投资视野和监管能力参与公司治理，有效化解由企业内外部治理机制引发的风险。理论上而言，“国家队”持股可以通过改善公司的信息环境、降低外部融资约束、缓解管理层代理问题的方式来降低企业风险。

首先，“国家队”可以通过改善公司外部信息环境来降低企业风险。当公司的外部信息环境较差时，投资者往往无法对公司的真实价值做出判断；而一旦其了解了企业真实的经营状况，极易在短时间内快速买入或抛售公司股票，从而加剧公司的风险。作为具有政府背景的特殊机构投资者，“国家队”的投资行为具有信号作用，能够吸引证券分析师及投资者的关注(于雪航和方军雄，2020)[30]。已有研究表明，分析师不仅可以通过实地调研等途径与管理层进行沟通，还能通过发布研究报告等方式向投资者传达企业真实的经营信息(Amoozegar et al.，2020)[3]，从而优化企业外部市场环境，降低内外部信息不对称程度，降低企业风险。

其次，“国家队”可以通过缓解企业融资约束来降低企业风险。已有研究表明，“国家队”持股对缓解企业融资约束具有积极作用。第一，“国家队”持股公司往往被视为积极的投资信号，对稳定公司股价、规范企业决策起到重要作用(李志生和金凌，2019)[21]，该信号机制的存在也会降低公司的融资成本。第二，“国家队”作为拥有较强信息收集能力和处理能力的机构投资者，能够缓解公司与外部潜在投资者的信息不对称问题，帮助投资者评估企业真实的经营状况，从而有助于企业获取外部融资(于雪航和方军雄，2020)[30]。一般而言，当企业的外部融资成本较低时，会较少面临因资金短缺不得不中断项目的情况，从而降低企业风险(Wang et al.，2012)[16]。同时，较低的融资约束可以提高企业的偿债能力，降低企业陷入财务困境的可能性，缓解企业风险。

再次，“国家队”可以通过缓解管理层的代理问题来降低财务风险。根据委托代理理论，企业内部所有权和控制权的分离使管理层以牺牲公司长远利益为代价满足个人私欲(Jensen，1999)[7]，加剧企业风险。“国家队”持股能够在一定程度上缓解管理层的代理问题，从而降低企业风险。一方面，“国家队”关注企业的长期稳定发展(于雪航和方军雄，2020)[30]，不以短期盈利为目的，促使管理层将关注的重心放在企业的长期稳定发展上，从而降低企业风险；另一方面，“国家队”兼具投资者和监管者职能，可以对企业公开披露的信息及交易所问询结果进行更为充分的分析，通过董事会投票、与管理层沟通，甚至是用脚投票的方式进行约束。与传统的机构投资者不同，“国家队”兼具的监管者角色使其意见和主张更容易被公司管理层接受。在此影响下，管理层将更加审慎地进行决策，减少违规事件的发生，从而降低企业风险。基于上述分析，本文提出假设1：

H1：在其他条件一定的情况下，“国家队”持股能够降低企业风险。

(二)“国家队”持股、代理成本与企业风险

委托代理问题是加剧企业风险的重要成因。在控制权和现金流权分离的情况下，管理层和股东之间存在利益冲突，管理层可能会以牺牲股东利益为代价去满足个人私利(Jensen，1999)[7]，造成公司投资效率低下、股价崩盘风险增加(王化成等，2015)[25]等不良后果，加剧企业风险。本文认为，“国家队”在持股过程中承担了“长期监督者”的职责，能够有效缓解管理层的短视问题，督促管理层将关注重心放在企业的长期稳定发展而非短期逐利上，从而帮助企业稳定会计业绩及资本市场表现，降低企业风险。因而本文预期，“国家队”持股对企业风险的缓解作用在代理成本较高的企业中更显著。基于上述分析，本文提出如下假设2：

