机构投资者的异质性盈余管理论文范文

一、理论分析与研究假设

假设1:证券投资基金的持股比例与上市公司的盈余管理水平正相关。与证券投资基金不同，社保基金的保值与增值直接关系到社会保障事业的完善程度，因此容易受到行政的干预，其投资期界较长，注重价值投资。其次，险资(社保基金、保险基金以及少量证券公司持股)，实行着与证券投资基金不同的管理办法，不用频繁的披露其投资组合，也不用参加年度业绩排名，这会促使他们把资金投向高成长性的行业与企业。最后，众多文献的研究都认为险资在公司治理中发挥了积极的作用。文学(2002)［8］认为，保险基金能够积极参与上市公司治理，这会同时从内部和外部对企业施加直接和间接控制，提高公司内外治理机制的协调性。卢仿先等(2005)认为资本市场成熟后，保险基金必然会参与到公司治理中去，这能够通过直接对公司经营者进行监管来降低“道德风险”，使公司的治理效率得到改进。此外，社保基金也最符合Coffee(1991)提出的关于机构投资者参与公司治理的可能性与可行性的标准，因此最有可能参与公司治理，监督上市公司的盈余管理行为(李淑娟，2007)。据此，有假设2。

假设2:险资的持股比例与上市公司的盈余管理水平负相关。不同于境内投资者，QFII较为重视投资对象的公司治理因素与持续经营能力(中国公司治理报告，2003)，高雷和张杰(2008)的研究发现，QFII倾向于投资非国家控股、发达地区、从事政府保护行业和信息披露透明度高的公司。由于对我国的股票市场环境持谨慎的态度，QFII总体上坚持价值投资和长线投资，青睐中小盘股，注重企业的成长性，行为具有长期性(孙立和林丽，2006)以及进攻性、全面性和均衡性的特征(耿志民，2006);而且据交易所的研究报告显示，自QFII进入中国市场以来，其换手率是所有机构投资者中最低的。虽然QFII总体上也进行惯性交易，但程度低于境内的投资者(李学峰和张舰等，2008)。最后，与险资等相同，QIFF也不需要频繁披露其投资组合而且也不参加普通基金的排名，这避免了机构间的恶性竞争给企业带来的不良影响。这些特点决定了其在公司治理中会有积极的作用。陈丽萍和郭晓晴(2008)认为，QFII可以作为流通股的代表，监督和约束管理层。陈世剑和王娜(2007)的研究也表明，QFII不仅可以促进经理层遵循信息披露准则进行披露，还可以促进管理者进行自愿性信息的披露。据此，有假设3。

假设3:QFII的持股比例与上市公司的盈余管理水平负相关。企业性质对机构投者治理作用的发挥具有重要影响。首先，国有企业大多关系国计民生，较差的经营业绩会影响整个社会对国有企业的信心，因此国有企业有动机进行盈余管理，这不是证券投资基金所能左右的。其次，国有股“一股独大”现象较为普遍，机构投资者在国有上市公司中话语权有限。即使机构投者有积极性参与国有上市公司治理，对企业盈余管理水平进行监督和限制，向外部投资者发送关于企业的真实信息而推进价值投资，但国企的经营者从这种行为中所获净收益也不会有显著增加。事实上，国有企业在财务、政治及人事任免上受到政府更多的控制，公司盈余管理水平进而公司业绩并不是决定现任经理是否留任的重要原因，非经济因素在国有企业经理的任命中也扮演着重要角色，经理人市场功能的发挥受到诸多限制(国有股减持课题组，2001)［18］。相对于国有企业的经理人来说，非国有企业的经理人则面临更大的市场压力。因此，有假设:假设4:国有企业中机构持股与企业盈余管理的关系要弱于民营企业，存在偏负效应。

二、研究设计

(一)样本选择与数据来源本文以2004—2009年A股上市公司为研究样本，其中机构投资者持股数据来自于WIND资讯数据库外，其他数据则来自于国泰安数据库。本文的样本筛选过程如下:(1)剔除金融行业上市公司的数据;(2)剔除数据不完整和异常的上市公司的数据;(3)剔除S、ST、*ST上市公司的数据。经过以上筛选，最终获得6年共4842个样本的平衡面板数据(其中每年807个样本)。

