機構投資者異質性與應計和真實盈余管理

蔣艷輝，宋佳彬，李 斐

（湖南大學 工商管理學院，湖南 長沙410006）

一、引言

盈余管理歷來是我國證券市場關注的熱門話題。很多上市公司出于管理報酬契約、債務契約、政治成本、IPO、SEO、避免虧損、配股、避稅等動機進行盈余管理。盈余管理包括應計項目盈余管理和真實盈余管理兩種方式，應計項目盈余管理是指企業管理當局在會計準則允許的范圍內，通過會計準則所保留的會計政策選擇空間，對企業的應計利潤予以調節；真實盈余管理是管理當局通過構造經濟業務交易事項或調整經濟業務發生時間從而調整經濟業務的行為。不論是應計項目盈余管理還是真實活動盈余管理都會損害會計信息的可靠性與真實性，既損害了投資者利益又嚴重干擾了資本市場的正常運作［1］。由于盈余管理根源于委托代理問題導致的信息不對稱與契約不完全，很難找到一種機制來完全規避盈余管理［2］。然而，以證券投資基金為主的機構投資者具有專業性強、資金和信息優勢，能夠對上市公司進行持續跟蹤和分析，并發現企業可能存在的問題。鑒于此，國內外學者對機構投資者與盈余管理的關系進行了研究［3-9］。這些研究只涉及應計項目盈余管理或者是真實盈余管理中的某一方面，然而，我國2006年1月1日實施的新《公司法》、新《證券法》以及2007年1月1日實施的新會計準則對上市公司盈余管理方式產生了重要影響，新法律的實施使得企業的真實盈余管理在費用方面顯著增加［10］，新會計準則實施使得企業的應計盈余管理也有所增加［11］。換言之，我國新《公司法》、新《證券法》和新企業會計準則頒布實施之后，上市公司可能會同時使用應計項目盈余管理和真實盈余管理來管理盈余。然而，鮮有研究將機構投資者、應計項目盈余管理和真實盈余管理納入一個分析框架予以對比研究。此外，上述研究在研究機構投資者與盈余管理的關系時大都視機構投資者為同質的，由于不同的機構投資者具有不同的投資策略，一些選擇監督公司內部人行為，另一些關注信息收集和短期交易利潤，這些選擇取決于機構投資者的持股規模、持股穩定性和獨立性［12-14］。

針對現有文獻的不足，本文從多個維度研究機構投資者的異質性，將機構投資者、應計項目盈余管理和真實盈余管理納入一個分析框架，對機構投資者異質性與應計和真實盈余管理的關系進行比較研究，以期豐富機構投資者與盈余管理的關系研究。

本文的貢獻：①現有文獻在研究機構投資者與盈余管理的關系時視機構投資者為同質的，本文從多個維度研究機構投資者的異質性，從機構投資者持股規模、持股穩定性和獨立性研究了不同類型機構投資者對盈余管理的不同影響，補充了現有文獻；②現有文獻在研究機構投資者與企業盈余管理的關系時大都只涉及盈余管理方式中的一個方面，本文在考慮機構投資者異質性多個維度的基礎上，將機構投資者、應計項目盈余管理和真實盈余管理納入一個分析框架予以比較研究，豐富了現有文獻；③現有文獻主要從機構投資者持股比例的視角來研究機構投資者與真實盈余管理的關系，本文考慮了機構投資者的穩定性，從一種動態的視角研究機構投資者異質性與盈余管理的關系，深化了機構投資者公司治理領域的研究；④本文的研究結論有助于管理當局根據不同性質的機構投資者對企業盈余管理的影響做出正確的引導。

二、理論分析與假設推導

眾多學者［15-16］就機構投資者是否秉承價值投資理念、積極參與上市公司治理并監督管理層進行了實證研究，結果發現，不同的機構投資者持有不同的投資觀點，有的選擇對管理者施加影響，有的注重收集私人信息以獲取短期交易收益。一般而言，持股比例較大的機構投資者更容易接近董事會和企業的高級管理人員［17］，并且其監督企業的成本更低，收益更高［13］。由于“搭便車”問題的存在，通常只有大機構投資者有動機去監督企業行為［18］。持股規模越大的機構投資者越有能力阻止管理者的短視行為［15］，從而改善企業績效。應計項目盈余管理和真實盈余管理都會對企業的未來經營業績產生顯著的負面影響［19］。從而可以推斷，持股規模越大的機構投資者會對企業未來經營績效產生顯著負面影響的盈余管理短視行為予以抑制從而改善企業績效，提升企業價值。

