共同機構投資者與企業財務風險衍化

盛靈 王新光

摘?要：在企業財務風險衍化趨勢愈發明顯的背景下，共同機構投資者作為資本市場上企業間的經濟關聯，其能否在持股企業中發揮作為生產要素的積極作用暫無定論。本文以2008—2021年中國滬深A股上市企業為樣本，提出了協同治理假說與私利合謀假說，系統考察了共同機構投資者對企業財務風險衍化的影響。實證結果表明，共同機構投資者對企業財務風險衍化具有顯著的抑制作用，支持了協同治理假說。作用機制檢驗發現，共同機構投資者通過代理沖突緩解抑制了財務風險衍化。異質性分析表明，市場化水平、環境不確定性以及CEO所有權均會對共同機構投資者對企業財務風險衍化的影響產生異質性效果。

關鍵詞：共同機構投資者；財務風險衍化；代理成本

中圖分類號：F83248；F275??文獻標識碼：A??文章編號：1001-148X（2024）01-0103-08

收稿日期：2023-05-10

作者簡介：盛靈（1984—），男，江蘇南京人，博士研究生，研究方向：社會經濟統計；王新光（1996—），男，山東聊城人，博士研究生，研究方向：公司金融、企業管理。

基金項目：國家哲學社會科學基金資助項目，項目編號：20BGL139。

一、引?言

伴隨著機構投資者的持股數量的增加與持股行業的集中，機構投資者通常在同一行業的多家企業中持有大量股份，形成了共同機構投資者。以美國為例，標準普爾500指數成份股企業所擁有的共同機構投資者數量從1990年的17%增長到2015年的81%?，F有研究關于共同機構投資者在企業發展中所扮演的角色存在激烈辯駁，甚至在同一種情境下不同學者得出大相徑庭的結論，引人深思，比如共同機構投資者在盈余管理的經濟后果［1-2］。那么，共同機構投資者對企業會產生什么樣的影響，回答這一問題對理解共同機構投資者與企業的互動關系具有重要意義。

在經濟微觀層面，很多企業由于外部復雜形勢的沖擊在資金運作上經歷了前所未有的困難階段。外部不斷增長的不確定性，使得很多企業財務狀況逐步向危機衍化，甚至出現財務困境。財務風險是動態的，為企業決策帶來了諸多不確定因素。那么，共同機構投資者在企業財務風險衍化的過程中扮演著何種角色？一方面，共同機構投資者可能為了實現組合投資的價值最大化，在私利合謀動機下進一步掏空企業，加劇企業財務風險衍化程度；另一方面，共同機構投資者憑借其所有權優勢可以更好地監督企業財務決策，并且為企業發展建立更便捷的資源通道，抑制企業財務風險衍化程度。

基于此，本文試圖從共同機構投資者的視角探究企業財務風險衍化的現象，邊際貢獻主要有以下三點：（1）本文為全面認識共同機構投資者與企業的互動關系提供了新的證據支持。本文從機構投資者持股同行業多家企業產生的關聯效應出發，從協同治理與私利合謀兩個競爭性角度分別進行了邏輯推演。實證結果為共同機構投資者作為生產要素所發揮的積極作用提供了證據，拓展并深化了共同機構投資者經濟后果領域的文獻。（2）本文基于“基準分析—機制分析—異質性檢驗”的研究框架，從代理沖突緩解維度基于“代理成本”的渠道進行分析，打開了共同機構投資者與企業財務風險衍化之間的機制“黑箱”。（3）本文從宏觀層面、組織層面與管理者層面的差異化特征，識別并檢驗了市場化水平、環境不確定性與CEO所有權的異質性作用，拓展了邊界機制研究。

二、理論分析與研究假說

（一）協同治理假說

一方面，共同機構投資者可以通過積極監督管理層的行為，完善企業內部治理機制與監督體系，從企業內部干預財務風險衍化趨勢?，F有研究表明，管理者短視行為會阻礙企業發展，扭曲企業資產配置［3］。資產配置扭曲無疑會加劇財務風險衍化。在單個企業的監管中，共同機構投資者可以憑借話語權拒絕通過股東議案、罷免不稱職的管理者或者監控企業資產配置決策積極履行監督職責，表明嚴格的監督立場［4］，避免因管理者過度投融資行為加劇企業財務風險衍化程度，幫助持股企業在內部健全有效財務管理機制。此外，同行業企業在經營戰略和投融資行為方面具有經濟共性，表現出相似的資本結構、股權結構和財務風險狀況，因此持股同一行業的企業可以有效緩解企業間信息不對稱和逆向選擇等問題。共同機構投資者在一家持股企業的監督經驗可以更容易遷移到其余持股企業，其產生的規模經濟和成本削減會使監督效果會更加明顯［5］。因此根據形成的規模效應，共同機構投資者可以更好地監督企業投融資行為，提升監督效率，避免因管理層機會主義行為而加重企業的財務風險衍化趨勢。

