共同機構投資者會影響公司股份回購嗎？

何威風 李 麗

1 引 言

股份回購是公司購回其發行或流通在外股份的行為。盡管股份回購不會影響上市公司盈利狀況，但回購股份的時機、股票數量以及所占用現金資源將會影響公司每股收益和財務狀況，從而會影響股價和公司價值（Badrinath 和Varaiya，2001［1］；Brav 等，2005［2］）。股份回購也由此成為公司的重要財務活動和資本市場監管部門重點關注的領域。根據Birinyi Associates 統計，美國上市公司在2021 年和2022 年的股份回購規模分別達到1.22 萬億美元和1.26 萬億美元。隨著2018 年我國股份回購制度的改革，上市公司股份回購規模也在不斷擴大，據統計，2021 年和2022 年我國上市公司股份回購金額分別達到876.78 億元和1029.17 億元。正因為如此，學術界對股份回購進行了大量研究，但對股份回購動因的研究結論卻存在較大差異。部分文獻認為，公司可以通過股份回購減少流通在外的股份，提高公司每股盈余和提升股價。特別是在公司價值被低估時，通過股份回購可以向資本市場傳遞公司發展的信號，有助于穩定股價（Yook 和 Gangopadhyay，2011［3］；馬鵬飛和隋聰，2021［4］；李麗和何威風，2023［5］），提升公司價值。但另一些文獻則發現，股份回購減少了公司發行在外的流通股數量，具有提高每股收益的財務效應，股份回購是公司盈余管理的重要手段（Almeida 等，2016［6］；Kim 和Ng，2018［7］）。Gong 等（2008）［8］、Francis 等（2016）［9］以及李曜和趙凌（2013）［10］等都發現公司股份回購與盈余管理之間密切關系的證據。因此，隨著上市公司股份回購活動越來越多，需要從新的視角識別股份回購行為及其對資本市場的影響。

隨著市場經濟不斷深化和資本持續擴張，同行業企業之間的聯系日益緊密，全球范圍內同時持有多家企業股份的共同機構投資者日趨增多（Schmalz，2018［11］；杜勇等，2021［12］）。據統計，早在2000 年左右，英國、法國等歐洲國家中由前五大家族持有股權的公司市值總和就超過了市場總市值（Faccio 和Lang，2002［13］）。在美國，則大約有60%的上市公司因共同機構投資者而產生關聯（He 和Huang，2017［14］）。近年來，中國經濟持續發展，資本市場開放程度不斷提高，共同機構投資者比例也在不斷上升。以前十大股東統計，我國資本市場中大約34%以上的上市公司存在共同機構投資者（杜勇等，2021［12］）。不同于單個機構投資者，共同機構投資者有三個顯著特征：一是共同機構投資者的目標是其投資組合價值最大化，而非其持有的某個企業價值最大化（Hansen 和Lott，1996［15］）；二是共同機構投資者在同行業企業中擁有豐富的管理知識和行業資源，具有整合和協調同行業企業行為的能力；三是共同機構投資者能夠洞悉同行業企業間相似特征降低了其信息搜尋和處理成本，具有信息規模經濟優勢，為其影響企業行為提供了條件（Park 等，2019［16］；杜勇等，2022［17］）。正因為如此，這些廣泛存在的共同機構投資者在為企業間資源流動和信息共享提供便利的同時，也形成了可能壟斷行業甚至操縱市場的利益集團。當前，隨著我國經濟發展進入轉型升級的關鍵階段，在構建全國統一大市場和促進資本市場高質量發展的背景下，研究共同機構持股對市場經濟和資本市場發展的影響，進而有針對性地制定引導和規范政策，對于構建公平競爭的市場環境、助力資本市場高質量發展將具有重要意義。

共同機構投資者對股份回購可能產生抑制和促進兩種影響。一方面，共同機構投資者能夠提升公司經營業績、減少公司機會主義行為而抑制股份回購，同時，降低股份回購對公司的投資創新等活動產生擠出效應（趙晴，2020［18］；Wang 等，2021［19］）。另一方面，股份回購會導致公司股價短期上升，推動公司價值提升，以及股份回購靈活性和隨機性便利了公司通過其進行盈余管理，這又會導致共同機構投資者促進公司股份回購。為此，本文基于我國2005—2021 年A 股上市公司數據，探討共同機構投資者對公司股份回購的影響。研究發現，共同機構投資者抑制了公司股份回購。采用PSM 傾向得分匹配法、Heckman 二階段模型、工具變量法、替代度量指標、更換回歸模型、安慰劑檢驗以及剔除宏觀經濟事件影響等檢驗后，結論依然穩健。進一步研究發現，共同機構投資者是通過提高市場預期、公司治理水平以及考慮長期價值而對股份回購產生抑制作用。這種抑制作用在不同情境下存在異質性。具體而言，共同機構投資者對管理層持股低和現金資源不足公司的股份回購的抑制作用更大，同時與一般法人共同機構投資者相比，金融類共同機構投資者產生的抑制作用更大。

