機構共同持股與企業財務重述

杜勇 胡紅燕

(西南大學經濟管理學院，重慶 400715)

一、引言

黨的十九大報告明確指出要堅決打好防范化解重大風險的攻堅戰，促進金融有效支持實體經濟，其中一個重要方面就是構建以充分的信息披露為核心的資本市場。公眾公司的信息披露，尤其是會計信息的披露，是投資者決策的重要依據；其披露的規范性、及時性以及準確性等，不僅直接關乎投資者合法權益的實現，更關乎資本市場整體運行的效率和資源配置效果。財務重述作為上市公司信息披露的重要組成部分，是糾正其前期報告差錯的一種“主動”公告行為，也是提高上市公司信息質量的一種“強制”披露要求。財務重述本應成為管理層積極解決錯報的一種治理手段，但其天然的信息操縱空間及其市場反應也成為了高管和大股東醞釀自利行為的溫床。除了技術性因素，財務重述大多源于企業治理所導致的委托代理問題和公司財務經營狀況所導致的資本市場壓力(高芳，2016)。因此，財務重述往往意味著一種負面信號，會給企業帶來嚴重的經濟后果，使企業面臨聲譽損失、股價下跌等風險(Nguyen and Puri，2014)。如對康得新的財務重述發現其2015―2018年凈利潤連續4年為負，此次財務造假事件涉及多次高管更換，使得企業治理機制以及其對管理層的監督激勵出現問題。不同利益集團之間互相“內斗”最終致使該公司被強制退市。因此，在中國資本市場不健全、信息環境較差以及存在政府干預的特殊制度背景下，對企業財務重述的影響因素以及改善方向進行研究，對于穩定資本市場發展具有重要的現實意義。

黨的十九屆五中全會指出，要“鼓勵企業兼并重組”。專業的機構投資者之間也出現大量并購，這導致機構投資者同時持有多家企業的現象日益普遍(杜勇等，2021)，同時也使得共同機構投資者(重倉持有同行業多家企業的機構投資者)在資本市場上的地位變得愈發重要(He and Huang，2017)。現有研究發現，共同機構投資者在發揮治理、協同效應的同時(He et al.，2019；Chen et al.，2018；Kang et al.，2018)，也可能通過隱蔽手段與管理層進行合謀以獲取私利(Azar et al.，2018；潘越等，2020)。近年來國內外對于共同機構投資者的研究逐漸興起，但對于其是產生“治理協同效應”還是“競爭合謀效應”尚未達成一致結論。同樣，機構共同持股是否會對企業財務重述產生影響以及如何產生影響仍未得到經驗證據的檢驗。一方面，其治理、協同效應有可能會抑制內部人自利動機、降低資本市場壓力，從而降低企業財務重述概率，如國家集成電路產業投資基金股份有限公司自2016年共同持股北斗星通、北方華創以及三安光電三家上市企業后，至2020年已在境內共同持股同行業上市公司共計15家，共同持股的企業逐漸增加。該機構投資者通過下設管理公司以及委派“董監高”等參與企業治理，同時加大行業整合力度，促進了組合內企業合作，發揮了協同治理作用。就企業財務重述而言，北方華創2016年以前發生了財務重述，但自2016年被共同持股后就未發生過財務重述；三安光電在2017年以前連續多年發生財務重述，但自被機構共同持股后財務重述行為明顯減少，這初步表明機構共同持股很可能對財務重述行為產生抑制作用。另一方面，機構共同持股也可能對企業財務重述行為產生無效監督或負面監督，甚至與管理層進行合謀，這反而提高了企業財務重述概率。因此，在中國資本市場背景下，探討愈發重要的共同機構投資者對企業財務重述的影響是有必要的，既可以為前述兩種爭議補充新的經驗證據，也可以為完善資本市場監管提供借鑒。

為探究機構共同持股對企業財務重述的影響及其作用機理，本文在理論分析基礎上，選取2007―2019年中國A股非金融上市公司作為樣本進行實證檢驗。研究發現，第一，機構共同持股通過協同效應和治理效應顯著降低了企業財務重述概率；第二，進一步的異質性分析表明，機構共同持股對財務重述的抑制效應在國有企業以及所在地區市場化程度較低的企業中更加顯著，這也在一定程度上說明機構共同持股與外部監督機制之間存在著替代關系；第三，在細分共同持股的機構性質后，只有長期型以及非壓力敏感型共同機構投資者才能顯著降低企業財務重述概率，這說明共同機構投資者發揮何種效應很可能與其持有動機有關；第四，共同機構投資者對企業財務重述的抑制效應受到焦點企業在投資組合中的市值權重占比以及被持股比例權重占比的影響，這說明其注意力與精力是有限的，對其越重要的投資目標會受到更多的影響；最后，共同持股非同行業企業并不能抑制企業財務重述，說明機構共同持股同行業企業對財務重述的作用機理是具有針對性的。