另一方面，共同機構投資者在關聯企業之間建立起以信息交互與資源傳輸為主要功能的協同網絡，編排企業資源，有效應對外部環境的不確定性給企業帶來的財務風險。在資源理論視角下，資源編排理論補充了資源基礎理論，強調資源和能力在塑造競爭優勢方面的協同作用。共同機構投資者為企業進行資源編排主要包括資源組合的構建、組合資源形成能力和利用能力創造價值三個階段［6］。第一，資源的構建。逆向選擇作為限制企業獲得融資的重要原因，共同機構投資者的存在減輕了資本提供者對這一問題的擔憂。共同機構投資者可以為企業爭取更多的融資機會，降低交易成本，合理進行金融資源配置［7］，為緩解企業財務風險衍化提供了資源基礎。第二，資源的組合。共同機構投資者作為關聯企業的關鍵信息樞紐，既可以參與企業治理獲取更多價值性信息，又可以憑借積累的行業發展經驗通過非正式的信息網絡渠道為關聯企業提供行業前沿信息和低風險的優質資源組合方案。第三，資源的利用。資源只是抑制財務風險衍化的必要條件，資源和價值創造之間轉化過程才是抑制財務風險衍化的重要環節。共同機構投資者可以通過協同發展網絡為企業的資源組合尋求財務風險低的價值投資機會，為企業的資源安排提供合理方向從而實現價值創造，占據競爭主動權的同時抑制企業的財務風險衍化趨勢。

綜合以上分析，本文提出協同治理假說：

H1a：共同機構投資者抑制了企業財務風險衍化。

（二）私利合謀假說

當機構投資者在具有競爭關系的企業中同時持股時，其目標函數不再局限于單個企業的價值最大化，而是投資組合內所有企業的整體價值最大化［8］。這可能會導致產品市場競爭的減少以及福利凈損失［9］。在投資組合內所有企業的整體價值最大化的目標下，共同機構投資者有動機與管理者私利默契合謀，減少行業內的競爭或者干涉企業競爭路徑選擇［10］。共同機構投資者為達到壟斷效應，會增加與管理者合謀的可能或是私有信息的濫用，損害企業長遠利益價值，加劇企業財務風險衍化。

第一，共同機構投資者與管理者的默契合謀使得管理者可以獲取更大的投融資自由，注重賺取短期利益而犧牲企業長期利益，沖擊企業現有健康財務體系，加速企業財務風險衍化進程。同時，在缺乏監管壓力的情況下，管理者的投融資決策會產生非結構性偏誤，出現過度投資或投資不足［11］，對企業資本結構造成負面影響。第二，在經營環境不確定的情況下，高昂的信息獲取成本與較低的信息質量使得企業在同行業間難以獲取信息優勢。共同機構投資者憑借所有權長期在多家同行業關聯企業經營決策中私有信息的獲取，在持股企業間降低信息壁壘，幫助管理者利用信息壁壘獲得短期競爭優勢，產生過度的投融資行為，進而加劇財務風險的衍化。

綜合以上分析，本文提出私利合謀假說：

H1b：共同機構投資者加劇了企業財務風險衍化。

三、研究設計

（一）樣本篩擇與數據來源

本文樣本選取2008—2021年中國滬深A股上市企業數據。處理過程如下：（1）剔除僅存在一個企業的行業；（2）剔除金融行業樣本；（3）剔除ST、*ST和PT的企業；（4）剔除相關數據缺失的企業；（5）為消除極端值的影響，本文對所有連續變量進行上下1%縮尾處理。數據來源于CSMAR數據庫與Wind數據庫。

