機構持股與公司行為：迎合還是改進？
——基于公司盈余管理的經驗證據

薛坤坤 王 凱

(1.鄭州大學 商學院/公共管理博士后科研流動站，河南 鄭州 450001；2.首都經濟貿易大學 工商管理學院，北京 100070)

一、引言

機構投資者參與公司治理已經成為理論和實踐界的重要議題。為了鼓勵機構投資者參與公司治理并發(fā)揮良好的外部監(jiān)督作用，2004年國務院出臺了《國務院關于推進資本市場改革開放和穩(wěn)定發(fā)展的若干意見》，明確提出：鼓勵合規(guī)資金入市；繼續(xù)大力發(fā)展證券投資基金；支持保險資金以多種方式直接投資資本市場，逐步提高社會保障基金、企業(yè)補充養(yǎng)老基金、商業(yè)保險資金等投入資本市場的資金比例；要培養(yǎng)一批誠信、守法、專業(yè)的機構投資者，使基金管理公司和保險公司為主的機構投資者成為資本市場的主導力量。然而機構投資者參與公司治理的效果如何，實踐和理論界都未得到一致結論?，F有的理論研究主要基于代理理論探討了機構投資者持股對公司治理的影響，從企業(yè)績效、投資效率、管理層薪酬、CEO更替等方面對機構投資者的監(jiān)督效果進行了檢驗。然而，在轉型經濟體中由于股權集中并且上市公司與其控股股東之間存在先天的緊密聯系，所以在這種“一股獨大”的股權結構下，機構投資者能否與控股股東抗衡從而起到監(jiān)督作用需要進一步探討。那么，一個隨之而來的問題就是在轉型經濟體中，機構投資者持股規(guī)模達到多少時才能與控股股東抗衡從而起到監(jiān)督作用呢？即機構投資者發(fā)揮監(jiān)督作用的拐點在哪里？

基于以上問題，本文試圖解析機構投資者參與公司治理的作用機理，并討論其對公司盈余管理行為的影響，以回應已有研究中得到的不一致結論。具體而言，本文研究認為機構投資者持股規(guī)模是影響公司治理效果的一個顯著因素。在機構投資者持股較低時，機構投資者的退出威脅會迫使管理層通過盈余管理來維持公司的高績效，以迎合機構投資者；而隨著機構投資者持股增加，機構投資者利益與公司利益趨于一致，產生利益協同效應，機構投資者會利用其專業(yè)和信息優(yōu)勢對管理層進行監(jiān)督，抑制其盈余管理行為。因此，機構投資者持股與公司盈余管理之間呈倒U型關系。實證結果表明，機構投資者持股超過9.68%時，才能更好地對管理層進行監(jiān)督，這相當于我國上市公司第二大股東的平均持股比例。此外，在將樣本按照上期業(yè)績好壞、機構投資者類型以及所有權性質分組以后，本文研究發(fā)現，機構投資者持股與公司盈余管理之間的關系在上期業(yè)績較差、存在穩(wěn)定型機構投資者以及國有企業(yè)樣本中更加明顯。

本文的研究貢獻主要有以下幾個方面：第一，現有文獻主要關注控股股東與其他股東持股對代理問題的影響，本文則關注機構投資者這一特殊類型的股東持股對盈余管理的影響，豐富和擴展了股東持股方面的文獻研究。第二，本文將迎合理論和代理理論相結合，分析機構投資者參與公司治理對公司盈余管理行為的影響。本文認為，機構投資者持股規(guī)模的不同會導致其參與公司治理的動機和效果不同，需要用不同的理論進行解釋，這也回應了已有研究中機構投資者參與公司治理效果不一致的結論。第三，本文基于機構投資者視角分析了盈余管理中的迎合理論，認為外部監(jiān)督和信息不對稱會導致管理層的迎合行為，進一步豐富了Baker和Wurgler以及Polk和Sapienza提出的公司股利分配以及投資活動中的迎合行為[1][2]。第四，結合公司股權性質、上期業(yè)績以及機構投資者類型，本文進一步探討了機構投資者參與公司治理可能因公司自身或者機構投資者定位的不同而產生的不同影響，這是對機構投資者參與公司治理相關研究的豐富。