本文具有如下貢獻：

第一，為在中國情境下認識機構共同持股這一現象提供了經驗證據。本文突破原來孤立探究單個機構投資者的文獻，從機構共同持股同行業多家企業產生的關聯效應視角，同時考慮機構共同持股所產生的“社會人”和“經濟人”效應，研究了共同機構所有權產生的信息優勢和行業經驗帶來的機構協同和監督治理對被共同持股的企業財務重述的影響，深入探討了機構共同持股協同效應和治理效應的作用渠道，發現共同機構投資者可以通過緩解企業資本市場預期壓力與企業代理問題降低企業財務重述概率。

第二，為機構投資者對企業財務重述的影響提供了新的經驗證據。已有關于機構投資者對財務重述影響的研究大多是針對其對企業的單一治理效應，并且大多只研究了其治理效應對第一類代理問題的作用。本文發現，當機構投資者持股同行業多家企業時，對企業財務重述會產生增量的治理效應和協同效應。一方面，出于“行業優勢”和“治理外部性”，共同機構投資者會產生更強的治理能力和治理動力；另一方面，共同機構投資者作為投資組合內企業間信息和資源的橋梁，還會在企業間產生協同效應。另外，不同于西方發達資本市場，中國共同機構投資者的治理效應主要是針對大股東與中小股東之間的第二類代理問題，這符合中國資本市場所有權普遍高度集中、控股股東控制權與現金流權普遍分離的現狀(李星等，2020)。

第三，現有研究較少關注共同機構投資者的異質性，但不同類型的機構投資者有著不同的性質和持股目的。本文進一步細分了共同機構投資者后發現，只有長期型和非壓力敏感型共同機構投資者具有協同和治理作用，能對企業財務重述產生顯著的抑制作用。這說明共同機構投資者類型和持有目的很可能是導致其對企業產生不同經濟后果的重要因素，這對于企業引進機構共同持股、政府部門的監管引導以及投資者的投資決策等提供了一定的啟示意義。

第四，現有關于機構共同持股的研究并沒有深入探討被共同持股企業在投資組合中所占權重帶來的影響。本文在匹配出機構共同持股同群企業的基礎上，檢驗了投資組合內各企業所占權重對機構共同持股的財務重述抑制效應產生的影響，發現權重越大抑制效應越強。

二、文獻綜述與假說提出

機構投資者具有規模和專業優勢，可以產生有效的監督和治理效應，從而影響企業的經營管理決策(蔡宏標和饒品貴，2015)。首先，共同機構投資者不同于單一的機構投資者，同時重倉持股同行業多家企業股權的共同機構投資者在這些企業之間形成了股權聯結通道，在同行業多家獨立的企業間建立了以共同機構投資者為關鍵節點的投資組合“網絡”，對企業的經營管理和財務決策都產生了較大影響(Schmalz，2018)。其次，共同機構投資者同時持股同行業多家企業不同于共同機構投資者縱向持股焦點企業上下游企業。對共同持股供應鏈企業的研究側重于其對供應鏈關系的影響：通過改善企業的采購和銷售過程，緩解供應鏈融資困難、降低交易成本、提高存貨周轉率(Freeman，2019)，進而最大化投資組合價值。本文則聚焦機構共同持股在同行業企業間產生的協同效應，同時考慮行業內競爭企業和合作企業，并不局限于上下游企業，重點關注行業共性信息的共享以及投資組合內企業間競爭的緩解。具體而言：從信息渠道看，共同機構投資者可以作為投資組合內企業間信息傳遞的渠道(Massa and ?aldokas，2017)，獲取更多的行業性軟信息，幫助企業改善經營效率，提升企業績效(周泰云等，2021)；從競爭緩解方面看，共同機構投資者更看重投資組合的整體收益(Park et al.，2019)，有動機在同行業所持股企業之間建立“戰略同盟”，緩解投資組合內企業間的不利競爭(Azar et al.，2018)。最后，區別于共同持股非同行業的其他企業，一方面，同行業企業間會產生更大的外部性和溢出效應(Beatty et al.，2013；李青原和劉葉暢，2019)，對共同機構投資者的投資回報損害更大(He and Huang，2017)，因此，當機構共同持股同行業企業時會更有治理動力；另一方面，共同機構投資者在參與企業經營過程中會積累行業專長與管理經驗，且因同行業企業間的相似特征，共同機構投資者可以在監督與治理上產生“規模經濟效應”。這會對投資組合內公司產生直接治理改善效應和間接治理溢出效應，因此，其更有能力改善企業治理(Ramalingegowda et al.，2021)。