本文可能的貢獻：第一，從共同機構投資者角度深化了股份回購的研究內容?，F有文獻主要是基于代理理論分析公司股份回購行為，本文基于社會網絡理論，從共同機構投資者——以投資組合收益最大化為目的的利益相關者的角度研究公司股份回購行為，創新了股份回購的研究視角，深化了股份回購的研究內容。第二，從股份回購的角度豐富了共同機構投資者經濟后果的研究文獻?，F有關于共同機構投資者經濟后果的研究主要集中在盈余管理、信息披露、避稅等方面（杜勇等，2021［12］；周冬華和黃沁雪，2021［20］；邢斐等，2021［21］；杜勇和胡紅燕，2022［22］），對股份回購這一公司重要的財務活動關注較少。本文基于共同機構投資者的協同效應和合謀效應，探討其對股份回購的影響，創新了共同機構投資者經濟后果的研究內容，為共同機構投資者的微觀效應提供了新的經驗證據。第三，本文研究拓展了共同機構投資者影響公司行為的機制，對監管共同機構投資者和規范公司股份回購行為有啟示意義。本文研究發現，共同機構投資者通過提高市場預期、公司治理水平以及考慮長期價值來影響公司股份回購行為，這拓展了共同機構投資者影響公司行為的機制，將有助于監管公司的共同機構投資者行為和股份回購活動。

本文的后續內容安排如下：第二部分為理論分析與研究假設；第三部分為研究設計，介紹本文的樣本選取、數據來源、變量定義和模型等；第四部分是實證結果與分析，內容包括基本回歸分析、穩健性檢驗；第五部分是進一步分析，包括機制和異質性分析；最后是結論。

2 理論分析與研究假設

共同機構投資者是持股同一行業內多家企業的機構投資者。與其他機構投資者相比，共同機構投資者的目標是其投資組合價值最大化，而非其持有的某個企業價值最大化；共同機構投資者能夠洞悉同行業企業間相似特征降低了其信息搜尋和處理成本，具有信息規模經濟優勢，為其影響企業行為提供了條件。同時，共同機構投資者在同行業企業中擁有豐富的管理知識和行業資源，具有整合和協調同行業企業行為的能力（Park 等，2019［16］；杜勇等，2021［12］）。因而，共同機構投資者能夠促使投資組合企業行動協調一致，采取包括聯合定價等措施搶占市場份額，謀取壟斷利潤，也可以利用豐富的行業管理知識、資源以及信息規模經濟優勢積極參與投資組合公司治理。即共同機構投資者既具有經營和治理協同效應，又具有合謀效應。股份回購是上市公司利用自有資金購買本公司發行或流通在外股票的行為，將會減少公司流通在外的股份，改變了公司股權結構，會導致股東之間財富轉移，影響公司價值。在投資組合價值最大化的目標下，共同機構投資者既可能發揮經營和治理協同效應，也可能是合謀效應，對股份回購產生影響。

2.1 共同機構投資者的經營和治理協同效應分析

第一，共同機構投資者通過改善公司的經營，提高市場對公司的估值，進而削弱股份回購的提升公司股價的意愿。共同機構投資者作為同行業公司之間的關聯點，為追求投資組合內公司的價值最大化，他有動機促成公司間的戰略聯盟，促進公司間的經營協同（Azar 等，2021［23］）。從信息方面看，這會促進投資組合內公司間的上游市場行情、產品生產先進經驗、消費者需求等信息共享并形成信息規模優勢，進而提高公司經營效率和業績（李維安等，2017［24］；杜勇等，2021［12］）；從資源方面看，這種關系網會促進達成公司間互惠性幫助和合作性交易，實現公司間的資源協同，提高公司在市場中的議價能力和競爭能力（黃燦和李善民，2019［25］；杜勇和胡紅燕，2022［22］），有利于提升公司的盈利空間和經營業績。公司業績信息是影響市場預期的重要因素之一，公司經營業績越好，市場會給予公司更高的估值（管悅和馮忠磊，2020［26］）。因此，共同機構投資者通過發揮經營協同效應降低了公司價值被市場低估的可能性，減少了公司為提升股價而實施股份回購的意愿。

