機(jī)構(gòu)投資者的異質(zhì)性盈余管理論文范文

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一、理論分析與研究假設(shè)

假設(shè)1:證券投資基金的持股比例與上市公司的盈余管理水平正相關(guān)。與證券投資基金不同，社保基金的保值與增值直接關(guān)系到社會保障事業(yè)的完善程度，因此容易受到行政的干預(yù)，其投資期界較長，注重價值投資。其次，險資(社保基金、保險基金以及少量證券公司持股)，實行著與證券投資基金不同的管理辦法，不用頻繁的披露其投資組合，也不用參加年度業(yè)績排名，這會促使他們把資金投向高成長性的行業(yè)與企業(yè)。最后，眾多文獻(xiàn)的研究都認(rèn)為險資在公司治理中發(fā)揮了積極的作用。文學(xué)(2002)［8］認(rèn)為，保險基金能夠積極參與上市公司治理，這會同時從內(nèi)部和外部對企業(yè)施加直接和間接控制，提高公司內(nèi)外治理機(jī)制的協(xié)調(diào)性。盧仿先等(2005)認(rèn)為資本市場成熟后，保險基金必然會參與到公司治理中去，這能夠通過直接對公司經(jīng)營者進(jìn)行監(jiān)管來降低“道德風(fēng)險”，使公司的治理效率得到改進(jìn)。此外，社保基金也最符合Coffee(1991)提出的關(guān)于機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理的可能性與可行性的標(biāo)準(zhǔn)，因此最有可能參與公司治理，監(jiān)督上市公司的盈余管理行為(李淑娟，2007)。據(jù)此，有假設(shè)2。

假設(shè)2:險資的持股比例與上市公司的盈余管理水平負(fù)相關(guān)。不同于境內(nèi)投資者，QFII較為重視投資對象的公司治理因素與持續(xù)經(jīng)營能力(中國公司治理報告，2003)，高雷和張杰(2008)的研究發(fā)現(xiàn)，QFII傾向于投資非國家控股、發(fā)達(dá)地區(qū)、從事政府保護(hù)行業(yè)和信息披露透明度高的公司。由于對我國的股票市場環(huán)境持謹(jǐn)慎的態(tài)度，QFII總體上堅持價值投資和長線投資，青睞中小盤股，注重企業(yè)的成長性，行為具有長期性(孫立和林麗，2006)以及進(jìn)攻性、全面性和均衡性的特征(耿志民，2006);而且據(jù)交易所的研究報告顯示，自QFII進(jìn)入中國市場以來，其換手率是所有機(jī)構(gòu)投資者中最低的。雖然QFII總體上也進(jìn)行慣性交易，但程度低于境內(nèi)的投資者(李學(xué)峰和張艦等，2008)。最后，與險資等相同，QIFF也不需要頻繁披露其投資組合而且也不參加普通基金的排名，這避免了機(jī)構(gòu)間的惡性競爭給企業(yè)帶來的不良影響。這些特點決定了其在公司治理中會有積極的作用。陳麗萍和郭曉晴(2008)認(rèn)為，QFII可以作為流通股的代表，監(jiān)督和約束管理層。陳世劍和王娜(2007)的研究也表明，QFII不僅可以促進(jìn)經(jīng)理層遵循信息披露準(zhǔn)則進(jìn)行披露，還可以促進(jìn)管理者進(jìn)行自愿性信息的披露。據(jù)此，有假設(shè)3。

