機構投資者持股對會計穩(wěn)健性影響

萬良平 郭均英

（武漢大學經濟與管理學院 湖北 武漢 430072）

一、引言

穩(wěn)健性作為會計確認與計量的一項重要慣例，歷來受到中外學者的關注。中國證監(jiān)會早在2000年就提出“超常規(guī)、創(chuàng)造性地發(fā)展機構投資者”的設想，就是希望它們能改善我國資本市場結構，推動上市公司的健康有序發(fā)展。機構投資者因其擁有一般中小投資者所沒有的非公開信息，具有更強的信息解讀與價值評估能力，本應可以對信息披露進行干預，從而對保證會計信息的穩(wěn)健性產生重要影響。但是，楊海燕等（2012）一些學者研究卻發(fā)現，由于當前我國資本市場機制的不完善，機構投資者的投資目標基本就是獲利，為了短期利益會與管理層合謀進行套利活動，其持股行為加大了管理層的盈余管理程度，對會計穩(wěn)健性產生了消極影響。那么，不同性質的機構投資者對會計穩(wěn)健性的影響是否相同呢？上市公司的性質不同，機構投資者持股對其會計穩(wěn)健性的影響又是否相同呢？本文試圖區(qū)分不同性質的機構投資者和上市公司，進一步深入研究機構投資者和公司的特征是如何影響機構持股與會計穩(wěn)健性的關系的。

二、研究設計

（一）研究假設 傅勇和譚松濤（2008）研究了機構投資者與非流通股股東之間的合謀行為，發(fā)現通過內幕交易非流通股東可以支付較低的對價水平，機構投資者則從中獲得額外收益。我國機構投資者起步較晚，在股票市場不完全具有有效性的情況下，機構投資者持股的轉換率高，持股期限普遍較短，這些現象都表明我國機構投資者持股屬于“趨勢投資”，而非“價值投資”。與此同時，機構投資者利用龐大的資金實力、專業(yè)化的投資手段和內部信息優(yōu)勢等特點進行短期操作，套現離場，也即其投資獲利主要來自于買賣股票的價差，而非公司自身的價值增值，因而，它們沒有動力對公司進行監(jiān)督。此外，我國機構投資者的競爭十分激烈，占機構投資者主體的投資基金管理著眾多的股票型基金，基金經理迫于業(yè)績壓力，也會與管理層合謀推高股價，獲取利益，使得財務報告更多的確認收益，隱瞞損失。上述分析表明我國機構投資者持股降低了會計的穩(wěn)健性。由此假設：

假設1：機構投資者持股比例與會計穩(wěn)健性負相關

機構投資者的性質不同，對公司會計穩(wěn)健性的影響也不同。Chen和Harford（2007）研究發(fā)現，非獨立型的機構投資者以及持股比例小的短期型機構投資者不會對公司實施監(jiān)督，只有與所投資公司業(yè)務獨立、持股期限長且重倉持股的機構投資者才會對公司實施監(jiān)督。姚頤和劉志遠（2009）研究發(fā)現，對公司業(yè)務存在依賴關系的壓力敏感型機構投資者，會對公司的決策采取中庸或支持的態(tài)度。我國的券商、保險公司和信托公司與上市公司存在著股票承銷、信托責任等商業(yè)聯系，受到公司的影響較大，它們被稱為非獨立型的機構投資者。證券投資基金、社?；鸷途惩夂细駲C構投資者與公司缺乏潛在的商業(yè)聯系，不容易受到公司的影響，它們被稱為獨立型的機構投資者。獨立型機構投資者與上市公司僅存在投資關系，缺乏與公司合謀的動機，能在一定程度上監(jiān)督管理層，提高會計信息的穩(wěn)健性。非獨立型機構投資者與公司存在商業(yè)聯系，有渠道從公司獲得內幕消息，為了獲取投機利益，會與公司管理層合謀，以賺取買賣價差，這將對會計穩(wěn)健性產生較大的負面影響。對比這兩類機構投資者，非獨立型機構投資者對會計穩(wěn)健性的負面影響更大，獨立型機構投資者對會計穩(wěn)健性的負面影響較小，甚至可能是正影響。由此假設：

