1. 引言
党的十八大以来，我国进入了发展的新时代，由于社会主义市场经济改革不断深化、对外开放政策水平不断提高，使得我国的资本市场不断趋于成熟。随着沪深港通的开通与经济社会的不断发展，社会资金与外来资本进一步涌入资本市场，机构投资者在我国资本市场中的投资比重越来越大，这使得我国以散户为主的资本市场体系也正逐步发生改变，而机构投资者作为资本市场中的重要组成部分，正在发挥越来越重要的作用。机构投资者持股对企业会造成什么样的影响，如何造成影响，都成为了热门的研究话题。
有学者认为[1]，机构投资者指以自有或社会资金进行有价证券投融资活动的机构，如投资公司、保险公司、证券公司等。机构投资者与普通投资者最大的区别就是其具有管理专业化、信息收集专业化与资金持有量大的特点。而正是这些特点，使学者们普遍认为机构投资者可以利用其独特的资源禀赋促进企业治理与发展。同时也有学者认为，机构投资者会因其自利性利用信息差从中谋利，阻碍企业发展。总的来说，现今学者们针对机构投资者持股如何对公司治理发挥作用的观点主要分为有效监督假说、无效监督假说与利益合谋假说。
有效监督假说认为，机构投资者在上市公司的持股会促使机构投资者积极参与上市公司内部的管理，对企业董事会与管理层起到积极的监督作用，提高公司整体治理水平。史永东和王瑾乐[2]基于理性人假设的研究表明，机构投资者做出的决策都是为了追寻自身利益的最大化，他们会主动参与公司治理，并起到积极的监督作用。张良和彭子峰[3]的研究发现，机构投资者持股能够有效参与公司治理，实现公司的高质量发展。余长友与于竞宇[4]的研究认为机构投资者可以有效降低企业的财务风险，在企业信息质量较低时这种情况更为显著。周雪峰与王大英[5]整理文献发现，机构投资者可以通过对企业施压与进行外部监督的方式有效提高企业的信息披露质量，降低高管的道德风险。张云等人[6]通过实证研究认为，机构投资者基于绿色价值创造和社会效用动机，会积极沟通介入控股股东绿色经营决策，从而推进公司绿色治理。
支持无效监督假说的学者认为，在控股股东对上市公司的控制力过于强大时，机构投资者持股参与公司治理是否可以发挥积极作用是值得怀疑的。因为上市公司与其控股股东之间有着密不可分的联系，机构投资者利用信息差操纵股价所获取收益的成本远低于参与公司治理获利所需要的成本。这种情况下，机构投资者很可能不能发挥其应有的监督作用。陈晓珊和刘洪铎[7]在文章中提出，稳定性机构投资者在降低上市公司治理成本方面发挥积极的监督作用，而其他机构投资者则不能发挥有效的监督作用，证券投资基金则处于合谋者地位。
利益合谋假说认为，机构投资者在法律制度不健全的情况下很可能与管理层合谋侵占其他股东的利益。在这种情况下，机构投资者不仅未起到治理作用，还损害了公司利益。李娜和邵剑兵[8]的研究指出，共同机构所有权与企业金融化呈倒u型关系，越偏左协同治理越占优，越偏右合谋竞争越占优。在雷雷和张大勇等人[9]的研究中，共同机构持股会导致企业市场垄断地位提高，从而减弱额外信息披露的内生动力与压力，产生舞弊合谋。
经整理文献发现，大部分的学者都支持有效监督假说，只有小部分学者认为机构投资者无法发挥应有作用甚至对企业产生负面效应。本文将在以上三种假说的基础上对机构投资者对企业的影响做进一步研究，回答机构投资者能否在我国资本市场中发挥积极监督与治理作用的问题。
在公司治理中，会计信息质量是重要的组成部分。而企业进行的盈余管理，是影响会计信息质量的重要方式。盈余管理指的是管理层通过会计手段与交易安排来改变财务报表数据，分为应计盈余管理与真实盈余管理。应计盈余管理一般指通过调整会计账目的方式对公司盈余进行操纵，而真实盈余管理是通过直接的经济活动对公司盈余进行操纵。相较于应计盈余管理，真实盈余管理更难以发现、更具有隐蔽性。对于机构投资者对盈余管理的影响问题，学术界持有不同观点。余怒涛等人[10]与宋云玲等人[11]的研究表明，机构投资者持股可以有效抑制企业的两种盈余管理行为；而吴晓晖等人[12]的研究发现，共同机构投资者持股会产生“合谋效应”，导致真实盈余管理水平上升，会计信息质量下降。经整理文献后发现，大部分学者都认为机构投资者持股可以有效抑制企业的应计盈余管理，而对真实盈余管理的影响却结论各异。因此本文主要对机构投资者与企业真实盈余管理之间的关系进行研究，为该问题的争论提供进一步理论依据。
基于以上思考，本文将以2011~2022年的我国A股上市公司数据为样本对机构投资者持股与企业真实盈余管理之间的关系进行研究，并对其影响机制进行进一步研究。
2. 理论分析与研究假设