二、文獻評述與研究假設

(一)文獻評述

自機構投資者受到關注以來，國內外學者從企業(yè)績效、投資效率、管理層薪酬、CEO更替等方面對機構投資者的作用進行了研究。歸納起來，已有對機構投資者的研究可以歸總為三種假說，分別是有效監(jiān)督假說、無效監(jiān)督假說和利益合謀假說。

有效監(jiān)督假說認為相比于個人投資者而言，機構投資者可以憑借其專業(yè)知識和信息優(yōu)勢對公司管理層進行監(jiān)督，如通過任免公司的董事、完善內部審計以及管理層薪酬制度設計或者通過對財務報表進行核查等方式起到監(jiān)督作用。Shleifer和Vishny認為機構投資者的專業(yè)優(yōu)勢和更強的投資能力會降低其對管理層的監(jiān)督成本，從而會對管理層的違規(guī)行為進行積極干涉以維護自身利益[3]。Mitra和Cready研究發(fā)現機構投資者持股會顯著降低應計項目操縱行為，并且在公司規(guī)模較小以及外部信息不透明的情況下，這種作用會更加明顯[4]。王琨和肖星檢驗了機構投資者持股與上市公司資金被關聯方占用程度之間的關系，研究發(fā)現前十大股東中存在機構投資者的上市公司被關聯方占用的資金顯著少于前十大股東中不存在機構投資者的公司，他們認為我國的機構投資者已經參與到公司治理中，并能夠對公司經營起到一定的監(jiān)督作用[5]。程書強發(fā)現機構投資者持股越多越能夠有效抑制操縱應計利潤的盈余管理行為，從而改善公司治理結構[6]。Ferreira和Matos發(fā)現機構投資者持股比例高的公司具有更高的資產回報率、凈利潤率以及更少的資本支出，機構投資者能夠降低公司的過度投資行為[7]。李爭光等研究發(fā)現機構投資者持股能夠顯著提升公司的會計穩(wěn)健性[8]。

無效監(jiān)督假說認為在股權相對集中的經濟體中，由于上市公司與其控股股東之間存在先天的緊密聯系，因此在“一股獨大”的股權結構下，機構投資者能否與控股股東抗衡從而起到監(jiān)督作用是存在疑問的。再加上這些地區(qū)的法律法規(guī)制度不健全，機構投資者利用信息優(yōu)勢操縱股價從而獲利要比監(jiān)督管理層的成本低得多。因此，這類經濟體中的機構投資者往往起不到監(jiān)督作用。Gillan和Starks認為機構投資者的監(jiān)督本質上是代理人對代理人的監(jiān)督，當機構投資者的收益函數與中小股東的收益函數不一致時，很難起到監(jiān)督管理層的作用[9]。常巍和貝政新發(fā)現，包括證券投資基金在內的機構投資者參與公司治理的意識不強，只能定義為消極股東的角色，并不能起到良好的監(jiān)督作用[10]。吳超鵬等研究發(fā)現機構投資者持股與對價送達率和送出率均存在負相關關系，這表明機構投資者在股改中并沒有起到對中小股東的保護作用[11]。王雪榮和董威研究發(fā)現現階段我國的機構投資者還沒有參與到公司治理中，只是通過傳統(tǒng)的買賣股票的投機行為來獲取收益[12]。

利益合謀假說進一步認為，在法律制度不健全的情況下，機構投資者也可能與管理層合謀以對中小股東的利益進行侵占。當機構投資者和管理層進行合作對雙方都有利時，他們之間可能會采取結盟的策略，這會對其他股東的利益造成損害。無效監(jiān)督假說和利益合謀假說都與有效監(jiān)督假說相反，認為機構投資者不僅沒有起到監(jiān)督作用，甚至扮演了利益攫取的角色。如唐松蓮和袁春生發(fā)現，在機構投資者持股較低時，機構投資者往往會扮演利益攫取的角色，機構投資者持股不僅不會改善公司業(yè)績甚至對公司業(yè)績有負面影響[13]。