假設2：與獨立型機構投資者相比，非獨立型的機構投資者持股對會計穩(wěn)健性的負影響更大

機構投資者對不同性質的公司的會計穩(wěn)健性的影響不同。Ramalingegowda等（2012）認為成長機會和信息不對稱程度更高的公司，管理層有強烈的動機和機會操縱盈余，即高估收益，低估損失。石軍（2011）研究發(fā)現，高成長性的公司股東獲得的收益高，經營風險也高，信息不對稱現象更加嚴重。成長機會高的公司擁有較多的投資機會，利潤率較高，機構投資者對這樣的公司擁有良好的預期，往往持股比例較大。在高成長性公司里，管理層擁有關于未來項目價值的私人信息，股東更難判斷管理者的行為，很難從一系列的成長機會中識別哪些是值得投資的項目，雙方的信息不對稱程度更為嚴重。因此，在成長性和信息不對稱程度更高的公司里，管理層有更強的動機操縱會計盈余，這種經營機會主義行為會促使機構投資者與管理層合謀，推高股價從而獲取高利潤，不但不能發(fā)揮積極的監(jiān)督作用，反而會降低會計穩(wěn)健性。因此，在高成長性和信息不對稱的公司，機構投資者持股對其會計穩(wěn)健性的負面影響更加顯著。由此假設：

假設3：與低成長機會和信息不對稱公司相比，機構投資者持股對高成長機會和信息不對稱公司的會計穩(wěn)健性的負影響更大

（二）樣本選取與數據來源 本文選取2009年至2012年滬深兩市A股上市公司總計2224家為研究樣本，并進行如下剔除處理：金融類上市公司；ST類的公司；研究期間數據缺失的公司。經過上述處理后，最后剩下1885家公司并取得6493個樣本數據。機構投資者持股數據來自iFinD數據庫，其他數據來自CSMAR數據庫。數據處理使用了EXCEL2010和STATA11.0統計軟件。

（三）變量定義 本文選取會計盈余做因變量，分別選取股票報酬率、機構持股比例作為自變量，分別選取高管持股比例、日股票報酬率標準差、上市時間、股東權益市場價值、市值賬面比、資產負債率作為控制變量，分別選取年度和行業(yè)變量作為虛擬變量。各變量的替代符號、名稱、定義及計量見下表（1）所示。

（四）模型建立 對于會計穩(wěn)健性的衡量，根據Basu（1997）的盈余-股票報酬模型，用會計盈余反映好消息和反映壞消息的不對稱程度度量會計穩(wěn)健性的程度。其模型如下：

其中，會計盈余NIt等于每股收益/年初股價，RETt為股票報酬率，正的股票報酬率表示好消息，負的股票報酬率表示壞消息，虛擬變量NEGt取1時反映壞消息，取0時反映好消息。β2表示會計盈余對好消息的反映速度，（β2+β3）表示會計盈余對壞消息的反應速度，因此β3表示盈余反映壞消息比反映好消息的及時程度。β3為正，反映壞消息比反映好消息及時，存在會計穩(wěn)健性，值越大，穩(wěn)健性越大。為了研究機構投資者持股對會計穩(wěn)健性的影響，將機構投資者持股比例INSTOWNt引入模型（1），構建模型（2）：

