摘 要：我國機構投資者發(fā)展速度非?？?，在資本市場和公司外部監(jiān)督中起到的作用越來越大，但同時也存在著一些問題，然而，機構投資者依舊是比較正規(guī)的組織，他們擁有雄厚的專業(yè)力量，并且信息來源相對比較豐富。因此本文選擇分析機構投資者對上市公司會計盈余質(zhì)量水平的影響是很有意義的。本文從理論和實證兩個方面，以價值相關性為視角研究機構投資者對上市公司盈余質(zhì)量水平的影響研究，使用了2010年至2012年的相關數(shù)據(jù)，建立了盈余反應系數(shù)模型，明確了機構投資者持股對盈余質(zhì)量的積極正面作用以及不同類型機構投資者影響作用的差異，幫助我國證券市場不斷完善，使我國經(jīng)濟快速平穩(wěn)增長。

關鍵詞：機構投資者 盈余質(zhì)量 價值相關性 盈余反應系數(shù)

一、 引言

盈余質(zhì)量是衡量一定時期上市公司經(jīng)營管理情況一個關鍵的指標，面對我國上市公司財務造假、公司業(yè)績變化幅度大以及存在的盈余管理現(xiàn)狀，如果能夠進一步明確是什么因素在影響著盈余質(zhì)量，就能對上市公司的盈余質(zhì)量提高有好處[1] 。

我國機構投資者發(fā)展速度非?？?，在資本市場和公司外部監(jiān)督中起到的作用越來越大，但同時也存在著一些影響其發(fā)揮監(jiān)督作用的問題。然而，對于盈余質(zhì)量而言，機構投資者依舊是比較正規(guī)的組織，他們擁有雄厚的專業(yè)力量，并且信息來源相對比較豐富。因此，本文從價值相關性的視角入手，探討機構投資者對上市公司會計盈余質(zhì)量水平的影響是很有意義的。

關于盈余質(zhì)量評價，Dechow和Schrand（2004）指出，通過對盈余質(zhì)量水平進行分析，將其自身的特征進行歸納，主要包括以下三個方面：第一，盈余質(zhì)量是基于與決策信息相關的；第二是報告的盈余數(shù)字的質(zhì)量取決于是否與公司的財務表現(xiàn)信息相關；第三，盈余質(zhì)量是由公司自身對會計盈余指標的表現(xiàn)和會計體系的相關要求共同決定的[2][3]。

關于價值相關性，根據(jù)以往文獻，最早使用“價值相關性”（value relevance）這一術語的是Amir et al. （1993） 的研究。而Barth et al. （2001， JAE） 則進一步認為，上市公司的會計資料如果與金融市場上股票價格具有可預測的關系，那么會計資料就具有價值相關性[4]。

筆者認為，機構投資者通過對上市公司財務相關或非財務信息來分析判斷是否繼續(xù)持有該上市公司的股份，其對上市公司的盈余質(zhì)量水平產(chǎn)生很大的影響，并起到了一定的監(jiān)督作用。

二、基本假設與模型建立

（一）研究假設

本文從價值相關性視角分析，通過進行大量的研究，對以下幾個方面進行了驗證：（1）研究我國的機構投資者對上市公司盈余質(zhì)量水平產(chǎn)生的影響，對其結果進行驗證，從而獲得其相關關系；（2）對于機構投資者而言，對其進行了相應的分類。不同類型的機構投資者在投資目的、策略和手段上都會有差異，而差異又會對上市公司的盈余質(zhì)量產(chǎn)生影響。我們希望通過盈余反應系數(shù)這一變量來檢驗我們對機構投資者與上市公司盈余質(zhì)量水平的猜想。

1.機構投資者持股比例與上市公司盈余質(zhì)量

機構投資者對市場具有導向性作用，上市公司擔心機構投資者變更持股，因此上市公司更加注意自身盈余質(zhì)量水平。由此我們提出本文的第一個假設：

H1：機構投資者能夠?qū)ι鲜泄井a(chǎn)生積極的影響，并且投資者的持股比例與企業(yè)的盈余質(zhì)量存在著很大的聯(lián)系，兩者之間是正比例關系。他們手中的持股比例越大，會提高企業(yè)的盈余質(zhì)量水平。

2.不同機構投資者持股比例與上市公司盈余質(zhì)量

通過對機構投資者進行全面的研究，我們發(fā)現(xiàn)其分類豐富多樣，其存在形式主要包括以下幾個方面，即基金、銀行、保險。Brickley et al（1988）對投資者的類型進行了明確的定義，其分類的依據(jù)是投資組織和上市公司之間的關系。對不同的投資者而言，投資目的和投資方式的不同會對上市企業(yè)的盈余質(zhì)量水平產(chǎn)生較大的影響[5]。我們將這一關系擴展到上市公司的盈余質(zhì)量水平上，提出了第二個假設：

H2a：與上市公司沒有直接或者間接的商業(yè)業(yè)務交流的機構投資者，他們的持股比例與上市企業(yè)的盈余質(zhì)量水平具有一定的促進作用，兩者之間是正相關的關系，即他們持股比例越高，就能夠?qū)ι鲜衅髽I(yè)的盈余質(zhì)量產(chǎn)生積極的影響，其盈余質(zhì)量也就越來越高。

H2b：與上市公司存在直接或者間接的業(yè)務交流，相比于上述投資者而言，他們對上市公司的盈余質(zhì)量的影響程度更小，甚至會存在負面作用。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