根據以上分析，本文提出假設1。

假設1a：在其他條件不變的情況下，大機構投資者比小機構投資者更能夠抑制企業的應計項目盈余管理，其持股比例與應計項目盈余管理的負相關關系更強；

假設1b：在其他條件不變的情況下，大機構投資者比小機構投資者更能夠抑制企業的真實盈余管理，其持股比例與真實盈余管理的負相關關系更強。

穩定的機構投資者會為管理層提供長期的激勵，注重公司長遠業績的改善，更少的關注短期績效和股價波動，而以交易為目的的機構投資者會傾向于影響股票價格，進行盈余管理，迫使管理者追求短期收益［20］。很顯然，穩定程度不同的機構投資者在上市公司中所發揮的作用不同。例如：有一家機構投資者A 剛開始在B 和C 兩家上市公司中的持股比例相同，后來，A 機構投資者在B 上市公司的買賣交易非常頻繁，而在C 上市公司的持股比例保持不變。顯然，A 機構投資者不會花費太多的精力去監督進行頻繁交易的B 上市公司，相反，在持股穩定的C 公司里，A 機構投資者會為了改善公司經營業績提高企業價值而積極地參與公司治理。穩定型的機構投資者可以通過減少投資不足、緩解管理層短視、增加管理者獎金或者是薪水的方式提高上市公司的治理水平從而改善公司業績［21］。因此可以推斷，持股穩定的機構投資者追求的是企業的長遠業績。通過應計項目盈余管理調增當期利潤的行為會對公司未來業績具有顯著的負面效應［22］，以銷售操控方式進行真實盈余管理的上市公司未來三年的股東獲利能力顯著低于沒有進行銷售操控方式進行真實盈余管理的上市公司［23］。這說明企業實施應計項目盈余管理和真實盈余管理對于追求長遠業績和長遠回報的穩定型的機構投資者是極為不利的，穩定型的機構投資者為了改善公司長遠業績更加有動機監督上市公司的管理層，抑制企業管理當局所實施的應計項目盈余管理和真實盈余管理從而提高公司的經營業績。與穩定型的機構投資者的投資風格不同，交易型的機構投資者的投資目的是為了獲取短期收益。應計項目盈余管理和真實活動盈余管理都會使得企業的當期業績呈上升趨勢，這對于追求短期收益的機構投資者而言是有利可圖的。所以，交易型的機構投資者不能夠積極地參與上市公司治理，從而對公司長遠業績不利的應計項目盈余管理和真實盈余管理產生顯著的抑制作用。根據以上分析，本文得出假設2。

假設2a：在其他條件不變的情況下，穩定型機構投資者比交易型機構投資者更能夠抑制上市公司的應計項目盈余管理；

假設2b：在其他條件不變的情況下，穩定型機構投資者比交易型機構投資者更能夠抑制上市公司的真實盈余管理。

不同的機構投資者在利益關聯（機構投資者與所持股的上市公司之間的利益關系）等方面存在著顯著的差異，這些差異會使得一些機構投資者在公司治理中發揮帶頭作用而其他的機構投資者成為跟隨者［24］。Cornett（2007）研究發現與公司沒有商業關聯的壓力抵制型的機構投資者與經營現金收益正相關；而與公司有商業關聯的壓力敏感型的機構投資者與經營現金收益沒有顯著的相關性，這說明與企業有商業聯系的壓力敏感型的機構投資者不會對管理者做出積極的監督行為。獨立機構投資者持股比例高的企業具有更高的公司價值，表明獨立機構投資者會積極參與公司監督活動［25］。Aggarwal 等（2011）研究發現獨立的機構投資者能夠改善公司治理質量，但是，非獨立的機構投資者沒有發揮相應的作用［26］。蒲文燕等（2013）研究發現壓力抵抗型的機構投資者與公司現金持有水平正相關，說明其具有公司治理的職能［27］。錢露（2010）發現證券投資基金作為壓力不敏感型的機構投資者能夠積極參與上市公司治理，有助于緩解上市公司中的代理問題，從而能夠提高公司的經營業績；而證券公司作為壓力敏感型的機構投資者，由于自身與上市公司有潛在的業務聯系和利益關系，他們不會參與到上市公司的公司治理中去從而改善企業績效［28］。綜上所述，與公司沒有商業聯系的獨立機構投資者能夠積極參與上市公司治理從而改善企業長遠績效和企業價值。應計項目盈余管理會導致企業業績的短期滑坡而真實盈余管理會導致企業業績的長期滑坡［29］，以費用操控進行真實盈余管理的上市公司未來三年的經營業績水平顯著低于沒有以費用操控方式進行真實盈余管理的上市公司［30-31］。由于應計項目盈余管理和真實盈余管理損害了上市公司的長遠價值，獨立型的機構投資者會抑制損害企業長遠價值的應計項目盈余管理和真實盈余管理。而與公司有商業聯系的非獨立機構投資者由于其自身與上市公司存在著某種利益鏈條，使得他們沒有較強的動機參與上市公司治理從而抑制企業管理當局所實施的應計項目盈余管理和真實盈余管理。根據以上分析，本文提出假設3。