2.1. 机构投资者持股与企业真实盈余管理之间的关系
由于现代公司制度所有权和经营权分离，公司的实际拥有者即股东们仅有控制的权利而不对公司的实际运营负责，公司的管理层仅对公司的实际运营负责而又不一定拥有企业的实际权利，这就导致了委托代理问题。实际控制的股东与实际经营的管理层之间对公司的具体状况的了解程度不能达到一致，这就造成了严重的信息不对称问题。委托代理问题与信息不对称问题使股东与管理层之间的矛盾加剧，管理层更倾向做出损害股东利益的自利行为。股东与管理层之间具有天然的委托代理关系，这导致他们的根本利益与实现利益的方式可能会产生较大的差异，这使得管理层具有侵犯股东权益的动机；又因为信息不对称使得股东对企业实际运营情况不甚了解，这会留给管理层充分的实施自利行为的机会。机构投资者因其自身资金规模大、专业程度高、信息渠道更加通达的优势，可以对企业的会计信息质量进行更严格的监督，但是由于机构投资者的参与，也为企业带来了更高的收益回报要求，这就使得企业管理层面临着更高的盈余管理压力与动力。现有研究表明，在机构投资者的监督下，大部分企业的应计盈余管理都显著降低了，即企业利用最简单的方法伪造粉饰财务报表盈利数据的途径减少了，但是由于管理层面对的盈利压力仍未消失，所以管理层势必会采取更加隐蔽的真实盈余管理进行盈余操纵。根据“合谋效应”理论，机构投资者还会促使投资公司采取联合定价、抢占市场份额、追求垄断利润等策略实现投资价值的最大化，再加上我国现有的金融市场监督体系并不全面，这就给企业管理层实施真实盈余管理创造了机会。于是我们提出假设H1。
H1：机构投资者持股比例增加会导致企业更多地使用真实盈余管理来达成盈利目标。
2.2. 机构投资者持股比例、营商环境与企业真实盈余管理之间的关系
营商环境对本课题来说是重要的外部制度环境，包括法律制度、市场制度、本地文化等多方面因素，不仅会对企业的行为与发展产生重大影响，也会很大程度上影响机构投资者的投资行为与投资理念。周泽将等人[13]的研究认为，营商环境的改善有利于营造相对公平的外部竞争环境、促进司法公正与金融环境改善，这使得企业因更强的外部监管而不得不减少真实盈余管理，同时机构投资者也因为金融市场体系的完善而不得不减少合谋动机，企业进行真实盈余管理的重要条件也就不复存在了。此外，崔艳娟等人[14]认为，营商环境的优化还能促使企业提高内部治理水平，从增强内部治理的角度提高会计信息质量，较少真实盈余管理。
因此我们提出假设H2。
H2：营商环境越好，机构投资者持股对企业进行真实盈余管理的推动作用越小。
3. 研究设计
3.1. 样本选择
本文使用A股上市公司2011~2022年十二年间的数据为样本对机构投资者持股比例与企业真实盈余管理水平之间的关系进行了研究。为避免其他因素的影响，本文剔除了金融行业、ST、*ST与数据存在缺失的样本，并对相关变量进行了1%的Winsorize缩尾，得到了17090个观测值。本文使用的数据均来自国泰安数据库。本文运用的统计软件为Stata17.0。
3.2. 被解释变量
真实盈余管理(REM)。本文使用改良后的琼斯模型计算公司的可操纵性应计利润、并采用异常生成成本(PRODEM)、异常经营活动现金流(CFOEM)与异常费用(DISXEM)构造综合指标REM对真实盈余管理活动进行度量。
3.3. 核心解释变量
机构投资者持股比例(INST)。本文参考陈晓珊等人(2019)的做法，机构投资者持股比例为基金、券商、QFII、保险公司、社保基金、信托公司、财务公司的持股比例之和。
3.4. 调节变量
营商环境(BE)。本文参考白钰等人[15]的做法，利用《中国分省份市场化指数报告》中的经营环境指数进行计量。
3.5. 控制变量
本文涉及的主要变量的具体定义详见表1。本文在模型中还加入了可能对结果产生影响的9个控制变量，包括资产规模(Size)、上市年限(Age)、资产负债率(Lev)等。
Table 1. Variable definitions
表1. 变量定义
变量类型 |
变量名称 |
变量符号 |
变量定义 |
被解释变量 |
真实盈余管理 |
REM |
参考Roychowdhury的方法生成综合指标 |
解释变量 |
机构投资者持股比例 |
INST |
基金、券商、QFII、保险公司、社保基金、信托公司、财务公司等机构的持股比例之和 |
调节变量 |
营商环境 |
BE |
《中国分省份市场化指数报告》中的经营环境指数 |
控制变量 |
资产规模 |
Size |
公司年末资产总额取自然对数 |
