會計信息質(zhì)量、機構(gòu)投資者與股價波動性

●中南財經(jīng)政法大學(xué)財務(wù)部/MBA學(xué)院 王 薇

會計信息質(zhì)量、機構(gòu)投資者與股價波動性

●中南財經(jīng)政法大學(xué)財務(wù)部/MBA學(xué)院 王 薇

會計信息是公司信息披露的非常重要的組成部分之一，會計信息質(zhì)量的高低很大程度上反映了企業(yè)信息披露質(zhì)量的高低，資本市場上加強對信息披露的管理，很大程度上是在強調(diào)企業(yè)會計信息的披露。企業(yè)會計信息質(zhì)量低下會增加投資者面臨的不確定性，增加其投資的風(fēng)險，增大股價的波動性，在中國股市波動性劇烈的情況下，強調(diào)企業(yè)會計信息質(zhì)量是極其重要的。本文選取2005—2013年A股主板上市公司作為研究對象，實證研究會計信息質(zhì)量、機構(gòu)投資者與股價波動性之間的關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，提出切實可行，具有建設(shè)性的政策建議，并指出未來的可能的研究方向。

會計信息質(zhì)量 股價波動性 機構(gòu)投資者

會計信息是公司信息披露的非常重要的組成部分之一，會計信息質(zhì)量的高低很大程度上反映了企業(yè)信息披露質(zhì)量的高低，資本市場上加強對信息披露的管理，很大程度上是在強調(diào)企業(yè)會計信息的披露。企業(yè)會計信息質(zhì)量低下會增加投資者面臨的不確定性，提高其投資的風(fēng)險，增加股價的波動性，在中國股市波動劇烈的情況下，企業(yè)會計信息質(zhì)量是極其重要的。

一、會計信息質(zhì)量與股價波動性的研究假設(shè)

第一，在其他條件相同的情況下，會計信息質(zhì)量與股價波動性成負(fù)相關(guān)關(guān)系。

機構(gòu)投資者作為資本市場上一支不可忽視的隊伍，在資本市場中扮演者不可或缺的角色。接下來，我們將從以下兩個角度對機構(gòu)投資者的行為進行剖析：

第二，相比于低機構(gòu)持股比例組而言，在高機構(gòu)持股比例組中，會計信息質(zhì)量與股價波動性之間的負(fù)向相關(guān)關(guān)系更為顯著。

第三，在其他條件相同的情況下，機構(gòu)投資者持股使得會計信息質(zhì)量與股價波動性的負(fù)相關(guān)關(guān)系得到增強。

二、會計信息質(zhì)量與股價波動性的研究模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源。本文的研究對象是2005-2013年A股上市公司，在獲取原始數(shù)據(jù)后，主要進行了以下數(shù)據(jù)預(yù)處理：

剔除金融類上市公司 (行業(yè)代碼①為I的公司)，因為金融類的上市公司有著明顯別于其他企業(yè)的特性；

剔除中小板和創(chuàng)業(yè)板的上市公司，由于中小板、創(chuàng)業(yè)板是分別在2004、2009年成立，其上市的時間相比于主板企業(yè)上市時間比較短；

剔除凈利潤為負(fù)的上市公司；

剔除有缺失值的上市公司；

剔除*ST、S*ST、S、ST上市公司；

剔除交叉上市的上市公司，由于此類上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)會同時受到A股、B股、H股的不同市場的影響，交叉上市公司與僅在A股上市企業(yè)在可比性上存在較大的差異；

對所有的變量（除了虛擬變量）按照上下1%進行winsorize處理②。

在進行上述數(shù)據(jù)預(yù)處理之后，總共有7153個企業(yè)年度數(shù)據(jù)。本文研究所采用的數(shù)據(jù)來源主要是國泰安研究數(shù)據(jù)庫（CSMAR）和同花順（Find），本文進行數(shù)據(jù)處理的軟件是Stata 12.0。