第二，共同機構投資者會抑制公司的機會主義行為，進而削弱公司股份回購的盈余管理動機。作為公司重要且具備專業能力的股東，共同機構投資者有著更強的動機和能力參與公司治理，會對公司機會主義行為產生治理協同效應。一方面，共同機構投資者更容易和愿意發現公司機會主義行為。共同機構投資者在參與同行業多家企業的經營過程中，能通過積累豐富的經營管理和監督經驗提高其信息收集和辨別的能力（潘越等，2020［27］）。同時，由于同行業其他企業具有相似的運營環境，共同機構投資者參與公司治理的邊際成本會更低（Ramalingegowda 等，2020［28］），在同等監督收益下，其監督的積極性更大。因此，共同機構投資者擁有更高的監督能力和積極性去識別公司機會主義行為。另一方面，共同機構投資者擁有更強的退出威脅，能更有效地威懾公司機會主義行為?！坝媚_投票”是股東參與公司治理的一種方式，而不同股東減持所傳遞的負面信號卻存在差異：對于僅持有一家公司股份的股東來說，其減持動機可能是出于對公司經營或未來發展的擔憂，也可能是出于股東自身的流動性需求，因此其減持股份的負面信號并不明顯；但對于掌握著多家公司私有信息的共同機構投資者而言，其優先減持的往往是市值虛高或者經營出現問題的公司，其減持行為會向市場傳遞更為明確的負面信號并引起更強的市場負面反應，從而對公司機會主義行為產生更強的威懾作用（Edmans 等，2019［29］）。共同機構投資者的治理協同效應能抑制公司的機會主義行為，進而削弱公司股份回購的盈余管理動機，對公司股份回購行為產生抑制作用。

第三，股份回購會影響公司長遠發展，共同機構投資者基于投資組合利益最大化可能會抑制股份回購。盡管股份回購短期有助于提升公司股價，但回購公司的股份需要消耗現金資源，會對公司其他財務行為產生不利影響。Grullon 和 Michaely（2004）［30］發現，股份回購公司三年內的盈利能力、投資以及資本成本都會下降。Wu 和Wang（2015）［31］也發現，對少數股東保護不力地區上市公司回購股份后，其研發費用、現金持有量和庫存量都顯著下降。Almeida 等（2016）［6］采用斷點回歸發現，股份回購將會導致公司減少雇員和研發投資，并持有較少現金。Nguyen 等（2021）［32］發現股份回購影響了企業創新投資。Wang 等（2020）［19］則發現股份回購公司減少了資本支出和研發費用，長期托賓Q、盈利能力、增長和創新能力都會降低。共同機構投資者追求的是投資組合內公司價值最大化，他們關注的是所持同行業多個公司的長遠發展。因此，股份回購擠占現金資源帶來的不利影響會使共同機構投資者有很強的動機反對公司股份回購。

2.2 共同機構投資者的合謀效應分析

共同機構投資者關注的是其投資組合的收益最大化，而非單個公司價值最大化。公司股份回購行為可能是共同機構投資者合謀的結果。原因在于：一是股份回購能導致公司股價短期內上漲，推動公司價值提升，這會誘使共同機構投資者積極推動股份回購。Alberto 等（2020）［33］統計發現，在短期公告回報方面，股份回購一般會產生正的市場反應。何瑛等（2014）［34］以2005 至2013 年間的公開市場股份回購的公司為樣本，研究發現，我國上市公司股份回購存在顯著的短期市場效應。因此，盡管股份回購的擠出效應會影響公司的長期發展，但共同機構投資者有可能為了實現高位套現，而與公司合謀進行股份回購。二是具有真實盈余管理屬性的股份回購有助于共同機構投資者維護其投資組合利益。在共同機構投資者的組合投資中，既要考慮組合企業內部的競爭和契約沖突，也要考慮組合企業與其他企業的競爭和沖突（Park 等，2019［16］）。在此情景下，共同機構投資者有可能通過股份回購這一真實盈余管理的手段隱藏信息，構建組合企業的信息優勢，扭曲同行業其他企業的投資決策，從而在競爭中獲取超額回報（杜勇等，2021［12］）。因此，共同機構投資者可能基于合謀效應推動公司股份回購。

