《表2 基础模型检验与内生性检验》

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《机构投资者空间集中度、外部监督与上市公司盈余管理》

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注：括号内报告值为t统计量，***、**和*分别表示在1%、5%、10%统计水平上显著

为一定程度上降低内生性的影响，避免机构投资者空间集中度与上市公司盈余管理之间可能存在的反向因果关系，本文引入机构投资者空间集中度地区平均值作为工具变量（IV），并利用该工具变量进行2SLS回归，以克服个体异质性和内生性问题。2SLS回归结果如表2第（3）列所示。对工具变量进行豪斯曼检验，结果显示在5%的显著性水平上拒绝解释变量为外生变量的原假设，即认为原GGI为内生变量。为了排除弱工具变量的影响，本文引入Cragg-Donald Wald F统计量，结果在1%统计水平显著，强烈拒绝弱工具变量的原假设。因此，本文有理由认为所用工具变量不存在弱工具变量问题。但稳妥起见，本文运用低敏感于弱工具变量的LIML回归和GMM回归来对工具变量进行检验，结果如表2第（4）列和第（5）列所示，能够发现2SLS回归与LIML回归的结果非常接近，同样表明不存在弱工具变量，因此可以认为机构投资者空间集中度地区平均值能够作为原解释变量的工具变量。表2第（3）到第（5）列显示，在加入工具变量后，机构投资者空间集中度与上市公司盈余管理的相关关系仍为负不变，且系数更大，体现出集中度对盈余管理更强的约束能力。因此总体上可以认为，主效应模型所得估计结论受到的内生性干扰较弱，结果是可靠的。