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一、理論分析與研究假設

假設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。與證券投資基金不同，社保基金的保值與增值直接關系到社會保障事業的完善程度，因此容易受到行政的干預，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，也不用參加年度業績排名，這會促使他們把資金投向高成長性的行業與企業。最后，眾多文獻的研究都認為險資在公司治理中發揮了積極的作用。文學(2002)［8］認為，保險基金能夠積極參與上市公司治理，這會同時從內部和外部對企業施加直接和間接控制，提高公司內外治理機制的協調性。盧仿先等(2005)認為資本市場成熟后，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營者進行監管來降低“道德風險”，使公司的治理效率得到改進。此外，社保基金也最符合Coffee(1991)提出的關于機構投資者參與公司治理的可能性與可行性的標準，因此最有可能參與公司治理，監督上市公司的盈余管理行為(李淑娟，2007)。據此，有假設2。

假設2:險資的持股比例與上市公司的盈余管理水平負相關。不同于境內投資者，QFII較為重視投資對象的公司治理因素與持續經營能力(中國公司治理報告，2003)，高雷和張杰(2008)的研究發現，QFII傾向于投資非國家控股、發達地區、從事政府保護行業和信息披露透明度高的公司。由于對我國的股票市場環境持謹慎的態度，QFII總體上堅持價值投資和長線投資，青睞中小盤股，注重企業的成長性，行為具有長期性(孫立和林麗，2006)以及進攻性、全面性和均衡性的特征(耿志民，2006);而且據交易所的研究報告顯示，自QFII進入中國市場以來，其換手率是所有機構投資者中最低的。雖然QFII總體上也進行慣性交易，但程度低于境內的投資者(李學峰和張艦等，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，這避免了機構間的惡性競爭給企業帶來的不良影響。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)認為，QFII可以作為流通股的代表，監督和約束管理層。陳世劍和王娜(2007)的研究也表明，QFII不僅可以促進經理層遵循信息披露準則進行披露，還可以促進管理者進行自愿性信息的披露。據此，有假設3。

假設3:QFII的持股比例與上市公司的盈余管理水平負相關。企業性質對機構投者治理作用的發揮具有重要影響。首先，國有企業大多關系國計民生，較差的經營業績會影響整個社會對國有企業的信心，因此國有企業有動機進行盈余管理，這不是證券投資基金所能左右的。其次，國有股“一股獨大”現象較為普遍，機構投資者在國有上市公司中話語權有限。即使機構投者有積極性參與國有上市公司治理，對企業盈余管理水平進行監督和限制，向外部投資者發送關于企業的真實信息而推進價值投資，但國企的經營者從這種行為中所獲凈收益也不會有顯著增加。事實上，國有企業在財務、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而公司業績并不是決定現任經理是否留任的重要原因，非經濟因素在國有企業經理的任命中也扮演著重要角色，經理人市場功能的發揮受到諸多限制(國有股減持課題組，2001)［18］。相對于國有企業的經理人來說，非國有企業的經理人則面臨更大的市場壓力。因此，有假設:假設4:國有企業中機構持股與企業盈余管理的關系要弱于民營企業，存在偏負效應。