基于上述分析，本文提出如下對立假設：

假設H1a：共同機構投資者會對公司的股份回購行為產生抑制作用。

假設H1b：共同機構投資者會對公司的股份回購行為產生促進作用。

3 研究設計

3.1 樣本選取與數據來源

本文選擇2005—2021 年期間A 股上市公司作為研究對象，探究共同機構投資者對公司股份回購的影響。選擇2005 年作為樣本開始期間，是因為中國證監會2005 年發布了《上市公司回購社會公眾股份管理辦法（試行）》，這標志著我國上市公司在公開市場進行股份回購的開始。參考已有研究，本文剔除了金融類上市公司、ST 公司以及關鍵數據缺失的公司，研究所需的股份回購及其他相關數據均來自CSMAR 數據庫。為消除極端值的影響，本文對所有連續變量進行了1%的縮尾處理。

3.2 研究模型與變量定義

本文構建了回歸模型（1），檢驗共同機構投資者與公司股份回購之間的關系：

模型（1）中i、t 分別表示公司和年份。被解釋變量Repurchase 是股份回購，本文用兩個代理變量進行衡量，即是否進行股份回購（Announce）和回購股份占公司在外流通股份比例（Intensity）。解釋變量ComInst 是共同機構投資者，參考杜勇等（2021）［12］的研究，本文從以下三個維度構造：第一，共同機構投資者虛擬變量（Com1），若公司股東中有共同機構投資者（即同時持有同行業兩家及以上公司的不低于5%股權的機構投資者），則Com1 等于1，否則為0；第二，共同機構投資者聯結程度（Com2），表示公司當期擁有共同機構投資者的數量，并加1 取自然對數；第三，共同機構投資者持股比例（Com3），公司當期的所有共同機構投資者持股比例總和。此外，共同機構投資者的三個代理變量是基于公司季度數據進行具體構建和計算，公司在某年任何一個季度存在共同機構投資者，則判定公司該年度內存在共同機構投資者，并用公司季度共同機構投資者指標的均值作為相應的年度指標數據。模型（1）中的控制變量（Controls）包括公司規模（Size）、財務杠桿（Lev）、營業收入增長率（Growth）、資產收益率（Roa）、每股收益（Eps）、股利分配率（Dividend）、公司自由現金流（CashFlow）、賬面市值比（Abm）、第一大股東持股比例（LargestHolder）、兩權分離率（Seperation）、董事會規模（Director）、獨董比例（IndeDirector）。此外，考慮到行業因素和時間趨勢的影響，本文還運用雙向固定模型控制了時間效應和行業效應。具體變量定義和計算方法如表1 所示。

表1 變量含義

3.3 描述性統計與相關性分析

表2 是主要研究變量的描述性統計。公司股份回購（Announce）均值為0.118 說明樣本公司有11.8%的公司實施了股份回購，股份回購比例（Intensity）均值為0.078，表明我國上市公司的股份回購占總股份的7.8%。共同機構投資者（Com1）均值是0.104，說明有10.4%的上市公司存在共同機構投資者；共同機構聯結程度（Com2）最大值和最小值分別為0.219 和0.074，共同機構持股比例（Com3）最大值和最小值分別為0.556和0.097，說明共同機構投資者的聯結度、持股比例在不同公司存在很大的差異。

表2 描述性統計

續表

表3 是相關性分析。公司股份回購（Announce）與共同機構投資者（Com3）顯著負相關，股份回購比例（Intensity）與共同機構投資者（Com1）、共同機構聯結程度（Com2）以及共同機構持股比例（Com3）顯著負相關，假設H1a 獲得驗證，更準確的結論需要進一步進行實證分析。在控制變量方面，公司規模、每股收益、股利分配率、自由現金流、獨董比例與公司股份回購指標顯著正相關；財務杠桿率、賬面市值比、第一大股東持股比、兩權分離率、董事會規模與公司股份回購指標顯著負相關。

表3 相關性分析

4 實證結果與分析

4.1 基本回歸結果分析

表4 是基于全樣本對模型（1）的回歸結果，第（1）、（2）和（3）列是公司是否實施股份回購（Announce）對共同機構投資者進行回歸，第（4）、（5）和（6）列是公司回購股份比例（Intensity）對共同機構投資者進行回歸。共同機構投資者（Com1）、共同機構聯結程度（Com2）以及共同機構持股比例（Com3）的回歸系數均在1%置信水平下顯著為負，這表明共同機構投資者對公司股份回購行為具有顯著的抑制作用，前文研究假設H1a 獲得驗證。