(二)变量选择1.被解释变量本文的被解释变量是企业盈余管理水平。目前，盈余管理水平的计量方法主要有:总应计利润法、具体应计利润法、真实盈余管理计量和盈余分步法，其中总体应计利润法应用最为广泛(黄梅，2007)［19］。所谓总应计利润法，是指把总应计利润分为可操纵性应计利润和不可操纵利润两部分，并用可操纵性应计利润作为盈余管理程度的度量。在众多的应计利润计量模型中，修正的Jones模型被认为是最适合中国市场的方法(Dechowetal，1995;夏立军，2003)［20－21］。另外，Bartovetal.(2000)［22］的研究表明横截面的Jones模型优于时间序列的Jones模型，因此，本文利用修正的横截面Jones模型来估计可操纵性应计利润。这一模型的具体形式为:2.解释变量本文的解释变量为各类机构投资者的持股比例，用INS表示。其中，证券投资基金的持股比例用MF表示，险资(社保基金、保险基金和证券公司)持股比例则记为IC，QFII代表合格境外投资者的持股比例。3.控制变量(1)公司性质(CONT)。本文设置虚拟变量CONT来控制公司性质，CONT=0代表国有企业;否则为非国有企业。(2)公司规模(SIZE)。张兆国等(2009)［23］认为，公司的规模越大，受到外界各方的关注和监督就越多，所以公司规模与盈余管理负相关，本文利用年末资产总额的自然对数来衡量企业规模。(3)偿债能力。企业的管理层为了避免违反债务条款会进行盈余管理，因此，资产负债率与盈余管理可能有关(Bartovetal，2000)［21］，本文利用资产负债率(LEV)和流动比率(CUR)来衡量公司的偿债能力。其中，资产负债率等于年末负债除以年末总资产，流动比率等于流动负债除以流动资产。(4)盈利能力(ROA)。(Dechowetal，1995)［20］认为当可操纵性应计利润与公司业绩相关时，管理层需要利用ROA来控制公司业绩对盈余余管理的影响。本文以净利润除以年末总资产衡量ROA。(5)滞后一期的应计利润(LTA)。上一期的应计利润越高，经理层本期进行盈余管理的能力就越弱。(6)发展能力(MB)。本文采用主营业务收入增长率来衡量发展能力。(7)审计意见(OPIN)。OPIN为虚拟变量，如果审计意见为标准无保留意见，OPIN=1，否则，OPIN=0。(8)行业控制变量。不同行业有着各自不同的特征，因此其盈余管理水平也有显著的差异。本文借鉴温军等(2012)［24］的做法，用行业资产报酬率、行业财务杠杆和行业M/B来控制行业的特征，在模型中分别用InROA、InLeve和InM/B。

(三)检验模型为了检验假设1和假设2，本文建立如下模型:上式中，i代表企业个体，t代表年份;εit为随机扰动项;β''''X代表控制变量向量与其回归系数的乘积，变量和INSi，t的含义同前文。

三、实证分析

(一)描述性统计表1是全样本的描述性统计。从全样本来看，可操纵性应计利润(DAC)的均值为0.3785，最大值为2.2321，最小值为－1.1228，说明我国上市公司既有调高可操纵性应计利润的行为，也有调低可操纵性利润的行为，且调高可操纵性应计利润的程度要似乎要高于调低可操纵性应计利润的程度。其次，机构投资者持股比例的均值为0.0833，最大值为0.6942，最小值为0.0000。这一水平远远低于美英国家。证券投资基金持股比例的均值为0.0721，最大值为0.5995，最小值为0.0000。这表明虽然证券基金在某些上市公司的持股比例较大，但在大多数公司里的持股比例仍很低，话语权有限，“一股独大”现象较为普遍。险资持股比例的均值为0.0032，中值为0.0000，最大值为0.2093，最小值为0.0000。这表明超过一半的上市公司没有险资持股，且不论是从均值还是最大值来看，险资的持股比例都比较小。QFII持股比例的均值为0.0079，中值为0.0000，最大值为0.1983，最小值为0.0000。这同样表明超过一半的上市公司中没有QFII持股。对比三类机构投资者，不难发现证券投资基金仍然是我国机构投资者构成的主体。此外，险资、QFII以及证券投资基金的持股比例与可操纵性应计利润之间的相关性系数分别为－0.0336、－0.0320、0.0689，这表明险资与QFII持股能够抑制上市公司的盈余管理水平，而证券投资基金却与可操纵性应计利润正相关。最后，由国有企业样本与非国有企业样本的描述性统计的均值差t检验可知，相比于非国有企业，国有企业具有更低的可操纵性应计利润，即盈余管理水平更低。机构投资者、证券投资基金、险资和QFII的持股比例的均值在国有企业和非国有企业中基本没有显著性差异。