假設(shè)3:QFII的持股比例與上市公司的盈余管理水平負(fù)相關(guān)。企業(yè)性質(zhì)對機(jī)構(gòu)投者治理作用的發(fā)揮具有重要影響。首先，國有企業(yè)大多關(guān)系國計民生，較差的經(jīng)營業(yè)績會影響整個社會對國有企業(yè)的信心，因此國有企業(yè)有動機(jī)進(jìn)行盈余管理，這不是證券投資基金所能左右的。其次，國有股“一股獨大”現(xiàn)象較為普遍，機(jī)構(gòu)投資者在國有上市公司中話語權(quán)有限。即使機(jī)構(gòu)投者有積極性參與國有上市公司治理，對企業(yè)盈余管理水平進(jìn)行監(jiān)督和限制，向外部投資者發(fā)送關(guān)于企業(yè)的真實信息而推進(jìn)價值投資，但國企的經(jīng)營者從這種行為中所獲凈收益也不會有顯著增加。事實上，國有企業(yè)在財務(wù)、政治及人事任免上受到政府更多的控制，公司盈余管理水平進(jìn)而公司業(yè)績并不是決定現(xiàn)任經(jīng)理是否留任的重要原因，非經(jīng)濟(jì)因素在國有企業(yè)經(jīng)理的任命中也扮演著重要角色，經(jīng)理人市場功能的發(fā)揮受到諸多限制(國有股減持課題組，2001)［18］。相對于國有企業(yè)的經(jīng)理人來說，非國有企業(yè)的經(jīng)理人則面臨更大的市場壓力。因此，有假設(shè):假設(shè)4:國有企業(yè)中機(jī)構(gòu)持股與企業(yè)盈余管理的關(guān)系要弱于民營企業(yè)，存在偏負(fù)效應(yīng)。

二、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源本文以2004—2009年A股上市公司為研究樣本，其中機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)來自于WIND資訊數(shù)據(jù)庫外，其他數(shù)據(jù)則來自于國泰安數(shù)據(jù)庫。本文的樣本篩選過程如下:(1)剔除金融行業(yè)上市公司的數(shù)據(jù);(2)剔除數(shù)據(jù)不完整和異常的上市公司的數(shù)據(jù);(3)剔除S、ST、*ST上市公司的數(shù)據(jù)。經(jīng)過以上篩選，最終獲得6年共4842個樣本的平衡面板數(shù)據(jù)(其中每年807個樣本)。

(二)變量選擇1.被解釋變量本文的被解釋變量是企業(yè)盈余管理水平。目前，盈余管理水平的計量方法主要有:總應(yīng)計利潤法、具體應(yīng)計利潤法、真實盈余管理計量和盈余分步法，其中總體應(yīng)計利潤法應(yīng)用最為廣泛(黃梅，2007)［19］。所謂總應(yīng)計利潤法，是指把總應(yīng)計利潤分為可操縱性應(yīng)計利潤和不可操縱利潤兩部分，并用可操縱性應(yīng)計利潤作為盈余管理程度的度量。在眾多的應(yīng)計利潤計量模型中，修正的Jones模型被認(rèn)為是最適合中國市場的方法(Dechowetal，1995;夏立軍，2003)［20－21］。另外，Bartovetal.(2000)［22］的研究表明橫截面的Jones模型優(yōu)于時間序列的Jones模型，因此，本文利用修正的橫截面Jones模型來估計可操縱性應(yīng)計利潤。這一模型的具體形式為:2.解釋變量本文的解釋變量為各類機(jī)構(gòu)投資者的持股比例，用INS表示。其中，證券投資基金的持股比例用MF表示，險資(社保基金、保險基金和證券公司)持股比例則記為IC，QFII代表合格境外投資者的持股比例。3.控制變量(1)公司性質(zhì)(CONT)。本文設(shè)置虛擬變量CONT來控制公司性質(zhì)，CONT=0代表國有企業(yè);否則為非國有企業(yè)。(2)公司規(guī)模(SIZE)。張兆國等(2009)［23］認(rèn)為，公司的規(guī)模越大，受到外界各方的關(guān)注和監(jiān)督就越多，所以公司規(guī)模與盈余管理負(fù)相關(guān)，本文利用年末資產(chǎn)總額的自然對數(shù)來衡量企業(yè)規(guī)模。(3)償債能力。企業(yè)的管理層為了避免違反債務(wù)條款會進(jìn)行盈余管理，因此，資產(chǎn)負(fù)債率與盈余管理可能有關(guān)(Bartovetal，2000)［21］，本文利用資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)和流動比率(CUR)來衡量公司的償債能力。其中，資產(chǎn)負(fù)債率等于年末負(fù)債除以年末總資產(chǎn)，流動比率等于流動負(fù)債除以流動資產(chǎn)。(4)盈利能力(ROA)。(Dechowetal，1995)［20］認(rèn)為當(dāng)可操縱性應(yīng)計利潤與公司業(yè)績相關(guān)時，管理層需要利用ROA來控制公司業(yè)績對盈余余管理的影響。本文以凈利潤除以年末總資產(chǎn)衡量ROA。(5)滯后一期的應(yīng)計利潤(LTA)。上一期的應(yīng)計利潤越高，經(jīng)理層本期進(jìn)行盈余管理的能力就越弱。(6)發(fā)展能力(MB)。本文采用主營業(yè)務(wù)收入增長率來衡量發(fā)展能力。(7)審計意見(OPIN)。OPIN為虛擬變量，如果審計意見為標(biāo)準(zhǔn)無保留意見，OPIN=1，否則，OPIN=0。(8)行業(yè)控制變量。不同行業(yè)有著各自不同的特征，因此其盈余管理水平也有顯著的差異。本文借鑒溫軍等(2012)［24］的做法，用行業(yè)資產(chǎn)報酬率、行業(yè)財務(wù)杠桿和行業(yè)M/B來控制行業(yè)的特征，在模型中分別用InROA、InLeve和InM/B。