由此可以看出，已有關于機構投資者的研究都是建立在代理理論之上的，即機構投資者的專業(yè)優(yōu)勢和信息優(yōu)勢能夠起到有效的監(jiān)督作用，降低管理層的機會主義行為?，F有研究盡管并沒有得出一致的結論，但是把機構投資者監(jiān)督失效歸因于其外部制度環(huán)境的約束以及自身監(jiān)督能力的不足，而對機構投資者參與公司治理可能導致的其他后果以及不同持股規(guī)模的機構投資者參與公司治理的作用機理并沒有進行深入研究。本文在已有研究的基礎上，基于迎合理論和代理理論，對不同規(guī)模的機構投資者參與公司治理的作用機理和效果進行分析。

(二)研究假設

迎合理論認為管理層會根據投資者的需求調整公司的股利政策[1]。當投資者傾向于購買發(fā)放股利的股票時，管理層為了迎合這種需求而發(fā)放股利；反之，當投資者傾向于購買不發(fā)放股利的股票時，管理層則選擇不發(fā)放股利。不僅僅是股利分配政策，Polk和Sapienza認為公司的投資行為也可以用迎合理論進行解釋，他們發(fā)現在市場中被高估的公司更傾向于增加公司投資[2]。這表明管理層的投資決策會考慮投資者情緒。

本文認為在機構投資者持股比例較低時，機構投資者的退出威脅會導致管理層有動機迎合機構股東，從而進行盈余管理。本質上，這與Baker和Wurgler提出的股利分配的迎合行為是一致的。從邏輯上講，本文的假設需要滿足三個條件：(1)管理層有動機確保公司股價的穩(wěn)定，避免下跌；(2)機構股東會因公司的較差業(yè)績而賣出股票；(3)公司管理層操縱盈余管理的成本很低。而這三個假設在本文的研究中均能夠滿足。首先，股價下跌會增加管理層的離職率，因此，管理層有動機確保公司股價的穩(wěn)定；其次，當機構投資者持股較低時，由于監(jiān)督能力有限，機構股東無法有效地參與公司治理，僅僅通過買賣股票獲取投機收益，當公司業(yè)績低迷時，則會選擇“用腳投票”[14]；第三，較低的機構持股無法對管理層形成有效的監(jiān)督，導致管理層能夠低成本地進行機會主義行為。因此，我們認為在機構投資者持股較低時，管理層會為了迎合機構股東而采取盈余管理行為。

然而，管理層實施機會主義行為也會考慮其成本問題，隨著機構投資者持股規(guī)模的增加，機構投資者與公司利益趨于一致，產生利益協同效應[15]，機構投資者會開始關注公司的長期發(fā)展而非短期投機獲取的利益。在這種情況下，從公司的長遠利益看，機構投資者憑借專業(yè)知識和信息優(yōu)勢就可以對管理層的盈余管理行為進行監(jiān)督，從而減少公司的盈余管理行為。因此，基于迎合理論和代理理論，本文提出如下假設：

假設1：機構投資者持股與公司盈余管理行為呈倒U型關系，當機構持股比例較低時，機構投資者持股會增加公司盈余管理；當機構持股達到一定規(guī)模后，隨著持股比例的增加，機構投資者會降低公司盈余管理。

公司以往的業(yè)績是公司內外部治理機制發(fā)揮作用的結果以及管理層進行一系列決策的重要依據。Krause指出，公司以往的業(yè)績較差時，董事會會通過加強對CEO的監(jiān)督和控制來提升公司業(yè)績[16]。陳紅和徐融認為公司在面臨業(yè)績壓力時，尤其是業(yè)績低迷可能帶來的特殊處理等壓力會迫使公司管理層進行盈余管理等財務包裝行為[17]。姜國華和王漢生通過構建公司盈虧模型同樣驗證了這樣的觀點，他們發(fā)現，在面臨連續(xù)虧損的情況下，公司為了避免被ST，會選擇通過盈余操縱的手段來避免虧損[18]。此外，公司業(yè)績低迷也被認為是公司CEO和管理層被解雇的主要因素。