H2：企业代理成本越高，“国家队”持股对企业风险的抑制作用越强。

(三)“国家队”持股、信息透明度与企业风险

信息透明度影响信息传递效率和资源配置效率。当企业信息透明度较低时，外部投资者与企业内部人之间的信息不对称程度较为严重，投资者难以对管理层及大股东实施良好的监督，从而增加了内部人舞弊和“掏空”的风险。因此，管理层更有可能出于自利动机进行机会主义行为，加剧企业风险。同时，当信息透明度较低时，投资者面临的噪音干扰越大，信息传递效率降低，企业面临的市场风险也会随之降低。“国家队”持股向资本市场传递了积极信号，有助于缓解企业内外部信息不对称性，起到良好的信息沟通功能。本文预期，当企业的信息透明度较低时，“国家队”持股对企业风险的抑制作用更强。基于此，本文提出假设3：

H3：企业信息透明度越低，“国家队”持股对企业风险的抑制作用越强。

四、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文以2015―2019年沪深两市A股上市公司为研究对象，构建行业-年份双向固定效应模型进行研究。选择2015年为研究起点的原因在于，“国家队”在2015年资本市场异常波动期间开始大规模持股上市公司，且在随后几年中持续发挥着稳定资本市场的作用。由于企业风险指标需要前后3年的数据，因而本文实际采用的样本区间为2014―2020年。在初始研究样本的基础上，本文剔除了金融行业样本公司、被特殊处理(ST/*ST)的公司以及相关数据存在缺失值的观测值，最终得到13923个公司-年度观测值。为避免极端值的影响，本文对所有连续变量进行了上下1%的缩尾处理。研究中用到的“国家队”持股数据来自Choice数据库，其他财务数据和公司治理数据均来自国泰安数据库。

(二)变量定义

1.企业风险

本研究的被解释变量为企业风险，重点关注由公司内外部治理机制所带来的风险，体现在公司销售业务、研究与开发、工程项目以及投融资行为等业务活动中(方红星和陈作华，2015)[17]。理论上，企业所面临的这些由经营管理和投融资活动等所带来的不确定性最终均会反映为未来收益的波动，即表现为较高的会计业绩波动性(即财务风险)和股票回报率波动性(即股票市场风险)。参考已有文献(John et al.，2008；张敏等，2015；耿云江和王丽琼，2019)[8][33][18]的做法，本文用企业前后3年经行业均值调整的总资产报酬率和考虑股票红利再投资的股票回报率的标准差衡量，分别记为RISK1和RISK2。当公司的财务风险和股票市场风险较高时，风险指标RISK1和RISK2也越大。

2.“国家队”持股

本文的解释变量为“国家队”持股。根据Choice数据库的统计，“国家队”主要包括中国证券金融股份有限公司、中央汇金投资有限公司及其资产管理公司、五只公募救市基金和国家外管局旗下投资平台四个部分。采用两种方式度量：(1)NAT为“国家队”持股哑变量，若当期“国家队”持有上市公司股份则取值1，否则为0；(2)NAP代表“国家队”持股比例变量，采用当年末“国家队”持股数量除以企业总股数来衡量。

3.代理成本

考虑到管理层持股是推动管理层与股东利益趋同、缓解委托代理冲突的重要途径，本文以管理层持股比例(MANO)作为委托代理问题的代理变量，即管理层持股占企业全部股数的比值。管理层持股比例越高，企业面临的代理问题越小。

4.信息透明度

借鉴王化成等(2015)[25]的研究，本文采用操纵性应计利润(DACC)作为信息透明度的代理变量。操纵性应计利润采用修正的Jones模型进行计算(Dechow et al.，1995)[5]，该指标越大，意味着公司的信息透明度越低。

5.控制变量

参照耿云江和王丽琼(2019)[18]、方红星和陈作华(2015)[17]等的研究，本文还控制了其他影响企业风险的因素，包括企业规模(SIZE)、盈利能力(ROA)、资产负债率(LEV)、股权集中度(TOP1)、账市比(BM)、自由现金流(FCF)、其他机构投资者持股比例(INSTO)、董事会人数(BOARD)、企业年龄(AGE)、四大审计(BIG4)、产权性质(SOE)等。此外，本文还控制了年份固定效应(YEAR)和行业固定效应(IND)，其中，行业分类依据上市公司行业分类指引(2012)，并对制造业取两位代码进行细分。