假設3a：在其他條件不變的情況下，獨立的機構投資者比非獨立的機構投資者更能夠抑制企業的應計項目盈余管理，其持股比例與應計項目盈余管理的負相關關系更強；

假設3b：在其他條件不變的情況下，獨立的機構投資者比非獨立的機構投資者更能夠抑制企業的真實盈余管理，其持股比例與真實盈余管理的負相關關系更強。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取2008-2013年A 股主板上市公司作為研究對象，并按照以下程序進行數據的篩選：①由于金融行業的特殊性，剔除了行業代碼為I（基于證監會行業分類標準）的金融類公司樣本；②剔除ST類上市公司、數據不完整的公司；③剔除同時發行A股和B股的上市公司；④剔除資產負債率大于1的上市公司；⑤剔除年樣本量不足十個的行業，⑥由于特殊值的存在會對回歸結果造成重大影響，故本文對所有連續型的變量進行了上下1%的winsorize處理。最終得到的總樣本的觀察值為6 581 個，其中，2008年為1 073個，2009年為1 088個，2010年為1 084 個，2011年為1 107 個，2012年為1 095個，2013年為1 134 個。年報來源于巨潮資訊網，其他相關數據主要來源于CSMAR國泰君安數據庫和銳思數據庫。

（二）主要變量的計量

1.應計項目盈余管理的度量

通過對相關文獻的回顧與梳理，參照劉啟亮等（2011）［10］、薄仙慧等（2009）［7］的做法，使用可操縱性應計利潤作為應計項目盈余管理的衡量指標。當前對可操控性應計利潤的度量主要采用的是調整的Jones（1991）模型［33］。對可操控性應計利潤的計算過程如下。

首先，計算總的應計利潤數額（Total accruals，TAC）。

TACj，t表示第j個企業第t期的總應計利潤；Ej，t表示第j個企業第t期的凈利潤；CFOj，t表示第j個公司第t期的經營活動現金流量。

其次，估算非操控性總應計利潤（Non-discretionary total accruals，NTAC）。

其中，TAj，t-1是第j個公司第t-1 期期末總資產；ΔSALESj，t為第j個公司第t期主營業務收入相對于第t-1 期的增加；，NDACj，t為第j個公司第t期非操控性應計利潤；ΔARj，t為第j個公司第t期應收賬款期末余額相對于第t-1期期末余額的增加額。

分行業分年度對模型（2）進行普通最小二乘回歸（OLS）回歸，并將方程（2）的回歸系數帶入到模型（3）中得到非操縱性總應計利潤NDTAC。

最后，計算可操控性應計利潤（DAC）。

2.真實盈余管理的度量

對于真實盈余管理，參照Roychowdhury（2006）［8］、Cohen 等（2008）［32］，用異常經營活動現金流量（R_CFO）、異常酌量型費用（R_DISX）和異常生產成本（R_PROD）三個分指標的組合來衡量。首先，估算正常經營活動現金流量、正常酌量型費用以及正常產品生產成本。緊接著，用實際經營活動現金流量、實際酌量型費用和實際產品生產成本減去估計的正常經營活動現金流量、正常酌量型費用和正常產品生產成本，分別計算出異常經營活動現金流量、異常酌量型費用和異常產品生產成本。

（1）正常經營活動現金流量估計模型。Roychowdhury（2006）［8］、Cohen等（2008）［32］認為正常經營活動產生的現金流量是本期銷售額與本期銷售變動額的線性函數，因此可以通過構建如下的線性回歸模型并得出回歸模型的殘差即為異常經營活動現金流量，殘差值越小，說明企業通過銷售操控做大利潤的可能性越高。

其中，CFOi，t表示i公司第t年經營活動產生的現金流量；Assetsi，t-1表示i公司第t年年初資產總額；Salesi，t表示i公司第t年的銷售收入；ΔSalesi，t表示i公司第t年的銷售收入變動額。

