機構投資者持股與審計意見

馮 穎

（河北醫科大學第四醫院 河北石家莊050011）

一、引言

自我國2000年提出超常規發展機構投資者的舉措以來，越來越多的機構投資者逐漸放棄用腳投票的方式，采用諸如股東決議、董事會席位等措施積極干預公司治理。對機構投資者的治理效應存在三種不同的聲音，大部分學者認為機構投資者具有一定的公司治理效應，能有效的改善信息質量、提升企業的價值。審計意見作為公司治理機制的重要組成部分，良好的企業治理結構能夠緩解兩權分離帶來的不利影響，提供高質量的會計信息，從而增加獲取標準無保留意見的可能性。機構投資者作為資本市場上重要的組成部分，為了獲取投資的長期效果，會對公司管理層投資于凈現值為負的行為以及高估企業盈余的情況進行抑制，有效的了解管理層的投資行為，即使管理層與股東信息高度不對稱，對投資公司的直接監督很難，考慮到規范企業管理層的投資決策以及降低管理層高估盈余的潛在治理收益會很可觀（Ball，2001；Watts，2003）。因此，機構投資者會對企業的投融資行為進行干預，從而對公司治理機制產生積極影響。現有文獻研究機構持股對企業審計意見影響的文獻較少，大多數研究成果僅僅表明審計意見有助于降低融資成本，緩解企業的代理問題（Jensen&Meckling，1976），而針對機構投資者持股對審計意見的影響機制涉及較少。在我國特殊的制度背景下，作為資本市場重要組成部分的機構投資者，如何解釋機構投資者對審計意見的治理作用，提升審計質量與效果、改善審計環境具有重要現實意義。

二、研究設計

（一）研究假設 現有文獻對機構投資者對公司治理效應存在爭議，但機構投資者有能力、也有意愿參與公司治理。截止2012年，機構投資者持股比例均值為35.14%，已經成為資本市場上的重要組成部分。機構投資者專業性更強，與證券分析師具有良好的關系，可以獲取其他投資者所不知的有利信息，從而參與公司的具體管理。現有大量文獻已經表明，大型會計師事務所提供的審計服務質量更高、審計效果更好（Chen等，2010），被審計公司的治理結構更容易得到改善。一方面。良好的公司治理結構有助于提升企業的業績（肖星和王琨，2005），降低盈余管理程度（程書強，2006），從而其會計信息質量較高。另一方面，較高質量的外部監督與公司治理結構有助于改善企業內部控制水平，提升會計信息質量，從而獲取標準無保留意見的可能性增加。可以預期，機構投資者持股比例越高，上市公司獲取標準無保留意見的可能性越高，因此，提出假設1：

H1：機構投資者的持股比例越高，公司越有可能獲取標準無保留審計意見

隨著公司管理層與股東的分離，代理成本的問題隨之而來。在公司正常發展過程中，股東對管理層的行為以及決策通常難以有效控制，即使能夠了解管理層的行為，當管理層與股東信息高度不對稱時（Prendergast，2002），權益投資者對投資公司的直接監督很難，而對于此類公司而言，規范企業管理層的投資決策（Ball，2001）以及降低管理層高估盈余（Watts，2003）的潛在治理收益會很可觀。因此，對于信息高度不對稱的公司而言，機構投資者有動機、有能力去監督公司的具體情況，針對公司的實際情況做出相對的對策，從而有助于改善公司的信息質量，獲取標準無保留意見的可能性也隨之增強。基于以上分析，提出研究假設H2：

H2：在其它條件不變的情況下，相比于信息對稱性較好的公司而言，機構持股與審計意見的相關性在企業信息高度不對稱的公司會更顯著

（二）樣本選取與數據來源 本文選取2007年至2012年滬深兩市A股上市公司為研究樣本，依據研究需要，按照以下標準對初始樣本做進一步的篩選：（1）剔除金融保險行業；（2）剔除樣本期間當年上市、被ST和*ST的上市公司；（3）剔除數據缺失值。為防止異常值的影響，對小于1%分位數和大于99%分位數的自變量進行winsorize處理，最終得到9683個觀察值。公司治理數據與財務數據來自CCER數據庫，機構投資者年末持股比例與審計意見數據來自wind數據庫。

（三）模型構建與變量定義 本文采用Logit模型考察機構持股比例對審計意見的影響，解釋變量為審計意見，若獲取標準無保留意見，則取1；否則，取0。自變量為機構年末持股比例，公司的經營狀況與治理結構也會對審計意見產生影響。根據現有文獻，選取公司規模、資產流動性、存貨規模、資產收益率、應收賬款規模以及資產負債率作為控制變量。具體變量定義如表（1）所示。構建模型（1）檢驗機構持股對審計意見的影響。

三、實證檢驗分析

（一）描述性統計 本文主要變量的描述性統計分析如表（2）所示，2007年至2012年之間，機構持股比例均值達到35.14%，說明大約有35.14%的上市公司股份是由機構投資者持股，機構持股參與公司治理進而影響審計意見的可能性極大。審計意見的均值為0.964，說明大約96.4%的上市公司都獲得了標準無保留意見。公司規模差異不大，可以較好的反應是否對審計意見產生影響。Liquid在樣本公司之間存在較大的差異，inv、rec、lev等變量之間的差異較小，不同的公司roe差異較大，標準差達到12.867。

