機(jī)構(gòu)投資者、信息披露質(zhì)量與公司績(jī)效

彭丁 楊長(zhǎng)虹

摘要：本文以深交所信息披露考評(píng)結(jié)果作為信息披露質(zhì)量的替代變量，從信息披露的視角考察了機(jī)構(gòu)投資者在我國(guó)上市公司的持股行為和治理效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)上市公司信息披露質(zhì)量對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的持股決策具有正向影響，機(jī)構(gòu)投資者的持股比例在信息披露質(zhì)量較好的公司顯著高于信息披露較差的公司，隨著信息披露質(zhì)量改善，機(jī)構(gòu)投資者持股比例增加；機(jī)構(gòu)投資者的治理作用因信息披露質(zhì)量存在顯著差異，隨著信息披露質(zhì)量提高，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司業(yè)績(jī)的改善逐漸凸顯出來(lái)，而在信息披露質(zhì)量很差的公司其治理作用受到限制。換言之，機(jī)構(gòu)投資者的治理作用受制于公司信息環(huán)境的影響，改善公司信息披露質(zhì)量對(duì)促進(jìn)機(jī)構(gòu)投資者發(fā)揮其應(yīng)有作用具有重要啟示意義。

關(guān)鍵詞：機(jī)構(gòu)投資者；信息披露質(zhì)量；公司治理

中圖分類號(hào)：F83091；F2766 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

作者簡(jiǎn)介：彭?。?984-），男，成都人，西華大學(xué)管理學(xué)院教師，管理學(xué)博士，研究方向：資本市場(chǎng)財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì)；楊長(zhǎng)虹（1980-），女，成都人，西南財(cái)經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院博士研究生，研究方向：企業(yè)管理。

基金項(xiàng)目：西華大學(xué)校重點(diǎn)科研基金項(xiàng)目“我國(guó)上市公司機(jī)構(gòu)投資者治理行為影響因素及經(jīng)濟(jì)后果研究”，項(xiàng)目編號(hào)：ZW1221505。 一、問(wèn)題的提出

自我國(guó)證券市場(chǎng)成立以來(lái)，機(jī)構(gòu)投資者在國(guó)家政策培育下逐漸成為資本市場(chǎng)的新興力量。從1997年《證券投資基金管理暫行辦法》的推出、1998年南方基金管理公司和國(guó)泰基金管理公司的成立，到2002年QFII制度實(shí)施、2003年社保基金入市，直至2004年《證券投資基金法》等一系列相關(guān)制度措施的頒布與實(shí)施，機(jī)構(gòu)投資者在經(jīng)歷了早期探索、試點(diǎn)發(fā)展和快速發(fā)展三個(gè)階段后逐步形成了具有相當(dāng)規(guī)模的專業(yè)投資者。截止到2010年末，包括證券投資基金、全國(guó)社?；?、保險(xiǎn)公司、證券公司、QFII等各類機(jī)構(gòu)投資者持有的已上市流通A股股票市值達(dá)到了70%以上①，成為資本市場(chǎng)的重要投資主體。

作為新興的治理機(jī)制，機(jī)構(gòu)投資者能否依靠自身的專業(yè)能力、資源優(yōu)勢(shì)通過(guò)對(duì)上市公司的持股參與公司治理，提升上市公司治理績(jī)效？在上市公司國(guó)家控股、股權(quán)高度集中的制度背景下，相對(duì)于董事會(huì)、薪酬激勵(lì)等內(nèi)部治理機(jī)制，機(jī)構(gòu)投資者的相對(duì)獨(dú)立性能否使得其在外部治理機(jī)制中發(fā)揮更為積極的股東作用？圍繞這些因素，一些文獻(xiàn)立足于機(jī)構(gòu)投資者本身進(jìn)行了探討，但由于我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者的發(fā)展時(shí)間不長(zhǎng)，這方面的文獻(xiàn)較少且沒(méi)有得出較為統(tǒng)一的結(jié)論。