其中，NEGt*RETt*INSTOWNt的系數表示機構投資者持股比例與會計穩(wěn)健性的關系，系數為負，表示機構投資者持股比例越大，會計穩(wěn)健性越低。為了檢驗假設2，將證券投資基金、社保基金和QFII三類機構投資者的持股比例相加，得到獨立型的機構投資者持股比例，將券商、保險公司和信托公司三類機構投資者的持股比例相加，得到非獨立型的機構投資者持股比例，分別代入模型（2）中的INSTOWNt變量，得到獨立組和非獨立組，將兩組中同一項NEGt*RETt*INSTOWNt的系數進行對比，分析兩類機構投資者對會計穩(wěn)健性的不同影響。為了檢驗假設3，用托賓Q值衡量公司的成長性，用股票的買賣價差值衡量公司的信息不對稱程度。每一年度，將托賓Q值（TOBINQt）和買賣價差值（SPREADt）分別高于各自中位數的公司劃為“高成長性和信息不對稱”組，將托賓Q值（TOBINQt）和買賣價差值（SPREADt）分別低于或等于各自中位數的公司劃為“低成長性和信息不對稱”組，將每一年度的兩組數據分別合并，共得到“高成長性和信息不對稱”組的樣本1918個，“低成長性和信息不對稱”組的樣本1930個，將這兩個子樣本分為高低兩組代入模型（2），將兩組中同一項NEGt*RETt*INSTOWNt的系數進行對比，分析機構投資者對不同性質公司的會計穩(wěn)健性的影響。

表2 描述性統計結果

三、實證檢驗分析

（一）描述性統計 本文的全樣本和子樣本的描述性統計結果如下表（2）所示。從表（2）中可知，全樣本中RETt的標準差為0.754，遠大于NIt的標準差0.042，表明市場的波動率大于會計數據，符合我國是新興資本市場的特征。INSTOWNt的均值為40.3%，中位數為40.6%，略為右偏，表明我國大多數機構投資者的持股比例在40%以上，證明近年來我國的機構投資者發(fā)展十分迅速。獨立組中INSTOWNt的均值為7.9%，中位數為2.4%，呈左偏，表示大多數的獨立型機構投資者持股比例在3%以下，普遍持股較低；非獨立組中INSTOWNt的均值為32.4%，中位數為31.9%，略為左偏，表示大部分的非獨立型機構投資者持股比例在30%以上，普遍持股較高，這說明我國資本市場中獨立型機構投資者持股比例較小，占機構投資者主體的非獨立型機構投資者大大降低了會計穩(wěn)健性的程度。高組中RETt的均值為0.439，遠大于低組中RETt的均值0.071，表明高組中公司的成長性大于低組中的公司。高組中INSTOWNt的均值為37.9%，略低于低組，可能與樣本個數不同有關。高組中TOBINQt的均值為3.52，大于低組中的均值1.34，高組中SPREADt的均值為0.045，大于低組中的均值0.034，這些結果均表明高組中公司的成長性和信息不對稱程度遠大于低組中的公司，與前文一致。

（二）回歸分析 本文全樣本和子樣本的回歸檢驗結果如下表（3）所示。由表（3）可以看出，全樣本中NEGt*RETt顯著為正，證明我國上市公司顯著存在會計穩(wěn)健性。NEGt*RETt*INSTOWNt的系數為-0.040，在5%的水平上顯著，表明機構投資者持股比例與會計穩(wěn)健性顯著負相關，從而驗證了假設1。獨立組和非獨立組中NEGt*RETt的系數顯著為正，均存在會計穩(wěn)健性。獨立組中NEGt*RETt*INSTOWNt的系數為正，非獨立組中NEGt*RETt*INSTOWNt的系數顯著為負，表明獨立型機構投資者持股與會計穩(wěn)健性正相關，非獨立型的機構投資者持股與會計穩(wěn)健性顯著負相關，即獨立型機構投資者對會計穩(wěn)健性產生正影響，非獨立型機構投資者對會計穩(wěn)健性產生顯著的負面影響，說明非獨立型機構投資者對會計穩(wěn)健性的負面影響更加顯著，驗證了假設2。高組中NEGt*RETt的系數為負，不存在會計穩(wěn)健性，NEGt*RETt*INSTOWNt的系數顯著為負，表示機構投資者持股對高成長性和信息不對稱公司的會計穩(wěn)健性產生顯著的負面影響；低組中NEGt*RETt的系數顯著為正，存在穩(wěn)健性，NEGt*RETt*INSTOWNt的系數為負但不顯著，表示機構投資者持股對低成長性和信息不對稱公司的會計穩(wěn)健性產生不顯著的負面影響。從系數和顯著性上來說，機構投資者持股對高成長機會和信息不對稱公司的會計穩(wěn)健性的負面影響更為顯著，對低成長機會和信息不對稱公司的負面影響則不顯著，從而驗證了假設3。