（二）計量模型

本文的基準回歸模型如下：

FDit=β0+β1COit+βCVsit+Ind+Year+ε（1）

其中，FD為上市企業財務風險衍化程度；CO為共同機構投資者情況；CVs表示本文的控制變量；i、t分別表示企業與時間。另外，本文同時控制了時間固定效應（Year）和行業固定效應（Ind），并采用穩健標準誤緩解異方差問題。ε為模型隨機擾動項。

（三）變量定義

1被解釋變量

借鑒王詩雨等［12］的研究，采用Merton?DD模型測量財務風險衍化程度。Merton?DD模型有兩個重要假設：一是企業在T時期內僅有一項到期負債；二是企業價值符合標準的指數布朗運動（GBM），也即滿足如式（2）所示的隨機微分方程，其中μ為資產預期收益率，σV為企業價值波動率，dW是一個標準Wiener過程。

dV=μVd1+σVVdW（2）

基于以上兩個假設的情境，利用Black-Scholes-Merton公式計算企業權益價值：

E=VNd1－e－rTFNd2（3）

d1=lnVF+r+05σ2VTσVT（4）

d2=d1－σVT（5）

在公式（3）中，E指的是企業權益的市場價值，F為企業財務困境的臨界點，等于企業負債的賬面價值，無風險利率記作r，累計標準正態分布函數記作N（d），（4）式與（5）式分別給出了d1與d2的計算方法。企業的價值波動程度相關于權益，在Merton情境下，權益價值可以記為時間與企業價值的函數，服從于伊藤引理，如式（6）所示：

σE=VEEVσV（6）

式（6）左端即為權益價值的波動性。

結合Black-Scholes-Merton公式、EV=Nd1，式（6）可以寫成：

σE=Nd1VEσV（7）

借鑒Bharath等［13］的研究，對各個參數進行賦值，代入Merton的距離計算公式得：

Merton?DD=lnVF+μ－1/2σ2VTσVT（8）

此外，為了使結果更具有可讀性，最終將財務風險衍化定義為Merton?DD的相反數FD。

2解釋變量

借鑒已有研究［1］，本文首先從季度層面上計算每家上市企業持股比例不低于5%的大股東個數；其次，計算每家上市企業的大股東在同行業其他企業仍為大股東的個數；最后，對上述共同機構投資者數目取年度均值加1后進行對數化處理，最終得到共同機構投資者指標CO。

3控制變量

參考已有研究，為提高研究精度，本文從企業特征、治理特征選取控制變量。具體變量定義見表1。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

描述性統計結果見表2。財務風險衍化（FD）平均值為-100331，最小值為-221881，最大值為-36956，說明樣本中不同企業財務風險衍化程度呈現出較大差距。共同機構投資者（CO）的平均值為01054，最大值與最小值差距為10985，表明共同機構投資者普遍存在但是個別企業差距明顯。其余變量各個指標均分布于可接受范圍。

（二）基準回歸

本文采取遞進式回歸策略，相關結果均列示于表3。模型（1）僅控制了行業固定效應以及時間固定效應，共同機構投資者（CO）回歸系數為-09282，且在1%的統計水平上顯著，初步驗證了協同治理假說。模型（2）在模型（1）的基礎上納入控制變量集合，共同機構投資者（CO）回歸系數為-02902，相較于模型（1）的回歸系數其絕對值有所降低但顯著性未發生改變，其原因可能是控制變量集合在納入模型（1）后，部分影響企業財務風險衍化的企業特征因素被吸收所致。這意味著，在控制一系列企業特征等方面的變量后，共同機構投資者（CO）與企業財務風險衍化（FD）呈現顯著的負相關關系，支持了協同治理假說，假設H1a得到實證結果支持。

五、內生性檢驗與穩健性分析

（一）內生性檢驗

1?PSM檢驗

本文采用傾向得分匹配法（下文簡稱PSM）使用一對一最近鄰匹配進行檢驗。首先，根據企業是否具有共同機構投資者設置虛擬變量CO_D，若企業當年擁有共同機構投資者則CO_D取值為1，否則取值為0。其次，選取資本結構、資產規模、成長性、企業年齡、盈利波動率、機構投資者持股、現金流作為協變量。除前文已定義變量外，盈利波動率利用息稅前利潤除以總資產的三年波動率衡量；機構投資者持股利用年末機構投資者持股數除以年末流通股數衡量；現金流利用經營活動產生的現金流量凈額除以總資產衡量。再次，本文繪制了概率分布密度函數圖，如圖1所示。觀察圖1可知，使用一對一最近鄰匹配前處理組與控制組傾向得分值的核密度曲線存在較大差異，在匹配后處理組與控制組樣本的核密度曲線分布形態高度接近。此外，本文還計算了t統計量和標準偏差的變化，基本滿足了均衡性假設。限于篇幅，相關結果留存備索。重新回歸的結果列示于表4第（1）列。根據結果可知，匹配樣本即使有所改變，CO的估計系數仍在1%的水平上顯著為負，該結果表明本文結論具有一定的穩健性。

