Common Institutional Ownership and Corporate Digital Transformation: Collaborative Governance or Self-Interest Collusion?

Wang Xinguang,Sheng Yuhua

(School of Business, Nanjing Normal University, Nanjing 210023, China)

Abstract：Common institutional ownership is becoming a widespread phenomenon in global capital markets. Then what impact has common institutional ownership had on micro-economic agents in the capital markets? There are two conflicting views in existing research on the role of common institutional ownership in the capital markets. From a positive perspective, common institutional ownership can cushion firms from particular shocks and enrich the channel of resources for their development. Scholars with a negative view argue that in an oligopoly model, common institutional ownership raises prices and reduces consumer surplus even in cases of insufficient control, and this theory is supported by evidence in the U.S. airline industry.

The digital economy is fast-growing in China, then what role does common institutional ownership play in the digital transformation of enterprises? On the one hand, capital is profit-seeking, and common institutional investors may, in order to maximize the value of portfolio investments, act against the trend to avoid the potential risks that may be brought about by the digital transformation of enterprises under the loss aversion decision-making mechanism, and implement collusion with managers through monopolies and other means; on the other hand, common institutional investors, with their ownership advantages, can better assist the development have easier access to resources, promote their digital transformation,and play the positive role as factors of production. Unlike the studies on common institutional ownership based on the more developed capital market background, this paper explores what impact common institutional ownership has on the digital transformation of enterprises, and what its impact mechanism and boundary conditions are, especially in the context of the current rapid growth of common institutional ownership in China, as the Chinese digital economy shifts to a new stage of deepening application, standardized development, and inclusive sharing. Considering that the economic consequences of common institutional ownership are still controversial in existing studies, this paper makes logical deductions from the two competing scenarios of collaborative governance and private-interest collusion, respectively.

Drawing on the data of Chinese A-share listed enterprises in Shanghai and Shenzhen from 2008 to 2020, this paper confirms that common institutional ownership plays an active role in capital as a factor of production, realizes the promotion of corporate digital transformation through the dual role of supervisory governance and synergistic development, and plays the dual role of resource provider and effective supervisor in the capital market. The regression results remain significant after a series of robustness tests such as propensity score matching method analysis. Further mechanistic analysis verifies the supervisory and synergistic effects of common institutional ownership in driving corporate digital transformation, respectively, and the results indicate that common institutional ownership can drive corporate digital transformation by reducing agency costs and increasing corporate total factor productivity. The heterogeneity analysis from macro to micro levels shows that common institutional ownership is more effective in driving digital transformation in contexts with higher economic development, lower centrality of independent director networks and financial background of executives.

As a special informal system, common institutional ownership can take advantage of the comparative advantage of information resources, play the important role of capital as a factor of production, and exert a synergistic effect by enhancing total factor productivity, which can, to a certain extent, compensate for the lack of formal system and promote enterprises to comply with the development trend of digital economy and cope with the "cold start" dilemma of digital transformation. Therefore, government officials should optimize the capital market environment and provide a favorable investment climate for common institutional ownership, and in order to support the standardized and healthy development of capital,the officials should insist on preventing the disorderly expansion of capital and maintaining fair competition in the market. Although the results of this paper show the positive role played by common institutional ownership in the capital market, government departments should be alert to the possibility that common institutional ownership may use its ownership advantage to exert external pressure on shareholding companies and bring corporate collusion, thereby undermining the level-playing field of the market. Strengthening anti-monopoly and promoting the implementation of fair competition policy is an inherent requirement for improving the socialist market economy system. Therefore,the governmental should insist on both regulation and promotion of development with a focus on common institutional ownership.

Key Words：Common Institutional Ownership; Corporate Digital Transformation; Synergistic Effects; Supervisory Effects

DOI：10.6049/kjjbydc.2022090574

开放科学(资源服务)标识码(OSID)：

中图分类号：F272.7-39

文献标识码：A

文章编号：1001-7348(2023)20-0087-12

收稿日期：2022-09-21

修回日期：2022-12-13

基金项目：国家社会科学基金项目(20BGL139)

作者简介：王新光(1996—),男,山东聊城人,南京师范大学商学院博士研究生,研究方向为企业经济;盛宇华(1958—),男,江苏连云港人,博士,南京师范大学商学院教授、博士生导师,研究方向为管理决策与领导科学、人力资源和企业产权制度。