目前，國內外關于企業財務重述的影響因素研究主要集中在四個方面：(1)企業治理(劉柏和琚濤，2021)。(2)管理層特質(王守海等，2019)。(3)社會網絡。當企業間通過高管形成聯結關系時，財務重述會發生擴散效應(陳仕華和陳鋼，2013)。(4)在中國的特殊制度背景下，股權結構等也會影響企業財務重述(周春生和馬光，2005)。綜上，現有研究只關注了機構投資者持股單一企業所產生的分散治理效應對企業財務重述的影響，忽視了機構投資者持股同行業多家企業所產生的共同治理經驗和治理能力對企業財務重述的影響。關于“網絡效應”對企業財務重述的影響，盡管之前也有研究基于共同高管、行業同群、企業集團的角度研究了企業財務重述在同群企業之間的負向傳染效應(趙艷秉和李青原，2016)，但這些群內企業之間要么沒有實質性聯結點(行業同群)，要么僅僅強調的是最終控制人的資源調配作用(共同高管、集團同群)。與專業的機構投資者相比，共同高管、最終控制人并不一定具備專業的分析能力，而本文研究的是由共同機構投資者持股同行業企業構成的同群效應對企業財務重述的影響。機構投資者作為專業的分析機構，同時扮演了“信息橋”和業務合作的“促成者”的雙重角色，對財務重述行為的影響更為直接和明顯。鑒于此，本文重點研究機構投資者同時持股同行業多家企業所產生的同群效應對企業財務重述行為的影響。

本文將分別從機構共同持股的協同效應、治理效應以及合謀效應三個方面探討其對企業財務重述的影響。

(一)機構共同持股具有協同效應

機構共同持股的協同效應有助于緩解企業的資本市場壓力，減少企業由于融資壓力和業績預期壓力引致的財務重述。具體分為信息渠道和業務渠道：

從信息渠道看，共同機構投資者擁有信息傳遞和獲取優勢。一方面，共同機構投資者起到“信息橋”的作用。投資組合內各企業通過共同機構投資者建立起基于股權聯結的社會網絡，這有利于投資組合內各企業間的信息傳遞，可以幫助企業及時獲取同行業其他企業豐富和多元的異質性信息(黃燦和李善民，2019)。如利用該網絡獲取在原材料供應階段的市場行情和供應商信息可以幫助企業降低采購成本和周期；獲取在產品生產階段的先進經驗可以提高生產效率；獲取在銷售階段的全局性消費者需求信息可以增加銷售量，提升銷售收入。總的來說，共同機構投資者給企業搭建的信息橋梁可以從供產銷各方面改善企業經營效率，提升企業績效，緩解業績預期壓力(陳運森，2015)。另一方面，共同機構投資者在信息獲取方面更有優勢。基于股東積極主義，共同機構投資者基于其行業優勢可以主動獲取更多的企業內幕信息和行業性軟信息，如獲取可以提升企業價值的創新模式、有關行業發展趨勢和市場狀況的信息以及有價值的投資機會等。在參與企業經營管理的過程中，這些軟信息可以優化企業經營管理和投資決策(He et al.，2019)，從而改善企業經營績效，緩解企業業績預期壓力(黃燦和李善民，2019)。

從業務渠道看，共同機構投資者有助于促進投資組合內企業間的“資源”和“關系”協同。一方面，共同機構投資者可以促進投資組合內企業間的資源協調。共同機構投資者的目標是投資組合收益最大化，其有動機促使投資組合內企業間有形資源以及無形資源的相互協調，如促進企業間技術合作以及形成戰略聯盟等。這有助于企業在不利的市場競爭中提高競爭能力和議價能力，提升企業盈利空間以緩解業績預期壓力，增強企業的內源融資能力以緩解融資壓力(He and Huang，2017；伊志宏等，2010；潘越等，2020)，從而降低企業財務重述概率。另一方面，共同機構投資者有助于促進投資組合內企業間的“關系”協同。由于重倉持有同行業多家企業股權，機構共同持股對于投資組合內各企業的生產經營都會產生重大影響，其有動機加強投資組合內各企業之間的聯系，讓彼此之間提供更多更頻繁的互惠性幫助和合作性交易(黃燦和李善民，2019)。這可以降低交易成本從而緩解業績預期壓力，可以降低融資成本從而緩解企業融資壓力(劉星等，2021；He and Huang，2017；Chen et al.，2018)，最終降低了企業財務重述概率。

(二)機構共同持股也會產生更強的治理效應

相比于單一持股的機構投資者，共同機構投資者更有能力和動力改善企業治理，緩解企業代理問題，進而減少企業因機會主義導致的財務重述。具體原因如下：

首先，共同機構投資者更有動力參與企業治理，即存在“外部性效應”。財務重述的機會主義觀認為，企業財務重述更多產生于企業的委托代理矛盾。當機構共同持有同行業多家企業時，原本互相獨立的多家企業被共同機構投資者聯結為一個投資組合，其很多會計政策以及經營決策可能存在一致性。當一個企業發生財務重述時，出于風險規避動機，處于信息劣勢的外部投資者傾向于懷疑投資組合內的其他企業也存在相同的低質量財務報告，即財務報表重述在投資組合內存在負傳染效應，產生了負外部性(Beatty et al.，2013)。為了防止由于治理負外部性在投資組合內被擴散和放大而嚴重損害投資組合整體價值，共同機構投資者有動力去積極改善每一家企業的治理，降低企業財務重述概率(He and Huang，2017)。