2Heckman二階段回歸

本文借鑒潘越等［11］的做法，在Heckman第一階段中，構造Probit回歸模型，計算出逆米爾斯比率（IM），用來檢驗上一期的上市企業特征變量是否會影響其擁有共同機構投資者。具體的Probit模型如下：

CO_Dit=δ0+δ1LCvsit+μit（9）

根據企業是否具有共同機構投資者設置虛擬變量CO_D。LCVs為一組企業特征的滯后變量，包含資產規模的滯后項、企業年齡的滯后項、資本結構的滯后項、盈利能力的滯后項、成長性的滯后項、股權集中度的滯后項、股權制衡度的滯后項、董事會獨立程度的滯后項、兩權分離度的滯后項。第二階段，將第一階段的回歸結果計算出的逆米爾斯比率（IM）納入控制變量集合并置于基準回歸模型中重新擬合?；貧w結果列示于表4第（2）列，IM的系數于1%的水平上為正，說明共同機構投資者樣本的分布偏差客觀存在，從而考慮樣本自選擇偏誤是必要的。另外，觀察回歸結果可知，CO的系數在1%的水平上顯著為負，與本文基準回歸結果無顯著差異。

3滯后處理

為了解決共同機構投資者與財務風險之間可能存在的反向因果問題，本文借鑒王新光等［14］的做法，將解釋變量與所有控制變量一階滯后。結果列示于表4第（3）列，共同機構投資者的一階滯后項LCO的系數為-03072，在1%的水平上顯著，并且其余結果未發生顯著變化。

（二）穩健性分析

1更換被解釋變量的測量方式

借鑒張金清等［15］的研究，本文聯立公式（3）和（6），利用Matlab軟件迭代算法算出未知量V和σV，其余參數賦值與前文一致。然后利用式（10）所示的KMV模型，計算得到財務風險FD_K。

FD_K=V－FV×σV（10）

將替換后的被解釋變量FD_K與原有解釋變量與控制變量再次回歸。結果列示于表5第（1）列。CO的系數為-02801，在1%的水平上顯著為負，表明在更換被解釋變量的測量方法后本文的主要結論依舊穩健。

2更換解釋變量的測量方式

首先，本文將CO_D與原有被解釋變量與控制變量重新進行回歸，結果列示于表5第（2）列。CO_D在1%的水平上顯著為負，表明在更換解釋變量的測量方法后本文的主要結論依舊穩健。此外，本文借鑒將持股比例10%以上的界定為大股東按照原有方法重新計算共同機構投資者CO1，結果列示于表5第（3）列。CO1的系數在1%的水平上顯著為負，通過了穩健性檢驗。

3安慰劑檢驗

本文借鑒Cornaggia等［16］的做法，將樣本集中CO變量全部提取，再無放回地隨機分配到各觀測值中，最后利用基準模型再次回歸。若共同機構投資者與企業財務風險衍化之間確系存在安慰劑效應，則隨機匹配后的CO應仍與FD呈現出負向顯著關系。結果列示于表5第（4）列。CO的系數為00562且不顯著，排除了安慰劑效應。

4控制行業的年度趨勢

為進一步控制行業周期性與產業政策等的影響，借鑒現有研究［17］，本文使用高階聯合固定效應模型進一步控制行業的年度趨勢。結果列示于表5第（5）列，CO的系數依然顯著為負，說明在考慮了產業政策、行業周期等因素影響后，共同機構投資者在企業財務風險衍化中所發揮的協同治理效應依然存在。

六、機制分析

機構投資者有動機和能力對企業生產經營活動進行監督，減少管理層尋求私利的行為，緩解第一類代理沖突［18］。共同機構投資者可以通過監測和控制管理團隊作出的戰略決策來幫助企業降低代理成本，進而抑制財務風險衍化趨勢。由于管理費用率可以反映企業經營過程中的代理沖突，因此本文利用管理費用增長率（AC）測量代理沖突程度。為了驗證上述機制，本文構建以下兩個模型：

