機構投資者對盈余管理的影響研究

裘麗婭，謝明夏

(安徽財經大學 會計學院，安徽 蚌埠 233041)

機構投資者對盈余管理的影響研究

裘麗婭，謝明夏

(安徽財經大學 會計學院，安徽 蚌埠 233041)

機構投資者作為證券市場的主要力量，其參與上市公司治理并對上市公司盈余管理的影響作用引起了理論界和實務界的關注。選取了我國滬深兩市A股市場上市公司2008年—2011年的數(shù)據(jù)作為研究對象，實證考察了機構投資者整體及不同類型機構投資者對上市公司盈余管理的影響。研究結果發(fā)現(xiàn)我國機構投資者整體在一定程度上約束了不同方向的盈余管理行為，在眾多類型的機構投資者中，證券投資基金對盈余管理的影響作用對于其它類型的機構投資者相對顯著。

機構投資者；盈余管理；公司治理

一、 引言

近年來，機構投資者在我國發(fā)展迅速，已經成為了證券市場的主要力量。在我國，機構投資者主要是指金融市場上從事證券投資的法人機構，主要包括證券投資基金、保險公司、社?；?、QFII(合格境外機構投資者)、信托公司、券商、企業(yè)年金、銀行等①。1998年3月，第一只封閉式基金的成立引入了真正意義上具有專業(yè)優(yōu)勢的機構投資者，此后，隨著3類企業(yè)資金和保險公司資金入市，中國開放式基金的成立，機構投資者的類型及基金的投資風格也趨于多樣化。相對于個人投資者，機構投資者一般具有投資管理專業(yè)化、投資結構組合化、投資行為規(guī)范化等特點。無疑與一些中小股東相比，機構投資者在投資中具有一定的專業(yè)優(yōu)勢，機構投資者也不再只是局限于簡單地買賣股票賺取利差，他們正積極地參與到公司治理中來。2006年證監(jiān)會公布的《中國上市公司治理準則》第11條規(guī)定：“機構投資者應在公司董事任選、經營者激勵與監(jiān)督、重大事項決策等方面發(fā)揮作用”。機構投資者參與上市公司治理并對管理當局行為的影響作用已經逐漸顯現(xiàn)。隨著相關法律法規(guī)的不斷完善以及機構投資者自身的不斷壯大，機構投資者已經開始關注并影響著公司的盈余管理行為，對這一現(xiàn)象，已經有很多學者進行了研究，但研究結論不盡一致。

在機構投資者對盈余管理存在抑制作用方面，Klein(2002)指出有效的公司治理機制對管理層的盈余管理行為有一定的約束作用，肖星和王琨(2005)等學者發(fā)現(xiàn)機構投資者能夠通過有效的公司治理機制在一定程度上約束上市公司的盈余管理行為。程書強(2006)以2000年—2003年我國A股市場的上市公司為樣本，從機構投資者與上市公司信息關系的視角出發(fā)，實證分析發(fā)現(xiàn)機構投資者的持股比例與抑制通過操縱應計利潤的盈余管理行為的有效程度成正相關關系。高雷和張杰等(2008)以2003年—2005年的上市公司的數(shù)據(jù)進行實證分析也得到了類似的結論。Liu和Peng(2006)發(fā)現(xiàn)應計利潤質量與長期機構投資者持股比例正相關，與短期機構投資者持股比例負相關。黃謙(2009)以2004年—2007年的數(shù)據(jù)為研究對象，實證發(fā)現(xiàn)了機構持股比例與盈余管理之間的倒U型關系，且倒U型的拐點為6%。杜瑞(2011)在其博士論文中以滬深兩市上市公司2004年—2006年的數(shù)據(jù)為研究對象通過實證研究也得到了倒U型關系的結論。在機構投資者對盈余管理不存在抑制作用方面，平湖和李菁(2000)認為證券投資基金采用“高位接盤”、“倒倉”等手段來謀求利益，因而存在著嚴重的機會主義行為，不能抑制上市公司的盈余管理行為。鄧可斌和唐小艷(2010)以我國上市公司2004年—2008年的數(shù)據(jù)為樣本通過實證分析得出國內機構投資者持股比例與盈余管理正相關的結論，即不但不能制約上市公司的盈余管理行為，甚至會促進管理層的盈余管理行為。唐洋(2011)以我國滬深兩市上市公司2007年和2008年兩年的數(shù)據(jù)為研究樣本通過實證研究發(fā)現(xiàn)機構投資者持股比例與不同方向的盈余管理均正相關，即機構投資者并不能有效抑制上市公司的盈余管理行為。通過上述分析發(fā)現(xiàn)學術界對于機構投資者對管理層的盈余管理行為是否具有抑制作用并沒有完全一致的結論。