0 引言

习近平总书记在主持中共中央政治局第三十八次集体学习会议时强调,必须深化对新的时代条件下中国各类资本及其作用的认识,规范和引导资本健康发展,发挥其作为重要生产要素的积极作用。值得注意的是,在同一行业多家企业中持有大量股份的投资者(以下简称为“共同机构所有权”)正成为全球资本市场的普遍现象[1]。据统计,1990年在美国只有17%的标准普尔500指数成份股企业拥有共同机构所有权,2015年底,这一比例已增至81%[2]。中国作为世界上最大的新兴经济体,这一数字也已经超过1/3[3]。一个重要的问题是,共同机构所有权给资本市场上的微观经济主体带来了何种影响?现有研究关于共同机构所有权在资本市场上所扮演的角色存在两种观点。从积极视角看,共同机构所有权可以缓解企业遭遇的特殊冲击[4],为企业发展拓宽资源渠道。持消极观点的学者指出,在寡头垄断模型中,即使是处于控制权不足的情况下,共同机构所有权也会提高价格并减少消费者剩余,这一理论在美国航空业得到证据支持[5]。在中国依法规范和引导资本健康发展、强化反垄断并维护市场公平竞争的现实情景下,共同机构所有权对资本市场主体具有何种影响?回答这一问题,既对理解共同机构所有权与企业互动关系具有重要理论意义,又对新发展阶段促使资本良性发展的中国具有重要现实价值。

数字经济既是传统产业升级的支点,又是现代化经济体系构建的重要引擎。从规模看,中国数字经济增加值规模从2005年的2.6万亿元增长到2020年的39.2万亿元,实现数字经济良性发展。中国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段,数字化转型成为经济高质量发展的必然要求,同时对微观层面企业传统经营模式提出了挑战[6]。很多企业虽然具有推进数字化转型的强烈意愿,但成效并不显著[7],遭遇了数字化转型的“冷启动”困境。如何加强数字化技术应用,仍是亟待破解的现实困境。究其原因,一是部分企业囿于传统发展观念和既往路径,对数字技术应用持抵触情绪;二是畏惧高风险性数字化转型可能带来的风险,进而产生损失规避倾向;三是缺少数字化转型的技术支撑和人才积累,受制于生产要素边界限制。由此,发挥企业数字化转型的主观能动性,实现市场设施高标准联通,加快推进全国统一大市场建设刻不容缓。

在企业数字化转型背景下,一个值得讨论的问题是,共同机构所有权在企业数字化转型过程中扮演何种角色?一方面,资本是逐利的,共同机构投资者可能为实现组合投资价值最大化,在损失厌恶决策机制下为规避企业数字化转型可能带来的潜在风险逆势而为,通过垄断等手段与管理者合谋;另一方面,共同机构投资者凭借所有权优势可以协助企业发展,为企业发展搭建便捷的资源通道,发挥其作为生产要素的积极作用,从而推动企业数字化转型。不同于现有基于发达资本市场背景对共同机构所有权的研究[1],本文在中国数字经济转向深化应用、规范发展、普惠共享新阶段的现实情景下,特别是在中国共同机构所有权快速增长的背景下,探索共同机构所有权对企业数字化转型的影响及其作用机制与边界条件。考虑到现有研究对共同机构所有权的经济后果存在争议,本文从协同治理与私利合谋这两种竞争性情景进行逻辑推演。

与现有文献相比,本文的边际贡献如下:第一,为企业数字化转型研究提供新的视角。突破现有研究孤立探究单一企业单个或多个大股东的局限,从大股东持股同行业多家企业产生的关联效应出发,考虑到现有研究对共同机构所有权的经济后果存在争议,基于中国情境逻辑推演两种竞争性情景。实证结果可为共同机构所有权作为生产要素发挥的积极作用提供证据,丰富共同机构所有权经济后果领域研究成果。第二,基于“基准分析—机制分析—异质性检验”研究框架,从监督效应与协同效应两个维度,基于代理成本和全要素生产率进行分析,以期打开共同机构所有权与企业数字化转型关系的“黑箱”。此外,基于宏观层面、组织层面与管理者层面的差异化特征,检验经济发展水平、独立董事网络中心度及管理层金融背景的异质性影响,以拓展边界机制研究。第三,具有一定的政策意义。2022年《政府工作报告》指出,要正确认识和把握资本的特性和行为规律,支持和引导资本规范健康发展。本文认为,共同机构所有权能够在企业数字化转型过程中发挥作为生产要素的积极作用,达到协同治理效果。虽然学术界对共同机构所有权特性与行为规律的认知存在争议,政府仍需要坚持引导共同机构所有权发挥积极作用,帮助持股企业实现良性发展,顺应数字经济发展趋势。