（二）變量說明

1.會計信息質(zhì)量度量指標(biāo)。由于直接度量會計信息質(zhì)量比較困難，在本文中參照Walts和Zimmeman（1986）的做法，用盈余質(zhì)量來度量企業(yè)會計信息質(zhì)量，并認(rèn)為盈余質(zhì)量的高低直接決定了企業(yè)會計信息質(zhì)量的高低，盈余質(zhì)量越高，企業(yè)的會計信息質(zhì)量越高；反之，則越低。Dasgupta(2010)從股價中含有私有的信息的多少這個角度進行闡述，他認(rèn)為盈余質(zhì)量越高，意味著企業(yè)信息的透明度越高，即企業(yè)會計信息中含有的私有特征信息比較少，影響股價的信息都已得到披露，所以當(dāng)這些事項在未來發(fā)生時，引起的股價的波動較小，市場不會出現(xiàn)較大程度的波動。

盈余質(zhì)量是用可操縱應(yīng)計利潤的大小來度量，在會計上，把應(yīng)計利潤分為可操縱應(yīng)計利潤③和不可操縱應(yīng)計利潤。眾多在研究會計信息質(zhì)量對經(jīng)濟后果的文獻中，基本上都是采用Jones（1991）和在此之后的各種Jones修正模型來度量盈余質(zhì)量。本文采用的是Jones(1991)最初的模型和Dechow、Sloan、Sweeney(1995)修正Jones模型來計算盈余質(zhì)量，其中通過Jones(1991)計算的盈余質(zhì)量用來進行穩(wěn)健性檢驗。兩個指標(biāo)的計算方法如下：

（1）基于Jones（1991）最初模型的計算，該模型的計算主要有三個步驟：

第一，對年度t公司i的總應(yīng)計利潤（Total Accrual,TAi,t）分年度分行業(yè)進行以下回歸分析：

其中TAi,t=(△CAi,t-CASHi,t)-(△CLi,t-△CLDi,t)-DEPi,t,△CAi,t表示流動資產(chǎn)增加額，CASHi,t表示現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物增加額，△CLi,t表示流動負(fù)債增加額，△CLDi,t表示一年內(nèi)到期長期負(fù)債增加額，DEPi,t表示為折舊和攤銷成本，Ai,t-1表示上一年度期末總資產(chǎn)，△REVi,t表示本年銷售收入變動額，PPEi,t表示本年固定資產(chǎn)原值，ξi,t為殘差，即為可操縱應(yīng)計利潤DAi,t，即盈余質(zhì)量DAi,t。

第二，參照Hutton&Marcus&Tehranian（2009）做法，在該文中盈余質(zhì)量指標(biāo)是等于前三年盈余質(zhì)量絕對值之和，本文借鑒其做法，將盈余質(zhì)量（DD(1)i,t）等于本年與上一年的絕對值之和，即DD(1)i,t=|DAi,t|+|DAi,t-1|。

第三，由于DD(1)i,t值越大意味著盈余質(zhì)量越低，信息透明度越低，即會計信息質(zhì)量越低，為了便于比較在DD(1)i,t乘以(-1)，此時DD(1)i,t越大表明盈余質(zhì)量越高，信息透明度越高，會計信息質(zhì)量越高。

（2）基于Dechow、Sloan和 Sweeney(1995)修正Jones模型的計算，該模型的計算主要有三個步驟:

其中應(yīng)收賬款凈值增加額。

第二，參照Hutton、Marcus和Tehranian（2009）做法，在該文中盈余質(zhì)量指標(biāo)是等于前三年盈余質(zhì)量絕對值之和，本文借鑒其做法，將盈余質(zhì)量（DD(2)i,t）等于本年與上一年的絕對值之和，即DD(2)i,t=|DAi,t|+|DAi,t-1|。