表3 多元回歸結果

（三）穩(wěn)健性檢驗 本文的穩(wěn)健性檢驗結果如表（4）所示。

由于我國年度財務報告的截止時間為第二年的4月末，為減少以前年度股價信息對本期結果的干擾，本文用t年度的每股收益除以t年度第四個月末的股票收盤價作為t年度的會計盈余NIt，用t年度第五個月至t+1年度第四個月的月股票報酬率的加權平均值代替t年度的年股票報酬率RETt，分別對全樣本和子樣本做了穩(wěn)健性檢驗。由表4可知，全樣本中NEGt*RETt的系數顯著為正，存在穩(wěn)健性，NEGt*RETt*INSTOWNt的系數顯著為負，機構投資者持股與會計穩(wěn)健性顯著負相關；獨立組中NEGt*RETt*INSTOWNt的系數為負但不顯著，非獨立組中NEGt*RETt*INSTOWNt的系數顯著為負，表示非獨立型機構投資者對會計穩(wěn)健性的負面影響更加顯著；高組中NEGt*RETt*INSTOWNt的系數顯著為負，低組中NEGt*RETt*INSTOWNt的系數為負但不顯著，表示機構投資者持股對高成長性和信息不對稱公司的會計穩(wěn)健性的負面影響更加顯著，假設1、2、3均成立，證明本文的結論是穩(wěn)健的。

表4 穩(wěn)健性回歸結果

四、結論

本文研究得出以下結論：（1）機構投資者持股比例越高，公司的會計穩(wěn)健性越低；（2）相比獨立型的機構投資者而言，非獨立型的機構投資者對公司會計穩(wěn)健性的負面影響更大；（3）相比低成長性、信息不對稱公司而言，機構投資者對高成長性、信息不對稱公司的會計穩(wěn)健性的負面影響更大。本文的啟示意義在于：我國機構投資者發(fā)展還不成熟，其持股大多基于投機目的，對公司管理層的盈余管理行為起不到監(jiān)督作用，需要進一步引導規(guī)范其投資行為，使其由投機轉為投資，真正作為股東發(fā)揮監(jiān)督作用，從而提高公司的會計穩(wěn)健性。同時，由于獨立型機構投資者在一定程度上能起到監(jiān)督作用，政府需要引導占機構投資者主體的非獨立型機構投資者轉變?yōu)楠毩⑿屯顿Y者，以期發(fā)揮其積極的監(jiān)督作用。

［1］ 傅勇、譚松濤：《股權分置改革中的機構合謀與內幕交易》，《金融研究》2008年第8期。

［2］ 石軍：《公司成長性與盈余管理》，《西安交通大學學報》2011年第1期。

［3］ 楊海燕、韋德洪、孫健：《機構投資者持股能提高上市公司會計信息質量嗎?——兼論不同類型機構投資者的差異》，《會計研究》2012年第9期。

［4］ 姚頤、劉志遠：《機構投資者具有監(jiān)督作用嗎?》，《金融研究》2009年第6期。

［5］ Chen X.,Harford J.and LiK..Monitoring:Which institutions matter?Journal of Financial Economics,2007.

［6］ Ramalingegowda S.,Yong Yu.Institutional ownership and conservatism.Journal of Accounting and Economics,2012.