上述研究表明在公司業(yè)績低迷時管理層會面臨來自公司內外部的壓力。對于管理層而言，在公司業(yè)績低迷時，機構投資者退出威脅的概率會增加，為了避免機構投資者退出帶來的股價下跌、管理層更替等一系列市場負面反應，公司管理層更有可能進行盈余管理以迎合機構投資者。相反，當公司業(yè)績良好時，一方面董事會會采取“合作”而非“控制”的方式來支持管理層的工作[16]，另一方面機構投資者也會樂于支持管理層的工作，管理層面臨的被解雇的風險也大大降低。此時公司管理層更傾向于做一個忠實的管家，并且會增加其內在責任感，降低其機會主義行為。而在機構投資者持股規(guī)模較大時，公司的低迷業(yè)績則會導致機構股東的積極主義行為，從而加強對管理層的監(jiān)督和控制。

因此，相比于公司業(yè)績良好的情況，在公司業(yè)績低迷時，機構投資者參與公司治理的效應更加顯著，對管理層盈余管理行為的影響也更加明顯?；诖?，本文提出如下假設：

假設2：相比于業(yè)績較好的公司，機構投資者持股與公司盈余管理行為的倒U型關系在業(yè)績較差的公司中更加明顯。

影響機構投資者持股與盈余管理關系的另一個重要的因素是機構投資者的類型。Webb等對機構投資者的監(jiān)督作用提出了質疑，他們認為一些機構投資者可能更加關注其短期收益，而忽略了公司的長期價值[19]。因此，如果機構投資者關注短期利益，那么其監(jiān)督作用是值得懷疑的，尤其是在我國“一股獨大”的股權結構下。Parrino等認為一些機構投資者并不會努力去影響公司的管理決策，而是在公司業(yè)績低迷時選擇用腳投票[20]。Gaspar等發(fā)現持有高周轉率投資組合的機構投資者并不會對管理層的收購決策產生重要影響[21]。Chen等研究認為只有注重長期利益的機構投資者才會對管理層進行監(jiān)督，而關注短期利益的機構投資者更加注重買賣股票所獲取的利潤[22]。這些研究表明，不同類型的機構投資者參與公司治理的廣度和深度是存在差異的，其對管理層行為的影響也必然存在差異。

學者們對機構投資者類型進行了分類，并研究不同類型的機構投資者的行為特征。Brickley等按照機構投資者的監(jiān)督意愿將機構投資者分為灰色機構投資者和獨立機構投資者，并且認為灰色機構投資者由于需要維持與公司潛在的業(yè)務關系而不會去挑戰(zhàn)管理層的決策，只有獨立機構投資者才會對管理層進行監(jiān)督[23]。借鑒已有研究，本文將機構投資者分為穩(wěn)定型機構投資者和交易型機構投資者。穩(wěn)定型機構投資者指那些持股比例較高且交易頻率較低的機構投資者，這類投資者傾向于長期持有公司的股票，因此注重公司的長期利益，有動力參與公司治理，并對管理層進行監(jiān)督。相反，那些持股比例較低且交易頻繁的交易型機構投資者更多的是為了獲取投機收益，對管理層的監(jiān)督意愿不高?；诖?，本文提出如下假設：

假設3：相比于交易型機構投資者，穩(wěn)定型機構投資者持股與盈余管理行為的倒U型關系更加明顯。

與國外成熟市場不同，在轉型經濟體中政府依然在資源配置中起重要作用。而國有企業(yè)往往成為政府資源配置的“工具”，為政府的特定目標服務。政府穩(wěn)定就業(yè)、促進地區(qū)經濟增長以及社會穩(wěn)定等目標往往也會導致國有企業(yè)目標和職能的多重性。此外，與民營企業(yè)的職業(yè)經理人相比，國有企業(yè)的管理層尤其是CEO依然是由政府行政任命產生的，而在對管理層的監(jiān)督過程中，黨委和紀委發(fā)揮的作用要遠遠大于其他監(jiān)督機制。正如陳仕華等研究國有企業(yè)紀委的監(jiān)督作用時指出，對于作為職業(yè)經理人身份的管理層而言，以董事會為核心的公司治理機制可能會發(fā)揮作用，但是對于作為“政府官員”身份的管理層而言，公司治理機制可能無法發(fā)揮作用，但紀委卻能發(fā)揮重要作用[24]。因此，相比于國有企業(yè)，民營企業(yè)的市場屬性更有利于發(fā)揮機構投資者的作用。