(三)檢驗?zāi)Ｐ蜑榱藱z驗假設(shè)1和假設(shè)2，本文建立如下模型:上式中，i代表企業(yè)個體，t代表年份;εit為隨機(jī)擾動項;β''''X代表控制變量向量與其回歸系數(shù)的乘積，變量和INSi，t的含義同前文。

三、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計表1是全樣本的描述性統(tǒng)計。從全樣本來看，可操縱性應(yīng)計利潤(DAC)的均值為0.3785，最大值為2.2321，最小值為－1.1228，說明我國上市公司既有調(diào)高可操縱性應(yīng)計利潤的行為，也有調(diào)低可操縱性利潤的行為，且調(diào)高可操縱性應(yīng)計利潤的程度要似乎要高于調(diào)低可操縱性應(yīng)計利潤的程度。其次，機(jī)構(gòu)投資者持股比例的均值為0.0833，最大值為0.6942，最小值為0.0000。這一水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于美英國家。證券投資基金持股比例的均值為0.0721，最大值為0.5995，最小值為0.0000。這表明雖然證券基金在某些上市公司的持股比例較大，但在大多數(shù)公司里的持股比例仍很低，話語權(quán)有限，“一股獨大”現(xiàn)象較為普遍。險資持股比例的均值為0.0032，中值為0.0000，最大值為0.2093，最小值為0.0000。這表明超過一半的上市公司沒有險資持股，且不論是從均值還是最大值來看，險資的持股比例都比較小。QFII持股比例的均值為0.0079，中值為0.0000，最大值為0.1983，最小值為0.0000。這同樣表明超過一半的上市公司中沒有QFII持股。對比三類機(jī)構(gòu)投資者，不難發(fā)現(xiàn)證券投資基金仍然是我國機(jī)構(gòu)投資者構(gòu)成的主體。此外，險資、QFII以及證券投資基金的持股比例與可操縱性應(yīng)計利潤之間的相關(guān)性系數(shù)分別為－0.0336、－0.0320、0.0689，這表明險資與QFII持股能夠抑制上市公司的盈余管理水平，而證券投資基金卻與可操縱性應(yīng)計利潤正相關(guān)。最后，由國有企業(yè)樣本與非國有企業(yè)樣本的描述性統(tǒng)計的均值差t檢驗可知，相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)具有更低的可操縱性應(yīng)計利潤，即盈余管理水平更低。機(jī)構(gòu)投資者、證券投資基金、險資和QFII的持股比例的均值在國有企業(yè)和非國有企業(yè)中基本沒有顯著性差異。