（2）正常酌量型費用估算模型。Roychowdhury（2006）［8］和Cohen 等（2008）［32］認為酌量型費用由廣告費用和研發費用兩個部分組成，基于實際情況，我國上市公司并未單獨對這兩項費用予以單獨的披露，而是將其包含于銷售費用與管理費用當中。所以，可以用管理費用和銷售費用的和近似地表示企業的酌量型費用。由于酌量型費用是銷售收入的函數，因此可以通過構建如下的回歸模型并得出回歸模型的殘差即為異常酌量型費用，殘差值越小，說明企業通過酌量型費用操控做大利潤的可能性越高。

其中，DISXi，t表示i公司第t年銷售費用與管理費用之和；Assetsi，t-1表示i公司第t年年初總產總額；Salesi，t表示i公司第t年的銷售收入。

（3）正常生產成本估算模型。Roychowdhury（2006）［8］和Cohen 等（2008）［32］認為產品生產成本是銷售成本和存貨變動額之和，產品銷售成本是有關銷售收入的線性函數，存貨變動額是有關本期銷售收入變動額與上期銷售收入變動額的線性函數。所以，可以通過構建如下的回歸模型并得出回歸模型的殘差即為異常產品生產成本，殘差值越大，說明企業通過產品成本操控做大利潤的可能性越高。

其中，PRODi，t表示產品銷售成本與存貨變動額之和；Assetsi，t-1表示i公司第t年年初資產總額；Salesi，t表示i公司第t年的銷售收入；ΔSalesi，t表示i公司第t年的銷售收入變動額；ΔSalesi，t-1表示i公司t-1年銷售收入的變動額。

首先，分別對公式（1）、（2）、（3）分年度分行業進行OLS 回歸，計算出每個公式的回歸系數，從而求得每個年度的估價值。用各年度的實際值減去各年度的估計值，即可求出異常經營活動現金流量（R_CFO）、異常酌量型費用（R_DISX）和異常產品生產成本（R_PROD）。同時借鑒Zang（2012）［33］、顧鳴潤等（2012）［34］的做法，用兩個指標來表示真實盈余管理的總量。第一個指標用RM1=R_PRODR_DISX表示真實盈余管理的總量，該值越大，表示公司進行真實盈余管理活動越多。第二個指標用RM2=-（R_DISX+ R_CFO）表示真實盈余管理總量，該值越大，表示公司進行的真實盈余管理活動越多。

3.機構投資者異質性的衡量

（1）大機構投資者與小機構投資者的衡量。首先，本文將機構投資者持股比例定義為機構投資者持股數占A 股總數的比例，這是由于后股權分置改革時期，流通盤隨著限售股的解禁而擴大，這會對機構投資者持股占流通股比例具有稀釋作用［21］。我國公司法規定，合計或者是單獨持有3%以上股份的股東可以提出臨時議案，董事會需要將臨時議案提交股東大會審議。因此，本文將持股比例為3%及以上的稱為大機構投資者，持股比例小于3%的稱為小機構投資者。本文中所涉及的機構投資者只是限定在證券投資基金、社保基金、保險公司、企業年金、信托公司、券商和QFII（合格的境外投資者），并將大機構投資者持股比例合計為LINS，將小機構投資者持股比例合計為SINS。

（2）穩定型機構投資者與交易型機構投資者的劃分。為了能夠將機構投資者劃分為穩定型機構投資者與交易型機構投資者，我們設計了衡量機構投資者持股穩定性的指標。穩定性首先必須和持股的時間相關，只有長期在企業中持股并且不降低股份的機構投資者才可以稱為是穩定型的機構投資者。我們參照牛建波等（2013）的做法，定義三年為比較的范圍，用當年機構投資者持股比例除以機構投資者前三年持股比例的標準差的商值來代表機構投資者的穩定性，這個指標定義為IS，該指標越大，說明機構投資者的穩定性越高；其次，考慮到不同行業的企業的特征不同，企業的穩定性指標很難做直接的對比［35］。因此，我們用年度行業中位數來構建機構投資者的行業內相對穩定性指標，這個指標為ISI，如果IS 在該行業的年度中位數以上，則ISI為1，否則為0，ISI 值越大表示機構投資者持股波動性越小，其持股的穩定性越高，反之亦然。