其次，共同機構投資者更有能力改善企業治理，即存在“規模經濟效應”。一方面，共同機構投資者能更好地解決監督“固定成本”(Ramalingegowda et al.，2021)。由于行業共性，共同機構投資者可以將從一家企業獲取的監督治理經驗應用于投資組合內的其他企業，花費相同的邊際監督成本將獲得更多的邊際監督收益。當發現某一企業存在著由于財務信息操縱行為導致的財務重述時，共同機構投資者可以快速、有針對性地關注投資組合內其他企業是否存在相同的或者類似的損害企業價值的自利性操作，達到事半功倍的效果。另一方面，共同機構投資者擁有行業性專長。共同機構投資者可以從行業性視角對投資組合內各企業的經營管理信息進行宏觀性把握，相較于單一持股投資者將獲取更多的行業性信息和行業性專長，如與行業相關的會計準則和方法、業務經營特點以及交易流程等，這提高了共同機構投資者的治理效率，更可能發現內部人的自利性行為，提高治理能力。具體而言，共同機構投資者可以利用這種行業性信息作為參照標準，通過信息對比更可能發現企業一些隱蔽的財務信息操縱行為。因此，相對于單一持股的機構投資者，共同機構投資者更有能力改善企業治理，降低企業財務重述概率。

基于上述分析，本文提出如下假說：

H1a：機構共同持股可以降低企業財務重述的可能性

(三)進一步地，機構共同持股也會產生合謀效應

前文論述基于共同機構投資者的股東積極主義，即共同機構投資者利用其行業性的優勢積極改善企業治理。然而，共同機構投資者的治理效應并不總是有效和積極的。一方面，可能會出現無效監督。機構投資者可能僅僅是出于分散風險或者頻繁交易的目的共同持股同行業多家企業，并沒有主動參與治理的動力(李爭光等，2015)；其在持有多家同行業企業時也可能會出現顧此失彼的情況，沒有足夠的時間和精力去有效參與企業治理(Di Giuli et al.，2021)。此時，共同機構投資者所帶來的競爭合謀效應會促使管理層滋生懈怠。具體而言，企業所面臨的競爭降低會減少公司由于難以獲取市場份額等導致破產清算的可能性，從而降低管理層被更換解聘的概率，最終降低管理層為維持公司聲譽形象和市場地位而降低企業財務重述的動機(姜付秀等，2009)。另一方面，可能會出現負面監督。共同機構投資者可能會基于某些行業性特征、出于投機性目的持有同行業多家企業，這更容易促使共同機構投資者利用行業性優勢和專長與管理層合謀，通過財務信息操縱等手段掏空企業(Gao et al.，2019)，從而引致企業發生財務重述。因此，本文提出如下的對立假設：

H1b：機構共同持股可以增加企業財務重述的可能性

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文選擇的研究樣本為中國A股2007―2019年的全部上市企業。選擇2007年為研究起點的原因是2007年中國剛開始實施新企業會計準則。本文將樣本按照以下步驟進行了整理：(1)刪除金融行業企業；(2)刪除ST以及*ST的企業；(3)刪除稅前會計利潤小于或者等于0的企業；(4)刪除主要數據缺失的企業。經過處理，本文得到了26246個企業-年度觀測值。為降低極端值帶來的影響，本文對所有連續變量進行了1%和99%分位數的縮尾處理。省份層面2008―2016年的市場化指數主要來自于樊綱等撰寫出版的《中國市場化指數》，其他企業層面的數據均來源于CSMAR數據庫和WIND數據庫，其中機構共同持股的數據是根據CSMAR數據庫中季度層面的機構投資者持股詳細數據經手工整理所得，財務重述數據來源于CSMAR數據庫中上市公司財務重述情況表中的年報重述(剔除了因會計政策變更導致的重述)。

(二)變量定義

本文使用財務重述公告中所更正年報對應的年度作為財務重述()的年度，若企業年報中發生財務重述取1，否則取0(高芳，2016；劉柏和琚濤，2021)。

借鑒已有關于機構共同持股的研究(Ramalingegowda et al.，2021；杜勇等，2021)，本文以5%持股比例識別共同機構投資者，構建了機構共同持股的啞變量1，即上市公司是否在年度任一季度存在機構共同持股，存在則1取1，否則取0。本文使用上市公司所擁有的共同機構投資者數量(3)以及共同機構投資者持股比例之和的年度均值(5)作為替代變量進行檢驗。本文選擇5%作為機構共同持股識別標準的原因在于：第一，符合我國現實情境；第二，機構共同持股研究領域內已有的權威文獻驗證了該指標的理論合理性(Ramalingegowda et al.，2021；杜勇等，2021)。

參考以往企業財務重述的研究，模型中其他變量均作為控制變量()，用來控制其他可能對企業財務重述產生影響的因素。

各變量定義如表1所示。

表1 變量定義

(三)模型設定

為了驗證機構共同持股對企業財務重述的影響，借鑒現有相關研究(劉柏和琚濤，2021；He and Huang，2017)，構建如下Logit模型(1)進行檢驗：

其中，CIO表示企業機構共同持股的情況，分別對應變量中的1、3和5。同時，控制了行業固定效應(η)以及年度固定效應(μ)。

(四)描述性統計

表2的Panel A為全樣本描述性統計結果，的均值為0.15，說明非金融上市企業發生財務重述的平均概率為15%左右；其標準差為0.361，相對于均值來說，上市企業間的財務重述情況存在著較大差異。1的均值為0.14，標準差為0.35，說明機構共同持股只存在少部分企業中，并且存在著較大差異，同樣3、5的統計特征也存在相似特點。機構持股比例變量平均值為35%，標準差為29%，分布較為均勻。機構持股占比越大，這說明機構投資者在資本市場上具有越來越重要的地位。其余各變量取值均處于合理區間，此處不再一一贅述。