然而，現實中也可能存在相反的結果。首先，2004年發(fā)布的《國務院關于推進資本市場改革開放和穩(wěn)定發(fā)展的若干意見》中鼓勵機構投資者參與資本市場，而國有企業(yè)作為政府主導的企業(yè)，有動機去踐行國家的政策規(guī)定，這為機構投資者參與國有企業(yè)公司治理提供了政策支持，使得國有企業(yè)中機構投資者能夠發(fā)揮治理作用。其次，在國有企業(yè)改革中政府放權給企業(yè)的內部人造成了國有企業(yè)的內部人控制問題，如何對內部人進行監(jiān)督是國企改革中作為最終控制人的政府需要解決的問題，因此，政府作為最終控制人有動機通過引入機構投資者來進行監(jiān)督。而民營企業(yè)中則容易出現大股東與管理層的合謀現象[25]，從而導致機構投資者的監(jiān)督受到大股東的阻撓而增加監(jiān)督成本，無法有效發(fā)揮治理作用?；诖?，本文提出如下競爭性假設：

假設4a：相比于國有企業(yè)，機構投資者與盈余管理行為之間的倒U型關系在民營企業(yè)中更加明顯。

假設4b：相比于民營企業(yè)，機構投資者與盈余管理行為之間的倒U型關系在國有企業(yè)中更加明顯。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文選取2006～2018年滬深兩市所有A股上市公司作為初始研究樣本，同時刪除金融保險行業(yè)的樣本公司、統(tǒng)計當年被ST的公司以及存在缺失值的公司，最終得到16588個公司年度樣本。樣本數據均來自CSMAR數據庫。為了消除極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量進行1%和99%分位上的winsorize處理。

(二)模型設定與變量說明

本文采用模型(1)來檢驗本文的研究假設：

DACC=β0+β1INST+β2INST2+β3Size+β4Lev+β5Salesgrowth+β6Roa+β7Boardsize+

β8Dir+β9First+β10Property+β11Big4+∑Ind+∑Year

(1)

模型(1)中各變量定義如下：

1.因變量：公司的盈余管理水平(DACC)。本文根據Dechow等構建的修正Jones模型，首先利用回歸方法分行業(yè)分年度估計公司不可操縱應計利潤，如模型(2)所示，該模型的殘差表示公司的可操縱應計利潤，然后取殘差的絕對值作為盈余管理水平。

(2)

2.自變量：機構投資者持股(INST)。機構投資者持股數據來自CSMAR數據庫中機構投資者子庫，該子庫中將機構投資者分為基金、合格境外投資者、券商、保險、社?；稹⑿磐?、財務公司、銀行和非金融類上市公司等九類。借鑒曹豐等的研究[26]，本文計算前八類機構投資者的持股比例之和來衡量機構投資者持股。

3.分組變量。為了檢驗假設2，本文加入了公司上期業(yè)績指標變量(LROA)，LROA是一個虛擬變量，如果公司上期業(yè)績低于行業(yè)平均值則取值為1，否則取值為0。為了檢驗假設3，本文加入了機構投資者類型指標(IIC)，借鑒已有研究，從時間和行業(yè)兩個維度衡量機構投資者類型。首先，從時間維度度量機構投資者的穩(wěn)定性，用公司當年機構投資者持股比例除以公司前三年機構投資者持股比例的標準差度量，該值越大表明公司的機構投資者持股比例的變動越小，機構投資者穩(wěn)定性越強。反之，如果機構投資者因投機性交易而頻繁買賣公司股票，則該值越小。其次，考慮公司的行業(yè)特征，計算上述求得的數值的行業(yè)、年度中位數，如果該數值大于行業(yè)中位數則IIC取值為1，將該機構投資者定義為穩(wěn)定型機構投資者，否則為IIC取值為0，將該機構投資者定義為交易型機構投資者。具體計算公式如下：