二、 研究設計

(一) 理論分析與假設提出

國內外許多文獻認為機構投資者具有規(guī)?；?、專業(yè)化和獨立中介的特征，能夠對上市公司盈余管理有一定的抑制作用，發(fā)揮機構治理的作用。我國上市公司產權多為國有產權，并普遍存在“一股獨大”的情況，機構投資者持股可以起到平衡股權結構的作用，減少由第二類委托代理問題導致的盈余管理行為。但是，Hribar和Nichols(2007)認為上市公司正向盈余管理和負向盈余管理的動機、程度不同，如果僅考慮上市公司的盈余管理程度，不考慮其方向，將會得出錯誤的結論。因此，本文提出以下假設1：

H1a：機構投資者整體持股比例與正向盈余管理負相關。

H1b：機構投資者整體持股比例與負向盈余管理正相關。

機構投資者持有的股份在我國上市公司股東中占比越來越大，且機構投資者持股對減少小股東“搭便車”的行為有一定的積極作用。研究表明，當持股比例足夠大時，機構投資者即有意愿和能力參與上市公司的公司治理。由于機構投資者自身的特點，在對上市公司進行分析和判斷時可以充分發(fā)揮機構的專業(yè)知識優(yōu)勢，從而能全面評估被投資企業(yè)。另外，我國機構投資者的種類較多，且同屬一種類型的機構投資者的投資風格、投資理念等較為類似，當同一類型機構投資者持股增加，其能形成一個具有共同利益取向的整體，并形成一個合力對公司經營決策進行干預或施加影響。綜上，某一類型的機構投資者持股比例越大，則該類型機構投資者越能左右所持股份公司管理層的決策，對于上市公司的盈余管理行為，機構投資者出于自身的專業(yè)素養(yǎng)，有理由相信其能夠有效制約上市公司的盈余管理行為。因此，提出以下假設2：

H2a：持股比例最大的一類機構投資者的持股比例與正向盈余管理負相關。

H2b：持股比例最大的一類機構投資者的持股比例與負向盈余管理正相關。

現(xiàn)有對于機構投資者的研究很多都忽略了不同類型之間的差異，將各種類型的機構投資者作為一個整體來研究其對上市公司盈余管理程度的影響。但是，由于不同類型機構投資者的持股偏好、投資理念、行為方式、資金來源、資產性質、投資實力、風險承受能力等存在差異，如保險公司和社?；痫L險承受能力較低，所以這兩種類型的機構投資者傾向于為獲取穩(wěn)定但較低的收益而將投資分散化。而為獲取較高收益且投資較集中的往往是證券投資基金、QFII、證券公司這一類有較高風險承受能力的機構投資者。因此，對于管理層的盈余管理行為不同類型的機構態(tài)度不甚一致。本文按照RESSET數(shù)據(jù)庫的劃分方法將我國機構投資者劃分為：證券投資基金、QFII、券商、保險公司、社?；?、企業(yè)年金、信托公司、財務公司。因此，提出以下假設3：

H3：不同類型的機構投資者持股比例對上市公司盈余管理的影響程度不同。

(二) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取我國滬深兩市A股上市公司2008年—2011年4年的混合截面數(shù)據(jù)，剔除金融保險類、全部ST及*ST類、當年新上市的樣本，剔除機構投資者持股為零的樣本，剔除資產負債比大于1、重要數(shù)據(jù)缺失的樣本后，得到總樣本容量為6 563個，其中正向盈余管理組(DAC+組)樣本3 177個，負向盈余管理組(DAC-組)樣本3 386個。為排除極端值的影響，本文對DAC、INS、lns等變量按照1%和99%分位進行了Winsorize的處理。本文研究的數(shù)據(jù)主要來源于RESSET數(shù)據(jù)庫，采用STATA 12.0軟件進行數(shù)據(jù)整理和分析。