本文的主要变量定义见表1。

表1 主要变量定义

(三)模型设定

为检验假设1，构建回归模型(1)。为了降低面板数据估计方法对标准误的估计偏误，模型标准误均进行了公司层面的聚类调整(Petersen，2009)[14]。

其中，RISK代表企业风险，NAT和NAP分别代表“国家队”持股哑变量和“国家队”持股比例，Controls代表控制变量，IND和YEAR分别代表行业和年份固定效应，下标i代表个体企业，t代表年份，ε代表残差项。如果假设1成立，即“国家队”持股显著降低企业风险，预期α1显著为负。

为了检验假设2，即代理成本在“国家队”持股与企业风险关系中的调节效应，本文在模型(1)的基础上加入了管理层持股比例(MANO)及“国家队”持股与管理层持股比例的交乘项(NAT×MANO和NAP×MANO)，建立模型(2)。根据假设2，即“国家队”持股在管理层持股比例较低的企业中更为显著，因而预期β2显著为正。

为了检验假设3，即信息透明度在“国家队”持股与企业风险关系中的调节效应，在模型(1)中引入了信息透明度(DACC)及“国家队”持股与信息透明度的交乘项(NAT×DACC和NAP×DACC)，构建模型(3)。依照假设3，“国家队”持股在信息透明度较差的企业中更为显著，因而预期γ2显著为负。

五、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2报告了各变量的描述性统计结果。企业风险RISK1(RISK2)的均值和标准差分别为0.039(0.281)和0.051(0.242)，说明不同企业的风险水平差异较大。“国家队”持股哑变量(NAT)的均值为0.359，说明有超过三分之一的公司存在“国家队”持股；“国家队”持股比例(NAP)变量的均值为0.008，最大值为0.076，表明“国家队”持股在各公司之间的比例具有显著差异性。3

表2 描述性统计结果

(二)基准回归结果

1.“国家队”持股与企业风险

“国家队”持股对企业风险的影响结果汇报在表3中。其中，第(1)(2)列的被解释变量为基于企业会计数据计算得到的盈余波动性，即RISK1；第(3)(4)列的被解释 变量为基于企业股票市场数据计算得到的盈余波动性，即RISK2。回归结果表明，NAT(NAP)的估计系数均显著为负，说明“国家队”作为特殊的机构投资者，能够积极地参与公司治理，通过改善公司外部信息环境、降低融资约束、缓解代理问题等方式显著降低企业风险。另外，从经济意义上，相对于没有“国家队”持股的企业，存在“国家队”持股的企业会计业绩波动性(RISK1)降低了0.3%，股票回报率波动性(RISK2)降低了2.7%；且“国家队”持股比例每增加一个标准差会导致企业的RISK1降低4.06%，RISK2降低2.62%。4上述结果表明，“国家队”持股能够有效稳定企业的财务业绩和股价表现，降低企业风险，支持了假设1。

表3 “国家队”持股与企业风险

2.“国家队”持股、代理成本与企业风险

表4报告了假设2的检验结果，即考虑代理成本在“国家队”持股与企业风险关系中的调节效应。本文采用管理层持股(MANO)衡量企业的代理成本，当管理层持股比例提高时，股东与管理层的利益协同效应更强，管理层会着眼于企业长远发展，降低代理成本。回归结果表明，“国家队”持股与管理层持股的交乘项(NAT×MANO和NAP×MANO)的系数显著为正，即“国家队”持股对企业风险的抑制作用在管理层持股比例较低、代理问题较为严重的企业中更为显著，说明“国家队”能够发挥有效的监督职能，缓解企业的代理冲突，进而降低企业风险。上述结果与预期一致，验证了假设2。

表4 “国家队”持股、代理成本与企业风险

3.“国家队”持股、信息透明度与企业风险

表5报告了假设3的检验结果，即信息透明度在“国家队”持股与企业风险关系中的调节效应。本文采用操纵性应计利润(DACC)衡量企业信息透明度，操纵性应计利润越高代表企业信息透明度越低。回归结果显示，“国家队”持股与信息透明度交乘项(NAT×DACC和NAP×DACC)的系数均显著为负，说明“国家队”持股对企业风险的抑制作用在信息透明度较低的企业中更为显著，验证了假设3。