(3)

為了檢驗假設4，本文按照上市公司的實際控制人性質分為國有企業(yè)和民營企業(yè)，并進行分組檢驗。

4.控制變量。借鑒姜付秀等的研究[27]，本文加入了公司規(guī)模(Size)、資產負債率(Lev)、公司成長性(Salesgrowth)和公司盈利能力(Roa)等控制變量。其中公司規(guī)模用總資產的自然對數衡量，資產負債率用總負債除以總資產衡量，公司成長性用銷售收入增長率衡量，公司盈利能力用總資產收益率衡量。為了消除董事會監(jiān)督對公司盈余管理的影響，本文還加入了董事會規(guī)模(Boardsize)和董事會獨立性(Dir)兩個變量，其中董事會規(guī)模用董事會總人數衡量，董事會獨立性用董事會中獨立董事的比例衡量。為了控制大股東的影響，本文還加入了大股東持股比(First)變量，用第一大股東的持股比衡量。另外本文還加入股權性質(Property)來控制不同股權性質對盈余管理的影響。同時控制變量中還加入審計質量(Big4)，如果公司聘請了四大事務所，則取值為1，否則為0。此外，回歸分析中還控制了行業(yè)和時間虛擬變量，以消除行業(yè)和時間的影響。

四、實證結果分析

(一)描述性統(tǒng)計

表1給出了變量的描述性統(tǒng)計結果。由表1可以看出，DACC的均值為0.070，最小值為0.001，最大值為0.530，這表明不同公司的盈余管理之間存在較大差異。INST的均值為0.052，最大值為0.242，即機構投資者平均持股比例為5.2%，最大持股比例達到了24.2%?？刂谱兞糠矫?，Size的均值為21.947，Lev的均值為0.475，Salesgrowth的均值為0.213，Boardsize的均值為9.014，Dir的均值為0.368。樣本公司中第一大股東平均持股36.45%，且有51.3%的公司為國有控股。此外，樣本公司中聘請四大事務所的比例為6.6%?？梢钥闯?，控制變量經過winsorize處理后，都在正常范圍內波動。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

此外，相關性分析結果表明多數變量之間的相關系數均小于0.3，為了規(guī)避部分變量的相關系數過高可能導致的回歸結果偏差問題，本文進一步計算了解釋變量的方差膨脹因子，結果發(fā)現VIF最大值為1.72，均值為1.30，表明變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

(二)實證結果分析

表2給出了模型的回歸結果，因變量為盈余管理。模型1在控制時間和行業(yè)后僅加入了機構投資者持股及其平方項，模型2加入了控制變量。從表2可以看出，機構投資者持股的一次項顯著為正，二次項顯著為負，即機構投資者持股與公司盈余管理行為呈倒U型關系，假設1得到驗證。實證結果表明，當機構投資者持股比例較低時，機構投資者的退出威脅會導致管理層通過盈余管理來迎合機構股東，從而增加公司盈余管理行為；而隨著機構投資者持股比例的增加，機構股東的利益與公司利益一致，產生利益協同效應，此時，機構持股增加會加強其監(jiān)督能力，減少管理層盈余管理行為?？刂谱兞糠矫?，公司規(guī)模、董事會規(guī)模、企業(yè)性質、審計質量與盈余管理均顯著負相關，而資產負債率、公司成長性、第一大股東持股比與盈余管理均顯著正相關，這與已有研究結論保持一致。

表2 機構投資者持股與盈余管理的回歸結果

此外，表2的結果還表明，機構投資者治理作用的拐點出現在INST=9.68%處，即當機構投資者持股比例低于9.68%，機構投資者持股會增加管理層的盈余管理行為，而當機構投資者持股超過9.68%時，機構投資者持股會降低管理層的盈余管理行為。該研究也驗證了孔東民和劉莎莎對中小股東參與公司治理效果的研究，即中小股東參與公司治理給管理層帶來壓力從而扭曲了其公司治理行為[14]。