上市年限 |
Age |
公司上市年数取自然对数 |
资产负债率 |
Lev |
总负债/总资产 |
托宾Q值 |
TobinQ |
(公司市值/总资产)加1取自然对数 |
第一大股东持股比例 |
Top |
(第一大股东持股数量/公司股票数量)加1取自然对数 |
两职合一 |
Dual |
虚拟变量，总经理与董事长两职合一则取1，否则取0 |
资产收益率 |
Roa |
净利润/期末资产 |
现金流 |
Cash |
公司现金流量数取自然对数 |
产权性质 |
State |
虚拟变量，若公司为国有控股则取值1，否则取值0 |
年度效应 |
Year |
年份固定效应 |
行业效应 |
Ind |
行业固定效应 |
3.6. 模型构建
为验证机构投资者持股比例对企业真实盈余管理的影响，本文构建模型(1)：
(1)
其中，i为企业，t为年份，
即为企业i在t年时的真实盈余管理水平，
即为企业i在t年时的机构投资者持股比例，
即为企业i在t年时的控制变量具体数据，
为回归系数，Year代表年份固定效应，Ind代表行业固定效应，
则为随机误差项。
本文建立模型(2)以检验机构投资者持股比例对企业真实盈余管理的调节作用机制，模型如下：
(2)
其中，
为i企业t年时的营商环境数据，
为i企业t年时的营商环境与机构投资者持股比例的交乘项，其余与模型(1)相同。
4. 实证分析
4.1. 描述性统计分析
主要变量的描述性统计结果如表2所示。被解释变量REM的标准差为0.054，均值为0.055，二者都较小，这说明我国大部分上市企业的真实盈余管理水平较为接近；解释变量INST最小值为0，这说明我国有的上市企业没有引入机构投资者，各个企业之间对待机构投资者的态度不同，自身对机构投资者的吸引力也不同；其标准差为1.029，这说明我国企业的机构投资者持股比例参差不齐、差距较大。其余控制变量的统计分布与已有文献类似。
Table 2. Descriptive statistics of the main variables
表2. 主要变量描述性统计
变量 |
样本量 |
均值 |
标准差 |
最小值 |
最大值 |
REM |
17,090 |
0.055 |
0.054 |
0.001 |
0.298 |
INST |
17,090 |
1.676 |
1.029 |
0 |
3.684 |
Size |
17,090 |
3.109 |
0.057 |
3.001 |
3.273 |
Age |
17,090 |
2.214 |
0.753 |
0.693 |
3.332 |
Lev |
17,090 |
0.439 |
0.202 |
0.008 |
0.998 |
Cash |
17,090 |
0.054 |
0.075 |
−0.161 |
0.289 |
TobinQ |
17,090 |
1.048 |
0.332 |
0.608 |
2.220 |
Top |
17,090 |
3.441 |
0.457 |
2.224 |
4.325 |
Dual |
17,090 |
0.263 |
0.440 |
0 |
1 |
Roa |
17,090 |
0.034 |
0.062 |
−0.249 |
0.193 |
State |
17,090 |
0.398 |
0.490 |
0 |
1 |
为避免变量间的多重共线性问题，本文进行了多重共线性检验，结果如表3所示。基本排除了变量间的多重共线性问题。
Table 3. Multicollinearity test results
表3. 多重共线性检验结果
变量 |
VIF |
1/VIF |
Size |
3.03 |
0.3306 |
Lev |
1.86 |
0.5373 |
TobinQ |
1.86 |
0.5380 |
Roa |
1.66 |
0.6038 |
Age |
1.63 |
0.6152 |
State |
1.59 |
0.6281 |
INST |
1.36 |
0.7364 |
Cash |
1.35 |
0.7419 |
BE |
1.24 |
0.8037 |
Top |
1.19 |
0.8421 |
Dual |
1.14 |
0.8742 |
VIF均值 |
1.63 |
- |
4.2. 基准回归结果分析