上市公司信息披露作為解決所有者與經(jīng)營(yíng)者之間信息不對(duì)稱的有效途徑，歷來(lái)受到我國(guó)監(jiān)管部門的高度重視；同時(shí)，提高上市公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量也是我國(guó)政策制定者致力解決的難題。機(jī)構(gòu)投資者雖為專業(yè)的投資者，比普通投資者具有更強(qiáng)的信息獲取能力，但作為外部股東，加之內(nèi)部人控制問(wèn)題，機(jī)構(gòu)投資者同樣會(huì)為獲取私有信息付出高昂的成本，而這些軟約束可能間接地抑制機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司治理的參與程度。因此，上市公司不同的信息披露質(zhì)量可能導(dǎo)致機(jī)構(gòu)投資者的治理作用產(chǎn)生差異，那么，機(jī)構(gòu)投資者的持股決策是否因上市公司信息披露質(zhì)量而不同？會(huì)計(jì)信息披露這一制度安排是否會(huì)對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的治理效應(yīng)產(chǎn)生影響？所以本文擬從會(huì)計(jì)信息的視角對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行探討。

二、理論分析及研究假設(shè)

提高上市公司信息披露質(zhì)量是資本市場(chǎng)監(jiān)管的重要目標(biāo)，作為解決信息不對(duì)稱的制度安排，其目的不僅在于提高公司的透明度，也為治理機(jī)制各方通過(guò)較好的信息質(zhì)量提高對(duì)公司資源配置的效率。

作為外部股東，一方面，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量高低成為機(jī)構(gòu)投資者持股決策的重要信息標(biāo)準(zhǔn)，機(jī)構(gòu)投資者通過(guò)信息質(zhì)量決定持股計(jì)劃以降低股價(jià)異常波動(dòng)帶來(lái)的交易成本（Healy 等，1999），較好的會(huì)計(jì)信息披露將提高機(jī)構(gòu)投資者在二級(jí)市場(chǎng)交易的流動(dòng)性（Diamond和Verrecchia，1991）；另一方面，機(jī)構(gòu)投資者在公司治理機(jī)制中的有效程度也取決于會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，機(jī)構(gòu)根據(jù)信息質(zhì)量改變對(duì)公司權(quán)益金額的持有數(shù)量及時(shí)間長(zhǎng)短（Bushman，2001）。Bushee和Noe（2000）以AIMR指數(shù)評(píng)級(jí)作為信息質(zhì)量因素，研究發(fā)現(xiàn)更及時(shí)的會(huì)計(jì)信息披露有著更高的機(jī)構(gòu)投資者持股比例，不同類型的機(jī)構(gòu)投資者對(duì)信息質(zhì)量的敏感程度及披露要求存在顯著差異，激進(jìn)型、指數(shù)型機(jī)構(gòu)投資者更加重視信息質(zhì)量，而長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者則會(huì)較少倚賴會(huì)計(jì)信息。程書強(qiáng)（2006）的研究表明盈余及時(shí)性與機(jī)構(gòu)投資者持股比例正相關(guān)。在我國(guó)機(jī)構(gòu)投資起步較晚的背景下，機(jī)構(gòu)投資者的持股決策在很大程度上可能會(huì)依靠信息披露作為重要的標(biāo)準(zhǔn)。換言之，上市公司信息披露質(zhì)量的差異會(huì)對(duì)機(jī)構(gòu)的持股行為造成影響。為此，本文提出以下研究假設(shè)：

2013/09假設(shè)1：機(jī)構(gòu)投資者持股比例因上市公司信息披露質(zhì)量而存在顯著差異，機(jī)構(gòu)投資者持股比例隨著信息披露質(zhì)量的提高而增加。

自20世紀(jì)90年代以來(lái)，關(guān)于機(jī)構(gòu)投資者在公司治理中是否發(fā)揮了應(yīng)有的作用引起了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注，已有的國(guó)外文獻(xiàn)形成了兩種競(jìng)爭(zhēng)性的觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者通過(guò)對(duì)公司研發(fā)投資的監(jiān)督、薪酬管制及提高自愿信息披露能有效地改善公司治理狀況（EI-Gazzar，1998；Hartzell and starks，2003；Bushee，1998）；另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者也是短視的投資者（Myopic Investors），其持股行為的短期化和與公司之間的利益糾纏并不能改善公司治理狀況（David，1998；Smith，1996）。機(jī)構(gòu)投資者作為公司治理機(jī)制，重要的一面在于機(jī)構(gòu)的相對(duì)獨(dú)立性，其對(duì)公司治理效率取決于機(jī)構(gòu)的投資遠(yuǎn)見(jiàn)、信息獲取能力及對(duì)公司治理的參與程度（Bushee和Noe， 2000）。