表4 共同機構投資者與股份回購

4.2 穩健性檢驗

4.2.1 傾向得分匹配

股份回購的公司和不進行股份回購的公司在諸多方面本身就存在差異，雖然本文已經在模型中對這些可能的差異進行了控制，但還是無法排除由于遺漏變量帶來的內生性問題。鑒于此，采用最相鄰匹配法有放回1∶1 進行控制組的選取和匹配，最終得到基于PSM 方法的匹配樣本，重新對模型（1）進行回歸。從表5回歸結果可知，共同機構投資者（Com1）、共同機構聯結程度（Com2）以及共同機構持股比例（Com3）回歸系數仍然在1%的置信水平下顯著為負，與基本回歸結果一致，研究結論依然穩健。

表5 穩健性檢驗：PSM

4.2.2 Heckman 二階段模型

由于上市公司進行股份回購的選擇可能受到公司自身特征以及其他不可觀測的因素影響，研究樣本可能存在選擇偏誤。為了解決這一內生性問題，本文用Heckman 二階段模型對研究結論進行穩健性檢驗。第一階段，選取可能影響股份回購的因素，即納入模型（1）的控制變量以及時間和行業固定效應，以是否進行股份回購作為被解釋變量進行Probit 回歸，并估算出逆米爾斯比（Imr）；第二階段，將前階段計算得到的逆米爾斯比（Imr）放入模型（1）作為控制變量進行回歸，借此控制可能存在的樣本選擇偏誤?；貧w結果見表6，Imr系數在1%置信水平下顯著，表明計量模型確實存在樣本選擇偏誤，采用Heckman 二階段模型具有合理性。在控制這一偏誤后，共同機構投資者（Com1）、共同機構聯結程度（Com2）以及共同機構持股比例（Com3）回歸系數仍然在1%置信水平下顯著為負，與前文基本回歸結果一致。由此可知，本文前述研究結論沒有受到樣本選擇偏誤的干擾。

表6 穩健性檢驗：Heckman

4.2.3 工具變量檢驗

為避免遺漏變量造成的內生性問題，本文參考杜勇和胡紅燕（2022）［22］研究，采用公司共同機構投資者持股比例的行業均值（IndCom）作為工具變量，檢驗共同機構投資者對公司股份回購行為的影響。如表7所示：第（1）、（4）和（7）列是2SLS 的第一階段回歸結果，顯示用機構投資者持股比例的行業均值計算的共同機構投資者（Com1）、共同機構聯結程度（Com2）以及共同機構持股比例（Com3）的回歸系數均在1%置信水平下顯著為正，表明工具變量與本文的解釋變量之間有較強的相關性。共同機構投資者（Com1）、共同機構聯結程度（Com2）以及共同機構持股比例（Com3）的工具變量檢驗Kleibergen-Paap rk LM 統計量分別為259.989、268.461、 242.223（p 值均為0.000），拒絕不可識別的原假設；Kleibergen-Paap rk Wald F 統計量均大于10%的Stock-Yogo 標準（16.38），表明弱工具變量的風險較低。因此，該工具變量的選擇具有合理性。

表7 穩健性檢驗：工具變量

2SLS 的第二階段回歸結果：第（2）、（5）和（8）列是以股份回購（Announce）為因變量，共同機構投資者（Com1）、共同機構聯結程度（Com2）以及共同機構持股比例（Com3）的回歸系數均在1%置信水平下顯著為負；第（3）、（6）和（9）列是以股份回購（Intensity）為因變量，共同機構投資者（Com1）、共同機構聯結程度（Com2）以及共同機構持股比例（Com3）的回歸系數均在1%置信水平下顯著為負。這都表明共同機構投資者對公司股份回購具有抑制作用，這一結論通過了工具變量檢驗。

4.2.4 固定效應模型

在上述的回歸和檢驗中，本文采用的是控制了時間和行業的雙向固定效應模型。在這里，為避免觀察期內其他個體因素導致股份回購趨勢的變化的干擾，本文用固定效應模型對模型（1）回歸進行穩健性檢驗?；貧w結果見表8 所示，第（1）、（2）和（3）列是以股份回購（Announce）為因變量，共同機構投資者（Com1）、共同機構聯結程度（Com2）以及共同機構持股比例（Com3）的回歸系數均在1%置信水平下顯著為負；第（4）、（5）和（6）列是以股份回購（Intensity）為因變量，共同機構投資者（Com1）、共同機構聯結程度（Com2）以及共同機構持股比例（Com3）的回歸系數均在10%置信水平下顯著為負。由此可見，在采用固定效應模型回歸情況下，共同機構投資者對公司股份回購具有顯著的抑制作用，這一結論仍然成立。