表2 主要變量的描述性統計結果

另外，進行了獨立樣本組間差異檢驗。首先，將所有觀測值按照有無機構共同持股進行分組，對組間其他變量的均值和中位數進行了差異檢驗，結果如表2的Panel B所示。1=1的組財務重述概率均值和中位數均低于1=0的組。其次，按照是否有財務重述進行分組，對企業機構共同持股的情況進行了差異檢驗，結果如表2的Panel C所示。無財務重述樣本的機構共同持股指標均值和中位數均顯著高于有財務重述樣本企業，初步支持了假設H1a。

四、實證結果與分析

(一)基本回歸分析

表3列示了機構共同持股與企業財務重述的模型(1)回歸結果。第(1)～(4)列為基本回歸結果，其中第(1)、(3)和(4)分別列示了是否存在機構共同持股(1)、企業所對應的共同機構投資者數量(3)以及企業層面共同機構投資者持股比例(5)對企業財務重述的回歸結果。1、3和5的回歸系數分別為-0.17、-0.24和-0.78，均顯著，說明機構共同持股可以顯著地降低企業財務重述的概率。具體而言，機構共同持股的存在可以使得企業財務重述的對數幾率比降低17%；企業所對應的機構投資者數量每增加一個單位，企業財務重述的對數幾率比降低24%；企業層面共同機構投資者持股比例每增加100%，會使得企業財務重述的對數幾率比降低78%。在此基礎上，本文利用Logit模型計算出了1對企業財務重述影響的幾率比為0.848，即企業存在機構共同持股時的財務重述概率是不存在機構共同持股時的0.85倍，如表3第(2)列所示。另外，本文還分別使用Probit模型、OLS模型以及個體固定效應模型對假設H1a進行了再次驗證，結果依然顯著為負。綜上可知，基本回歸結果支持了本文的假說H1a，即機構共同持股可能發揮協同效應或治理效應，降低企業財務重述概率。

表3 機構共同持股與企業財務重述的基本回歸結果

(二)穩健性檢驗4

除了改變回歸模型和替換變量外，為了保證研究結果的可靠性，本文分別從下述幾方面進行了穩健性檢驗。

為了進一步緩解內生性問題，本文參照梁上坤(2018)的做法，將企業擁有的共同機構投資者股權比例的行業均值(5)作為工具變量進行兩階段回歸。2SLS的第一階段回歸結果顯示，同行業平均持有的共同機構投資者股權比例5與企業機構共同持股1的回歸系數在1%水平下顯著為正。同時，該工具變量的弱工具檢驗統計量值和外生性檢驗統計量值分別為30.11和37.92，說明工具變量是有效的。在考慮了內生性問題之后，機構共同持股與企業財務重述之間的回歸結果仍然在5%水平下顯著為負，與基準回歸結果一致。

參考潘越等(2020)等的研究，本文以10%和3%為標準分別重新計算機構共同持股的指標(11和13)。結果發現，當以3%作為構建“門檻”時，13的回歸系數并不顯著；當以5%和10%作為指標構建“門檻”時，機構共同持股1和11的回歸系數顯著為負，并且11與1相比系數大小和顯著性都有提高，這也說明只有當機構持股比例足夠大時才有動力監督和關注企業財務重述，并且持股比例越大監督動力越強，間接證明了回歸結果的準確性性。

本文基準回歸結果表明，機構共同持股可以顯著抑制企業財務重述。但在市場實踐中，擁有共同機構投資者的同群企業可能擁有相同的實際控制人，這將對共同機構投資者的經濟效應和作用機制產生影響。因此，本文將焦點企業和機構共同持股的其他同群企業分別與實際控制人的數據進行匹配。刪除焦點企業與同群企業擁有相同實際控制人的樣本后，利用模型(1)進行回歸。回歸結果表明，1的回歸系數在5%水平下顯著為負，說明在剔除共同實際控制人之后，機構共同持股對企業財務重述的抑制作用依然顯著。

基準回歸中，本文剔除了ST公司，但從財務重述這一事件看，委托代理問題越嚴重、公司財務經營狀況越差的企業更可能進行財務重述。另外，結合市場實踐看，被“ST”的公司也大多進行過財務重述。本文基準回歸中排除了這一部分樣本，這可能會產生樣本選擇偏差的問題。為了包含這一部分樣本的影響，本文參照高芳(2016)的研究，使用剔除已退市企業但未剔除ST企業的樣本進行穩健性檢驗。回歸結果表明，1的回歸系數在5%水平下顯著為負，說明在包含了被“ST”的特殊樣本后，機構共同持股對企業財務重述的抑制作用依舊穩健。