表5 “国家队”持股、信息透明度与企业风险

六、稳健性检验

(一)倾向评分匹配与双重差分法(PSM+DID)

“国家队”持股与企业风险之间可能存在反向因果问题，具体表现为“国家队”在选择持股对象时，更可能选择风险较低的企业，即企业风险水平会对“国家队”的选股产生影响。为了更好地评估“国家队”持股的经济后果，本文采用PSM+DID的方法进行检验。

本文以2015年资本市场异常波动导致“国家队”大规模持股非金融企业为事件冲击，选择的处理组样本为2015年前未被“国家队”持股、2015年开始被“国家队”连续持股的企业，控制组样本为从未被“国家队”持股的企业。在进行倾向评分匹配的过程中，本文以2013―2014年的观测为初始样本，采用Probit模型估计“国家队”持股的倾向性得分，其中加入的匹配变量包括企业规模、盈利能力、市账比、产权性质、自由现金流及行业和年份哑变量等。本文采用1:1最近邻有放回的方法，为实验组匹配到倾向性得分最相近的控制组样本。平行性检验结果表明，匹配后的各协变量在处理组和控制组中不存在显著差异。

基于PSM的匹配样本，建立了如式(4)所示的双重差分模型：

其中，TREAT为区分处理组和控制组的哑变量，若在样本期间内公司在2015年前未被“国家队”持股、2015年开始被连续持股则为处理组，取值为1；如果样本期间内“国家队”从未持有公司股票则为控制组样本，取值为0。POST是区分“国家队”持股事件发生前后的哑变量，2015年及以后取值为1，2015年以前POST取值为0。因此，TREAT×POST前的系数δ1反映了相对于对照组公司，处理组公司在“国家队”持股后相对于持股前在企业风险方面的变化情况。如果δ1显著为负，表明“国家队”持股可以显著降低企业风险。需要说明的是，由于模型(4)已经控制了年份固定效应(YEAR)和公司固定效应(FIRM)，因此无需再加入区分“国家队”持股的哑变量及区分“国家队”持股事件发生前后的哑变量。

为了避免其他政策或经济因素对本文结果的干扰，参照于雪航和方军雄(2020)[30]，本文选取“国家队”持股前后各2年的数据进行回归。此外，考虑到“国家队”在2015年第三季度首次大规模持股，其在持股当年能否对被持股公司的治理水平发挥作用尚不确定，因此剔除了2015年的样本再次进行辅助回归。DID模型的回归结果见表6。列(1)(2)展示了2013―2017年以RISK1和RISK2为被解释变量的回归结果，列(3)(4)在列(1)(2)的基础上进一步剔除了2015年的样本。结果表明，TREAT×POST的回归系数均显著为负，即“国家队”持股显著抑制企业风险，说明在控制了潜在的反向因果内生性问题的影响后，本文结果依然稳健。

表6 倾向评分匹配与双重差分法回归结果

(二)工具变量法

为了控制遗漏变量带来的偏误，本文将采用工具变量法来缓解企业的内生性问题。本文参考于雪航和方军雄(2020)[30]，以同行业同年份“国家队”持股公司的占比为(NA_MEAN)为工具变量，进行两阶段回归，该变量的选取能够满足工具变量的相关性及排他性要求。

表7报告了工具变量法的估计结果。列(1)(2)为第一阶段的回归结果。结果显示，NA_MEAN的系数均在1%水平下显著为正，说明“国家队”对同行业同年份公司投资决策具有相似性。列(3)～(6)报告了第二阶段的回归结果，由“国家队”持股变量的估计系数均显著为负可知，在考虑了潜在的内生性问题之后，“国家队”持股对企业风险仍然呈显著的抑制作用。另外，表7还报告了用于工具变量可识别检验的LM统计量值和用于弱工具变量检验的Gragg-Donald WaldF统计量值，回归结果显示上述两个统计量的值均远超临界值，证明本文工具变量的选取具有一定的合理性。

