股權制衡視角下機構投資者能提高上市公司會計穩健性嗎？

防災科技學院 劉新梅

股權制衡視角下機構投資者能提高上市公司會計穩健性嗎？

防災科技學院 劉新梅

本文以2009到2014年我國股市場上市公司為樣本，利用回歸模型對提出的假設進行了驗證。通過研究發現機構投資者通過對大股東的股權制衡可以促進會計穩健性的提高。通過對大股東的股權制衡，壓力抵制型機構投資者能促進會計穩健性的提高，而壓力敏感型機構投資者持股則不具有這種影響。相較于私有產權控股的非國有上市公司，在國有產權控股的上市公司中，機構投資者通過股權制衡牽制大股東對會計穩健性的正面促進作用更顯著。

股權制衡 會計穩健性 機構投資者

一、引言

由于我國股權分布較為集中，上市公司第一大股東持股比例過高，大股東牢牢把持著公司的經營，常常發生大股東侵占中小股東利益的情況。作為介于大股東和中小股東之間的第三方重要力量機構投資者在公司治理中能夠牽制大股東，抑制其“掏空”行為，這一點已經從國內外眾多學者的研究獲得證明，那么它基于對大股東的制衡作用，能否促進會計穩健性水平提高，目前還沒有一個確切的結論。因此本文將結合股權制衡，研究機構投資者對會計穩健性的影響，進一步探討之前二者之間尚未理清的關系。深入分析機構投資者牽制大股東的行為對會計穩健性影響的具體異同。

二、理論分析和研究假設

就機構投資者自身而言，他們為了保證自己的穩定利益，將會對大股東進行有力的管控。這些機構投資者自身實力雄厚，持有的公司股份相對而言也比較多，當他們對大股東進行管控的時候，效果就比較顯著。公司會計穩健性的提升，將會使得公司的信息披露和其他信息的傳遞更加具有時效性，可以有效降低信息不對稱情況。所以說，為了保護自身利益，機構投資者將會努力的對公司大股東進行管控，從而提升公司的會計穩健性。因此提出假設1：

假設1：機構投資者增強對于公司大股東的制約，將會提升公司的會計穩健性

機構投資者的類型不同，將會導致其進行公司內部信息獲取的能力也不盡相同。這也就導致了他們對于公司會計穩健性具有不相同的需求。就之前的研究發現，壓力抵制型機構投資者具有比較高的獨立性。和其投資的公司之間不具有商業聯系，能夠獲取內幕消息的渠道很少。相反，壓力敏感型機構投資者由于自身和投資的公司之間就有很多的商業聯系，其獲知公司內幕信息的渠道相對較多，對于公司會計穩健性就沒有那么高的需求。正是由于這些機構投資者具有不同的會計穩健性需求。因此提出假設2：

假設2：假設壓力抵制型機構投資者對第一大股東的股權制衡度越高，會計穩健性越強

假設壓力敏感型機構投資者對大股東進行制約不會對公司的會計穩健性造成任何的影響。國有企業的控股股東較之于非國有企業的股東，其不單單要完成經濟目標，還必須花費更多的心力對社會問題進行考慮。特別是要注意公司的社會影響。因為機構投資者自身存在著一定的特性，它們是大股東和小股東之間的溝通渠道，一般來說都會給市場提供一定的企業信息。所以說，在國有企業當中，進行決策的時候，機構投資者對于大股東的決策行為將會產生更多的影響。另一方面，在非國有企業當中，大股東的最根本目標是獲得更多的商業利益。對于自身造成的社會影響，并沒有過多的關注。所以本文預期在國有上市公司中機構投資者通過對大股東的制衡能夠促進會計穩健性的提高，而在非國有企業中則不可以。因此提出假設3：

假設3：假設在國有企業中，機構投資者對第一大股東的股權制衡度越高，會計穩健性越強。假設在非國有企業中，機構投資者對第一大股東的股權制衡度與會計穩健性沒有關系

三、研究設計

（一）樣本選取和數據來源 本文選擇A股上市公司2009-2014年的財務和股票交易數據作為研究對象，但由于釆用的滯后一期的機構投資者持股比例及運用Basu模型衡量條件穩健性需要利用前一期的相關財務數據，因此，基期數據提前至2009年。同時，本文剔除了下列數據：（1）金融保險行業樣本；（2）當年IPO的公司、ST公司；因為與其他公司或者其他年度相比，這些公司的數據可能存在異常。（3）資不抵債的樣本公司，即資產負債率大于或者等于1的樣本。（4）機構股權制衡度為0的樣本公司。（5）關鍵數據缺失的樣本，以保證結果的合理性。按照此標準共選擇了6年7895個觀測樣本。本文原始數據來源于國泰君安數據庫。