（3）獨立機構投資者與非獨立機構投資者的劃分。根據機構投資者與上市公司的商業關聯以及上市公司受到政府干預的程度將機構投資者劃分為獨立機構投資者與非獨立機構投資者。根據Chen等（2007）［13］、Ferreira等（2008）［25］的研究，將證券投資基金和合格的境外投資者（QFII）劃分為獨立機構投資者；將社保基金、券商、保險公司、企業年金、信托公司劃分為非獨立機構投資者，將獨立機構投資者持股比例合計為UDINS，將非獨立機構投資者持股比例合計為DINS。

（三）實證檢驗模型

由于機構投資者與盈余管理之間是相互影響的關系即機構投資者可能積極參與公司治理從而對應計項目盈余管理和真實盈余管理產生影響，也有可能是應計項目盈余管理和真實盈余管理較少的上市公司吸引了機構投資者，對于這種反向因果關系導致的內生性問題，普通最小二乘法估計無法準確地解釋變量之間的相關關系，為了克服變量之間的內生性問題，采用兩階段最小二乘法（2SLS）對機構投資者異質性與應計和真實盈余管理之間的關系予以檢驗。為了檢驗機構投資者異質性對于企業應計項目盈余管理的影響，本文構建了如下的聯立方程模型：

為了檢驗機構投資者異質性對于對企業真實盈余管理的影響，構建如下的聯立方程模型：

其中，DACi，t表示i公司第t年的應計項目盈余管理程度，若計算得出的DAC 是正數則記為DAC+，表示i公司在第t 期實施的是正向的應計項目盈余管理的程度；若計算得出的DAC是負數則記為DAC-，表示i公司在第t期實施的是負向的應計項目盈余管理的程度，DAC+表示正向的操縱性應計利潤，DAC-表示負向的操縱性應計利潤，RMi，t表示i公司第t年真實盈余管理程度，包括計算得出的RM1、RM2，INST 為機構投資者異質性的衡量，包括LINS、SINS、ISI、UDINS、DINS。根據相關文獻［36-39］，在模型中加入了公司規模、總資產收益率、負債水平、發展能力、權益市場賬面價值比、股票年收益率、股票收益的波動性、所有權性質以及行業和年度變量作為回歸方程8和回歸方程10的控制變量，將事務所規模、公司規模、總資產收益率、負債水平、發展能力、資產周轉率、負債總額變化、虧損狀態、所有權性質以及行業和年度變量作為回歸方程9和11的控制變量，變量定義見表1。

表1 變量定義與計算

四、實證檢驗結果

（一）主要變量的描述性統計

表2報告了主要變量的描述性統計，DAC+的均值為0.069 5，最大值和最小值分別為1.010 9 和0.000 07，DAC-的均值為-0.060 3，最大值和最小值分別為-0.000 07 和-0.705 2，這說明上市公司會利用正的操控性應計利潤和負的操控性應計利潤實施應計項目的盈余管理。RM1 的均值為-0.001 8，最大值和最小值分別為1.119 5 和-1.379 4，RM2 的均值為-0.009 2，最大值和最小值分別為1.231 9 和-1.395 5。由表2可知，從均值并不能明顯地看出上市公司存在真實活動的盈余操控，但是RM1、RM2的四分之三分位數分別為0.102 8和0.085 9，可以看出上市公司存在著一定的真實盈余管理行為。大機構投資者的持股比例的均值為0.057 1，最大值和最小值分別為0.664 5 和0，小機構投資者的均值為0.010 6，最大值和最小值分別為0.080 6 和0，說明上市公司在吸引大機構投資者和小機構投資者方面存在著較大差異。獨立機構投資者持股比例均值為0.056 0，最大值和最小值分別為0.664 6 和0，非獨立機構投資者持股比例的均值為0.016 6，最大值和最小值分別為0.525 7 和0，說明上市公司在吸引獨立機構與非獨立機構投資者方面存在較大差異。

表2 主要變量的描述性統計

控制變量方面，由于上市公司所處的行業以及發展程度的不同，各變量的均值、最大值和最小值之間呈現出了較大的差異，例如：資產凈利率（ROA）的平均值為0.036 1，最小值為-2.746 3，最大值為0.838 9，說明有些上市公司的盈利能力達到了樣本公司平均盈利能力的23 倍。BIG4 的均值為0.051 5，說明樣本公司的年度報告大多數不是由國際四大審計的。財務杠桿（LEV）的最小值為0.012 8，最大值為0.996 9，接近1，說明樣本公司在資本結構上存在著較大的差異。公司規模的平均值為21.896 0，銷售收入增長率（GROWTH）的最小值為-0.734 7，最大值為13.268 5，說明樣本公司在發展能力方面存在著較大的差異。負債變化百分比（DISSUE）的最小值為-0.588 3，最大值為2.515 5，說明樣本公司年度負債額的變化存在著較大的差異。年末總資產周轉率的最小值為0，而最大值為9.072 6，說明樣本公司在資產經營質量方面存在著很大差異。LOSS的均值為0.105 0，說明樣本公司發生虧損的比例大約為0.105 0。此外，各變量之間的標準差都比較小，適合做進一步的分析。