（二）相關性分析 本文對相關變量進行Pearson相關系數檢驗，結果如表（3）所示。審計意見與機構持股比例在1%水平上顯著正相關，表明機構投資者持股比例越高，公司越有可能獲得標準無保留意見，與假設保持一致。審計意見與控制變量也存在顯著的相關性，各變量之間不存在高度的相關性，系數大多不超過0.250，表明變量之間存在多重共線性的可能性較小。

（三）回歸分析 表（4）是假設1與假設2的回歸結果，回歸所得卡方值和調整后R2值都說明回歸結果解釋力度較好。在第一列全樣本回歸中，機構持股比例的回歸系數為1.047，在1%水平上顯著正相關，說明機構投資者持股比例越高，機構投資者出于自身利益的考慮，越能積極參與公司的治理，高質量的外部監督與公司治理結構的完善都有效提升了企業會計信息質量，從而獲取標準無保留意見的可能性越高，假設1成立。從子樣本a回歸結果中，通過對機構持股比例進行三等分，研究發現share系數的顯著性由10%提升到了1%，說明機構持股比例越高，越有動機介入公司治理，從而對公司內部控制環境產生影響，企業獲取標準無保留意見的可能性越高，從而進一步驗證了假設1。依據企業信息對稱性高低劃分，以市值賬面比替代代替信息不對稱程度（Houwelinget al.，2002）。同時，參照周宏等（2012）以無形資產占賬面總資產的比重作為信息不對稱的替代變量作穩健性檢驗。以中位數為分界點，將大于賬面市值比中位數的樣本歸于高分組樣本，將小于賬面市值比的樣本歸于低分組樣本，回歸結果如表（4）中的子樣本b回歸結果所示。在高分組樣本中，share系數為1.143，在1%水平上顯著正相關，而低分組樣本中，share系數為0.842，不顯著，與預期結果一致。相對于高分組樣本而言，在低分組樣本企業處于穩定或緩步前進發展中，信息對稱程度較高，機構投資者持股介入公司治理較為容易，對企業的機構治理、發展狀況了解較為迅速，隨著持股比例的增長，會越來越介入到公司的經營情況中，對企業管理層的監督逐步加強。最終，管理層更偏向采取穩健的政策，從而保證自身的聲譽及事業，而高分組樣本中，由于信息高度不對稱以及企業快速發展中，即使機構高度介入公司治理，但由于企業變化較快，很多信息不能及時的得到反饋，并且加上信息不對稱，對企業采取的會計政策不能更好的監督，最終在其它條件不變的情況下，相比于成長性較高以及信息高度不對稱的公司而言，機構持股與會計穩健性的相關性在企業成長性較差以及信息對稱的公司會更顯著，從而驗證假設2。在研究機構投資者持股問題時，自選擇是不容忽視的問題，此處采用Heckman（1979）兩階段回歸模型進行驗證，回歸結果與前面所得一致。為驗證結論的穩健性，考慮到機構持股比例的改變對公司治理具有滯后性，本文以機構持股比例滯后一期為解釋變量進行回歸，share系數為0.631，在5%水平上顯著正相關，再次驗證本文所提假設。控制變量對審計意見的影響也基本符合現有結論，資產流動性、存貨規模、資產收益率、應收賬款規模與審計意見顯著正相關，意味著公司經營狀況較好，內部控制水平較高，公司越容易獲取標準意見。

表1 變量定義表

表2 變量描述性統計

表3 相關性檢驗

表4 審計意見與機構持股的回歸結果

四、結論

本文以2007年至2012年中國滬深兩市A股上市公司為研究樣本，利用Logit回歸模型研究機構投資者持股對審計意見的影響。研究發現，隨著機構投資者持股比例的增加，其介入公司治理的愿望更加強烈，也有能力介入公司治理，從而獲取標準無保留意見的可能性越強，在其它條件不變的情況下，相比于信息對稱性較好的公司而言，機構持股與審計意見的相關性在企業信息高度不對稱的公司會更顯著。本文提出如下建議：首先，機構投資者持股介入公司治理，有助于提高內部控制水平，會計信息質量提升，從而獲取標準無保留意見；其次，機構投資者持股對公司治理作用的發揮需要合適的環境，不同的環境可能導致不同的結論。我國應全力發展相關制度建設，促進相關制度背景的統一，本文的研究結果為我國政府大力發展機構投資者的政策提供了理論支持，還為投資者的投資決策提供了參考依據。當然，本文的研究具有一定的局限性，本文以機構投資者年底的持股比例作為數據，忽略了年度內持股數量的變化幅度與頻率，機構投資者也存在一定的異質性，在后續研究中，這都需要重點考慮并予以解決。

［1］張敏、姜付秀：《機構投資者、企業產權與薪酬契約》，《世界經濟》2010年第8 期。

［2］王琨、肖星：《證券投資基金：投資者還是投機者？》，《世界經濟》2005年第8 期。

［3］吳曉暉、姜彥福：《機構投資者影響下獨立董事治理效率變化研究》，《中國工業經濟》2006年第5 期。

［4］Hartzell J C，Starks L T.Institutional investors and executive compensation.The Journal of Finance，2003.

［5］Almazan A，Hartzell J C，Starks L T. Active institutional Shareholders and Costs of Monitoring: Evidence from Executive Compensation.Financial Management，2005.