關(guān)于我國(guó)特殊的制度環(huán)境是否會(huì)對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的治理效應(yīng)產(chǎn)生影響，薄仙慧和吳聯(lián)生（2009）的研究發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者的治理作用在國(guó)有和非國(guó)有公司中存在顯著差異，隨著機(jī)構(gòu)投資者持股比例增加，非國(guó)有公司的盈余管理水平顯著降低，而這一治理作用在國(guó)有公司中受到限制。張純和呂偉（2007）檢驗(yàn)了機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)融資約束和融資能力的影響，結(jié)果表明機(jī)構(gòu)投資者的參與能顯著降低民營(yíng)企業(yè)所面臨的融資約束，但機(jī)構(gòu)投資者并不能降低國(guó)有企業(yè)的融資約束問(wèn)題。翁洪波和吳世農(nóng)（2007）以“自由現(xiàn)金流”假說(shuō)和“利益輸送”假說(shuō)為依據(jù)，驗(yàn)證機(jī)構(gòu)投資者對(duì)上市公司股利政策的影響，發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者不會(huì)通過(guò)影響公司的股利政策而降低代理成本，但機(jī)構(gòu)投資者能抑制公司的“惡意派現(xiàn)”行為。李維安和李濱（2008）發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者在提升公司治理水平方面發(fā)揮了重要作用。范海峰等（2009）以社保基金和證券投資基金為對(duì)象，發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者的異質(zhì)性對(duì)提升公司價(jià)值產(chǎn)生了不同的效應(yīng)。

綜合國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有文獻(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者在公司治理中已經(jīng)發(fā)揮了“用手投票”的監(jiān)督作用，但不同的公司治理狀況也會(huì)對(duì)機(jī)構(gòu)在治理中的參與程度產(chǎn)生影響。在我國(guó)股權(quán)高度集中的制度背景下，公司內(nèi)部人及控股股東往往具有信息優(yōu)勢(shì)，而作為外部股東，機(jī)構(gòu)投資者會(huì)因獲取更多的決策信息付出較高成本。信息披露作為解決機(jī)構(gòu)投資者與公司之間信息不對(duì)稱的有效機(jī)制，會(huì)對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的治理作用產(chǎn)生積極影響。收益與成本的權(quán)衡是機(jī)構(gòu)投資者能否發(fā)揮治理意愿的重要因素，相對(duì)于信息披露質(zhì)量不佳的公司，高質(zhì)量的信息披露更能降低機(jī)構(gòu)投資者與公司之間的代理成本與利益沖突，其更有動(dòng)力發(fā)揮積極的股東行為。為此，本文提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)2：同等條件下，相對(duì)于信息披露質(zhì)量較差的公司，機(jī)構(gòu)投資者在信息披露質(zhì)量較好的公司中的治理作用更有助于提升上市公司業(yè)績(jī)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文主要考察信息披露質(zhì)量是否會(huì)對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股決策及治理作用產(chǎn)生影響，所以異于上市公司本身的第三方考評(píng)更能客觀體現(xiàn)上市公司信息披露質(zhì)量。按照深交所《上市公司信息披露考核辦法》中規(guī)定的及時(shí)性、準(zhǔn)確性、完整性及合法性標(biāo)準(zhǔn)，本文選取2005至2008年在深交所上市的A股公司為樣本，并對(duì)數(shù)據(jù)做了以下處理：（1）剔除任一變量缺失的上市公司；（2）剔除金融行業(yè)的上市公司；（3）將資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）大于1的公司作為異常值予以剔除，最后得到2 099個(gè)觀測(cè)樣本。為了控制極端值的影響，本文對(duì)可能存在極端值的連續(xù)變量在1%的水平上進(jìn)行了winsorize處理②。除了信息披露考核從深交所搜集外，其余數(shù)據(jù)全部來(lái)自國(guó)泰安研究服務(wù)中心的CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。本文所有的數(shù)據(jù)處理與分析采用Stata100軟件，為了保證數(shù)據(jù)的可靠性，本文對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了隨機(jī)核對(duì)。