ACit=γ0+γ1COit+γCVsit+∑Industry+∑Year+εit（11）

FDit=λ0+λ1COit+λ2ACit+λCVsit+∑Industry+∑Year+εit（12）

回歸結果列示于表6列（1）和列（2）。在列（1）中，CO的系數在1%的水平上顯著為負，表明共同機構投資者緩解了代理沖突。列（2）結果中AC的系數上顯著為正，CO的系數在1%的水平上顯著為負值。這說明代理成本在共同機構投資者與企業財務風險衍化之間起到了部分中介作用，該結果支持了“共同機構投資者→代理成本→企業財務風險衍化”這條路徑。

七、異質性分析

（一）宏觀層面——市場化水平的影響

當企業處于市場化程度較低的環境中，其面臨著較高的外部交易成本，先發優勢和正外部性較低，加劇了財務風險衍化趨勢。共同機構投資者通過資源編排與監督治理彌補了正式制度的缺位。這意味著在市場化程度較低的區域內，共同機構投資者能夠對關聯企業的權益保障、資源配置優化以及代理沖突緩解有著更為明顯的作用，對財務風險衍化的抑制效果更顯著。

為了驗證這一猜想，本文利用王小魯等［19］測算出的市場化水平（ML），并根據馬連福等［20］的方法將指數延拓至2021年。將ML與交互項CO×ML代入基準回歸模型中重新回歸，結果列示于表7列（1）。CO×ML的系數在5%的水平上顯著為正，驗證了上述猜想。

（二）組織層面——環境不確定性的影響

當缺乏有關未來事件及其結果的信息，例如客戶需求的改變、競爭對手和供應商行為的變化或技術發展時，就會產生環境不確定性［21］。環境不確定性的存在使得企業無法感知決策所需全部信息，給企業經營管理戰略與決策的制定帶來較大困難。環境不確定性越大，共同機構投資者在抑制企業財務風險衍化過程中產生的協同治理效應越會受到阻礙。因此，在低環境不確定的情況下，共同機構投資者對企業財務風險衍化的抑制作用越明顯。

為驗證上述猜想，借鑒申慧慧等［22］的研究，本文以企業中過去5年的銷售收入數據為基礎，運用式（13）估算各企業過去5年的非正常銷售收入：

Sale=φ0+φ1Year+ε（13）

式（13）中的殘差ε為非正常銷售收入?；诖?，計算企業過去5年ε的標準差，再除以企業過去5年銷售收入的平均值，從而得到未經行業調整的環境不確定性。然后，利用未經行業調整的環境不確定性指標除以同一年度同一行業所有企業未經行業調整的環境不確定性的中位數，最終得到經過行業調整的環境不確定性（EU）。該數值越大，表明企業面臨的環境不確定性越大。將EU、交互項CO×EU代入基準模型重新回歸，結果列示于表7列（2）。CO×EU的系數在10%的水平上顯著為正，上述猜想得到驗證。

（三）微觀層面——CEO所有權的影響

CEO所有權作為應對第一類委托代理沖突的制度設計之一，將CEO利益與股東利益相結合，緩解了委托人與代理人之間的利益沖突，也使得CEO有足夠的動機使得股東財富最大化，減少了非效率投資行為發生的可能性。CEO擁有股權及其所賦予的經濟權利時，更有可能減少謀取私利的行為，與企業共享利益、共擔風險［23-24］，更積極地利用共同機構投資者的協同發展網絡為企業謀福利。綜合以上分析，共同機構投資者抑制財務風險衍化的作用在CEO所有權更高的情境下效果更顯著。

為了驗證上述猜想，本文利用CEO持股數與企業總股數的比值來衡量CEO所有權（CS）。將CS與交互項CO×CS納入基準模型再次回歸。結果列示于表7列（3）。CO×CS的系數為-18068，在10%的水平上顯著，驗證了上述猜想。