(二)回归结果与分析本文的实证结果如表2所示。在表2中，模型1是控制变量对DAC的回归结果，模型2是不考虑企业性质时INT对DAC的回归结果，而模型3则是控制了企业的性质时INT对DAC的回归结果。在表2的各模型中，SIZE、MB、ROA、OPIN对DAC都有显著影响。SIZE的回归系数显著为正，表明公司规模与可操纵性应计利润正相关，这与张兆国等(2009)［23］的研究结果相反。ROA的回归系数显著性为正，这与薄仙慧和吴联生(2009)的研究结果一致。MB的回归系数显著为负，表明主营业务增长率越高，盈余管理水平越低。OPIN的回归系数显著性为负，这表明被会计师事务所出具标准无保留意见的上市公司的盈余管理水平较低。在模型3中，INT的系数虽为负，但不显著，这表明机构投资者的整体持股没能有效地降低上市公司的盈余管理水平。进一步来看，模型3的回归结果表明，在国有企业中，INT的回归系数为0.0201，但不显著;在非国有企业中，INT的回归系数为－0.0614(0.0201－0.0815)，检验表明这一系数显著(P=0.0001)，机构持股对可操纵性应计利润的负影响的不显著性可能是由国有企业中的不显著性导致。这意味着如果不控制企业的性质，模型的回归结论是有偏的，机构持股在非国有企业中能有效地抑制企业的盈余管理水平，但在国有企业中则并非如此，这支持假设4。上文理论分析表明，不同机构投资者对上市公司盈余管理的抑制作用是不同的。为了证实这一点，本文进一步考察了机构投资者的异质性对盈余管理的影响，结果如表3所示。在模型1中，证券投资基金MF对DAC有显著的正效应，回归系数为0.0111，在0.05的水平下显著。这表明上市公司的盈余管理水平随证券投资基金持股比例的增加而上升，即证券投资基金对改善公司的盈余管理水平没有起到积极的作用，这与假设1一致。但当引入企业性质变量CONT后，模型回归结果出现很大不同。在模型2中，对于证券投资基金，在国有企业中，其系数为0.0327，在0.05水平下显著;在非国有企业中，系数为－0.0571(0.0327－0.0898)，检验表明这一系数显著(P=0.0003)。这表明，证券投资基金对企业盈余管理的消极作用主要发生在国有企业中，而在非国有企业中则相反。险资IC和QFII对DAC都有显著的负效应，回归系数分别为－0.1453、－0.1289，分别在0.05、0.1的水平下显著。这表明险资和QFII的持股都有利于抑制上市公司的盈余管理水平，这与假设2和假设3一致。对于险资，在国有企业中的回归系数为－0.2358，在0.05水平下显著;非国有企业中，回归系数为0.0921，但是检验表明这一系数并不显著(P=0.2844)。这表明，随着险资持股比例的增加，上市公司的盈余管理水平显著下降，但这种负相关关系主要发生在国有企业中，而在非国有企业中则不存在。这与假设4冲突，原因可能在于，在民营企业中，险资的持股比例一般较少，话语权也较小，而在国有企业中则相反。张万成和孙振嘉(2006)［认为，将社保基金引入国有股权过于集中的股份公司，有利于加强对企业管理者的监督，约束管理者的行为。由于国有股减持实验的失败，国有股权改革转向了国有股转持，而国有股转持最大的受益者就是社保基金。转持之后，社保基金最有可能成为国有企业的第二大股东，并且其持有的股份在三年内不能出售，所以，社保基金有动机参与到公司治理中，提高会计信息的真实性。而对于QFII，在国有企业中的回归系数为－0.0407，在0.01的水平下高度显著;在非国有企业中的回归系数为－0.0569，检验表明这一系数显著(P=0.0056)。这表明，QFII持股在国有和非国有企业中都有效地抑制了上市公司的盈余管理行为，且在非国有企业中发挥的作用更大一些。

四、主要结论

本文基于沪深两市共807家上市公司2004—2009年的平衡面板数据，研究了机构持股异质性对公司盈余管理的不同影响及企业性质对这种关系的调节效应。结果显示:整体来讲，机构投资者持股与盈余管理之间不存在显著的相关关系，当控制了企业性质后，在非国有企业中，机构持股能够有效的降低企业的盈余管理水平，而国有企业则不存在这种关系;不同机构投资者的治理效应确有不同，QFII和险资的持股都能有效的降低上市公司的盈余管理水平，说明这两类机构投资者对改善中国上市公司的治理效果具有积极的作用，而规模最大的证券投资基金持股不仅没有起到积极的作用，反而却推助了上市公司的盈余管理行为;企业性质的调节影响表现在，险资和QFII的持股在国有企业中都能显著的抑制上市公司的盈余管理行为，而证券投资基金则相反，在非国有企业中，证券投资基金和QFII的持股都显著的降低了企业的盈余管理水平，但是险资与盈余管理之间不存在显著的相关关系。本文的研究结论具有重要的政策含义。首先，为了最大化地发挥各类投资者的抑制盈余管理的作用，应该鼓励不同的机构投资者将资金投向不同性质的企业。证券投资基金和QFII在非国有企业中能发挥更大的作用，所以应该鼓励其更多地投资于非国有企业;对于险资，应鼓励其将投资组合向国有企业倾斜。其次，应提高险资的入市比例，适度放宽QFII的额度，调整机构投资者的比例结构，这些可以作为未来资本市场政策改革的着力点。

作者：李晓良温军李文华单位：西安交通大学经济与金融学院博士研究生西安交通大学经济与金融学院副教授西安交通大学经济与金融学院博士研究生