（二）變量設(shè)計(jì)

1.上市公司信息披露質(zhì)量的衡量。深交所的信息評(píng)級(jí)是比較權(quán)威的第三方考評(píng)，能夠較客觀地反映上市公司的信息披露質(zhì)量。本文根據(jù)深交所的考評(píng)結(jié)果，依次將“優(yōu)秀”、“良好”、“合格”和“不合格”賦值為4、3、2、1，用有序變量DISC表示，分值越高表明信息披露質(zhì)量越好，同時(shí)采用虛擬變量DISC_Dum衡量?jī)深愋畔⑴顿|(zhì)量不同的公司。若考評(píng)結(jié)果是“優(yōu)秀”和“良好”的公司，賦值為1，并將其定義為信息披露質(zhì)量較好的公司；而“合格”與“不合格”的公司則取值為0，將其定義為信息披露質(zhì)量較差的公司。

2.機(jī)構(gòu)投資者。本文用上市公司前十大流通股中機(jī)構(gòu)投資者持股比例之和（INST）和機(jī)構(gòu)投資者是否持股的虛擬變量（INST_Dum）衡量機(jī)構(gòu)持股決策的變量③。根據(jù)中登公司結(jié)算統(tǒng)計(jì)報(bào)告，證券投資基金、社保基金、證券公司、保險(xiǎn)公司、QFII和其它法人機(jī)構(gòu)都作為機(jī)構(gòu)投資者。但由于其它機(jī)構(gòu)投資者沒(méi)有統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)且持股數(shù)量非常有限，所以本文不將其納入研究對(duì)象。

3.公司績(jī)效的衡量。公司績(jī)效的衡量主要基于會(huì)計(jì)績(jī)效（ROA）和市場(chǎng)績(jī)效（Tobins Q）兩方面。Ferreira和Matos（2008）指出，Tobins Q并不是一個(gè)測(cè)度公司市場(chǎng)價(jià)值的有效指標(biāo)，加之我國(guó)資本市場(chǎng)有效程度較低及非流通股、限制流通股長(zhǎng)期存在，市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能存在很大誤差，Tobins Q并不能真正體現(xiàn)公司市場(chǎng)價(jià)值。基于此，本文采用會(huì)計(jì)績(jī)效（ROA）指標(biāo)。

4.其它需要說(shuō)明的控制變量。假設(shè)1是檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)投資者持股比例是否會(huì)受信息披露質(zhì)量的影響，除此之外，公司特征也是機(jī)構(gòu)主要考慮因素。Bushee和Noe（2000）的研究發(fā)現(xiàn)，資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、成長(zhǎng)性（GROW）會(huì)影響機(jī)構(gòu)投資者的持股比例，公司規(guī)模（SIZE）、總資產(chǎn)凈利率（ROA）和分析師盈利預(yù)測(cè)（ANAL）也會(huì)對(duì)機(jī)構(gòu)持股造成影響（Ferreira和Matos， 2008）。考慮到上市公司國(guó)家控股和股權(quán)分置的問(wèn)題，本文還控制了股權(quán)性質(zhì)（STATE）和流通股比例（SHARE）。假設(shè)2是考察機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司業(yè)績(jī)的影響（ROA）是否受制于公司信息披露質(zhì)量，根據(jù)以往的研究（Ferreira和Matos， 2008；李維安和李濱，2007），公司規(guī)模（SIZE）、公司成長(zhǎng)性（GROW）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、行業(yè)（IND）及年份（YEAR）都有可能成為影響公司業(yè)績(jī)的因素，為保證結(jié)論的可靠性，本文對(duì)這些變量加以控制。同樣的，在此檢驗(yàn)中控制了股權(quán)性質(zhì)（STATE）和流通股比例（SHARE）可能造成的影響。各變量的符號(hào)表示和詳細(xì)定義如表1所示。