二、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源本文以2004—2009年A股上市公司為研究樣本，其中機構投資者持股數據來自于WIND資訊數據庫外，其他數據則來自于國泰安數據庫。本文的樣本篩選過程如下:(1)剔除金融行業上市公司的數據;(2)剔除數據不完整和異常的上市公司的數據;(3)剔除S、ST、*ST上市公司的數據。經過以上篩選，最終獲得6年共4842個樣本的平衡面板數據(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盈余管理水平。目前，盈余管理水平的計量方法主要有:總應計利潤法、具體應計利潤法、真實盈余管理計量和盈余分步法，其中總體應計利潤法應用最為廣泛(黃梅，2007)［19］。所謂總應計利潤法，是指把總應計利潤分為可操縱性應計利潤和不可操縱利潤兩部分，并用可操縱性應計利潤作為盈余管理程度的度量。在眾多的應計利潤計量模型中，修正的Jones模型被認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構投資者的持股比例，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(CONT)。本文設置虛擬變量CONT來控制公司性質，CONT=0代表國有企業;否則為非國有企業。(2)公司規模(SIZE)。張兆國等(2009)［23］認為，公司的規模越大，受到外界各方的關注和監督就越多，所以公司規模與盈余管理負相關，本文利用年末資產總額的自然對數來衡量企業規模。(3)償債能力。企業的管理層為了避免違反債務條款會進行盈余管理，因此，資產負債率與盈余管理可能有關(Bartovetal，2000)［21］，本文利用資產負債率(LEV)和流動比率(CUR)來衡量公司的償債能力。其中，資產負債率等于年末負債除以年末總資產，流動比率等于流動負債除以流動資產。(4)盈利能力(ROA)。(Dechowetal，1995)［20］認為當可操縱性應計利潤與公司業績相關時，管理層需要利用ROA來控制公司業績對盈余余管理的影響。本文以凈利潤除以年末總資產衡量ROA。(5)滯后一期的應計利潤(LTA)。上一期的應計利潤越高，經理層本期進行盈余管理的能力就越弱。(6)發展能力(MB)。本文采用主營業務收入增長率來衡量發展能力。(7)審計意見(OPIN)。OPIN為虛擬變量，如果審計意見為標準無保留意見，OPIN=1，否則，OPIN=0。(8)行業控制變量。不同行業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，用行業資產報酬率、行業財務杠桿和行業M/B來控制行業的特征，在模型中分別用InROA、InLeve和InM/B。

(三)檢驗模型為了檢驗假設1和假設2，本文建立如下模型:上式中，i代表企業個體，t代表年份;εit為隨機擾動項;β''''X代表控制變量向量與其回歸系數的乘積，變量和INSi，t的含義同前文。

三、實證分析

(一)描述性統計表1是全樣本的描述性統計。從全樣本來看，可操縱性應計利潤(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高可操縱性應計利潤的行為，也有調低可操縱性利潤的行為，且調高可操縱性應計利潤的程度要似乎要高于調低可操縱性應計利潤的程度。其次，機構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。這一水平遠遠低于美英國家。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，但在大多數公司里的持股比例仍很低，話語權有限，“一股獨大”現象較為普遍。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。對比三類機構投資者，不難發現證券投資基金仍然是我國機構投資者構成的主體。此外，險資、QFII以及證券投資基金的持股比例與可操縱性應計利潤之間的相關性系數分別為－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計利潤正相關。最后，由國有企業樣本與非國有企業樣本的描述性統計的均值差t檢驗可知，相比于非國有企業，國有企業具有更低的可操縱性應計利潤，即盈余管理水平更低。機構投資者、證券投資基金、險資和QFII的持股比例的均值在國有企業和非國有企業中基本沒有顯著性差異。