(三) 模型選擇與構建

1.盈余管理程度的計量

在盈余管理程度的測度中，綜合現(xiàn)有的文獻，主要有應計利潤法、具體項目法和分布檢測法3種測度方法。其中，應計利潤法的研究相對比較成熟，應用較為廣泛，并且得到了大量權威實證研究的支撐。夏立軍曾經用分年度分行業(yè)估計并采用總應計利潤作為因變量估計特征參數(shù)的截面JONES模型來揭示公司的盈余管理程度，并得到了較好的效果。因此，本文借鑒夏立軍的研究，亦采用修正的截面JONES模型來計量盈余管理程度，修正的截面JONES模型表示如下：

(1)

其中，α0、α1和α2從下式中估計得到：

(2)

其中：

(3)

在上述式子中，NDAi,t表示樣本i第t期的非可操縱應計利潤，Ai,t-1表示樣本i第t-1期的資產總額，ΔREVi,t表示樣本i第t期與第t-1期的主營業(yè)務收入的差額，ΔRECi,t表示樣本i第t期與第t-1期的應收賬款的差額，PPEi,t表示樣本I 第t期的固定資產價值，TAi,t表示樣本I第t期的總體應計利潤，Netlni,t表示樣本i在t期的凈利潤，CFOi,t表示樣本i在t期的經營活動產生的現(xiàn)金流量凈額。

會計盈余由兩部分構成，即經營現(xiàn)金流量部分和應計利潤的部分，盈余管理變量可以用可操縱性應計利潤(即總應計利潤與非可操縱性應計利潤之差)來測量，即：

(4)

2.模型構建

為驗證上述假設，分別建立多元回歸模型：

(1)模型1a

DAC+=α0+α1INS+α2lns+α3roa+α4lev+α5top10+α6CA+α7year1+α8year2+α9year3+ε

(2)模型1b

DAC-=β0+β1INS+β2lnsize+β3roa+β4lev+β5top10+β6CA+β7year1+β8year2+β9year3+ε

(3)模型2a

DAC+=α0+α1MAX+α2lns+α3roa+α4lev+α5top10+α6CA+α7year1+α8year2+α9year3+ε

(4)模型2b

DAC-=β0+β1MAX+β2lns+β3roa+β4lev+β5top10+β6CA+β7year1+β8year2+β9year3+ε

(5)模型3a

DAC+=α0+α1ΣINSH+α2lns+α3roa+α4lev+α5top10+α6CA+α7year1+α8year2+α9year3+ε

(6)模型3b

DAC-=β0+β1ΣINSH+β2lns+β3roa+β4lev+β5top10+β6CA+β7year1+β8year2+β9year3+ε

其中，DAC+、DAC-分別是公司正向和負向操縱性應計利潤。INS是機構投資者整體持股比例。INSH是各類型機構投資者持股比例，fdh表示證券投資基金持股比例，sec表示券商持股比例，qfii表示QFII持股比例，ins表示保險公司持股比例，soc表示社保持股比例，ent表示企業(yè)年金持股比例，tru表示信托公司持股比例，fin表示財務公司持股比例。MAX表示持股比例最大的一類機構投資者的持股比例，即MAX={fdh,sec, qfii, ins, soc, ent, tru, fin}。控制變量的說明如下：lns為總資產的自然對數(shù)，roa為公司資產凈利率，lev為資產負債率，top10為前十大股東持股比例，CA為現(xiàn)金資產比，由經營活動產生的現(xiàn)金流量凈額與期末總資產的比率計算確定。如果樣本屬于2008年，則year1=1，否則為0。如果樣本屬于2009年，則year2=1，否則為0。如果樣本屬于2010年，則year3=1，否則為0。

由于盈余管理程度需要分年度分行業(yè)測度，本文根據(jù)證監(jiān)會頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》對整個樣本進行了劃分，并對行業(yè)內樣本量較小的相近行業(yè)進行了合并處理。表1是因變量盈余管理程度的描述性統(tǒng)計。從表1可以看出，全樣本的盈余管理程度均值接近0，表明數(shù)據(jù)樣本很好的得到了擬合。DAC的最小值為-0.35，最大值為0.44，表明我國上市公司同時存在向上和向下的盈余管理。同時，正向盈余管理程度大于負向盈余管理的程度，說明我國上市公司調增當期業(yè)績的程度要大于調減當期業(yè)績的程度。

表1 盈余管理的描述性統(tǒng)計

樣本組NMeanStd.Dev.MinMaxDAC65630.00398470.1157426-0.34821310.4384965DAC+31770.08716920.09323070.00006320.4384965DAC-3386-0.07406520.0722925-0.3482131-0.0000202