1 理论分析与竞争假说

共同机构投资者依托其持股企业的所有权基础,在企业间建立所有权联结网络,有动机和能力影响企业生产运营。相较于分散的小股东,共同机构投资者凭借所有权优势在企业治理中发挥着重要作用[8],具有强烈动机承担管理者监控成本,但也可能利用所有权优势获取私人信息,从而代替公共信息获取。在投资收益索取过程中,共同机构投资者作为拥有多家企业的投资者,其目标并非单独标的价值最大化,而是投资组合价值最大化[9]。面对单个企业发展,共同机构投资者可能不会遵循价值最大化的理性选择,甚至出于规避损失的目的牺牲部分企业长远利益,阻碍企业数字化转型,从而单方面地提升自身投资组合价值。因此,一方面,共同机构投资者可能凭借所有权优势,通过规范企业决策安排,并利用协同网络为企业在资源禀赋方面建立比较优势,推动企业数字化转型以获取未来权益价值,与企业实现共赢;另一方面,共同机构投资者有可能为实现投资组合价值最大化,规避企业数字化转型可能带来的潜在风险,与管理者合谋攫取短期利益。因此,本文提出协同治理假说与私利合谋假说。

1.1 协同治理假说

(1)监督效应。企业数字化转型使得管理者面临商业模式转变、解决技术开发逻辑冲突等问题,可能导致管理者短视行为,逃避数字化转型给企业带来的跨期风险。在此情境下,共同机构投资者会积极履行监督职责,通过影响企业决策达到积极治理效果[10],帮助企业捕获未来发展机遇,实施数字化转型。一方面,在对单个企业进行监管的过程中,共同机构投资者可以凭借话语权拒绝通过股东议案、罢免不称职管理者或监控企业资产配置,进而积极履行监督职责,表明严格的监督立场[11-12],缓解委托代理冲突,督促管理者注重企业长远发展,实施数字化变革。另一方面,由于同一行业不同企业间存在相似的经济特征,持股同一行业企业可以有效缓解企业间信息不对称和逆向选择问题。共同机构投资者在一家持股企业的监督经验容易迁移到其它持股企业,其产生的规模经济和成本削减等预期监督效果更加显著[13],在督促企业发展过程中降本增效,进而实现规模效应,更好地推动企业数字化转型。

(2)协同效应。共同机构投资者的资源禀赋可以为企业数字化转型提供资源承诺,一定程度上帮助企业摆脱数字化转型期间的资源依赖。其一,数字化转型过程中需要企业资金投入,实现多方面数字技术场景开发。逆向选择作为限制企业融资的重要原因,共同机构所有权的存在能够缓解资本提供者对这一问题的担忧。除股权注资为企业提供直接财务资源外,共同机构投资者可以为企业争取更多融资机会,降低融资成本,拓宽融资渠道。其二,共同机构投资者拥有丰富的行业专业知识和同行业信息访问权限,具备信息优势。同行业企业在经营业务与战略安排方面的相似性,使得同行业企业数字化转型具备参考价值。共同机构投资者可以帮助持股企业获取行业前沿数字化信息,提供数字化转型先进经验,进而帮助持股企业更好地开展数字化转型。基于以上分析,本文提出协同治理假说:

H1a:共同机构所有权能够促进企业数字化转型。

1.2 私利合谋假说

为了最大化投资组合价值,持有竞争企业股份的共同机构投资者可能会向管理者施压,抑制行业内竞争或者干涉企业竞争路径选择[14]。这一行为无疑会扰乱行业秩序,并且即使在竞争激烈的环境中,企业在共同机构所有权的推动下也可以实现市场垄断[15]。共同机构投资者为达到垄断目的,可能不会遵循股东价值最大化原则,而是通过与管理者利益交换达成隐性合谋契约,或滥用行业资源优势建立信息壁垒以追逐短期利益,进而忽视数字化为企业生产经营等方面带来的长期福利,阻碍企业数字化转型。

(1)共同机构投资者在逐利过程中,出于规避数字化转型长周期与高风险的目的,不会主动承担持股企业数字化转型试错成本。为追逐短期利益,共同机构投资者在合谋倾向的驱使下,会忽视对管理者的监督,因而管理者可以在较低监管压力和较为模糊的行为边界上获取较大的自由裁量权。在达成合谋契约后,共同机构投资者会督促管理者关注企业短期价值,避免企业因数字化转型带来的不确定性风险导致收益减损。同时,在缺乏监管压力的情况下,管理者投融资决策会产生非结构性偏误,将企业流动性资金分配给净现值为负的项目,造成企业投资过度(潘越等,2020),进而损耗企业为正常生产运营储备的流动性供给,最终导致企业因为无法维持数字化转型长周期的流动性投入而丧失数字化转型主动权。

(2)持续变化的市场环境给企业发展带来了多重不确定性因素,使得企业在信息获取方面存在成本高、渠道少等多重挑战。当企业信息稀缺时,同行信息对企业经济的影响较大;当企业信息量增加并取代同行信息时,这些外部性就会减少[16]。因此,共同机构投资者若想获得短期超额收益,就需要占据同行业信息优势。共同机构投资者凭借长期信息获取优势,可以建立难以逾越的信息壁垒[3]。这一行为使得企业资源要素被分配到短期性私有信息项目中,导致企业既无法对资源进行有效跨期安排,也无法进行数字化转型的前期资源积累,更难以解决数字化转型过程中的资源依赖问题,因而难以实现数字化变革。综上分析,本文提出私利合谋假说:

H1b:共同机构所有权抑制企业数字化转型。

2 数据、变量与计量模型

2.1 数据来源与清洗

本文选取2008—2020年中国沪深两市A股上市企业作为研究样本。共同机构所有权相关指标通过CSMAR数据库获得,其它数据来源于CSMAR数据库和Wind数据库。根据已有研究的做法,本文按照以下标准对样本数据进行清洗:①剔除金融行业上市企业;②为避免结论受ST、*ST 和退市企业极端数据的干扰,对此类企业予以剔除;③剔除数据存在缺失的企业样本;④剔除仅存在一个企业的行业企业样本;⑤为降低极端值的不良影响,对所有连续变量进行上下1%的Winsorize处理。最终,本文获得20 342个企业—年度观测值。

2.2 变量说明

(1)被解释变量。借鉴吴非等[17]的研究成果,本文利用文本分析方法对企业数字化转型程度进行测量。首先,确定企业数字化转型特征词,具体如表1所示;然后,剔除“无”等否定词和非本企业特征关键词并对数据进行清洗降噪;最后,依据特征词搜寻、配比和词频计数,分类加总不同技术方向的词频求和得到总词频,并进行对数化处理,由此得到数字化转型的代理指标DCG。

(2)解释变量。借鉴Chen等[1]、杜勇等[3]的研究成果,本文基于3个角度测量共同机构所有权。第一,是否存在共同机构所有权(Cross_dum)。如果上市企业当年存在共同机构所有权(企业所有权比例不低于5%的大股东在同行业其它上市企业的持股也不低于5%),则赋值为1,否则为0。第二,共同机构所有权联结度(Cross_num)。首先,从季度层面计算每家上市企业持股比例不低于5%的大股东个数;其次,计算每家上市企业大股东在同行业其它企业仍为大股东的个数;最后,对上述共同机构所有权数量取年度均值,加1后进行对数化处理,最终得到共同机构所有权联结度指标。第三,共同机构所有权持股比例(Cross_share)。本文从季度层面计算每家企业共同机构所有权持股比例之和,再取年度均值得到共同机构所有权持股比例。需要说明的是,由于制度背景与研究目的存在差异,学界对大股东的界定标准尚存在争议:Ben-Nasr等[18]将持股比例在10%以上的股东界定为大股东;David等[19]认为,大股东识别标准为持股比例在5%以上。根据《上市公司股东、董监高减持股份的若干规定》,持股比例高于5%的股东为大股东。此外,在相关法律法规中,5%也是重要的股权临界值。现有研究指出,持股比例在5%以上的股东对企业的影响不容忽视[20]。因此,本文将持股比例高于5%的股东界定为大股东。在稳健性检验中,将大股东持股比例界定门槛设置为10%。

(3)控制变量。在基准回归模型中,加入一系列可能影响企业数字化转型的控制变量,所有变量测量方式如表2所示。

2.3 计量模型构建

本文基准回归模型如下:

DCGit=α0+α1Crossit+αCVsit+∑Industry+∑Year+εit

(1)

其中,各变量下标i表示企业,t表示时间;Cross为核心解释变量,表示共同机构所有权,分为Cross_dum、Cross_num和Cross_share等3个维度;DCG为核心被解释变量,表示企业数字化转型。CVs为本文控制变量。另外,为了尽可能地吸收固定效应,本文同时控制时间虚拟变量(Year)和行业虚拟变量(Industry)。ε为随机扰动项。为了避免模型中不可观测变量对回归结果的干扰,本文采用固定效应的面板回归模型以降低潜在遗漏变量偏误。由于本文研究数据为面板数据,可能存在异方差、时序相关以及横截面相关等问题,因而采用Driscoll-Kraay标准误进行估计,得到的标准误差具有无偏性、一致性和有效性[21]。因此,本文在后续面板数据模型估计中,主要采用Driscoll-Kraay标准误方法进行估计。

3 实证分析

3.1 描述性统计

表3为变量描述性统计结果。由表3可知,企业数字化转型(DCG)的最大值为4.762,标准差为1.318,最小值为0.000,说明样本中企业数字化转型程度存在较大差异。是否存在共同机构所有权(Cross_dum)的均值为0.153,表明样本企业所有权结构中,含有共同机构所有权的比例达到15.3%,与杜勇等(2021)的研究结论基本一致。共同机构所有权联结度(Cross_num)的最大值为1.099,最小值为0.000,说明企业间共同机构投资者数量差异显著,部分企业在引入共同机构投资者方面具有较大的提升空间。共同机构所有权持股比例(Cross_share)的最大值为0.612,最小值为0.000,说明企业所有权结构中共同机构投资者的所有权比例存在较大差异。此外,控制变量描述性统计结果的平均值和标准差均处于可接受范围内。