為了進一步解決內生性問題，本文還進行了安慰劑檢驗、傾向匹配得分法檢驗(PSM)以及Heckman兩步法檢驗，結果均顯著。

五、機制分析

(一)協同效應檢驗

本文從以下兩個方面驗證協同效應的存在：

機構共同持股在投資組合內發揮的協同效應對企業財務重述的抑制作用取決于其協同“強度”大小。那么，公司層面對應的所有共同機構投資者平均持有的同行業公司的個數越多，越能夠促進企業間的信息共享和業務協調，也就越能夠降低企業所面臨的資本市場壓力，從而降低企業財務重述概率。因此，本文借鑒He and Huang(2017)的做法，構建企業的機構共同持股強度指標4，用其替換1放入模型(1)進行檢驗。結果如表4第(1)列所示，4的回歸系數顯著為負，說明機構共同持股帶來的協調強度越大，即協同效應越強，企業財務重述概率越低。這一檢驗結果支持了機構共同持股在投資組合內的協同效應。

表4 協同效應檢驗結果

借鑒Bhattacharya et al.(2012)利用結構方程模型進行路徑分析的方法，本文利用如下三個模型組成的方程組進行中介效應檢驗。模型如下：

其中，和分別為兩條路徑的中介變量。首先，利用分析師盈利預測偏差作為企業資本市場業績預期壓力的代理變量(=分析師每股收益預測平均值－企業真實每股收益值)。分析師預測偏差越大，企業所面臨的資本市場業績預期壓力越大。回歸結果如表4第(2)(3)列所示，結果顯著并且通過了Sobel檢驗，的部分中介作用顯著成立。其次，借鑒魏志華等(2014)的方法，本文構建了代表企業融資約束的綜合指數指數。指數越大，企業面臨的融資約束越大。回歸結果如表4第(4)(5)列所示，第二步回歸結果中，1的回歸系數并不顯著，也并未通過Sobel檢驗，說明融資壓力的中介效應并不存在。

綜上，共同機構投資者在投資組合內產生的協同效應，主要通過緩解企業所面臨的資本市場壓力對企業財務重述產生抑制作用，其對企業融資壓力并沒有明顯的緩解效果。

(二)治理效應檢驗

第一，共同機構投資者由于持有同行業多家企業，因此可以更低成本、更高效率地對企業進行監督治理。如果機構共同持股存在“規模經濟效應”，那么，當企業通過共同機構投資者擁有更多的“同群企業”(同行業企業中因為機構共同持股聯結的企業)時，該效應應該更加明顯(Ramalingegowda et al.，2021)。因此，根據He and Huang(2017)，本文構建企業通過機構共同持股與其他企業之間聯系程度的指標2(擁有共同機構投資者的同行業企業數量加1取對數)，放入模型(1)進行“規模經濟效應”檢驗。由于驗證“規模經濟效應”的變量2只存在于擁有機構共同持股的企業中，因此借鑒Ramalingegowda et al.(2021)的做法，通過分組檢驗間接證明機構共同持股“規模經濟效應”的存在。按照存在機構共同持股的同行業企業數量進行分組(高和低)，然后將各個組分別與不存在機構共同持股的企業進行比較。機構共同持股1的系數便是在不同的經濟規模情況下，機構共同持股對于企業財務重述的效應。回歸結果如表5第(1)(2)列所示，證明了機構共同持股“規模經濟效應”的存在。

表5 治理效應檢驗結果

第二，為了進一步檢驗“規模經濟效應”的存在，本文借鑒杜勇等(2021)的做法，直接用2替換1放入模型(1)進行檢驗，結果如表5第(3)列所示，系數仍然顯著。

企業財務重述的負面影響在投資組合內會被傳染和放大，產生負外部性。因此，出于最大化投資組合利益的目的，共同機構投資者有動機改善企業治理從而減少企業財務重述。Beatty et al.(2013)研究發現，財務重述的負外部性在投資者情緒較高、資本成本較低和私人控制收益較高的行業中更加嚴重，本文預期在負外部性越大的行業中，共同機構投資者對財務重述的抑制作用更強。因此，本文按照證監會2012的行業分類標準，對每個行業-年度，利用存貨周轉率代表投資者情緒，利用市盈率代表資本成本，利用兼并收購數量代表私人控制收益，構建了衡量行業負外部性的綜合指標，投資者情緒高于所有行業年度中位數的行業、市盈率低于年度中位數的行業以及并購活動的數量高于年度中位數的行業對應的取1，否則取0。采用模型(1)進行回歸，結果如表5第(4)(5)列所示，在負外部性越大的行業中，機構共同持股對企業財務重述的抑制效應更強，證明了“外部性效應”的存在。

最后，本文利用中介效應模型(2)～(4)進一步研究機構共同持股是否可能通過降低代理成本降低財務重述。與西方發達國家主要存在由于股權分散導致的第一類代理問題不同，中國上市公司股權高度集中，大股東與中小股東之間的第二類代理問題占據主導地位，因此更可能出現大股東為了謀求私利與管理層合謀操縱財務信息的情況(謝德仁等，2019；姜付秀等，2009)。在中國特殊的資本市場背景下，機構共同持股的治理效應具體針對的是何種代理問題？