（二）主要變量的相關系數分析

股與正向盈余管理DAC+負相關，而小機構投資者持股與正向盈余管理DAC+正相關，大機構投資者持股與負向盈余管理DAC-正相關，而小機構投資者持股與負向盈余管理DAC+正相關但不顯著；大機構投資者持股與真實盈余管理總量RM1、RM2都顯著負相關，小機構投資者持股與企業真實盈余管理總量RM1、RM2的負相關關系沒有大機構投資持股與企業真實盈余管理的負相關關系強。機構投資者穩定性與正向盈余管理DAC+和負向盈余管理DAC-的相關系數不顯著，機構投資者穩定性與企業真實盈余管理總量RM1、RM2都顯著負相關。獨立型機構投資者持股與正向盈余管理DAC+負相關但不顯著，非獨立型機構投資者持股與正向盈余管理DAC+正相關，獨立型機構投資者與負向盈余管理DAC-正相關，而非獨立型機構投資者與負向盈余管理DAC-正相關但不顯著；獨立型機構投資者持股與企業真實盈余管理總量RM1、RM2顯著負相關，而非獨立機構投資者與企業真實盈余管理總量的負相關關系不顯著。

表3 報告了自變量與因變量之間的相關系數。從Pearson相關系數表中可以看出：大機構投資者持

表3 主要變量的相關系數

（三）多元統計回歸結果

1.機構投資者異質性與應計項目盈余管理

由表4 可知，大機構投資者持股比例（LINS）和小機構投資者持股比例（SINS）與正向盈余管理DAC+的回歸系數都為負但不顯著，這說明大機構投資者與小機構投資者對企業正向盈余管理沒有顯著的抑制作用；大機構投資者持股比例與負向盈余管理（DAC-）的回歸系數顯著為正，并且在1%的水平下顯著，小機構投資者持股比例與負向盈余管理（DAC-）的回歸系數為正，并且在10%的水平下顯著，但是其持股比例與負向盈余管理的正相關系數要小于大機構投資者持股比例與負向盈余管理的相關系數，這說明大機構投資者對企業所實施的負向盈余管理的抑制作用要高于小機構投資者對企業所實施的負向盈余管理的抑制作用，初步驗證了假設1a。這可能是由于我國在2006年之后實施了新《公司法》和新《證券法》，法律環境的改善有助于抑制上市公司的正向應計盈余管理而對負向盈余管理的抑制作用不明顯［40］。此外，由于注冊會計師面臨的審計訴訟風險的差異，注冊會計師對調增利潤為目的的正向盈余管理具有較高的審計質量，但是對負向盈余管理沒有表現出較高的審計質量［41］。大機構投資者能夠憑借自身的資金、專業和規模優勢發現法律環境與獨立審計存在的不足，從而使其更加關注企業所實施的負向盈余管理。

機構投資者穩定性指標ISI與正向盈余管理和負向盈余管理的回歸系數都為負但不顯著，這說明相比較于非穩定型的機構投資者，穩定型的機構投資者并不能夠顯著的抑制上市公司的應計盈余管理。這可能是由于穩定的機構投資者更多的關注企業的長遠業績，更少的關注短期績效和股價的波動［35］。企業所實施的應計項目盈余管理對短期經營業績的負面影響較大而對長期業績的負面影響較小［19］。這可能導致穩定型機構投資者和交易型機構投資者在抑制企業應計項目盈余管理沒有顯著差異。

獨立型和非獨立型機構投資者與正向盈余管理的回歸系數都為負但不顯著，獨立型機構與非獨立型機構投資者并不能夠顯著地抑制上市公司的正向盈余管理。獨立型機構投資者與企業負向盈余管理的系數為正并且在5%的水平下顯著，非獨立型機構投資者與負向盈余管理沒有顯著的相關性。從以上論述可知，非獨立型機構投資者對企業應計項目盈余管理不能夠起到顯著抑制作用，而獨立型機構投資者能夠對企業所實施的負向盈余管理起到抑制作用。這可能是由于與公司有商業關聯的非獨立型的機構投資者不能夠對上市公司實施有效的監督［42-43］，從而不能對企業應計項目盈余管理予以抑制，而以證券投資基金為代表的獨立型機構投資者有利于上市公司治理結構的完善［44］，從而使其能夠抑制企業的負向盈余管理。