（三）模型構(gòu)建及解釋

根據(jù)前文所提出的研究假設(shè)和對(duì)相關(guān)變量的定義，本文構(gòu)建以下三個(gè)模型，其中模型1、模型2用來(lái)檢驗(yàn)假設(shè)1，模型3用來(lái)檢驗(yàn)假設(shè)2。模型3中INST的系數(shù)β1表示在信息披露質(zhì)量較差的公司機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)公司績(jī)效的影響，交互項(xiàng)INST×DISC_Dum的系數(shù)β2表示相對(duì)于信息披露較差的公司，機(jī)構(gòu)投資者在信息披露質(zhì)量較好公司中的持股比例對(duì)公司業(yè)績(jī)影響的差異。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)及分析

從表2Panel A的基本描述性統(tǒng)計(jì)可以看出機(jī)構(gòu)投資者持股比例（INST）的平均值為3%，這個(gè)比例遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于美國(guó)上市公司機(jī)構(gòu)投資者持股比例均值的657%（Ferreira和Matos， 2008），表明雖然我國(guó)近十年來(lái)機(jī)構(gòu)投資者發(fā)展迅猛，但總體規(guī)模仍然偏小。同時(shí)，INST的最小值和最大值分別為0和029，顯示機(jī)構(gòu)投資者持股決策出現(xiàn)了明顯的分化。根據(jù)深交所的誠(chéng)信檔案，上市公司信息披露質(zhì)量（DISC）的均值和中位數(shù)分別為2733和3，這客觀地說(shuō)明上市公司總體信息披露質(zhì)量達(dá)到較高水平?？傎Y產(chǎn)凈利率（ROA）的平均值為0027；財(cái)務(wù)杠桿（LEV）的均值為05，說(shuō)明中國(guó)上市公司的融資比例仍遵循西方的最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)范圍；此外，樣本公司規(guī)模（SIZE）的平均值為2127，國(guó)家控股（STATE）達(dá)到了57%，表明國(guó)有企業(yè)在我國(guó)上市公司仍占據(jù)很大比例；而流通股比例（SHARE）的平均值和中位數(shù)分別為0529和0513，表明截止到2008年末仍有50%左右的限受股還沒(méi)有流通解禁；上市公司營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)（GROW）的最小值和最大值出現(xiàn)顯著差異，分別為-073及3315；分析師對(duì)上市公司盈利預(yù)測(cè)（ANAL）的平均值為8162。

Panel B對(duì)兩類公司當(dāng)中機(jī)構(gòu)投資者持股決策的差異性進(jìn)行了比較。檢驗(yàn)結(jié)果表明，在信息披露質(zhì)量較好的公司，機(jī)構(gòu)投資者持股比例（INST）和機(jī)構(gòu)是否持股的虛擬變量（INST_Dum）的平均值和中位數(shù)均顯著高于信息披露較差公司的平均值和中位數(shù)，t值和Z值都在1%水平上顯著，這初步驗(yàn)證了本文的研究假設(shè)1，即機(jī)構(gòu)投資者的持股比例因上市公司信息披露質(zhì)量存在顯著差異。

（二）相關(guān)性分析

表3報(bào)告了各變量之間的Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)。INST與DISC顯著正相關(guān)，表明信息披露質(zhì)量對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股具有正效影響；在公司特征方面，INST與ROA、SIZE、SHARE、GROW顯著正相關(guān)，顯示機(jī)構(gòu)投資者更加偏好盈利能力強(qiáng)、規(guī)模大、流動(dòng)性高與成長(zhǎng)性較好的公司；此外，分析師盈利預(yù)測(cè)次數(shù)（ANAL）也是影響機(jī)構(gòu)投資者的重要因素，Pearson與Spearman相關(guān)性分別達(dá)到了0497和0671。影響公司業(yè)績(jī)的變量LEV、STATE、SHARE與ROA負(fù)相關(guān)，SIZE、GROW與ROA正相關(guān)。在本文的回歸模型中，各自變量之間的相關(guān)系數(shù)均不高，表明不存在多重共線性問(wèn)題。