第三，由于DD(2)i,t值越大意味著盈余管理的程度越大，信息透明度越低，即會計信息質(zhì)量越低，為了便于比較DD(2)i,t乘以(-1)，此時DD(2)i,t越大表明盈余質(zhì)量越高，信息透明度越高，會計信息質(zhì)量越高。

2.股價波動性指標(biāo)。股價的波動性是衡量股價波動大小程度的一個指標(biāo)，Campbell（2001）、Wei和Zhang（2006）、Rajgopal和Venkatachalam（2011）在研究與股價波動性的文獻中，大部分采用個股收益率的方差進行度量。本文股價波動性用個股日收益率的方差進行度量，首先計算出個股日收益率的均值ri,t，然后依據(jù)方差公式計算個股日收益率的方差σi,t，然后再乘以100，得到VARi,t。具體計算公式如（式3）、（式4）兩式所示：

其中j代表一年中第幾個交易日，n代表一年中總共有多少個交易日，ri,t代表第i個公司第t年的日收益率均值，σi,t表示第i個公司第t年日收益率的方差，即股價波動性。

3.控制變量的選擇。為了更為準(zhǔn)確地度量企業(yè)會計信息質(zhì)量對股價波動性的影響，我們引入了多個影響股價波動性的控制變量，主要考慮以下控制變量：

（1）資產(chǎn)負(fù)債率（ALR）。Black(1976)在解釋股價非對稱性特征的時候，認(rèn)為當(dāng)企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率越大，企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險越大，而發(fā)生財務(wù)風(fēng)險可能性越大的企業(yè)，投資者就會要求更高的額外補償，進而股價波動性會提高。蔡寧、魏明海（2009）認(rèn)為資產(chǎn)負(fù)債率越高，外部監(jiān)督人債權(quán)人更能夠發(fā)揮其外部監(jiān)督作用，有助于降低企業(yè)經(jīng)營者進行盈余管理的動機，進而減少可操縱應(yīng)計利潤。

（2）企業(yè)規(guī)模（LMV）。在本文中我們用企業(yè)市場價值作為企業(yè)市場規(guī)模的代理變量，并取其對數(shù)LN（市場價值）。企業(yè)市場規(guī)模越大代表其被市場操縱的概率比較小。Pastor和Veronesi（2003）、Hutton等（2009）認(rèn)為小公司效應(yīng)的確是存在的，即規(guī)模較小的公司其股價波動性較大，規(guī)模較大的公司其股價波動性較小。

（3）凈資產(chǎn)收益率（ROE）。資產(chǎn)凈收益率等于凈利潤除以凈資產(chǎn)，是反映企業(yè)盈利狀況的重要指標(biāo)。一般而言，盈利能力較好的企業(yè)能夠向市場傳遞一個積極信號，能夠增強投資者的信心，減小股價的波動性。

（4）單位總資產(chǎn)經(jīng)營現(xiàn)金凈流量（ACFR）。這個比例反映的是一單位資產(chǎn)所對應(yīng)的經(jīng)營現(xiàn)金凈流量，可以在一定程度上反映企業(yè)的流動性和企業(yè)償債能力的大小。ACFR越大意味著企業(yè)的較強流動性，較好的償債能力。

（5）市凈率（PB）。市凈率等于每股股價除以每股凈資產(chǎn)，反映了一個公司的成長能力。Rajgopal和 Venkatachalam（2011）研究發(fā)現(xiàn)成長性越高的公司，其股票價格波動的幅度越大。

（6）BETA系數(shù)。BETA系數(shù)反映的是指市場收益率變動時，個股收益率會出現(xiàn)何種幅度的變動。Gebhart等（2001）指出BETA系數(shù)越大，股票市場的波動性越大。依據(jù)CAPM模型可知，BETA系數(shù)越大的股票，其面臨的系統(tǒng)性風(fēng)險越大，投資者未來面臨的不確定性越高，股價的波動幅度越大。