進一步地，根據國泰安數據庫資料，在2006～2018年間我國上市公司中第一大股東持股比例呈逐年下降趨勢，且均值為36.19%；第二大股東持股比例近幾年呈現逐步上升的趨勢，且均值為9.43%(如表3所示)。我們的研究也間接表明，只有當機構投資者持股接近或者超過第二大股東持股時，機構投資者才能更好地發(fā)揮監(jiān)督作用。這一方面是因為當機構投資者作為第二大股東時，其利益與公司整體利益趨于一致，不會選擇“用腳投票”的方式被動參與公司治理，而是有監(jiān)督的意愿；另一方面，作為第二大股東，機構投資者有能力更好地參與公司治理，對管理層盈余管理行為進行監(jiān)督。此外，考慮到我國上市公司中控股股東可能與管理層合謀獲取控制權私人收益，本研究也表明只有在機構投資者能夠對第一大股東形成制衡時，機構投資者才能更好地監(jiān)督管理層，這也從側面驗證了非控股股東的監(jiān)督作用[28]。

表3 2006～2018年我國上市公司前三大股東持股比(%)

表4給出了不同樣本中機構投資者持股與盈余管理之間的關系。模型3和模型4給出了上期業(yè)績差和上期業(yè)績好的分樣本檢驗結果，可以看出，在上期業(yè)績差的樣本中(LROA=1)，機構投資者持股的一次項系數顯著為正，二次項系數顯著為負，而在上期業(yè)績好的樣本中(LROA=0)，機構投資者持股的系數并不顯著。這表明當公司上期業(yè)績較差時，一方面管理層有可能迎合機構投資者進行盈余管理，另一方面機構投資者持股的增加也會加強其對管理層的監(jiān)督和控制。因此相比于業(yè)績較好的公司，機構投資者持股與盈余管理的倒U型關系在業(yè)績較差的公司中更加明顯，假設2得到驗證。

模型5和模型6給出了穩(wěn)定型和交易型機構投資者的分樣本檢驗結果，可以看出，在穩(wěn)定型機構投資者的樣本中(IIC=1)，機構投資者持股的一次項系數顯著為正，二次項系數顯著為負，而在交易型機構投資者的樣本中(IIC=0)，機構投資者持股的系數并不顯著。這表明相比于交易型機構投資者，穩(wěn)定型機構投資者持股與盈余管理的倒U型關系更加明顯，假設3得到驗證。

模型7和模型8給出了國有企業(yè)和民營企業(yè)的分樣本檢驗結果，可以看出，在國有企業(yè)的樣本中(Property=1)，機構投資者持股的一次項系數顯著為正，二次項系數顯著為負，而在民營企業(yè)的樣本中(Property=0)，機構投資者持股的系數并不顯著。這表明國家政策層面對機構投資者參與公司治理的鼓勵能夠發(fā)揮機構股東在國有企業(yè)中的積極作用，而在民營企業(yè)中由于大股東和管理層合謀而導致機構投資者監(jiān)督作用無法得到有效發(fā)揮。因此，相比于民營企業(yè)，機構投資者持股與盈余管理之間的倒U型關系在國有企業(yè)中更加明顯，假設4b得到驗證。

表4 機構投資者持股與盈余管理的分樣本回歸結果

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了保證結果的穩(wěn)健性，本文進行了如下穩(wěn)健性檢驗：

首先，借鑒已有研究，用業(yè)績匹配的盈余操縱(DACC_ROA)來替代盈余管理。該模型在修正的Jones模型基礎上，進一步控制了上期的ROA。將業(yè)績匹配的盈余操縱帶入模型(1)進行檢驗，回歸結果并沒有顯著變化(如表5所示)。

表5 替換盈余管理衡量方法后的回歸結果

其次，Chen等指出，殘差項作為因變量的回歸可能會導致估計偏差[29]。為了解決該問題，借鑒其給出的方案，我們在第二階段的模型中加入第一階段模型的解釋變量作為控制變量，對模型重新進行檢驗。檢驗結果如表6所示，可以看出，重新檢驗后結果并沒有顯著變化。