（三）實(shí)證檢驗(yàn)與分析

表4為驗(yàn)證假設(shè)1的實(shí)證結(jié)果。在模型1a和1b中，無(wú)論是信息披露質(zhì)量的有序變量（DISC）還是虛擬變量（DISC_Dum）均在1%的水平上與INST顯著正相關(guān)，t值分別為423和295，支持了本文的假設(shè)1，表明上市公司信息披露質(zhì)量是機(jī)構(gòu)投資者持股決策的重要影響因素，隨著信息披露質(zhì)量的提高，機(jī)構(gòu)投資者持股比例增加。在控制變量方面，總資產(chǎn)凈利率（ROA）、公司規(guī)模（SIZE）、分析師盈利預(yù)測(cè)次數(shù)（ANAL）與機(jī)構(gòu)持股比例顯著正相關(guān)，這與Ferreira和Matos（2008）的結(jié)論相一致，顯示機(jī)構(gòu)投資者偏好盈利能力強(qiáng)、規(guī)模較大、分析師非常關(guān)注的公司；但公司成長(zhǎng)性（GROW）對(duì)機(jī)構(gòu)持股的影響不顯著，表明機(jī)構(gòu)投資者并不太關(guān)心公司盈利增長(zhǎng)的持續(xù)性，這也說(shuō)明我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者持股可能只關(guān)注公司某個(gè)會(huì)計(jì)年度的業(yè)績(jī)，而持股周期并不會(huì)太長(zhǎng)；流通股比例（SHARE）的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明流動(dòng)性也是機(jī)構(gòu)持股的考慮因素，這也符合機(jī)構(gòu)持股規(guī)模較大的特點(diǎn)。在其它控制變量方面，股權(quán)性質(zhì)（STATE）的系數(shù)在模型1a與1b中均為負(fù)，但都不顯著，表明股權(quán)性質(zhì)不是機(jī)構(gòu)投資者持股的考慮重點(diǎn)；而公司財(cái)務(wù)杠桿（LEV）在模型1a和1b中都與INST正相關(guān)，雖然LEV的系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但可以看出我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者可能偏好于一些高負(fù)債、虧損重組的ST公司。此外，本文控制了行業(yè)（IND）、年份（YEAR）因素可能造成的影響，模型的調(diào)整可決系數(shù)說(shuō)明模型的整體解釋能力較強(qiáng)。

模型2a和2b采用Logistic模型進(jìn)行回歸，同樣的，DISC和DISC_Dum的估計(jì)系數(shù)分別在1%和5%水平上顯著為正，Z值分別為281和213，這進(jìn)一步證明了信息披露質(zhì)量對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股比例具有顯著影響，同時(shí)也說(shuō)明本文的結(jié)論較為穩(wěn)健。其它控制變量與模型1a、1b的結(jié)果基本一致，ROA、SIZE、ANAL、SHARE與INST正相關(guān)；STATE的系數(shù)在2a中顯著性有所提高，符號(hào)為負(fù)，說(shuō)明從某種程度上機(jī)構(gòu)投資者更偏好非國(guó)有公司；GROW對(duì)INST的影響仍然不顯著。檢驗(yàn)中唯一的變化在于財(cái)務(wù)杠桿對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股比例的影響，LEV的系數(shù)在模型2a與2b中均在5%水平上顯著為負(fù)，而在模型1a和1b中LEV的估計(jì)系數(shù)為正，但都不顯著。Bushee和Noe（2000）也發(fā)現(xiàn)，資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的持股影響存在一定差異，而在本文的研究中，采用Logistic模型對(duì)資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）的估計(jì)較OLS估計(jì)更具顯著性，表明機(jī)構(gòu)投資者更加偏好財(cái)務(wù)穩(wěn)健的公司。

表5報(bào)告了信息披露質(zhì)量是否對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的治理效應(yīng)有所影響的回歸結(jié)果。在模型3a中，本文所關(guān)注的機(jī)構(gòu)投資者持股比例與信息披露質(zhì)量的交互項(xiàng)INST×DISC_Dum的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正，t值為292，支持了本文的假設(shè)2，表明公司信息披露質(zhì)量的確對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的治理作用產(chǎn)生不同影響。同等條件下，在信息披露質(zhì)量較好的公司，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司業(yè)績(jī)的影響比在信息披露較差的公司高出176%，這一結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上非常顯著。通過(guò)對(duì)業(yè)績(jī)變化的計(jì)算，信息披露質(zhì)量差異導(dǎo)致機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司業(yè)績(jī)的增量影響是信息披露較差公司業(yè)績(jī)的876%⑤，這一變化也十分明顯。此外，本文對(duì)INST與INST×DISC_Dum的系數(shù)之和的線性約束進(jìn)行了檢驗(yàn)，系數(shù)之和在1%水平上顯著，說(shuō)明機(jī)構(gòu)投資者在信息披露質(zhì)量較好的公司更能提升公司業(yè)績(jī)。其它控制變量均通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、國(guó)家控股（STATE）與公司業(yè)績(jī)負(fù)相關(guān)；公司規(guī)模（SIZE）、營(yíng)業(yè)增長(zhǎng)（GROW）與業(yè)績(jī)正相關(guān)，這些結(jié)果都與預(yù)期一致且符合經(jīng)濟(jì)意義。