表8 穩健性檢驗：固定效應

4.2.5 安慰劑檢驗

前述研究雖然控制了公司財務特征、治理特征以及年度和行業固定效應，但共同機構投資者和股份回購之間的關系仍然可能是因未察覺的因素所形成的。為保障研究結論的穩健性，本文參考潘越等（2020）［27］的研究進行安慰劑檢驗。具體地，將樣本公司—年度的共同機構投資者（Com1）、共同機構聯結程度（Com2）以及共同機構持股比例（Com3）觀測值提取并逐個隨機重新分配到公司—年度樣本觀測值中，再對模型（1）重新進行回歸。如果確實存在安慰劑效應，那么重新隨機分配后的共同機構投資者（Com1）、共同機構聯結程度（Com2）以及共同機構持股比例（Com3）應該依然與股份回購存在負相關關系?；貧w結果如表9 所示，共同機構投資者（Com1）、共同機構聯結程度（Com2）以及共同機構持股比例（Com3）的回歸系數均不顯著，這表明安慰劑效應不存在，驗證了本文研究結論的穩健性。

表9 穩健性檢驗：安慰劑檢驗

4.2.6 以其他定義衡量核心變量

在前述的研究中，本文對共同機構投資者的持股比例門檻設限是5%以上，在此參考潘越等（2020）［27］的研究將持股比例門檻提高至10%，并重新計算共同機構投資者（Com1）、共同機構聯結程度（Com2）以及共同機構持股比例（Com3），檢驗研究結論的穩健性?；貧w結果如表10 第（1）至（6）列所示，三個指標的回歸系數在1%的置信水平下顯著為負，和本文基本回歸結果一致。

對于股份回購，本文前述研究是用公司是否實施股份回購（Announce）和回購股份比例（Intensity）進行衡量。在此，本文用公司股份回購的支出規模（Amount），即股份回購支出金額加1 取對數對模型（1）回歸進行穩健性檢驗?；貧w結果如表10 第（7）至（9）列所示，共同機構投資者（Com1）、共同機構聯結程度（Com2）以及共同機構持股比例（Com3）的回歸系數在1%的置信水平下顯著為正，這與前文基本回歸結果一致。

4.2.7 剔除重大事件的影響

由于股份回購是公司在資本市場上實施的，資本市場的劇烈震蕩可能會對此產生重大影響，例如發生在2015 年的資本市場股災。此外，我國于2018 年修訂的《公司法》對股份回購做了專項修訂，放松了對股份回購的限定條件，這也會對公司股份回購行為產生影響。為了排除這些事件的干擾，本文剔除2015 和2018年的樣本數據后，再對主回歸模型（1）進行檢驗?；貧w結果如表11 所示，共同機構投資者（Com1）、共同機構聯結程度（Com2）以及共同機構持股比例（Com3）的回歸系數在1%的置信水平下仍然顯著為負，依然支持前文的結論，即共同機構投資者對公司股份回購具有顯著的抑制作用。

5 進一步研究

5.1 機制分析

前述分析中認為，共同機構投資者可以通過經營和治理協同效應提高公司的市場預期、抑制公司機會主義以及基于公司長期價值而減少股份回購。為此，本文運用溫忠麟等（2004）［35］的三步法來進行機制檢驗，模型設計如下：

模型（2）為三步法的第一步，與本文的主回歸模型（1）一致；模型（3）是第二步，用中介變量Mediator對共同機構投資者ComInst進行回歸，檢驗共同機構投資者是否對中介變量Mediator產生顯著影響；模型（4）是第三步，在模型（2）的基礎上加入中介變量Mediator為自變量，檢驗中介變量是否對股份回購產生影響，并且由于中介變量的加入，共同機構投資者對股份回購的影響是否有所降低。模型（4）的回歸系數λ1代表著共同機構投資者ComInst對股份回購的直接效應；β1λ2代表著中介變量Mediator產生的中介效應，即共同機構投資者通過變量Mediator對股份回購產生的影響。