表4 機構投資者異質性與應計盈余管理

2.機構投資者異質性與真實盈余管理

對表5 進行分析可知，大機構投資者持股比例與企業真實盈余管理RM1 和RM2 的回歸系數都為負，并且在1%的水平下顯著，而小機構投資者持股比例與企業真實盈余管理RM1和RM2沒有顯著的相關性，驗證了本文的假設1b。這可能是由于大機構投資者更容易接近企業的高級管理人員［17］，而且其監督管理者的收益更高［45］，使得大機構投資者監督管理層的動機更強，從而抑制真實盈余管理的作用會更大。

表5 機構投資者異質性與真實盈余管理

機構投資者穩定性指標ISI與企業真實盈余管理RM1和RM2的回歸系數顯著為負，并且在5%的水下下顯著，驗證了本文的假設2b。這可能是由于穩定型的機構投資者追求公司的長遠發展，而企業的真實盈余管理對于公司長遠價值具有顯著的不利影響［46-47］。石美娟等（2009）發現在后股權分置改革時期，機構投資者通過眾多方式努力提升企業價值［39］。從而可以推斷，對于追求長期價值的穩定型的機構投資者來說，真實盈余管理損害了企業的長期價值，所以穩定型的機構投資者能夠抑制企業操控真實經營活動所實施的真實盈余管理。

獨立型機構投資者持股比例與企業真實盈余管理RM1和RM2的回歸系數顯著為負，而非獨立型機構投資者持股比例與企業真實盈余管理RM1和RM2沒有顯著的相關性，驗證了本文的假設3b。這可能是由于獨立的機構投資者更能夠積極地參與上市公司的治理，有助于緩解我國上市公司中的代理問題，從而提高公司價值。Woidtke（2002）發現受政府干預的公共養老基金（非獨立機構投資者）與企業價值負相關，而私人養老基金（獨立機構投資者）與企業價值正相關［12］。可以看出，獨立機構投資者會積極參與公司治理從而提升企業價值，而非獨立的機構投資者在某種程度上會損害企業價值，企業真實盈余管理會損害到企業的長期價值。所以，相對于非獨立型的機構投資者，獨立型的機構投資者能夠顯著抑制企業真實盈余管理從而提升企業價值。

控制變量方面，國際四大事務所與DAC+和DAC-沒有顯著的相關性，但是與RM1、RM2 顯著負相關，這說明國際四大事務所與非國際四大事務所在抑制企業應計項目盈余管理上沒有顯著差異，但國際四大更能夠抑制企業的真實盈余管理，這可能是由于國際四大事務所的審計師的行業專長更高、并且為了維護自身的聲譽，能夠抑制企業的真實盈余管理，這與辛清泉等（2010）［48］的發現相一致。企業規模與上市公司負向盈余管理正相關，與上市公司真實盈余管理正相關，這說明企業規模越大的企業應計盈余管理程度低而真實盈余管理程度高，這與李增福等（2013）［49］的發現是一致的。資產凈利率與應計項目盈余管理正相關，與企業真實盈余管理負相關，這可能是由于高的資產凈利率是由企業實施應計項目盈余管理形成的，而資產凈利率越高的企業進行真實盈余管理的動機越弱。資產負債率與企業真實盈余管理顯著正相關，這可能是由于上市公司的管理者為了不違反債務契約，從而有動機實施真實盈余管理活動，這與Roychowdhury（2006）［8］的發現相一致。銷售收入增長率與企業應計項目盈余管理負相關，這是由于高成長性的企業實施應計項目盈余管理的動機越弱［50］。銷售收入增長率與真實盈余管理顯著正相關，這可能是由于上市公司通過銷售折扣、降價銷售的方式帶來的，而這可能是企業操控銷售的方式所實施的真實盈余管理，這與程小可等（2013）［37］的研究發現相一致。負債總額的變化與企業真實盈余管理正相關，這可能是由于上市公司受到債務契約的影響，從而使得企業希望通過操控真實盈余管理的方式達到目標利潤以避免企業違反債務契約。是否虧損與應計項目盈余管理顯著正相關，這與吳聯生等（2007）［51］的發現相一致，是否虧損與企業真實盈余管理顯著正相關，由于我國上市公司連續虧損兩年會受到ST的處理，從而使得發生虧損的上市公司有強烈的動機進行盈余管理以避免企業發生虧損，這與張俊瑞等（2008）［52］發現盈利較小的上市公司通過操控真實經營活動所實施的真實盈余管理是相輔相成的。