（7）國際四大審計（BIG4）④。Gul(1999)研究發(fā)現(xiàn)嚴(yán)格的審計能夠在一定程度上減弱委托代理與盈余質(zhì)量之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。Beatty（1989）、Teoh和Wong(1998)都認(rèn)為國際四大意味著較高的審計質(zhì)量，國內(nèi)學(xué)者王詠梅&王鵬（2006）持有類似的觀點。然而劉運國和麥劍青 （2006）、劉峰和周福源（2007）在研究國際四大在中國市場中的表現(xiàn)發(fā)現(xiàn)，國際四大與本土事務(wù)所提供的審計質(zhì)量并無明顯的區(qū)別。

（8）審計意見（OPINION）。審計意見類型主要包括無保留意見、保留意見、無法表示意見、否定意見，在這里引入虛擬變量，無保留意見為1，否則為0。Lennox(2000)認(rèn)為資產(chǎn)負(fù)債率較高的公司，其破產(chǎn)的風(fēng)險較高，會計事務(wù)所出具非標(biāo)準(zhǔn)意見的可能性較大，Mensah（2006）、Krishnan（2007）等也持有類似的觀點。

（9）機構(gòu)持股比例（INST）。機構(gòu)持股比例等于年末機構(gòu)持股占企業(yè)流通在外股份的比例。關(guān)于機構(gòu)持股能否起到良好的外部監(jiān)督作用，至今沒有一致的觀點，主要分為積極監(jiān)督理論和消極監(jiān)督理論。Faugere和Shawky(2003)研究發(fā)現(xiàn)，與個人投資者而言，機構(gòu)投資者可以發(fā)揮穩(wěn)定股票市場的作用，祁斌、黃明和陳卓思（2006）首次運用中國資本市場的數(shù)據(jù)研究機構(gòu)投資者是否具有穩(wěn)定股價的功能進行規(guī)范分析，并且得出相同的結(jié)論。然而也有學(xué)者持相反的觀點，蔡慶豐和宋永勇（2010）、劉建威和陳習(xí)定（2013）認(rèn)為機構(gòu)投資者持股比例的提高加劇了股票的波動性。

（三）模型構(gòu)建。為消除內(nèi)生性對回歸分析的影響，本文采取滯后一期的OLS模型進行回歸分析，考慮到行業(yè)和年度效應(yīng)的存在，對行業(yè)和年度進行控制。用(式5)檢驗假設(shè)H1：在其他情況不變的條件下，會計信息質(zhì)量與股價波動性成負(fù)相關(guān)關(guān)系，并運用以下模型進行具體回歸分析：

為了檢驗假設(shè)H2、H3：在其他情況不變的條件下，機構(gòu)投資者持股使得會計信息質(zhì)量與股價波動性的負(fù)相關(guān)關(guān)系得到增強。按照機構(gòu)持股比例的中位數(shù)將全樣本分成兩個子樣本：高機構(gòu)持股比例組與低機構(gòu)持股比例組，并運用（式6）進行回歸分析。

為了更進一步的分析機構(gòu)持股對會計信息質(zhì)量與股價波動性之間的關(guān)系的具體影響，對會計信息質(zhì)量與機構(gòu)持股比例INSTi,t-1進行交互，得到交互項DD(2)i,t-1*INSTi,t-1，運用（式7）進行回歸分析。