3.2 基准回归结果

表4为基准回归结果。表4中模型(1)～(3)分别检验是否存在共同机构所有权(Cross_dum)、共同机构所有权联结度(Cross_num)和共同机构所有权持股比例(Cross_share)对企业数字化转型(DCG)的影响。结果显示,Cross_dum的系数为0.043,在5%水平上显著为正,Cross_num、Cross_share的回归系数分别为0.059、0.248,均在1%水平上显著为正。上述结果说明,在控制企业特征、治理特征等方面的变量后,共同机构所有权与企业数字化转型呈现显著正相关关系,支持协同治理假说。

4 稳健性检验

4.1 倾向得分匹配法(PSM)分析

若共同机构投资者在持股企业选择方面具有随机性,本文只需考察企业所有权结构中共同机构所有权与企业数字化转型的相关性就可以得到最后的结论。需要注意的是,资本市场上部分企业可能存在的某些共同特征是导致其能否拥有共同机构所有权的重要因素。为排除样本自选择偏误,借鉴杜勇等[3]的研究成果,本文基于倾向得分匹配法采用一对一最近邻匹配方式进行检验。

首先,根据企业是否拥有共同机构所有权将全样本分为实验组与控制组,将拥有共同机构所有权的上市企业界定为实验组,其余为控制组。选取企业规模、产权性质、资产结构、投资机会、股权集中度、董事会独立性、董事会规模、企业年龄、资产负债率、成长性、机构投资者持股比例作为协变量。其次,绘制样本匹配前后倾向得分分布密度函数图,如图1所示。观察图1可知,在使用一对一最近邻匹配前,处理组与对照组倾向得分值的核密度曲线存在较大差异,而匹配后两者形态接近。最后,本文利用匹配后的样本进行回归,结果见表5第(1)～(3)列。由结果可知,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的估计系数仍显著为正,可排除样本自选择干扰。

4.2 排除企业策略性行为的影响

本文基于文本分析方法构建的企业数字化转型指标能够从多方面捕捉数字经济在微观企业中的现实情境,但理论上可能受到企业策略性信息披露行为的干扰。在信息操纵策略中,企业除隐藏负面消息外,还会夸大正面消息(赵璨等,2020)。为了排除这种可能的影响,借鉴袁淳等(2021)的做法,本文仅保留深市信息披露考评结果为优秀或良好的上市企业样本,重新进行回归,结果见表5第(4)～(6)列。由结果可知,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的估计系数仍显著为正,表明结果具有一定的稳健性。

4.3 变量替换

本文采用变量替换方法进行稳健性检验。第一,借鉴袁淳等(2021)的做法,本文基于行业均值对原有企业数字化转型指标进行调整,得到替代指标DCG_adj。将DCG_adj带入模型(1)重新回归,结果见表6第(1)～(3)列。由结果可知,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的估计系数仍显著为正,通过稳健性检验。第二,改变共同机构所有权持股比例门槛值。本文将大股东股权界定门槛由5%提升至10%,测量方式不变,得到是否存在共同机构所有权(Cross_dum1)、共同机构所有权联结度(Cross_num1)和共同机构所有权持股比例(Cross_share1)。利用模型(1)重新进行回归,结果列见表6第(4)～(6)列。由结果可知,Cross_dum1、Cross_num1、Cross_share1的系数至少在5%水平上正向显著。

4.4 子样本回归

2008年国际金融危机,中国很多企业经营困难,企业数字化转型受到巨大的冲击。因此,本文在原有样本的基础上,剔除2008—2009年数据重新进行回归,结果见表7。结果显示,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的估计系数仍显著为正,通过稳健性检验。

5 机制路径识别检验

5.1 监督效应

根据代理理论,共同机构所有权依靠所有权优势对代理问题具有重要影响。共同机构所有权有动机和能力对企业生产经营活动进行监督,抑制管理层寻求私利的行为,缓解第一类代理冲突[22]。共同机构所有权通过监测和控制管理团队作出战略决策,帮助企业降低代理成本,进而推动企业数字化转型进程。由于管理者的自利行为最终会被资产利用率下降所捕获[23],因而本文借鉴沈红波等(2018)的研究成果,利用经过行业均值调整的总资产周转率测度代理成本(Cost)。为了验证上述机制,本文构建以下模型:

Costit=γ0+γ1Crossit+γCVsit+∑Industry+∑Year+εit

(2)

DCGit=λ0+λ1Crossit+λ2Costit+λCVsit+∑Industry+∑Year+εit

(3)