考慮到股改期間非流通解禁可能對(duì)公司業(yè)績(jī)產(chǎn)生影響，模型對(duì)流通股比例（SHARE）進(jìn)行了控制，研究發(fā)現(xiàn)SHARE對(duì)公司業(yè)績(jī)影響為負(fù)。本文認(rèn)為，股權(quán)分置之前，由于大量非流通股受制于政策約束，導(dǎo)致二級(jí)市場(chǎng)定價(jià)扭曲，非流通股東沒(méi)有話語(yǔ)權(quán)參與定價(jià)行為。而隨著股改的實(shí)施，基于有限理性的解禁股東通過(guò)自身標(biāo)準(zhǔn)判斷公司是否存在投資價(jià)值，對(duì)高估溢價(jià)采取退出機(jī)制；同時(shí)，我國(guó)上市公司交叉持股嚴(yán)重，大小非拋售成本低廉，造成大量非流通股在流通后進(jìn)行減持，惡化了治理行為，對(duì)公司業(yè)績(jī)產(chǎn)生負(fù)效影響。

為了進(jìn)一步考察機(jī)構(gòu)投資者在不同評(píng)級(jí)公司的治理作用，模型3b將考評(píng)結(jié)果的4種評(píng)級(jí)作為衡量信息披露質(zhì)量高低的標(biāo)準(zhǔn)。研究發(fā)現(xiàn)INST×DISC_Dum1的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，并且在10%的水平上顯著，表明在評(píng)級(jí)結(jié)果為“不合格”的公司，即在信息披露質(zhì)量很差的公司機(jī)構(gòu)投資者并不能改善公司績(jī)效，機(jī)構(gòu)投資者的治理作用受到限制。而在考評(píng)結(jié)果為“合格”、“良好”和“優(yōu)秀”的公司，機(jī)構(gòu)投資者均能顯著提升公司業(yè)績(jī)，模型的估計(jì)系數(shù)非常理想，分別為0235、0351和0439，這一逐步遞增的結(jié)果說(shuō)明隨著信息披露質(zhì)量提高，機(jī)構(gòu)投資者更能發(fā)揮其在公司治理中的作用。其它控制變量的結(jié)果與模型3a完全一致，故不再贅述。

注：DISC_Dum1、DISC_Dum2、DISC_Dum3、DISC_Dum4分別表示信息披露結(jié)果為“不合格”、“合格”、“良好”、“優(yōu)秀”的虛擬變量，若公司信息披露結(jié)果為“不合格”，則DISC_Dum1取1，否則取0，DISC_Dum2、DISC_Dum3、DISC_Dum4賦值方法與DISC_Dum1一樣。變量INST×DISC_Dum1、INST×DISC_Dum2、INST×DISC_Dum3、INST×DISC_Dum4分別表示機(jī)構(gòu)投資者在信息披露“不合格”、“合格”、“良好”、“優(yōu)秀”公司持股比例對(duì)公司績(jī)效的影響。***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者的類型并不太多，而證券投資基金無(wú)論在持股比例與管理市值上都占據(jù)絕對(duì)規(guī)模，所以本文進(jìn)一步用上市公司證券投資基金持股比例（FUND）作為機(jī)構(gòu)投資者的替代變量，同時(shí)用凈資產(chǎn)收益率（ROE）衡量公司業(yè)績(jī)，對(duì)上述研究進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示，主要變量的回歸結(jié)果與前文一致，表明本文的結(jié)論是可靠的。