以上回歸方程中，各個變量的具體含義，見下表1變量說明。

表1 變量說明

三、會計信息質(zhì)量與股價波動性的實證結(jié)果分析

（一）樣本數(shù)據(jù)的統(tǒng)計特征

1.描述性統(tǒng)計分析。表2分析各個主要變量的描述性統(tǒng)計。其中，VAR的均值為3.1165%，標(biāo)準(zhǔn)差為0.8888%，最小值為1.4816%，最大值為5.3565%，從最大、最小值可以看出，個股股價波動性的差異比較明顯。兩個衡量會計信息質(zhì)量的均值都在-0.17左右，DD（1）的最大、最小值分別為-0.1194、-1.2391，DD（2）的最大、最小值分別為-0.1139、-1.2742，各個企業(yè)由于所處的環(huán)境存在很大的差異，企業(yè)會計信息質(zhì)量相差比較大。對機構(gòu)投資者而言，在我國其平均持股比例為31.34%，相比于歐美發(fā)達資本市場中機構(gòu)持股比例而言，還存在很大的發(fā)展空間，且最高機構(gòu)持股比例達到87.05%，最低機構(gòu)持股比例為28.19%。ALR的均值為53.32%，中位數(shù)為52.91%，從中可以看出我國將近半數(shù)企業(yè)的ALR超過其均值，ALR的最大值、最小值分別為1.6639、0,0811%，有的企業(yè)已經(jīng)出現(xiàn)資不抵債的情況。LMV均值為22.26、最大、最小值分別為19.85、25.76，不同企業(yè)的市場價值相差比較大。ROE的均值為9.448%，最大、最小值分別為39.81%、0.322%，各個企業(yè)的盈利能力存在著明顯的差異。ACFR均值為5.235%，最大、最小值分別為27.85%、-20.98%，這個指標(biāo)衡量的是企業(yè)的流動性和償債能力。PB均值為3.6057，最大、最小值分別為21.11、-14，從中可以看出有的企業(yè)凈資產(chǎn)出現(xiàn)負(fù)值，且遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于企業(yè)的市場價值。BETA均值為0.9973，整體上來說，個股收益率對市場收益率的敏感程度較高，最大、最小值分別為0.4418、1.4083，個股收益率隨市場收益率的變動而變動幅度存在明顯的差異。BIG4的均值為6.894%，說明國際四大在中國審計市場的市場占有率比較低，絕大多數(shù)上市公司聘請的會計事務(wù)所為內(nèi)資所。OPINION均值為95.13%，說明會計事務(wù)所出具的審計意見絕大部分都是無保留意見的審計意見。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

2.相關(guān)性分析。表3是各個主要變量的相關(guān)性分析。會計信息質(zhì)量與股價波動性成負(fù)相關(guān)關(guān)系，即初步表明會計信息質(zhì)量提有利于降低股價波動性，起到穩(wěn)定股票價格的功能。機構(gòu)持股比例、國際四大、審計意見、資產(chǎn)凈收益率、單位資產(chǎn)經(jīng)營現(xiàn)金流量凈值、資產(chǎn)規(guī)模與股價波動性成負(fù)相關(guān)關(guān)系，初步表明機構(gòu)持股比例的提高能夠起到穩(wěn)定股價的功能；國際四大在審計質(zhì)量上相比于國內(nèi)會計事務(wù)所存在著顯著的差異；被出示無保留意見審計意見類型的公司股票價格波動性較小，反映了審計意見類型對公司的股票價格起到重大的影響；盈利能力較好的企業(yè)能夠向市場傳遞好的信號，減弱股價的波動性；小公司效應(yīng)的確是存在的，即公司規(guī)模越大的企業(yè)，其股價大幅度變動的可能性較小。風(fēng)險系數(shù)、資產(chǎn)負(fù)債率、市凈率與股價波動性成正相關(guān)關(guān)系，初步表明個股收益率對市場收益率越敏感，其股價波動性越大；資產(chǎn)負(fù)債率較高的企業(yè)其未來不確定越高，股價波動越高；市凈率越高意味著企業(yè)的成長空間越大，成長空間越大的企業(yè)，股價大幅度波動的可能性較大。從表3中還可以發(fā)現(xiàn)，各個變量之間的相關(guān)系數(shù)大多在0.3以下，因而多重共線性在多元回歸中的影響可以忽略不計。從整體上來看，單變量分析結(jié)果與預(yù)期結(jié)論基本相符，但由于仍然存在其他沒有控制的變量的干擾，故有必要運用多元線性回歸進行更進一步的研究分析，以得到更為穩(wěn)健的預(yù)期結(jié)論。