（二）變量定義 （1）被解釋變量。本文采用Basu的反向回歸模型衡量會計的條件穩健性，具體模型如下：

EPSi，t表示公司i在第t年的稅后每股凈利潤，Pi，t-1表示公司i第t-1年期末股票的收盤價格；Reti，t由（1+Reti，j）-1計算得出，表示公司i在t的年股票收益率，其中Reti，t代表上市公司i第j月的去除股票分紅的月股票收益率。當Reti，t〉0時，表示好消息（經濟收益率）反之為壞消息（經濟損失）；Dri，t是一個虛擬變量。當Reti，t大于0時，取值為0，反之為1。β1表示會計信息對好消息的反應程度，β3表示壞消息比好消息在會計盈余中得到更快的反應程度，如果大于0，則肯定了穩健性的存在，預期兩者符號都為正，β1+β3表示的是盈余對壞消息的總體反應程度，越大表示會計穩健性越強。

（2）解釋變量。機構投資者對第一大股東的股權制衡度用INSTR來表示。根據預期假設，股權制衡能力越強，對大股東的抑制作用就越強，越能促進會計穩健性的提高。

INSTR=機構投資者持股比例/第一大股東持股比例

RES=壓力抵制型機構投資者持股比例/第一大股東持股比例

SEN=壓力抵制型機構投資者持股比例/第一大股東持股比例

根據本文對機構投資者的定義，以及根據RESSET數據庫中下載的數據，把證券投資基金、社保基金、境外機構投資者（QFII）、信托、券商、保險、企業年金七種機構投資者持股比例之和作為機構投資者總體的持股比例。為排除機構投資者在進行投資選擇時主動選擇會計穩健性較高的上市公司進行投資這一影響，本文選擇滯后一期的股權制衡度作為解釋變量，同時踢出機構投資者持股為0的上市公司，以控制內生性的影響。用證券投資基金、社保基金、境外機構投資者（QFII）的持股比例之和作為壓力抵制型機構投資者的持股，用企業年金、券商、保險、信托持股比例之和作為壓力敏感型機構投資者的持股。前者與大股東的持股比例的比值作為壓力抵制型機構投資者對大股東的股權制衡度RES；后者與大股東的持股比例的比值作為壓力敏感型機構投資者對大股東的股權制衡度SEN。

（4）控制變量。本文根據以往的研究選取了以下變量作為控制變量公司規模（SIZE）、資產負債率（LEV）、總資產收益率（ROA）、凈資產市價賬面比（MTB）、盈虧的虛擬變量（LOSS）、最終控制人（GOV）、行業、年份。具體變量描述及計算方法如表1。

（三）模型構建 本文在檢驗假設1時，在前文闡述的Basu（1997）模型的基礎上加入解釋變量及其與Ret、Dr、Ret*Dr的交叉項。其中若直接在Basu模型中加入控制變量及其與Ret、Dr、Ret*Dr的交互項，會產生過多的交互項，導致非常嚴重的多重共線性問題。本文參考李凱（2011）的做法，因為控制變量并不是本文的主要研究的變量，為了盡量減少多重共線性，因此模型中僅保留控制變量與Ret*Dr的交互項，即只考慮損失確認的及時性。構造的模型如下所示。

檢驗假設2時，替換INSTR相關項，同時在模型中加入RES、SEN及其分別與Ret、Dr、Ret*Dr的交互項進行檢驗。在檢驗最終控制人性質對機構投資者持股制衡大股東影響會計穩健性的差異時，按照最終控制人性質（GOV）把樣本分為兩組，把對假設1和假設2的模型分別帶入各組進行回歸以檢驗假設3。

表1 變量描述及計算方法

四、實證分析

（一）描述性統計 描述性統計見表2。在總樣本中，股票收益率的中位數為-0.039，遠遠小于股票收益率的平均值0.301。這一情況表明，在分布上，股票收益率處于一個不均衡狀態，右偏的態勢較為明顯。EPS/P的作用是用來表示會計盈余，其中位數為0.021，均值為0.029，也呈現一個右偏的態勢。從以上兩個值在分布上的特點，我們可以輕易的得出，在確認壞消息和好消息時，具有不對稱性。也就是說，在進行損失確實的時候要比收益確認更加快速。就標準差而言，Ret的標準差為0.952，EPS/P的標準差為0.035。這一情況表明，會計盈余具有比股票收益率明顯更為微弱的波動。以這一點為根據，我們可以得出，上市公司財務報表數據相對具有穩健性。控制變量MTB的平均值為1.797，這個值比1大。此外，MTB的中位數為1.472，這個值也是大于1的。這一情況表明，就總體市場價值而言，其是大于我國上市公司的賬面價值的。使用凈資產計量法對其進行分析可以得知，總體而言，在我國境內上市的公司，其財務報表具有一定的穩健性。GOV的均值為0.548。這一現象預示著，在所有的我國上市公司當中，所有制為國有制的企業有著較大的占比，具體占比為54.8%。這種占比是和我國資本市場實際情況相符合的。這一結論有力的支持了樣本的代表性。