表6 考慮殘差項估計偏差后的穩(wěn)健性回歸結果

再次，為了消除機構投資者持股與公司盈余管理之間可能存在的內生性問題，我們采用2SLS進行檢驗。選擇自變量的行業(yè)、年度均值作為工具變量，即機構投資者持股的行業(yè)、年度均值作為一次項的工具變量(IV_INST)，機構投資者持股的行業(yè)、年度均值的平方項作為二次項的工具變量(IV_INST2)。工具變量檢驗結果表明不存在過度識別問題(Sargan檢驗的P值為0.729>0.1)，也通過了弱工具變量檢驗(Cragg-Donald檢驗的F值為107.298)。2SLS的檢驗結果如表7所示，模型3的結果表明機構投資者持股與盈余管理之間依然呈顯著的倒U型關系。

最后，為了消除遺漏變量導致的內生性問題，我們采用Change模型進行估計，即對模型中的變量進行差分處理?；貧w結果如表7模型4所示，其中因變量為DACC的差分項(△DACC)，自變量和控制變量同時取差分項?？梢钥闯?，采用Change模型后機構投資者持股與盈余管理之間依然呈顯著的倒U型關系。

表7 2SLS回歸結果

五、研究結論與啟示

本文基于迎合理論和代理理論，利用2006～2018年滬深上市公司數據，對機構投資者參與公司治理的機理和效果進行了理論分析和實證檢驗，并得出以下結論：第一，機構投資者持股比例是其治理效果的重要影響因素，在機構持股較低時，機構投資者持股會導致管理層的迎合行為，增加公司的盈余管理，隨著機構投資者持股增加，機構投資者持股會降低公司的盈余管理行為。總體而言，機構投資者持股比例與公司盈余管理呈現倒U型關系，且拐點發(fā)生在機構投資者持股比例約為9.68%時，近似于中國上市公司第二大股東的平均持股水平。第二，機構投資者參與公司治理的效果在不同的樣本中有所差異，在上期業(yè)績較差、存在穩(wěn)定型機構投資者以及國有企業(yè)中，機構投資者持股與公司盈余管理之間的倒U型關系更加明顯。

本研究突破了以往基于代理理論來研究機構投資者參與公司治理的文獻，認為機構投資者持股比例的不同會導致其參與公司治理的效果不同，并且結合迎合理論和代理理論兩方面加以闡述，完善了機構投資者參與公司治理的機制研究，具有重要的啟示意義：第一，機構投資者發(fā)揮監(jiān)督作用是有條件的，只有在機構持股比例達到一定規(guī)模后，才能夠對管理層的盈余管理行為進行有效監(jiān)督。因此對于公司而言要想發(fā)揮機構股東的積極作用，必須增加機構投資者的持股規(guī)模。第二，當公司業(yè)績較差時，應該加大力度引入機構投資者，此時機構投資者能夠發(fā)揮積極的治理作用，加強對管理層的監(jiān)督。第三，不同類型的機構投資者的治理作用存在差異，對于亟需機構投資者發(fā)揮積極作用的公司，應該著力引入穩(wěn)定型機構投資者，這類投資者更加關注公司的長期價值，有動力參與公司治理，并對管理層進行監(jiān)督。第四，對于國有企業(yè)而言，機構投資者能夠發(fā)揮積極作用，對管理層的盈余管理行為進行有效監(jiān)督，因此可以通過引入機構投資者解決國有企業(yè)的內部控制問題。

本文的不足在于僅僅從盈余管理方面刻畫了管理層的機會主義行為，而機構投資者參與公司治理對管理層的其他機會主義行為也可能存在類似的治理效果。然而由于篇幅所限，本文未能對其他的管理層機會主義行為一一論述，留待以后的研究進一步豐富。另外，本文對機構投資者的分類也只是借鑒了已有研究中的一種分類，對于其他的分類方式，機構投資者參與公司治理的效果是否存在差異，也有待進一步研究。