机构投资者持股比例对企业真实盈余管理的影响结果如表4所示。Hausman检验结果表明加入固定效应的回归模型更为合理，因此本文仅列出了加入了固定效应与控制变量后的回归结果。表4的回归结果在1%的水平上显著，这表明机构投资者持股会产生合谋效应，导致企业真实盈余管理水平提高，即机构投资者持股比例越高，企业就越倾向于使用真实盈余管理的方法实现盈余目标。本文假设H1得到了验证。
Table 4. Benchmark regression results: the impact of digital transformation on ESG performance
表4. 基准回归结果：企业数字化转型对ESG表现的影响
变量 |
REM |
INST |
0.0018*** |
_cons |
2.8609 |
Controls |
Yes |
Ind |
Yes |
Year |
Yes |
N |
17090 |
Adj. R2 |
0.0367 |
Hausman检验 |
159.07*** |
注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%的水平下显著，()内为t值，Yes表示变量已控制，No表示变量未控制。其余表格同理。
4.3. 稳健性检验
在入选样本不变的情况下，本文借鉴张良等人的做法，以机构投资者持有的股本/流通股股本替换原有的机构投资者持股比例衡量标准，基准回归模型依然稳健。本文还使用替换时间样本的方法对回归模型进行检验，回归结果依然稳健。
5. 进一步分析
5.1. 营商环境
机构投资者、营商环境与真实盈余管理之间的关系如表5列(1)所示。机构投资者持股比例与营商环境的交乘项(INST × BE)系数为−0.0069，且在1%的水平上显著，这说明在营商环境越好的环境中，机构投资者与投资企业进行合谋的机会与可能性就越小，企业自身由于内部治理水平的提高，其进行真实盈余管理的机会就越少，即营商环境越好，机构投资者持股比例对企业进行真实盈余管理的推动作用越小。由此，假设H2得到证明。
5.2. 产权性质
Table 5. Results of regulatory mechanism analysis
表5. 调节机制分析结果
变量 |
(1) |
(2) |
REM |
REM |
INST |
0.0031*** (4.0904) |
0.0264*** (3.6934) |
BE |
0.0110 (1.3404) |
|
INST × BE |
−0.0069*** (−3.4731) |
|
State |
|
0.0172 (7.3654) |
INST × State |
|
−0.0035*** (−2.9758) |
控制变量 |
Yes |
Ind |
Yes |
Year |
Yes |
N |
17,090 |
17,090 |
Adj. R2 |
0.0285 |
0.0287 |
在我国的资本市场中，国有企业与非国有企业之间因其内在的治理机制与享有的资源禀赋不同，二者之间的管理与监督环境也大有不同，而这种差异很可能对研究结果产生影响。为了研究企业的产权差异性对研究结果的影响，本文构造了产权性质的虚拟变量State，将国有企业计为1，非国企计为0，以此进行进一步分析。结果如表5列(2)所示。结果显示，机构投资者持股比例与产权性质之间的交乘项(INST × State)系数为−0.0035，且在1%的水平上显著，这说明企业的国有性质所带来的管理与监督环境可以有效抑制机构投资者持股对企业进行真实盈余管理所产生的推动效应。
6. 结论与启示
以2011~2022年我国A股上市公司共12年的数据为样本构建固定效应模型进行研究后，本文发现：1) 机构投资者持股会与企业产生“合谋效应”，导致真实盈余管理水平提高；2) 在营商环境改善的条件下，机构投资者持股对真实盈余管理的推动效应会受到抑制；3) 根据产权性质的异质性分析，相对于个人企业，在国有企业环境下，机构投资者对企业真实盈余管理的推动效应被显著抑制了。最后，在一系列稳健性检验后，我们的结论依然成立。
根据以上研究结论，我们得到以下启示：1) 企业要加强自身内部管理，主动提高会计信息质量，从内部治理角度减少“合谋效应”的可能性；2) 机构投资者应更加着重于长远投资，不能只着眼于眼下的利益而对投资企业竭泽而渔，应从长期角度强化企业内部治理，更加注重自身外部监督者的身份，维护市场公平，共同维护金融市场。3) 我国政府应该更加坚定地完善具有中国特色的社会主义市场经济体系，不断改善企业的外部制度环境，用营商环境改善来促使企业自我创新、自我革新，减少机构投资者与企业合谋的可能，从而提高会计信息质量，反哺金融市场。