三、 實證結果與分析

(一) 變量相關性分析

本文利用Pearson檢驗方法對自變量的相關性進行檢驗發(fā)現(xiàn)，各變量的相關系數(shù)均小于0.5，相關系數(shù)比較小，說明自變量之間的相關程度較小。變量的方差膨脹因子(VIF值)都不大于2.1，因此可以認為變量之間的相關性不會對多元線性回歸產生重大影響。

(二) 模型實證檢驗

1.假設1的檢驗

如前文所述，機構投資者作為公司的股東，相對于個人投資者，有專業(yè)的投資人才，具備信息優(yōu)勢及豐富的投資經驗，有參與上市公司治理、規(guī)范公司管理層盈余管理行為的意愿和動力，是公司治理機制中重要的外部治理機制。為了對假設1進行驗證，即驗證機構投資者的持股比例之與上市公司盈余管理相關，本文選擇有機構投資者持股的上市公司，用模型1對其持股和上市公司盈余管理進行相關性和回歸分析，回歸結果見表2。

表2 模型1和模型2的回歸結果

樣本變量DAC+DAC-模型1模型2模型1模型2INSMAXlnsroalevtop10CA調整的R2F值-0.0170.015(2.67)△(2.39)*-0.0660.040(4.26)△(2.82)△0.0100.0110.0160.015(8.95)△(9.67)△(16.40)△(15.67)△0.0110.0110.0050.005(38.85)△(37.97)△(19.46)△(18.44)△0.0000.000-0.000-0.000(2.72)△(2.76)△(6.91)△(6.95)△0.0290.025-0.044-0.042(4.12)△(3.52)△(6.52)△(6.26)△-1.062-1.062-0.696-0.700(60.03)△(60.18)△(36.20)△(36.22)△0.570.570.330.33461.14463.96184.15184.52

注：括號內是t值，* 表示在p<0.05的水平下顯著; △ 表示在p<0.01的水平下顯著，下表同。

從表2的回歸結果可以看出，調整的R2值較大，模型1的擬合效果較好。在DAC+組中，INS的回歸系數(shù)為-0.017且在1%的置信水平下顯著，即表明模型1a的顯著為負。DAC-組中，INS的回歸系數(shù)為0.015且在5%的置信水平下顯著，即表明模型1b的顯著為正。該結果支持了假設1。從回歸系數(shù)的符號來看，INS在DAC+組的估計系數(shù)為負，在DAC-組的估計系數(shù)為正，表明機構投資者總體持股對上市公司盈余管理有一定的抑制作用，但是INS的回歸系數(shù)無論在DAC+組還是DAC-組都不大，表明機構投資者持股比例增加時，其所能影響的無論正向還是負向的盈余管理程度都不大，很大程度上是因為我國上市公司普遍存在“一股獨大”的現(xiàn)象，且國有產權的性質限制了機構投資者的治理效應。roa的估計系數(shù)顯著為正，lev在DAC+組估計系數(shù)顯著為正，在DAC-組顯著為負，與薄仙慧和吳聯(lián)生(2009)的結論一致。回歸結果還顯示，資產規(guī)模、前10大股東持股比例、現(xiàn)金資產比與盈余管理也存在顯著的相關關系。

2.假設2的檢驗

在有機構投資者持股的上市公司中，同一類型機構股東在參與上市公司治理的過程中，往往因投資理念、投資風格、行為方式等方面具有相同的特點而表現(xiàn)出行動的一致性，所以持股比例最大的一類型機構股東一般有一定的發(fā)言權，并有能力和意愿參與到上市公司的治理中來，且相對于持股比例小的一類機構股東，應當更加積極地關心與重視管理層的盈余管理行為。為了驗證持股比例最大的一類型機構投資對盈余管理的影響，即對假設2進行驗證，本文選擇有機構投資者持股的上市公司，采用模型2對持股比例最大的一類型機構投資者與上市公司盈余管理相關性和回歸性進行分析，結果見表2。

從表2可以看出，調整的R2值較大，模型2的擬合效果較好。在DAC+組中，MAX的回歸系數(shù)為-0.066且在1%的置信水平下顯著，即表明模型2a的α1顯著為負。DAC-組中，MAX的回歸系數(shù)為0.04且在1%的置信水平下顯著，即表明模型2b的β1顯著為正。從以上分析可以看出持股比例最大的一類型機構投資者持股比例與盈余管理程度存在顯著的相關關系，因此，可以得出“持股比例最大的一類機構投資者持股比例越大，DAC的值越大，其越能抑制上市公司的盈余管理行為”，該結果支持了假設2。