回归结果如表8所示。第(1)～(3)列结果显示,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的系数均在5%水平上显著为正,表明共同机构所有权能够提升总资产周转率,降低代理成本。第(4)～(6)列结果显示,Cost的系数均在1%水平下显著为正,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的系数至少在5%水平上显著为正。上述结果说明,代理成本在共同机构所有权与企业数字化转型间发挥部分中介作用,结果支持“共同机构所有权→代理成本→企业数字化转型”这一路径。

5.2 协同效应

由前文分析可知,共同机构所有权通过协同效应为企业提供资源承诺。面对高风险、长周期的数字化转型,共同机构所有权可以将财务、信息等资源用于帮助持股企业生产经营。合理的资源分配能够促进企业全要素生产率提升[24],最终推动企业数字化转型。现有企业全要素生产率测算方法较为丰富,其中,Olley&Pakes[25]的研究方法(简称为OP方法)与Levinsohn&Petrin[26]的研究方法(简称为LP方法)被众多学者广泛运用。相较于OP方法,LP方法能够解决样本损失问题。因此,本文采用LP方法对企业全要素生产率(TFP)进行测定。 为了验证以上机制,本文构建如下模型:

TFPit=γ0+γ1Crossit+γCVsit+∑Industry+∑Year+εit

(4)

DCGit=λ0+λ1Crossit+λ2TFPit+λCVsit+∑Industry+∑Year+εit

(5)

回归结果如表9所示。第(1)～(3)列结果显示,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的系数至少在5%水平上显著为正,表明共同机构所有权能够促进企业全要素生产率提升。第(4)～(6)列结果显示,TFP的回归系数均在1%水平上显著为正,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的回归系数至少在5%水平上显著为正。上述结果说明,企业全要素生产率在共同机构所有权与企业数字化转型间起部分中介作用,结果支持“共同机构所有权→企业全要素生产率→企业数字化转型”这一路径。

6 异质性分析

6.1 宏观层面——经济发展水平

经济发展带来的经济增长作为系统性因素能够影响绝大部分企业经营业绩。当经济发展速度较快时,上市企业面临较大的竞争压力。面对市场竞争压力,企业会产生相应的创新反应[27]。当经济形势较好时,共同机构所有权发挥的协同效应和监督效应显著,能够帮助企业在同行业竞争中取得优势地位。

为了验证这一假设,借鉴郭广珍等[28]的研究成果,本文以国内生产总值(GDP,单位为百亿元)的自然对数作为经济发展水平衡量指标。设置虚拟变量GDP_dummy,如果GDP高于中位数则赋值为1,否则赋值为0,分组回归结果见表10。结果表明,在经济发展水平较高的情境下,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的估计系数均显著为正;在经济发展水平较低的情境下,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的估计系数虽为正但不显著。上述结果说明,在经济发展水平较高的情境下,共同机构所有权对企业数字化转型的推动作用更为显著。

6.2 企业层面——独立董事网络中心度

在企业治理实践中,独立董事治理是其重要环节。网络中心度较高的独立董事既有动机也有能力监督管理者行为(陈运森和谢德仁,2011),而且可以提供信息与知识传输通道。因此,连锁董事和共同机构所有权在监督效应与协同效应方面具有一定的相似性。在企业独立董事网络中心度较高的情境下,共同机构所有权的协同效应和监督效应可能并不显著。

为了验证上述猜想,本文借鉴陈运森和谢德仁(2011)的研究成果,利用式(6)计算独立董事网络中心度。其中,n为构成独立董事的企业数量。X为虚拟变量,若企业i与企业j之间存在独立董事职务交叉,则赋值为1,否则为0。由于不同年份上市企业董事数量存在差异,因而本文利用(n-1)消除规模差异。在构建独立董事网络中心度指标后,本文设置虚拟变量Degree_dummy,如果Degree高于样本中位数,则Degree_dummy取值1,否则取0,分组回归结果见表11。结果表明,低独立董事网络中心度的情境下,Cross_dum、Cross_num、Cross_share估计系数均显著为正;高独立董事网络中心度的情境下,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的估计系数虽为正但不显著。上述结果说明,在低独立董事网络中心度的情境下,共同机构所有权对企业数字化转型的作用更加显著。

(6)

6.3 管理者层面——高管金融背景

近年来,企业倾向于聘用具有金融背景的高管。高管基于金融行业工作经历所形成的烙印与社会网络能够作为非正式制度弥补正式制度的缺位[29],其背后是社会关系与声誉机制。金融背景能够强化高管能力[30],在共同机构所有权推动企业数字化转型过程中起重要调节作用。具有金融背景的高管可以凭借扎实的专业知识与丰富的投资经验,更好地利用共同机构所有权为企业提供财务资源与融资渠道,以较低的成本和较快的速度把握投资机会(杜勇等,2019),帮助企业进行更为精确的数字化转型投资。