八、結論與啟示

隨著共同機構投資者在資本市場中逐漸成為普遍現象，學術界對共同機構投資者經濟后果的探索欲望也愈發強烈，但是仍未達成共識。本文基于中國情境，提出協同治理假說與私利合謀假說，從企業財務風險衍化的角度探求了共同機構投資者是否發揮了作為生產要素的積極作用。主要結論如下：（1）共同機構投資者在資本市場中扮演著資源供給者與有效監督者雙重身份，通過協同發展與監督治理對關聯企業財務風險衍化起到了抑制效果。在進行PSM檢驗、Heckman二階段回歸與滯后變量一系列內生性檢驗后協同治理假說依舊得到支持。此外，在更換自變量、更換因變量、安慰劑檢驗和控制行業的年度趨勢的穩健性檢驗后結論保持一致。（2）機制分析表明，共同機構投資者通過代理沖突緩解抑制了財務風險衍化。（3）異質性分析表明，共同機構投資者對企業財務風險衍化的抑制作用在市場化水平低、環境不確定性低與CEO所有權高的情境下更為明顯。

本文的結論對中國共同機構投資者的合理利用與有效監督具有重要的啟示意義：

第一，企業應該重視共同機構投資者在企業發展中的重要作用，合理引入共同機構投資者，有效利用共同機構投資者的協同發展網絡，積極配合共同機構投資者的治理監督。共同機構投資者架構的協同發展網絡，為關聯企業從財務資源、信息資源與知識資源上提供了實業發展的有利條件，可以幫助企業優化資產配置，獲取難以模仿的競爭優勢。此外，企業的良性發展還需要優化治理水平，提升治理效率。因此，企業管理者應該積極配合共同機構投資者的外部監督，規范自身行為，規避短視決策，從企業長遠發展的角度出發，深耕實業，避免過度的風險資產配置。此外，共同機構投資者應致力于探求如何發揮作為生產要素的積極作用幫助持股企業建立競爭優勢的長效機制，利用更為市場化的途徑，幫助提升上市企業在中國經濟高質量轉軌階段的長久生命力和有效競爭力。

第二，政府監管部門應當充分發揮共同機構投資者這一非正式途徑在資本市場中的協同發展與監督治理作用。本文的研究證明共同機構投資者有助于降低上市企業財務風險衍化，促進企業健康良性發展。就現有證據而言，在當前階段限制資本市場中普遍存在的共同機構投資者還為時尚早，監管部門可以在制度供給層面為共同機構投資者的發展提供治理環境。一方面，要進一步培育和發揮共同機構投資者利用協同網絡優勢和同行業投資經驗參與企業運營發展的能力，鼓勵在管理層持股集中的上市企業中形成共同機構投資者，在資本市場中借助共同機構投資者為廣大投資者（尤其是中小投資者）提供高質量的財務風險衍化治理措施；另一方面，要盡快出臺相關政策措施，加速推動上市企業大股東或者前十大股東中對共同機構投資者的信息透明度，建立有效的考察制度，培育產生更多著眼企業長遠價值的共同機構投資者。

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Common?Institutional?Investors?and?the?Derivation?of?Corporate?Financial?Risk

SHENG?Linga，?WANG?Xinguangb

（Nanjing?Normal?University，?a.School?of?Mathematical?Sciences，b.School?of?Business，

Nanjing?210023，?China）

Abstract：?In?the?context?of?the?increasing?trend?of?corporate?financial?risk?derivatization，?it?is?inconclusive?whether?common?institutional?investors，?as?an?economic?association?among?firms?in?the?capital?market，?can?play?a?positive?role?as?a?factor?of?production?in?shareholding?firms.?This?paper?systematically?examines?the?impact?of?common?institutional?investors?on?the?derivatization?of?corporate?financial?risk?by?proposing?the?collaborative?governance?hypothesis?and?the?private-interest?collusion?hypothesis?using?a?sample?of?Chinese?A-share?listed?firms?in?Shanghai?and?Shenzhen?from?2008?to?2021.?The?empirical?results?show?that?common?institutional?investors?has?a?significant?inhibitory?effect?on?the?derivation?of?corporate?financial?risk，?which?supports?the?collaborative?governance?hypothesis.?The?mechanism?of?action?test?finds?that?common?institutional?investors?inhibits?the?derivation?of?financial?risk?through?agency?conflict?mitigation.?Heterogeneity?analysis?shows?that?the?level?of?marketization，?environmental?uncertainty，?and?CEO?ownership?all?have?heterogeneous?effects?on?the?effect?of?common?institutional?investors?on?the?derivation?of?corporate?financial?risk.

Key?words：common?institutional?investors;?the?derivation?of?corporate?financial?risk;?agency?costs

（責任編輯：周正）