(二)回歸結(jié)果與分析本文的實證結(jié)果如表2所示。在表2中，模型1是控制變量對DAC的回歸結(jié)果，模型2是不考慮企業(yè)性質(zhì)時INT對DAC的回歸結(jié)果，而模型3則是控制了企業(yè)的性質(zhì)時INT對DAC的回歸結(jié)果。在表2的各模型中，SIZE、MB、ROA、OPIN對DAC都有顯著影響。SIZE的回歸系數(shù)顯著為正，表明公司規(guī)模與可操縱性應(yīng)計利潤正相關(guān)，這與張兆國等(2009)［23］的研究結(jié)果相反。ROA的回歸系數(shù)顯著性為正，這與薄仙慧和吳聯(lián)生(2009)的研究結(jié)果一致。MB的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明主營業(yè)務(wù)增長率越高，盈余管理水平越低。OPIN的回歸系數(shù)顯著性為負(fù)，這表明被會計師事務(wù)所出具標(biāo)準(zhǔn)無保留意見的上市公司的盈余管理水平較低。在模型3中，INT的系數(shù)雖為負(fù)，但不顯著，這表明機(jī)構(gòu)投資者的整體持股沒能有效地降低上市公司的盈余管理水平。進(jìn)一步來看，模型3的回歸結(jié)果表明，在國有企業(yè)中，INT的回歸系數(shù)為0.0201，但不顯著;在非國有企業(yè)中，INT的回歸系數(shù)為－0.0614(0.0201－0.0815)，檢驗表明這一系數(shù)顯著(P=0.0001)，機(jī)構(gòu)持股對可操縱性應(yīng)計利潤的負(fù)影響的不顯著性可能是由國有企業(yè)中的不顯著性導(dǎo)致。這意味著如果不控制企業(yè)的性質(zhì)，模型的回歸結(jié)論是有偏的，機(jī)構(gòu)持股在非國有企業(yè)中能有效地抑制企業(yè)的盈余管理水平，但在國有企業(yè)中則并非如此，這支持假設(shè)4。上文理論分析表明，不同機(jī)構(gòu)投資者對上市公司盈余管理的抑制作用是不同的。為了證實這一點，本文進(jìn)一步考察了機(jī)構(gòu)投資者的異質(zhì)性對盈余管理的影響，結(jié)果如表3所示。在模型1中，證券投資基金MF對DAC有顯著的正效應(yīng)，回歸系數(shù)為0.0111，在0.05的水平下顯著。這表明上市公司的盈余管理水平隨證券投資基金持股比例的增加而上升，即證券投資基金對改善公司的盈余管理水平?jīng)]有起到積極的作用，這與假設(shè)1一致。但當(dāng)引入企業(yè)性質(zhì)變量CONT后，模型回歸結(jié)果出現(xiàn)很大不同。在模型2中，對于證券投資基金，在國有企業(yè)中，其系數(shù)為0.0327，在0.05水平下顯著;在非國有企業(yè)中，系數(shù)為－0.0571(0.0327－0.0898)，檢驗表明這一系數(shù)顯著(P=0.0003)。這表明，證券投資基金對企業(yè)盈余管理的消極作用主要發(fā)生在國有企業(yè)中，而在非國有企業(yè)中則相反。險資IC和QFII對DAC都有顯著的負(fù)效應(yīng)，回歸系數(shù)分別為－0.1453、－0.1289，分別在0.05、0.1的水平下顯著。這表明險資和QFII的持股都有利于抑制上市公司的盈余管理水平，這與假設(shè)2和假設(shè)3一致。對于險資，在國有企業(yè)中的回歸系數(shù)為－0.2358，在0.05水平下顯著;非國有企業(yè)中，回歸系數(shù)為0.0921，但是檢驗表明這一系數(shù)并不顯著(P=0.2844)。這表明，隨著險資持股比例的增加，上市公司的盈余管理水平顯著下降，但這種負(fù)相關(guān)關(guān)系主要發(fā)生在國有企業(yè)中，而在非國有企業(yè)中則不存在。這與假設(shè)4沖突，原因可能在于，在民營企業(yè)中，險資的持股比例一般較少，話語權(quán)也較小，而在國有企業(yè)中則相反。張萬成和孫振嘉(2006)［認(rèn)為，將社保基金引入國有股權(quán)過于集中的股份公司，有利于加強(qiáng)對企業(yè)管理者的監(jiān)督，約束管理者的行為。由于國有股減持實驗的失敗，國有股權(quán)改革轉(zhuǎn)向了國有股轉(zhuǎn)持，而國有股轉(zhuǎn)持最大的受益者就是社保基金。轉(zhuǎn)持之后，社保基金最有可能成為國有企業(yè)的第二大股東，并且其持有的股份在三年內(nèi)不能出售，所以，社保基金有動機(jī)參與到公司治理中，提高會計信息的真實性。而對于QFII，在國有企業(yè)中的回歸系數(shù)為－0.0407，在0.01的水平下高度顯著;在非國有企業(yè)中的回歸系數(shù)為－0.0569，檢驗表明這一系數(shù)顯著(P=0.0056)。這表明，QFII持股在國有和非國有企業(yè)中都有效地抑制了上市公司的盈余管理行為，且在非國有企業(yè)中發(fā)揮的作用更大一些。