(二)回歸結果與分析本文的實證結果如表2所示。在表2中，模型1是控制變量對DAC的回歸結果，模型2是不考慮企業性質時INT對DAC的回歸結果，而模型3則是控制了企業的性質時INT對DAC的回歸結果。在表2的各模型中，SIZE、MB、ROA、OPIN對DAC都有顯著影響。SIZE的回歸系數顯著為正，表明公司規模與可操縱性應計利潤正相關，這與張兆國等(2009)［23］的研究結果相反。ROA的回歸系數顯著性為正，這與薄仙慧和吳聯生(2009)的研究結果一致。MB的回歸系數顯著為負，表明主營業務增長率越高，盈余管理水平越低。OPIN的回歸系數顯著性為負，這表明被會計師事務所出具標準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的系數雖為負，但不顯著，這表明機構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。進一步來看，模型3的回歸結果表明，在國有企業中，INT的回歸系數為0.0201，但不顯著;在非國有企業中，INT的回歸系數為－0.0614(0.0201－0.0815)，檢驗表明這一系數顯著(P=0.0001)，機構持股對可操縱性應計利潤的負影響的不顯著性可能是由國有企業中的不顯著性導致。這意味著如果不控制企業的性質，模型的回歸結論是有偏的，機構持股在非國有企業中能有效地抑制企業的盈余管理水平，但在國有企業中則并非如此，這支持假設4。上文理論分析表明，不同機構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，本文進一步考察了機構投資者的異質性對盈余管理的影響，結果如表3所示。在模型1中，證券投資基金MF對DAC有顯著的正效應，回歸系數為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沒有起到積極的作用，這與假設1一致。但當引入企業性質變量CONT后，模型回歸結果出現很大不同。在模型2中，對于證券投資基金，在國有企業中，其系數為0.0327，在0.05水平下顯著;在非國有企業中，系數為－0.0571(0.0327－0.0898)，檢驗表明這一系數顯著(P=0.0003)。這表明，證券投資基金對企業盈余管理的消極作用主要發生在國有企業中，而在非國有企業中則相反。險資IC和QFII對DAC都有顯著的負效應，回歸系數分別為－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2和假設3一致。對于險資，在國有企業中的回歸系數為－0.2358，在0.05水平下顯著;非國有企業中，回歸系數為0.0921，但是檢驗表明這一系數并不顯著(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，但這種負相關關系主要發生在國有企業中，而在非國有企業中則不存在。這與假設4沖突，原因可能在于，在民營企業中，險資的持股比例一般較少，話語權也較小，而在國有企業中則相反。張萬成和孫振嘉(2006)［認為，將社保基金引入國有股權過于集中的股份公司，有利于加強對企業管理者的監督，約束管理者的行為。由于國有股減持實驗的失敗，國有股權改革轉向了國有股轉持，而國有股轉持最大的受益者就是社保基金。轉持之后，社保基金最有可能成為國有企業的第二大股東，并且其持有的股份在三年內不能出售，所以，社保基金有動機參與到公司治理中，提高會計信息的真實性。而對于QFII，在國有企業中的回歸系數為－0.0407，在0.01的水平下高度顯著;在非國有企業中的回歸系數為－0.0569，檢驗表明這一系數顯著(P=0.0056)。這表明，QFII持股在國有和非國有企業中都有效地抑制了上市公司的盈余管理行為，且在非國有企業中發揮的作用更大一些。

四、主要結論

本文基于滬深兩市共807家上市公司2004—2009年的平衡面板數據，研究了機構持股異質性對公司盈余管理的不同影響及企業性質對這種關系的調節效應。結果顯示:整體來講，機構投資者持股與盈余管理之間不存在顯著的相關關系，當控制了企業性質后，在非國有企業中，機構持股能夠有效的降低企業的盈余管理水平，而國有企業則不存在這種關系;不同機構投資者的治理效應確有不同，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，說明這兩類機構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;企業性質的調節影響表現在，險資和QFII的持股在國有企業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，在非國有企業中，證券投資基金和QFII的持股都顯著的降低了企業的盈余管理水平，但是險資與盈余管理之間不存在顯著的相關關系。本文的研究結論具有重要的政策含義。首先，為了最大化地發揮各類投資者的抑制盈余管理的作用，應該鼓勵不同的機構投資者將資金投向不同性質的企業。證券投資基金和QFII在非國有企業中能發揮更大的作用，所以應該鼓勵其更多地投資于非國有企業;對于險資，應鼓勵其將投資組合向國有企業傾斜。其次，應提高險資的入市比例，適度放寬QFII的額度，調整機構投資者的比例結構，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：西安交通大學經濟與金融學院博士研究生西安交通大學經濟與金融學院副教授西安交通大學經濟與金融學院博士研究生