（二）回歸分析 從表3中，我們可以清晰的看到，模型F統計量為136.16。此外，它的概率P的值比0.01小，足以通過顯著性檢驗。此外，這一數值表明，其具有較高的擬合度。與此同時，模型VIF的值為3.83，不受多重共線性干擾。從此可以看出，模型回歸的結果是具有實際意義的。Ret*Dr的回歸系數是一個正數，這和筆者預計的情況是一致的。并且，它也通過了0.01的顯著性檢驗。這一情況表明，在我國范圍上市的公司，整體來說是具有穩健性的。Ret*Dr的回歸系數是一個正數，這和筆者預計的情況是一致的。并且，它也通過了0.01的顯著性檢驗。這一情況表明，在我國范圍上市的公司，整體來說是具有穩健性的。INSTR*Ret*Dr的系數是0.011，通過0. 01的顯著性檢驗。這一現象表明，機構投資者采取制約大股東的措施，將會減弱大股東造成了會計失穩健性。有利于會計穩健性的提升。李遠鵬等（2005）提出，我國上市公司之所以出現會計穩健性降低的情況，是由于虧損公司的“大洗操”。所以說，筆者在對模型進行回歸的時候，在其內增設了一個虛擬量Loss，用以對虧損對會計穩健性造成了的影響進行一定的控制。就回歸結果而言，Loss*Ret*Dr系數是一個正數且小于0.01，然而，Ret*Dr和預估幾乎一樣。這表明，虧損的確一定程度上提升了會計穩健性。模型中，筆者對虧損造成的影響進行控制，以增加文章結論的說服力。MTB*Ret*Dr的結果表明，對企業資產負債表穩健性進行衡量的MTB具有加強企業對壞消息的反應的效果。劉舒文的研究也提及此事。按照對大股東制約程度，將樣本分為高低兩組進行回歸。就結果而言，高的一組的Ret*Dr的系數與INSTR*Ret*Dr的系數都是通過顯著性檢驗的正數。相反的是，低的一族則未能通過。這種情況表明，當機構投資者股權占比較高，對大股東約束力度較大時，企業會計穩健性才能有效提升。筆者認為，以上結果不同的原因有二：其一，當機構投資者股權占比較高時，企業狀況將與其收益息息相關，其對企業的監管就會更為嚴格。其二，機構投資者股權占比越高，其意見將會更會更多地被大股東考慮。

從表4可以看出，線性回歸的值為126.45，這一值滿足顯著性檢驗。因此，線性回歸得出的值是有價值的。Res*Ret*Dr的系數大于0，符合顯著性檢驗要求，Sen*Ret*Dr的系數小雨0，未能滿足顯著性檢驗的要求。從這兩點可以看出，在正向促進會計穩健性方面，只有壓力抵制型機構投資者對于大股東的制約產生了效果。也就是說，壓力敏感型的機構投資者并沒有在制約大股東方面發揮出對會計穩健性的促進作用。假設得到了證實。筆者對發生這種情況的原因做如下猜測：其一，壓力抵制型機構投資者所側重的乃是長期性的股份持有，并且，一般來說，他們的投資規模比較大，之所以對大股東進行制約，是想獲得更高的收益。其二，一般來說，這些投資者都和其所投資的企業存在著一些關于商業方面的聯系，其獲知內幕消息的渠道較多。相較而言，壓力抵制型機構投資者就沒有那么強烈的信息披露需求，也就沒有制約大股東的動力，當然，企業會計穩健性也就得不到提高。