表3 主要變量的相關(guān)性分析

（二）會計信息質(zhì)量與股價波動性的實證結(jié)果分析。從表4中（式5）可以看出，會計信息質(zhì)量與股價波動性在1%的顯著性水平下顯著為負(fù)，即提高會計信息質(zhì)量有利于減小股價波動性，正同我們的預(yù)期假設(shè)H1是一致的，與Kothari(2000)、Dasgupta（2010）、Rajgopal和 Venkatachalam（2011）、辛清泉、孔東民和郝潁（2013）的觀點是一致的，這個結(jié)論事實上也從側(cè)面證明了會計信息質(zhì)量與股價同步性成正相關(guān)關(guān)系，即中國資本市場作為一個噪聲較多的新興資本市場，噪音是影響股票價格的主要因素，提高會計信息質(zhì)量，增加信息透明度，會在一定程度上減少市場上存在的噪音交易，噪音交易的減少有利于減小股價的波動性，提高股價的同步性。

就控制變量回歸結(jié)果而言，首先，BIG4、ROE、ACFR、LMV與股價波動性在1%的顯著水平顯著負(fù)相關(guān)，表明國際四大審計能夠提高審計質(zhì)量（Raman，2004；Geiger和Rama，2006；王詠梅和王鵬，2006；林永堅和王志強，2013），進而較小股價的波動性；企業(yè)盈利能力表現(xiàn)好，單位資產(chǎn)現(xiàn)金凈流量越高，可以向市場傳遞積極的信號，增強投資者信息，起到穩(wěn)定股價的作用；企業(yè)規(guī)模越大則股價波動性越小，這與Fama和French （1991）、Peman和 Zhang (2002)、Pastor和 Veronesi（2003）、Hutton等（2009）的研究發(fā)現(xiàn)是一致的，小公司效應(yīng)的確存在。其次，OPINION、BETA、ALR、PB與股價波動性在1%的顯著水平下顯著正相關(guān)，被出具無保留審計意見類型的企業(yè)其股價波動性越大；BETA系數(shù)度量的是企業(yè)面臨的系統(tǒng)性風(fēng)險，即系統(tǒng)性風(fēng)險越大，股票價格的波動性越大；ALR越大，企業(yè)未來出現(xiàn)財務(wù)風(fēng)險可能性越高，其不確定性程度越高，股價出現(xiàn)較大幅度波動的可能性更大，這與Hutton等(2009)研究結(jié)果是一致的；PB越大企業(yè)的成長性越好，股價波動性越大，這與Rajgopal和Venkatachalam（2011）研究發(fā)現(xiàn)是一致的。

我們把機構(gòu)持股比例依照中位數(shù)（28.93%）將全樣本分成兩個子樣本：高機構(gòu)持股比例組和低機構(gòu)持股比例組。從表4（式6）可以得出，不管是高機構(gòu)持股比例組還是低機構(gòu)持股比例組，會計信息質(zhì)量與股價波動在1%的顯著水平顯著負(fù)相關(guān)，與假設(shè)H1是一致的，但是高機構(gòu)持股比例組的回歸系數(shù)為-0.188（t值為-4.55）高于低機構(gòu)持股比例組的回歸系數(shù)為-0.162（t值為-3.33）這表明在機構(gòu)持股比例提高的情況下，會計信息質(zhì)量與股價波動性的負(fù)相關(guān)關(guān)系變得更為顯著，這一結(jié)論與預(yù)期假設(shè)H2是一致的。為了能夠更好地說明，機構(gòu)持股比例的高低是如何影響會計信息質(zhì)量與股價波動性之間的相關(guān)關(guān)系，通過（式7）進行回歸分析，從回歸結(jié)果看，會計信息質(zhì)量的回歸系數(shù)為負(fù)，說明在區(qū)分機構(gòu)持股比例高低的情況下，會計信息質(zhì)量與股價波動性在5%的顯著水平顯著負(fù)相關(guān)；交互項與股價波動性在10%的顯著水平顯著負(fù)相關(guān)，表明機構(gòu)持股比例增加會增強會計信息質(zhì)量與股價波動性之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即在機構(gòu)持股比例較高的情況下，提高會計信息質(zhì)量更加地有利于穩(wěn)定股價，這一結(jié)論與預(yù)期假設(shè)H3是一致的，事實上這一結(jié)論印證預(yù)期假設(shè)H2。