五、結(jié)論

本文以我國(guó)2005-2008年A股上市公司為樣本，以深交所誠(chéng)信檔案的考評(píng)結(jié)果作為信息披露質(zhì)量的替代因素，實(shí)證檢驗(yàn)了上市公司信息披露對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的持股行為和治理效應(yīng)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，上市公司信息披露質(zhì)量對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的持股決策具有重要影響：機(jī)構(gòu)投資者的持股比例在信息披露質(zhì)量較好的公司顯著高于信息披露較差的公司，隨著信息披露質(zhì)量改善，機(jī)構(gòu)投資者持股比例增加；機(jī)構(gòu)投資者的治理作用也因信息披露質(zhì)量存在顯著差異，隨著信息披露質(zhì)量提高，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司業(yè)績(jī)改善的作用逐漸凸顯出來(lái)，而在信息披露質(zhì)量很差的公司其治理作用受到限制。

注：穩(wěn)健性檢驗(yàn)采用的方法為Robust regression，在檢驗(yàn)2中沒(méi)有將FUND和DISC的單獨(dú)兩項(xiàng)納入模型是因?yàn)檫@樣會(huì)造成嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

伴隨著機(jī)構(gòu)投資者持股比例以管理規(guī)模的不斷擴(kuò)大，其在公司治理中的作用也越來(lái)越受到各方的關(guān)注。證券市場(chǎng)管理層寄希望機(jī)構(gòu)投資者以其專業(yè)能力和資源優(yōu)勢(shì)改善上市公司的治理結(jié)構(gòu)進(jìn)而提升公司治理績(jī)效。但不容忽視的是，我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者的發(fā)展時(shí)間相對(duì)于西方資本市場(chǎng)機(jī)構(gòu)投資者上百年的發(fā)展歷程仍顯短暫，加之我國(guó)獨(dú)特的制度環(huán)境，機(jī)構(gòu)投資者能否真正在公司治理中發(fā)揮積極的股東行為受制于諸多上市公司信息披露質(zhì)量等因素的影響。上市公司信息披露質(zhì)量是公司信息環(huán)境好壞的最終體現(xiàn)，提高信息披露質(zhì)量對(duì)于降低機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督、治理成本具有重要影響，而這些內(nèi)在因素共同影響著機(jī)構(gòu)投資者的治理作用。因此，對(duì)于監(jiān)管方來(lái)說(shuō)，加強(qiáng)對(duì)上市公司信息披露的監(jiān)管并促使公司信息環(huán)境的改善，對(duì)促進(jìn)機(jī)構(gòu)投資者發(fā)揮其應(yīng)有的作用具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

注釋：

① 以上數(shù)據(jù)根據(jù)2010年12月前中國(guó)證監(jiān)會(huì)主席尚福林在上證法治論壇講話獲取。

② 本文對(duì)可能造成影響的連續(xù)變量資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率（ROA）和營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)（GROW）進(jìn)行了winsorize處理，即對(duì)大于99%分位數(shù)和小于1%分位數(shù)的值分別按99%和1%分位數(shù)賦值。

③ 本文用機(jī)構(gòu)投資者持股占流通股的比例而非總股本的比例是考慮了我國(guó)的特殊制度背景，因?yàn)樵诠蓹?quán)分制存在的背景下，機(jī)構(gòu)投資者持股比例主要是基于流通股，檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)投資者占流通股的比例更能真實(shí)體現(xiàn)其持股決策和對(duì)公司治理的作用。

④ 分析師預(yù)測(cè)（ANAL）的計(jì)算方法為當(dāng)年所有分析師對(duì)某一公司盈利預(yù)測(cè)發(fā)布的次數(shù)，在本文的樣本中存在同一分析師在某一會(huì)計(jì)年度里對(duì)同一公司多次發(fā)布預(yù)測(cè)的情形，本文仍予以加總，考慮的主要因素在于機(jī)構(gòu)投資者的持股比例很可能會(huì)因分析師盈利預(yù)測(cè)的改變而增減，即同一分析師對(duì)公司盈利預(yù)測(cè)的修正可能更具有信息含量。

⑤ 計(jì)算過(guò)程為：模型3a中估計(jì)系數(shù)0176/0201=876%。

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