借鑒Ang et al.(2000)的研究，使用經營費用率((管理費用+銷售費用)/營業收入)衡量第一類代理成本；借鑒姜國華和岳衡(2005)的研究，使用其他應收款與總資產之比衡量第二類代理成本。回歸結果如表5第(6)～(9)列所示：第一類代理成本的中介效應不顯著，但第二類代理成本的中介效應顯著為正。這說明機構共同持股可以通過降低第二類代理成本降低企業財務重述，即共同機構投資者可以抑制其他大股東利用財務信息操縱進行的自利行為。

六、拓展性分析

(一)企業產權性質的影響

國有企業一般存在著“內部人控制”以及“所有者缺位”等委托代理問題(高芳，2016)。基于股東積極主義，共同機構投資者對企業管理層有更強的監督效應，可以在一定程度上解決“所有者缺位”的問題。因此，在不同的產權性質下，企業機構共同持股對財務重述可能存在著不同的影響。為了驗證這一邏輯，本文將按照產權性質分組回歸。采用模型(1)進行分組回歸，結果如表6第(1)(2)列所示，二者具有顯著差異。這說明機構共同持股確實在治理環境較差的國有企業中發揮了治理效應，可以有效彌補企業內部治理的不足。

表6 拓展性分析檢驗結果

(二)市場化程度差異的影響

企業外部市場化情況是企業外部監督與治理的重要組成方面。企業外部市場化程度越低，外部治理情況越差，對投資者的保護越弱，此時企業財務重述的預期成本就會降低。因此，機構共同持股對企業財務重述的影響在市場化程度不同的地區可能存在區別。為了檢驗這種異質性，本文使用樊綱等所著的《中國市場化指數》中計算的2008―2016年的市場化指數中位數，將樣本劃分為高、低市場化組。采用模型(1)進行分組回歸，結果如表6第(3)(4)列所示，兩組的回歸系數之間存在顯著差異，即機構共同持股在外部治理環境較差的地區中發揮了更強治理效應，可以有效彌補其他外部治理機制的不足。

(三)機構投資者類型差異的影響

已有研究發現，不同類型的機構投資者持股企業的目的和對企業的價值影響存在著差異性(劉京軍和徐浩萍，2012)。為了驗證長短期共同機構投資者的異質性影響，本文借鑒杜勇等(2021)的做法，以是否連續四個季度持股為標準將共同機構投資者分為長期共同機構投資者和短期共同機構投資者。另外，按照宋云玲和宋衍蘅(2020)以及梁上坤(2018)的做法，將保險公司、信托公司、券商理財產品和財務公司劃分為壓力敏感型共同機構投資者，其余為非壓力敏感型共同機構投資者。采用模型(1)進行分組回歸，結果如表6第(5)～(8)列所示，在擁有長期型和非壓力敏感型共同機構投資者的企業中，1的回歸系數顯著為負，而在短期型的和壓力敏感型的樣本中回歸系數并不顯著，這說明只有長期型的和非壓力敏感型的共同機構投資者可以發揮協同效應和治理效應，顯著降低企業財務重述。這在一定程度上說明共同機構投資者協同、治理效應的有效性和程度與其持有動機和類型相關。

(四)公司資產價值異質性

雖然基本回歸結果顯示機構共同持股發揮了監督效應，抑制企業財務重述，但是，現實中機構投資者的精力和關注度有限，持股目標公司在機構投資組合中價值權重的大小可能會影響共同機構投資者對其的監督效應。為了驗證該猜想，本文分別從公司市場價值以及在共同機構投資者投資組合內的權重占比兩方面進行了檢驗：

第一，以公司市值的對數的中位數為分組依據，分組檢驗公司資產價值帶來的異質性影響。采用模型(1)進行分組回歸，結果如表7第(1)(2)列所示，在公司資產價值較高的組，1的系數更大且顯著為負，但是組間差異并不顯著，因此，共同機構投資者的監督動力沒有顯著受所持公司市值的影響。

第二，本文計算了公司被各個共同機構投資投資者持股的市值在整個投資組合市值中的權重占比1以及公司被各個共同機構投資者所持股比例在整個投資組合持股比例之和的權重占比2，分組檢驗公司在共同機構投資者投資組合內的權重占比帶來的異質性影響。采用模型(1)進行分組回歸，結果如表7第(3)(4)列所示，1和2的回歸系數均顯著為負，說明在共同機構投資者資產組合中市值和持股比例權重占比越大，共同機構投資者的監督動力越強。

表7 拓展性分析檢驗結果(續)

(五)非同行業共同持股機構的影響

前述分析中，本文認為機構共同持股的協同效應和治理效應在持股同行業企業時更明顯，因此，在指標構建過程中排除了機構共同持股非同行業企業的樣本。為驗證這一邏輯，本文進一步驗證機構共同持股非同行業企業時是否也能產生協同和治理效應，從而抑制企業財務重述。