表4假設(shè)H1、H2、H3的實證結(jié)果

四、研究結(jié)論

本文以2005—2013年中國A股上市公司為研究對象，應(yīng)用非平衡面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，通過上述研究主要得出以下兩個結(jié)論：

第一，企業(yè)會計信息質(zhì)量與股價波動性成負(fù)相關(guān)關(guān)系。這意味著提高會計信息質(zhì)量，增加會計信息透明度能夠降低股價的波動性，這是因為提高會計信息質(zhì)量能夠在很大程度上緩解股東與經(jīng)營管理者、投資者與股東、員工與股東之間存在的委托代理問題，企業(yè)的利益相關(guān)者能夠充分利用企業(yè)所披露的信息做出科學(xué)合理的決策。這一結(jié)論事實上從側(cè)面證明了，中國作為一個新興的資本市場國家，產(chǎn)權(quán)保護制度不健全、信息披露監(jiān)督機制不完善、資本市場賣空機制的缺乏，導(dǎo)致資本市場中存在大量的噪音，噪音是影響股票價格形成的主要因素，信息透明度與股價同步性成正相關(guān)的關(guān)系。

第二，機構(gòu)投資者持股使得會計信息質(zhì)量與股價波動性之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系得到增強。這種增強效應(yīng)主要是通過以下兩種途徑實現(xiàn)的：與個人投資者相比，機構(gòu)投資者在投資策略、投資能力、資金等方面存在著巨大的優(yōu)勢，利用這些優(yōu)勢機構(gòu)持股能夠發(fā)揮良好的外部監(jiān)督作用，起到穩(wěn)定股價的功能；機構(gòu)持股能夠提高會計信息質(zhì)量，通過提高會計信息質(zhì)量這個中介以同樣起到穩(wěn)定股價的功能?！?/p>

注釋：

①本文中的行業(yè)分類是采用的中國證監(jiān)會的行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，剔除掉行業(yè)代碼為I的上市公司，共有20個行業(yè)的數(shù)據(jù)。

②winsorize處理是在進行數(shù)據(jù)處理時常用的一種剔除異常值的方法，按照1%進行winsorize處理，是將小于1%分位數(shù)和大于99%分位數(shù)的連續(xù)變量分別等于1%和99%分位數(shù)。

③可操縱應(yīng)計利潤是指企業(yè)在特定期間，出于對特殊的私人利益或企業(yè)本身利益的考慮，通過故意安排交易事項或故意調(diào)整財務(wù)報表來創(chuàng)造出滿足其特定目的報告利潤。

④國際四大指的是畢馬威、德勤、安永、普華永道四大國際會計事務(wù)所。

1.蔡慶豐、宋友勇.2010.超常規(guī)發(fā)展的機構(gòu)投資者能穩(wěn)定市場嗎？——對我國基金業(yè)跨越式發(fā)展的反思[J].經(jīng)濟研究，1。

2.戴輝.2004.對機構(gòu)投資者穩(wěn)定市場作用的再認(rèn)識[J].經(jīng)濟問題，7。

3.戴園晨.2001.股市泡沫生成機理以及由大辯論引發(fā)的深層思考[J].經(jīng)濟研究，4。

4.高雷、張杰.2008.公司治理、機構(gòu)投資者與盈余管理[J].會計研究，9。

（本欄目責(zé)任編輯：鄭潔）