5.1.1 共同機構投資者提高市場預期

為檢驗共同機構投資者是否通過提高市場預期對股份回購產生抑制作用，本文用參考何瑛等（2016）［36］的做法，用市凈率（PB）衡量公司的市場預期。市凈率數值越大代表市場對公司預期越高，市場低估公司價值的可能性也就越小。機制檢驗結果如表12 所示，股份回購的兩個變量在主回歸模型中加入公司市場預期（PB）后，共同機構投資者（Com1）、共同機構聯結程度（Com2）以及共同機構持股比例（Com3）對股份回購的回歸系數都在1%的置信水平下仍然顯著為負，且回歸系數絕對值要小于表4 的回歸系數絕對值。這說明市場預期在共同機構投資者和股份回購兩者關系中起到了部分中介作用，市場預期是共同機構投資者抑制股份回購的作用機制。

表12 機制分析：市場預期

5.1.2 共同機構投資者抑制公司機會主義

為檢驗共同機構投資者是否通過抑制公司機會主義進而對股份回購行為產生抑制作用，本文參考羅進輝（2012）［37］的研究用經營費用率（即管理費用和銷售費用之和與營業務收入之比）來衡量公司的機會主義。經營費用率（Mser）指標數值越小，代表公司代理成本越低，公司機會主義問題越小。機制檢驗結果如表13 所示，股份回購的兩個變量在主回歸模型中加入經營費用率（Mser）后，共同機構投資者（Com1）、共同機構聯結程度（Com2）以及共同機構持股比例（Com3）對股份回購的回歸系數都在1%的置信水平下仍然顯著為負，且回歸系數絕對值要小于表4 的回歸系數絕對值。這說明機會主義問題在共同機構投資者和股份回購兩者關系中起到了部分中介作用，驗證了公司治理協同效應能降低公司的機會主義行為進而抑制股份回購。

表13 機制分析：機會主義

5.1.3 共同機構投資者基于公司長期價值的機制

根據前文理論分析，實施股份回購會對公司的投資和創新等活動產生擠出效應，進而對公司的未來發展和長期價值產生負面作用。本文用留存收益率（Retention）衡量公司這一機制，留存收益率越高，意味著公司擁有更多的現金用于投資和創新活動。機制檢驗結果如表14 所示，股份回購的兩個變量在主回歸模型中加入留存收益率（Retention）后，共同機構投資者（Com1）、共同機構聯結程度（Com2）以及共同機構持股比例（Com3）對股份回購的回歸系數都在1%的置信水平下仍然顯著為負，且回歸系數絕對值要小于表4的回歸系數絕對值。這表明，基于公司長遠發展的現金安排在共同機構投資者和股份回購之間起到了部分中介效應，共同機構投資者通過這一機制對股份回購產生了抑制作用。

表14 機制分析：長期價值

5.2 異質性分析

前文是將不同特征的公司混合在一起考察共同機構投資者對公司股份回購的平均影響，沒有考察不同情境下共同機構投資者對股份回購抑制作用的差異。因此，接下來本文將從共同機構投資者類型、管理層持股以及現金資源這三個維度，更為細致地考察共同機構投資者對公司股份回購行為影響的異質性。

5.2.1 共同機構投資者類型

我國機構投資者可以劃分為金融類和非金融類，前者包括銀行、券商、基金、保險、期貨、信托、風險投資等金融類公司以及合格境外投資機構；后者包括政府機構、事業單位等一般法人團體以及其他非金融類公司。已有研究發現相較于金融類機構投資者而言，非金融類機構投資者在專業知識、專業能力以及信息收集和處理能力都較為欠缺，公司治理的協同作用有限（李志輝等，2021［38］；張亞濤，2023［39］）。鑒于此，本文推斷金融類共同機構投資者對股份回購的抑制作用要強于非金融類共同機構投資者。參考李志輝等（2021）［38］和張亞濤（2023）［39］的研究，本文將樣本公司的共同機構投資者的三個指標按照機構投資者的類別劃分為金融類共同機構投資者（FCom1、FCom2、FCom3）和非金融類共同機構投資者（NfCom1、NfCom2、NfCom3），并將之作為核心解釋變量對模型（1）進行回歸?；貧w結果如表15 所示：金融類共同機構投資者（FCom1、FCom2、FCom3）的回歸系數均在1%置信水平下顯著為負；非金融類共同機構投資者（NfCom1、NfCom2、NfCom3）的回歸系數基本不顯著。這表明與非金融類共同機構投資者相比，金融類的共同機構投資者更能抑制公司股份回購。