除首席执行官外,其他企业高管在企业重要决策中也扮演着重要角色。因此,本文将高管界定为董事、监事和高级管理人员。如果在现任董事、监事和高级管理人员中,有人具有金融背景(曾经与现在的工作背景),则Fin取值为1,否则取0,分组回归结果如表12所示。结果发现,不具有金融背景的高管组Cross_dum、Cross_num、Cross_share的估计系数均不显著;具有金融背景高管组的Cross_dum、Cross_num、Cross_share的估计系数至少在10%水平上显著为正。因此,共同机构所有权对数字化转型的促进作用在具有金融背景的高管组更加显著。

7 结语

7.1 研究结论

本文基于2008—2020年中国沪深两市A股上市企业数据,研究发现共同机构所有权发挥资本作为生产要素的积极作用,通过监督治理与协同发展的双重作用,实现企业数字化转型,在资本市场中扮演着资源供给者与有效监督者的双重角色。在进行一系列稳健性检验后,回归结果依然显著。通过机制分析,验证共同机构所有权推动企业数字化转型的监督效应与协同效应,结果表明,共同机构所有权可以通过降低代理成本与提升全要素生产率推动企业数字化转型。由宏观层面到微观层面的异质性分析表明,在经济发展水平较高、独立董事网络中心度较低和高管具有金融背景的情境下,共同机构所有权对企业数字化转型的推动作用更为显著。

7.2 启示

(1)共同机构投资者能够利用信息资源比较优势,发挥资本作为生产要素的重要作用,通过降低代理成本履行监督职能,并通过提升全要素生产率发挥协同效应,对企业数字化转型具有深远的影响。因此,上市企业应在所有权结构设计上积极考虑共同机构所有权,优化所有权结构,充分利用共同机构投资者在监督治理、管理经验与要素资源安排方面的比较优势,从而为企业数字化转型提供必要的资源保障。

(2)共同机构所有权治理效应、协同效应的发挥,依赖于外部环境与高级管理团队。由此,企业应因地制宜、有的放矢。当处于经济发展水平较高的地区时,企业应加强与共同机构投资者的良性互动,促使共同机构投资者发挥积极作用。由于独立董事网络与共同机构所有权存在一定的替代效应,因而当企业处于经济发展水平较低的地区且难以引入共同机构投资者或提升共同机构投资者持股比例时,可以考虑聘用具有较高声誉和丰富社会关系资源的独立董事,以此弥补共同机构所有权的缺失。此外,共同机构投资者能够为企业提供财务资源与投资渠道,后者能否被有效利用一定程度上取决于具有专业背景的企业管理者。因此,企业可以有意识地聘用具有金融背景的高管,从而更好地利用共同机构投资者的财务资源与投资渠道。

(3)共同机构所有权作为特殊的非正式制度,可以在一定程度上弥补正式制度的缺位,推动企业顺应数字经济发展趋势,应对数字化转型的“冷启动”困境。因此,一方面,政府监管部门可以优化资本市场环境,为共同机构投资者营造良好的投资氛围;另一方面,政府监管部门在支持和引导资本健康发展的同时,要防止资本无序扩张,维护市场公平。虽然共同机构所有权能够在资本市场上发挥积极作用,但政府部门仍要警惕共同机构所有权利用其所有权优势对持股企业施加压力,进而损害公平的市场竞争环境。强化反垄断、深入推进公平竞争政策实施,是完善社会主义市场经济体制的内在要求。因此,政府部门要坚持监管规范和促进发展两手并重、两手都要硬,为资本市场发展营造良好的环境。

7.3 不足与展望

本文存在以下不足:第一,虽然基于微观视角探索了共同机构所有权对企业数字化转型的影响及作用机制,但并未考虑共同机构所有权持股企业在数字化转型决策上的同伴效应,这为后续研究提供了较大的空间。第二,企业数字化转型是一项复杂的系统性工程,除依靠共同机构所有权外,还离不开数字化专业人才支持,以及对国内外先进技术的学习。后续研究可以基于更多角度,探究共同机构所有权促进企业数字化转型的实现路径。第三,本文使用文本分析方法衡量企业数字化转型,可能无法精确刻画企业数字化转型进程,未来可以在企业数字化转型测度方面作进一步拓展。

参考文献：

[1] CHEN Y, LI Q, NG J, et al. Corporate financing of investment opportunities in a world of institutional cross-ownership[J]. Journal of Corporate Finance, 2021(69):1020401.

[2] LEWELLEN K, LOWRY M. Does common ownership really increase firm coordination[J].Journal of Financial Economics, 2021, 141(1): 322-344.

[3] 杜勇,孙帆,邓旭.共同机构所有权与企业盈余管理[J].中国工业经济,2021,38(6):155-173.