3.假設3的檢驗

在前面對假設1和假設2的研究中，機構投資者對盈余管理的影響是將上市公司的機構股東是作為一個整體來研究的。然而，不同類型的機構投資者之間存在較大的差異，為了深入地分析機構投資者對盈余管理的影響，下面采用模型3對假設3進行檢驗，即驗證不同類型的機構投資者對上市公司的盈余管理影響機理是否不同，回歸結果見表3。

表3 模型3的回歸結果

變量樣本DAC+DAC-fdhsecqfiiinssocenttrufinlnsroalevtop10CA調整的R2F值-0.0610.035(3.82)△(2.42)*0.063-0.046(0.41)(0.32)-0.3900.021(1.26)(0.08)-0.2050.174(1.58)(1.39)-0.0610.025(0.42)(0.18)2.809-6.095(0.81)(2.38)*0.241-0.140(1.50)(0.93)-0.6060.098(0.80)(0.13)0.0120.015(9.93)△(15.27)△0.0110.005(37.76)△(18.46)△0.000-0.000(2.64)△(6.95)△0.024-0.041(3.39)△(6.07)△-1.060-0.702(60.01)△(36.24)△0.570.33261.89104.40

從表3可以看出，不同類型的機構投資者與上市公司盈余管理之間的回歸系數(shù)和顯著程度差異都較大，表明不同類型機構投資者對上市公司盈余管理的影響差異較大。另外，證券投資基金無論是與正向盈余管理還是與負向盈余管理都是顯著相關的，且回歸系數(shù)與表2中持股比例最大的一類型機構投資者的回歸系數(shù)相近，這也說明了證券投資基金普遍是上市公司持股機構投資者中持股最多的一個類型，并且證券投資基金也可能是對上市公司盈余管理影響最大的一個機構類型，因為證券投資基金作為機構投資者中的主力軍，其持股數(shù)量和持股規(guī)模都遠遠超過其他類型的機構投資者，加上偏好“高風險、高回報”的投資策略，使得證券投資基金更有實力和動力參與公司治理，關注管理層的盈余管理行為。其它類型的機構投資者回歸系數(shù)明顯不符合線性回歸的要求，反映其它類型的機構投資者與上市公司盈余管理之間并不存在顯著的相關關系。

四、結論

從以上實證分析可以得出下列結論：(1)機構投資者作為公司治理的外部治理機制，機構投資者總體持股能抑制上市公司的盈余管理行為，上市公司引進機構投資者持股有助于促進上市公司治理的改善，從而抑制操縱行為。(2)不同類型的機構投資者對上市公司盈余管理的影響不同，而證券投資基金作為機構投資者中當仁不讓的老大，相對于其它類型的機構投資者，更有實力和意愿參與公司治理，因此，在抑制上市公司盈余管理方面的作用也較顯著。我國政府在加大股權改革的同時，應該大力發(fā)展機構投資者。

注 釋：

① 來自WIND數(shù)據(jù)庫對機構投資者的分類方法。

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〔2〕 肖星,王琨.證券投資基金：投資者還是投機者?[J].世界經濟,2005(8)：73-79.

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(責任編輯 杜 敏)

A Study on the Effect of Institutional Investors on Earnings Management

QIU Li-ya， XIE Ming-xia

(Anhui University of Finance & Economics, Bengbu, Anhui 233041)

As a major force in the securities market, institutional investors’ participation in the governance of listed companies and their influence on earnings management cause a theoretical and practical attention. This paper researches the effect of different types of institutional investors on earnings management in listed companies by empirical regression with the sample of listed companies in the 2008 to 2011 from Shanghai and Shenzhen A-share market. The results show that overall institutional investors constrain the behavior of earnings management in different directions to some extent. Compared with other types of institutional investors, securities investment fund’s influence on earnings management is relatively significant.

institutional investors; earnings management; corporate governance

2013-12-25

安徽省教育廳省級質量工程教學研究項目“基于職業(yè)判斷能力的會計實驗教學研究”(2012jyxm242)。

裘麗婭(1963—)，女，上海人，安徽財經大學會計學院教授，主要研究方向為會計理論與方法。

F275.2

A

1007-6875(2014)01-0088-06