表15 異質性分析：共同機構投資者類型

5.2.2 管理層持股

根據委托代理理論，由于公司股東和管理層的行動目標存在差異，前者追求公司價值最大化，后者追求個人利益最大化，在信息不對稱下導致公司代理問題的產生。管理層持股使得股東和管理層的利益趨于一致，具有激勵和約束管理層的作用，進而對代理問題產生治理作用。鑒于此，本文推斷，在管理層持股比例低的公司，代理問題越嚴重，在此情形下共同機構投資者的治理協同效應越顯著，進而共同機構投資者對公司股份回購行為的抑制作用也更大。本文參考邢斐等（2021）［21］的研究，將管理層持股比例低于行業年度中位數的公司界定為低管理層持股的公司組（Lhold=1），反之為高管理層持股的公司組（Lhold=0）。

本文為比較共同機構投資者對管理層持股不同公司的影響差異，構建共同機構投資者（Com1）、共同機構聯結程度（Com2）以及共同機構持股比例（Com3）和分組虛擬變量（Lhold）的交互項（Lhold_Com1、Lhold_Com2、Lhold_Com3）加入模型（1）進行實證檢驗?；貧w結果如表16 所示，可以發現交互項（Lhold_Com1、Lhold_Com2、Lhold_Com3）的回歸系數都顯著為負，這說明相較于高管理層持股的公司，共同機構投資者對股份回購的抑制作用在管理層持股低的公司更顯著。

表16 異質性分析：管理層持股

5.2.3 現金資源

根據前文理論分析可知，股份回購消耗公司資金，并由此可能會對投資、研發等活動產生的擠占效應，共同機構投資者出于對公司未來長期發展以及投資組合公司價值最大化目的考量，會限制公司股份回購行為。由此，可以推斷相較與現金資源匱乏的公司，共同機構投資者對現金資源充沛公司的股份回購行為的影響較小。本文用自由現金流衡量公司的現金資源，當公司自由現金流小于行業中位數時，將該類公司劃分為現金資源好的公司組（Hcf=1），反之為現金資源差的公司組（Hcf=0）。

為比較共同機構投資者對擁有不同現金資源的公司股份回購行為的影響差異，本文構建共同機構投資者（Com1）、共同機構聯結程度（Com2）以及共同機構持股比例（Com3）和現金資源分組虛擬變量（Hcf）的交互項（Hcf_Com1、Hcf_Com2、Hcf_Com3）加入模型（1）進行實證檢驗?；貧w結果如表17 第（1）至（6）列所示，交互項（Hcf_Com1、Hcf_Com2、Hcf_Com3）的回歸系數基本都顯著為負，這表明與現金資源較好的公司相比，共同機構投資者對現金資源差公司的股份回購行為的抑制作用更大。

表17 異質性分析：現金資源

6 結 論

本文基于2005—2021 年A 股上市公司數據，探討共同機構投資者對公司股份回購的影響，研究結果表明共同機構投資者抑制了公司股份回購。采用PSM 傾向得分匹配法、Heckman 二階段模型、工具變量法、替代度量指標、更換回歸模型、安慰劑檢驗以及剔除宏觀經濟事件影響等檢驗后，結論依然穩健。進一步研究發現，共同機構投資者是通過提高市場預期、降低機會主義以及基于公司長期價值而對股份回購產生抑制作用。共同機構投資者對股份回購的抑制作用在不同情境下存在異質性。具體而言，金融類共同機構投資者、管理層持股低和現金資源不足公司的共同機構投資者對股份回購影響更大。

本文從共同機構投資者的角度拓寬了公司股份回購的影響因素研究視角，并豐富了共同機構投資者對公司行為影響的研究文獻，同時，對微觀公司治理具有一定的借鑒意義和實踐啟示。公司要完善公司治理機制，尤其是股權激勵較少、現金資源不足的公司，可以引入金融類型共同機構投資者，發揮其經營和治理協同效應，由此提高市場預期和公司治理水平，減少股份回購以及其產生的擠出效應，有利于公司長遠可持續發展。

盡管本文就共同機構投資者對股份回購產生的影響展開了一些探索性研究，但仍存在著一定的局限性。根據已有研究可知，公司實施股份回購的動機各有不同，包括穩定股價、并購防御、回饋投資者以及盈余管理等。然而，受限于股份回購動機相關信息的可得性，本文在研究設計中并未對樣本公司的股份回購進行動機劃分。未來研究可以識別和劃分公司股份回購的動機，針對性地實證研究共同機構投資者對不同動機的股份回購的具體影響。