[4] GALEOTTI A, GHIGLINO C. Cross-ownership and portfolio choice[J].Journal of Economic Theory, 2021, 192: 105194.

[5] AZAR J, SCHMALZ M C, TECU I. Anticompetitive effects of common ownership[J].The Journal of Finance, 2018, 73(4): 1513-1565.

[6] GEORGE G, SCHILLEBEECKX S J D. Digital transformation, sustainability, and purpose in the multinational enterprise[J].Journal of World Business, 2022, 57(3): 101326.

[7] WU L, HITT L, LOU B. Data analytics, innovation, and firm productivity[J].Management Science, 2020, 66(5): 2017-2039.

[8] BAR-ISAAC H, SHAPIRO J. Blockholder voting[J].Journal of Financial Economics, 2020, 136(3): 695-717.

[9] HANSEN R G, LOTT J R. Externalities and corporate objectives in a world with diversified shareholder/consumers[J].Journal of Financial and Quantitative Analysis, 1996, 31(1): 43-68.

[10] ALBUQUERQUE R, FOS V, SCHROTH E. Value creation in shareholder activism[J].Journal of Financial Economics, 2022, 145(2): 153-178.

[11] KANG J K, LUO J,NA H S. Are institutional investors with multiple blockholdings effective monitors[J].Journal of Financial Economics, 2018, 128(3): 576-602.

[12] HE J J, HUANG J. Product market competition in a world of cross-ownership: evidence from institutional blockholdings[J].The Review of Financial Studies, 2017, 30(8): 2674-2718.

[13] RAMALINGEGOWDA S, UTKE S, YU Y. Common institutional ownership and earnings management [J].Contemporary Accounting Research, 2020, 38(1): 208-241.

[14] CONNELLY B L, LEE K B, TIHANYI L, et al. Something in common: competitive dissimilarity and performance of rivals with common shareholders[J].Academy of Management Journal, 2019, 62(1): 1-21.

[15] BAYONA A, LOPEZ A L, MANGANELLI A G. Common ownership, corporate control and price competition[J].Journal of Economic Behavior and Organization, 2022, 200: 1066-1075.

[16] SHROFF N, VERDI R S, YOST B P. When does the peer information environment matter[J].Journal of Accounting and Economics, 2017, 64(2/3): 183-214.

[17] 吴非,胡慧芷,林慧妍,等.企业数字化转型与资本市场表现——来自股票流动性的经验证据[J].管理世界,2021,37(7):130-144,10.

[18] BEN-NASR H, BOUBAKER S, ROUATBI W. Ownership structure, control contestability, and corporate debt maturity[J].Journal of Corporate Finance, 2015, 35: 265-285.

[19] DAVID P, DURU A, LOBO G J, et al. Threat of exit by non-blockholders and income smoothing: evidence from foreign institutional investors in Japan[J].Contemporary Accounting Research, 2022, 39(2): 1358-1388.

[20] BHARATH S T, JAYARAMAN S, NAGAR V. Exit as governance: an empirical analysis[J].The Journal of Finance, 2013, 68(6): 2515-2547.

[21] DRISCOLL J C, KRAAY A C. Consistent covariance matrix estimation with spatially dependent panel data[J].Review of Economics and Statistics, 1998, 80(4): 549-560.

[22] MCCAHERY J A, SAUTNER Z, STARKS L T. Behind the scenes: the corporate governance preferences of institutional investors[J].The Journal of Finance, 2016, 71(6): 2905-2932.

[23] DU X. Does religion matter to owner-manager agency costs? evidence from China[J].Journal of Business Ethics, 2013, 118(2): 319-347.

[24] HSIEH C T, KLENOW P J. Misallocation and manufacturing TFP in China and India[J].The Quarterly Journal of Economics, 2009, 124(4): 1403-1448.

[25] OLLEY S, PAKES A. The dynamics of productivity in the telecommunications equipment industry[J].Econometrica,1996,64(6):1263-1297.

[26] LEVINSOHN J, PETRIN. Estimating production functions using inputs to control unobservables[J].Review of Economic Studies,2003,70(1):317-342.

[27] LEE C Y. Competition favors the prepared firm: firms' R&D responses to competitive market pressure[J].Research Policy, 2009, 38(5): 861-870.

[28] 郭广珍,刘瑞国,黄宗晔.交通基础设施影响消费的经济增长模型[J].经济研究,2019, 65(3):166-180.

[29] MARQUIS C, TILCSIK A. Imprinting:toward a multilevel theory [J].Academy of Management Annals, 2013, 7(1):195-245.

[30] CUSTODIO C, METZGER D. Financial expert CEOs: CEO's work experience and firm's financial policies[J].Journal of Financial Economics, 2014, 114(1): 125-154.

(责任编辑：张 悦)