五、穩健性檢驗

為了確保本文模型估計結果的有效性，還做了如下的穩健性檢驗。

第一，采用孫剛（2012）［53］的做法，將機構投資者持股比例按照行業-年度中位數水平分為兩組，低于中位數水平的認定為非穩定型的機構投資者，高于中位數水平的認定為是穩定型的機構投資者，對機構投資者穩定性與應計項目盈余管理與真實盈余管理之間的關系予以了重新檢驗。

第二，參照劉啟亮等（2011）［10］的做法，使用RM3= R_PROD- R_DISX- R_CFO 表示真實盈余管理的總量，對機構投資者異質性與企業真實盈余管理之間的關系予以了重現檢驗。

以上穩健性檢驗的結果不存在實質性的改變。這表明，本文的研究結論比較穩健①。

六、結論與啟示

本文以2008-2013年A股上市公司為研究對象，從機構投資者持股規模、穩定性和獨立性三個維度研究了機構投資者的異質性與上市公司應計和真實盈余管理的關系，通過聯立方程控制內生性，利用兩階段最小二乘法進行回歸分析。研究發現：①大機構投資者和小機構投資者持股與負向應計項目盈余管理顯著正相關，但大機構投資者持股與負向應計項目盈余管理的正相關關系更強，大機構投資者持股與小機構投資者持股與正向應計項目盈余管理沒有顯著的相關性；穩定型機構投資者與交易型機構投資者在抑制企業正向和負向應計項目盈余管理方面均沒有顯著差異；獨立型機構投資者持股與負向應計項目盈余管理顯著正相關，而與企業正向應計項目盈余管理沒有顯著的相關性；非獨立型機構投資者持股與正向和負向應計項目盈余管理均沒有顯著的相關性；②大機構投資者持股與真實盈余管理顯著負相關，小機構投資者持股與真實盈余管理沒有顯著的相關性；穩定型機構投資者要比交易型機構投資者更能抑制真實盈余管理；獨立型機構投資者持股與真實盈余管理顯著負相關，非獨立型機構投資者持股與真實盈余管理沒有顯著的相關性。

根據本文的研究結論，得出如下啟示：①對上市公司盈余管理產生影響是機構投資者實現公司治理角色的途徑之一，從本文的研究可以發現不同性質的機構投資者對應計和真實盈余管理的影響存在顯著差異，這說明異質性機構投資者在公司治理中發揮的作用不同。然而，盈余管理只是機構投資者參與公司治理的一種方式，機構投資者還可以通過影響管理層薪酬、企業并購、資本結構、研發支出、關聯方占用、股利政策等其他方式參與公司治理，本文的研究結果啟示學者們今后在研究機構投資者與管理層薪酬、股利政策、企業價值等相關問題時不僅要考慮機構投資者的異質性，還需要從異質性的多個維度出發深入探究不同性質的機構投資者在公司治理中的不同作用。②國家監管部門和政策制定部門應當采取相應措施促進我國機構投資者的多元化發展。從本文的研究可以發現持股比例較大的機構投資者、穩定型機構投資者和獨立型機構投資者能夠對上市公司負向應計盈余管理和真實盈余管理予以抑制，這一經驗證據啟示我國應大力發展在規模、人員和信息上具有優勢的大機構投資者、穩定型機構投資者和獨立型機構投資者，使其能夠對上市公司進行有效監督，為健全和完善我國資本市場的發展發揮生力軍的作用。③完善上市公司信息披露制度。如前文所述，企業可以通過對酌量型費用進行操控實施真實盈余管理行為，通過對上市公司年報的查閱發現絕大多數上市公司并未在年報中對當年的廣告費用以及研發支出中能夠費用化的金額予以單獨披露而是將其置于管理費用和銷售費用總額中，而上市公司的管理層可以通過對廣告費用和研發支出的操控來實施真實盈余管理，這在上市公司管理層與投資者之間形成了一種信息不對稱，為了更好地保護投資者利益，相關部門應當出臺相應的政策法規以完善上市公司的信息披露制度，減少管理層與投資者之間的信息不對稱，切實保護投資者利益。

注 釋：

① 限于篇幅，這里沒有列出具體的檢驗結果，如果有需要，可以與作者聯系。

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