表7 工具变量回归结果

(三)公司固定效应模型

为了控制其他潜在的不随时间而变化的影响因素，本文在模型中加入了公司固定效应(firm fixed effects)。公司固定效应模型的回归结果报告见表8。结果显示，控制公司固定效应之后，“国家队”持股变量的估计系数显著为负，说明本文的结果不受遗漏变量偏误的干扰。

表8 控制公司固定效应回归结果

(四)改变企业风险的度量方法

考虑到企业的利润状况易受管理层操纵，部分情况下可能难以反映企业风险的真实情况，而企业风险往往与现金流的断裂相关。因此，本文参考周泽将等(2018)[35]的研究，采用前后3年经行业调整的经营活动现金流量与总资产之比作为企业风险的替代指标，记为RISK3。同时，为了进一步检验国家队持股变量对当期企业风险的影响强弱，参考Montgomery and Singh(1984)[13]、罗党论等(2016)[22]的研究，以企业的年度beta系数作为被解释变量，记为RISK4。表9报告了基于现金流指标和beta系数度量企业风险的回归结果。从中可知，NAT和NAP的估计系数在至少5%水平下显著为负，表明“国家队”持股降低了企业风险，也说明本文的研究结论不受企业风险度量方法的影响。

表9 改变企业风险衡量方法的回归结果

七、影响机制检验

前文分析表明，“国家队”持股能够显著抑制企业风险，接下来，本文深入探究“国家队”持股潜在的影响机制。具体而言，本文将基于信息环境路径、融资约束路径、投资效率路径分析其对企业风险产生的影响。

首先，“国家队”持股可以通过改善公司外部信息环境的方式来降低企业风险。外部信息环境的改善能够加强股东与监管机构对管理层经营行为的监督与控制，从而降低高管机会主义行为发生的可能性，降低企业风险。“国家队”可以在加强企业内部控制、改善公司财务报告质量的同时降低资本市场上非理性行为的发生，从而有效改善公司的外部信息环境，降低企业风险。参照以往研究(Krishnaswami and Subramaniam，1999)[11]，用分析师预测分歧度DISP作为企业外部信息环境的代理变量。当预测分歧度较大时，分析师掌握的公司信息较少或质量较差，即反映了外部利益相关者与公司的信息不对称程度较高。

其次，“国家队”持股可以通过缓解企业融资约束的方式降低企业风险。较强的融资约束通常意味着公司可用现金流的规模较小、资金流动性较差，且较难通过外部融资的方式缓解现金流压力(Almeida et al.，2004)[2]。公司一旦遭遇冲击，极易陷入现金流短缺。这将迫使企业抵押固定资产(Almeida et al.，2006)[1]、采取激进财务政策，从而导致较强的风险。“国家队”持股往往被投资者识别为积极的投资信号(李志生和金凌，2019)[21]，能够降低企业的融资成本。同时，作为拥有较强信息收集能力和处理能力的机构投资者，“国家队”能够缓解公司与外部潜在投资者之间的信息不对称问题，从而有助于企业获取外部融资(于雪航和方军雄，2020)[30]，降低风险。本文参考Kaplan and Zingales(1995)[9]的研究，采用KZ指数(KZ)度量企业的融资约束。该指数越大，即代表企业面临的融资约束越强。

再次，“国家队”持股可以通过提高企业的投资效率来降低风险。提高投资效率是缓解代理问题的一种形式。低水平的投资效率会造成公司有限资源的不合理配置(喻坤等，2014)[31]，从而加剧企业风险。具体而言，当公司存在过度投资问题时，大量资金被投资于净现值为负或回报率低于资本成本的项目，极易使企业陷入财务流动性短缺危机。而当公司存在投资不足问题时，企业的大量资金将被闲置，成长性及竞争力将被大大削弱，难以维持较高的会计业绩及股价表现。“国家队”作为特殊的机构投资者，能够对企业的投资行为进行监督。出于维持企业长期稳定发展的投资目标，“国家队”有动机且有能力阻止管理层进行非效率投资行为，加强企业资源的合理配置，从而降低企业风险。本文借鉴了Richardson(2006)[15]的残差效率模型，计算得到企业的非效率投资水平INVEFF。该指标越大，则企业的非效率投资水平越高，即企业拥有较低的投资效率。