四、主要結(jié)論

本文基于滬深兩市共807家上市公司2004—2009年的平衡面板數(shù)據(jù)，研究了機(jī)構(gòu)持股異質(zhì)性對公司盈余管理的不同影響及企業(yè)性質(zhì)對這種關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果顯示:整體來講，機(jī)構(gòu)投資者持股與盈余管理之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，當(dāng)控制了企業(yè)性質(zhì)后，在非國有企業(yè)中，機(jī)構(gòu)持股能夠有效的降低企業(yè)的盈余管理水平，而國有企業(yè)則不存在這種關(guān)系;不同機(jī)構(gòu)投資者的治理效應(yīng)確有不同，QFII和險資的持股都能有效的降低上市公司的盈余管理水平，說明這兩類機(jī)構(gòu)投資者對改善中國上市公司的治理效果具有積極的作用，而規(guī)模最大的證券投資基金持股不僅沒有起到積極的作用，反而卻推助了上市公司的盈余管理行為;企業(yè)性質(zhì)的調(diào)節(jié)影響表現(xiàn)在，險資和QFII的持股在國有企業(yè)中都能顯著的抑制上市公司的盈余管理行為，而證券投資基金則相反，在非國有企業(yè)中，證券投資基金和QFII的持股都顯著的降低了企業(yè)的盈余管理水平，但是險資與盈余管理之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。本文的研究結(jié)論具有重要的政策含義。首先，為了最大化地發(fā)揮各類投資者的抑制盈余管理的作用，應(yīng)該鼓勵不同的機(jī)構(gòu)投資者將資金投向不同性質(zhì)的企業(yè)。證券投資基金和QFII在非國有企業(yè)中能發(fā)揮更大的作用，所以應(yīng)該鼓勵其更多地投資于非國有企業(yè);對于險資，應(yīng)鼓勵其將投資組合向國有企業(yè)傾斜。其次，應(yīng)提高險資的入市比例，適度放寬QFII的額度，調(diào)整機(jī)構(gòu)投資者的比例結(jié)構(gòu)，這些可以作為未來資本市場政策改革的著力點。

作者：李曉良溫軍李文華單位：西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院博士研究生西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院副教授西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院博士研究生