表2 描述性統計

表3 對假設1的回歸統計檢驗

表4 對假設2的回歸統計檢驗

依據中國上市公司的企業所有制將企業分成國有企業和非國有企業兩類。在這兩者中，有國有企業4317家，非國有企業3578家。從數據來看，我國上市公司當中，國有制企業還是占了較大的占比的。這種情況是符合我國現實證券市場狀況的。將模型帶入后進行回歸，回歸的結果見表5。從表中數據和調整值來看，這一結果的說服力很強。當筆者對機構投資者這一整體進行回歸分析的時候，筆者看到，在國有制企業分組中，INSTR*Ret*Dr的系數為0.014（**），滿足顯著性檢驗要求。另一方面，在非國有企業分組當中，INSTR*Ret*Dr的系數為0.07，不滿足顯著性檢驗要求。也就是說，因為企業所有制度存在不同，機構投資者制約企業大股東來增強企業會計穩健性的效果也是不盡相同的。只有國企內，這種方式才能發揮出良好的作用。回歸結果對于這一結論進行了有力的支持。和那些所有制不是國有的企業比較起來，只有在國企當中，壓力抵制型機構投資者制約大股東的方法才能夠真正的促進企業的會計穩健性。國有企業中，Res*Ret*Dr系數為0.016，并且滿足顯著性檢驗要求。而在非國有企業中，Res*Ret*Dr沒有滿足顯著性檢驗要求；而對于壓力敏感型機構投資者制約大股東是否會促進企業會計穩健性這一點，無論是在國企還是非國有企業當中，Sen*Ret*Dr最后的回歸結果都是沒有滿足顯著性檢驗的要求的。所以說，假設得到了證實。在此之前，就有研究者指出，在國有制企業當中，機構投資者要發揮自己治理公司的作用將會受到很多的限制。然而，筆者所作出研究的結論卻是和這種觀點完全不同的。對于這一現象，筆者認為，需要做差異化看待。就本文來說，研究切入點較為特殊，選擇從股權制衡角度對機構投資者持股影響會計穩健性的角度進行研究，主要研究了在不同背景下，此種制衡機制對于企業的影響。機構投資者具有一定的特殊性，它們是控股股東和中小股東之間進行消息傳遞的角色。在國有企業當中，控股股東的具有相較于那些非國有企業股東更多的社會責任。他們會更加看重企業的社會影響，對這方面將會作出更大的努力。所以說，在國有制企業當中，機構投資者制約企業大股東，將會有效地促進企業會計穩健性的提升。

表5 對假設3的回歸統計檢驗

五、結論

本文通過研究最終得到以下結論：第一，機構投資者通過對大股東的股權制衡可以促進會計穩健性的提高，并且只有當對大股東的股權制衡度達到較高的水平時，這種影響機制才能真正的發揮效用。第二，分類來看，通過對大股東的股權制衡，壓力抵制型機構投資者能促進會計穩健性的提高，而壓力敏感型機構投資者持股則不具有這種影響。第三，相較于私有產權控股的非國有上市公司，在國有產權控股的上市公司中機構投資者通過股權制衡牽制大股東對會計穩健性的正面促進作用才能真正發揮。根據研究結論，本文提出相應政策建議。（1）増強會計穩健性，提高上市公司治理水平。在進行準則建設的時候，要對會計穩健性的重要性加以深刻的認知，對于會計信息進行及時的披露，對管理人員進行更有力的約束，防止這些管理人員進行投機操作。（2）強化機構投資者在公司治理中的作用。機構投資者參與到公司管理，對于公司整體的治理水平有著極大的提升作用。要將更多風格的機構投資者拉入市場當中，并逐步放開對于他們的持股限制。不斷的加強對機構投資者的支持力度，以在證券市場當中建立種類更加豐富的競爭機制，使機構投資者更加關注上市公司的營業狀況和未來價值。（3）優化上市公司股權結構。在進行企業治理機制設計的時候，要適當的對持股股東的持股比例進行控制，將其控制在一個較低的水平。對機構投資者進行有選擇性的引入，努力打造多股東分享控制權的股權分布模式。保證在企業當中，不出現單個股東對公司擁有絕對的控制權，對大股東的絕對權利進行嚴格的限制。努力健全我國經理人市場建設。在進行管理人員聘用的時候，要對董事會的選擇性賦予充分的尊重，保證管理人員的獨立性，避免發生管理人員操控公司的情況發生。

［1］李室新、宋國玉:《會計穩健性研究的理論回顧與展望——基于契約管和信息觀的視角》，《會計研究》2013年第2期。

［2］李雙海、李海英:《國有控股與機構投資者的治理效應：盈余管理視角》，《經濟研究》2013年第9期。

［3］崔學剛:《公司治理機制對公司透明度的影響》，《會計研究》2004年第8期。

［4］張婉君:《我國上市公司機構投資者的治理效應研究》，重慶大學2011年博士學位論文。

［5］Chung. Debt Covenants and Accounting Conservatism. Journal of Accounting Research，2014.

［6］Fangere &Shawky. Estimation and Empirical Properties of a Firm-year Measure of Accounting Conservatism. Journal of Accounting and Economics，2013 .

（編輯 文 博）