基于上述分析，借鉴温忠麟等(2004)[27]提出的中介效应检验模型探究“国家队”持股对企业风险的影响机制。第一步检验解释变量对被解释变量的影响，第二步检验解释变量对中介变量的影响，第三步检验解释变量和中介变量对被解释变量的联合影响。

表10报告了中介效应的检验结果。Panel A、B和C分别报告了信息环境路径、融资约束路径和投资效率路径的检验结果。由列(1)(2)可知，NAT(NAP)对中介变量DISP、KZ和INVEFF的作用显著为负，即“国家队”持股可以显著改善企业的外部信息环境，缓解企业的融资约束，同时提高企业的投资效率。列(3)～(6)在模型Panel A的基础上分别加入了中介因子进行回归，回归结果表明：企业外部信息环境越差、融资约束越强、投资效率越低，则企业风险越高，这与上文的论述相一致；同时，相比于Panel A，Panel C中NAT和NAP的回归系数在绝对值上均有所下降，且t统计量值有所降低，这说明信息环境路径、融资约束路径、投资效率路径的部分中介效应是存在的，支持了上文的推测。另外，本文还计算了各中介效应的SobelZ值，结果均是显著的，再次证明上述影响路径是存在的。

表10 作用机制检验

八、结论与启示

本文以2015―2019年沪深A股上市公司数据为研究样本，实证研究“国家队”持股对企业风险的影响。研究结论表明：“国家队”持股能显著降低企业风险，且当被持股企业的代理成本较高或信息透明度较低时，这一抑制作用更为显著。作用机制检验表明，“国家队”持股主要通过改善公司信息透明度、缓解融资约束、提高投资效率的方式来降低企业风险。

本文的研究具有重要的理论和现实意义。理论上，本文深入分析了“国家队”持股对企业风险的影响，丰富了“国家队”作为长期机构投资者发挥公司治理作用的相关文献，同时从机构持股的视角拓展了企业风险的影响因素研究。实践上，本文的研究结论也为监管层提供了政策建议。第一，应当进一步利用“国家队”在资本市场中发挥的积极作用，加快我国市场化改革的进程。不同于政府补助等政策措施，“国家队”通过大规模持有上市公司股票、参与二级市场交易等方式影响公司治理，这种市场化的手段对于加快我国市场化改革进程、促进资本市场发展具有重要意义。第二，本文的结论也为防范和化解金融风险提供了可能的途径。党的十九大报告指出，要坚决打好防范化解重大风险的攻坚战，守住不发生系统性金融风险的底线，不断提高金融服务实体经济的能力。本文的结论证明，监管层应当充分发挥“国家队”在公司治理中作为“长期主义者”的积极作用，完善相关法律法规，严防“国家队”在持股过程中可能出现的加剧企业风险的短期套利行为；同时，应当进一步发挥“国家队”在改善公司外部信息环境、降低企业融资约束和代理成本等方面的优势，有效化解由企业内外部治理机制带来的风险，从而促进企业的健康可持续发展，不断提高企业价值。 ■

注释

1. 借鉴已有文献(李志生等，2019；李志生和金凌，2019；于雪航和方军雄，2020)[20][21][30]，“国家队”主要包含中国证券金融股份有限公司、中央汇金投资有限公司、中央汇金资产管理有限公司、10个中证金融资产管理计划、5个救市基金和外管局旗下的投资平台。

2. 资料来源：中国政府网http://www.gov.cn/xinwen/2015-08/14/content_2913171.htm。

3. 需要说明的是，描述性统计中报告的“国家队”持股比例(NAP)的均值包含了未持股样本，且为变量缩尾后的数据。根据本文的统计，在所有被持股公司中，“国家队”的平均持股比例为1.61%，持股比例最高可达22%。

4. 经济显著性的计算方法为(解释变量的回归系数×解释变量的标准差)/被解释变量的标准差。