本文構建企業層面非同行業共同機構持股比例5，將其替代原有解釋變量1進行檢驗。具體而言，先找出季度層面所有的共同機構投資者(包括同行業和非同行業)，以此為基礎計算公司-年度層面的總機構共同持股比例，5即為總機構共同持股比例與公司同行業機構共同持股比例之差。采用模型(1)進行回歸，結果如表7第(5)列所示，5的回歸系數并不顯著，說明共同持股非同行業企業并不能抑制企業財務重述。

七、結論與啟示

本文基于中國新興市場的制度環境，利用2007―2019年滬深A股非金融上市企業數據，研究了機構共同持股對企業財務重述的影響效應以及作用機制。研究發現，機構共同持股對企業財務重述有顯著的抑制效應；在進行了一系列穩健性檢驗后，該結論仍然成立。中介效應檢驗發現，機構共同持股的協同效應主要通過降低資本市場預期壓力而非融資壓力抑制企業財務重述；其治理效應主要是通過抑制企業第二類代理成本而非第一類代理成本發揮作用。進一步的研究結果表明，在國有企業以及所在地區市場化程度較低的企業中，這種抑制效應更加更顯著；只有長期型和非壓力敏感型共同機構投資者才能有效發揮協同和治理作用；在共同機構投資者資產組合中市值和持股比例權重占比越大，共同機構投資者的監督動力越強。

依據上述結論，本文提出如下政策建議：

首先，從政府角度，要對共同機構投資者進行規范和引導，以達到趨利避害的效果。一方面，要充分發揮機構共同持股這一非正式治理機制對其他制度性正式治理機制的補充作用，尤其是在市場化程度較低的地區；另一方面，監管部門也需要及時完善補充相關的配套政策，防止具有投機性的機構投資者利用監管漏洞產生合謀動機，對資本市場資源配置和社會福利產生負面影響。

其次，從企業自身出發，可考慮引進共同機構投資者，有效利用共同機構投資者在治理方面的經驗以及在信息、資源和業務等方面的協同效應。那些存在內部治理問題的企業，更應該重視機構共同持股這種非正式外部治理途徑的作用；另外，國有企業一般存在著“內部人控制”以及“所有者缺位”的代理問題，引進共同機構投資者將有利于國有企業治理，助力“深化國有企業改革”。

最后，從投資者角度看，要及時了解并正確認識共同機構投資者及其在企業經營治理中的作用。除了其他基本信息，投資者還需要了解企業機構共同持股的情況、共同機構投資者的類型以及持股時間，擁有長期穩定型共同機構投資者的企業可能有更好的發展前景，相反則可能存在投資風險。此外，財務重述背后往往意味著企業內部治理情況不好以及面臨巨大的資本市場壓力，因此，投資者需要重視財務重述背后可能隱藏的真正動機。 ■

1. 機構共同持股相關指標的計算雖包括了金融機構和非金融機構，但與姜付秀等(2017)[24]中的“多個大股東”定義在概念定義以及作用機制等方面存在著本質區別。具體而言，“多個大股東”是企業擁有兩個或兩個以上持股比例超過10%的大股東，強調大股東對控股股東的制衡效果；本文關注的機構共同持股是指同行業企業通過共同的機構投資者形成的非正式社會網絡，強調由監督經驗的“規模經濟效應”以及財務行為的“負外部性”給共同機構投資者帶來的更強的監督能力和動力。

2. 《上市公司股東、董監高減持股份的若干規定》(證監會公告〔2017〕9號)中有“上市公司控股股東和持股5%以上股東(以下統稱大股東)”；2019年修訂的《證券法》第五十一條將持有公司百分之五以上股份的股東認定為證券交易內幕信息知情人；第六十三條規定：“投資者持有或者通過協議、其他安排與他人共同持有一個上市公司已發行的有表決權股份達到百分之五時，應當在該事實發生之日起三日內，向國務院證券監督管理機構、證券交易所作出書面報告，通知該上市公司，并予公告，在上述期限內不得再行買賣該上市公司的股票”。

3. 根據陳強編著的《高級計量經濟學及Stata應用》第171頁所述，Logit模型所計算出的回歸系數并非邊際效應，幾率比表示相對風險，為回歸系數。

4. 由于篇幅有限，且穩健性檢驗結果內容較多，本文不再贅述，有興趣的讀者可以向作者索取。

5.4的具體構建方法為：先計算每季度每個公司所有共同機構投資者平均持有的同行業公司的個數，后取年度均值后加1取對數。

6. 借鑒Ramalingegowda et al.(2021)[15]以及He and Huang(2017)[10]的做法，由于2是在1=1的基礎上計算得出，因此不能直接進行分組檢驗，需要在1=1的樣本中按照2的中位數進行分組再與1=0的樣本配對形成兩個樣本進行回歸，因此無法進行組間差異SUEST檢驗。

7. 借鑒Ramalingegowda et al.(2021)[15]以及He and Huang(2017)[10]的做法，由于共同機構投資者分類是在1=1的基礎上計算得出，因此不能直接進行分組檢驗，需要在1=1的樣本中對共同機構投資者分類后再與1=0的樣本配對形成兩個樣本進行回歸，因此無法進行組間差異SUEST檢驗。