在本文的研究中，進行數(shù)據(jù)分析的樣本主要是包括2010-2012年的證券公司所提供的數(shù)據(jù)。關于投資者的相關信息，主要是通過Wind數(shù)據(jù)庫收集獲得，模型中關于資產(chǎn)負債率、收盤價、公司成長性、公司規(guī)模和每股收益的數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，貝塔指數(shù)是通過銳思資源庫獲得。

（三）變量設計

主要變量的定義與計量辦法可以從表3-1看出。

（四）研究方法與模型構建

本文章從價值相關性角度入手，采用多元回歸分析方法，對機構投資者與上市公司盈余質(zhì)量間的關系進行探究，因此，這篇文章以盈余反應模型為入手點，來進行相關的假設分析。根據(jù)已有文獻中的模型（Fan和Wong，2002），如下式所列：＼

在基本模型的前提下，一些相關的控制變量也被引入進來，同時結合我國證券市場的波動變化和不穩(wěn)定性，時間控制變量YEAR也被引入進來，由此建立了模型2。

（3.2）

三、實證檢驗和結果探究

（一）描述性統(tǒng)計分析

通過對表4-1分析可知，在選取的4410家上市公司中，基金在資本市場上市公司中持股比例的均值達到了9%，而保險和銀行，其持股比例的均值沒有超過1%，最大持股比例銀行達到了20.75%，保險達到了93.01%，但這只是個別公司的特殊現(xiàn)象，因為在保險0.57%的持股比例均值下其標準差為2.601。總體來講，機構投資者的監(jiān)督職能得到了有效的執(zhí)行。

（二）變量的相關性研究

文章用模型對相關變量做出了相關分析，采用的分析方法是皮爾遜相關系數(shù)分析法。分析結果如表4-2所顯示。

我們從表4-2各個變量的相關數(shù)據(jù)進行分析，可以得到以下結果：其中上市公司的市場回報率以及機構投資者持股比例皆與盈余質(zhì)量衡量水平有著顯著正相關的關系。這個分析結果符合基本盈余反應系數(shù)模型下的預期分析。另外，機構投資者持股比例與盈余反應系數(shù)顯著正相關，這一分析表明，機構投資者與上市企業(yè)的盈余質(zhì)量以及證券市場股票在資本市場表現(xiàn)存在著密切的關系。

（三）回歸結果與分析

1.機構投資者持股與盈余質(zhì)量的回歸分析

檢測機構投資者持股與證券市場中股票上市公司會計盈余質(zhì)量的關系，用到基本盈余反應系數(shù)模型中交叉變量的方法。在本次回歸分析中，進行數(shù)據(jù)探究的是新增的機構投資者持股比例的數(shù)據(jù)與基本盈余反應系數(shù)相乘后的數(shù)據(jù)。如表4-5。

通過對上表的分析結果可知，機構投資者與上市公司盈余質(zhì)量模型具有較高的可信度。通過采集2010年后三年的股票上市公司樣本，研究得出：該模型的調(diào)整擬合優(yōu)度為0.2327，F(xiàn)值在1%置信水平下顯著，說明機構投資者持股比例模型的解釋能力較強。通過對模型探究可知，機構投資者持股比例增多，有利于證券市場中股票上市企業(yè)的會計盈余質(zhì)量的進一步提升。這個結論表明模型的前提假設H1成立。通過2010年后三年的回歸數(shù)據(jù)處理，基本盈余反應系數(shù)模型中的假設H1得到更深一層的驗證，使分析結果更具合理性和真實性。

2.不同類別機構投資者持股與盈余質(zhì)量的回歸分析

在模型（3.2）的前提下，我們引入了基金、保險、銀行三種不同的機構投資者作為變量因素，分別檢驗這三種因素對股票上市公司會計盈余質(zhì)量水平的影響，回歸結果如表4-6所示。

由表4-6的統(tǒng)計結果可以得出，基金投資的公司盈余質(zhì)量變量與其擁有企業(yè)的股份比例相乘得出的回歸系數(shù)指標為0.0664，在1%置信水平下顯著，檢驗了我們所提出的假設H2a，即與證券市場中股票上市公司沒有商業(yè)業(yè)務往來的獨立機構投資者，其持股比例與證券市場中股票證券市場中股票上市公司會計盈余質(zhì)量水平呈正相關。

保險的持股比例與上市公司會計盈余質(zhì)量水平變量乘積的回歸系數(shù)為0.0612，但其顯著性水平在10%以下，我們認為這說明保險持股對提高證券市場中股票上市公司盈余質(zhì)量水平的作用的置信度并不如基金。換句話說，保險持股對提高證券市場中股票上市公司盈余質(zhì)量水平的影響作用有限。

銀行的持股比例與上市公司會計盈余質(zhì)量水平變量乘積的回歸系數(shù)為-0.1695，但其不顯著?；貧w系數(shù)為負，這個結果說明銀行在回歸模型中對證券市場中股票上市公司盈余質(zhì)量水平的影響作用是消極的。驗證了H2b假設，即機構投資者對證券市場上的上市企業(yè)的盈余質(zhì)量確實有著干擾。

四、結論

本文從理論和實證兩個方面，以價值相關性為視角研究機構投資者對上市公司會計盈余質(zhì)量水平的影響研究，在確?；貧w分析質(zhì)量后對結果做出以下總結：

1.機構投資者在推動公司盈余質(zhì)量提高方面具有很重要的意義，證券市場的股票上市公司會計盈余質(zhì)量水平的提高也會受到機構投資者的影響。盡管我國機構投資者發(fā)展迅速，但相關法律法規(guī)還存在一定缺陷，因此，需要不斷加大市場監(jiān)管，提高市場運作效率，幫助我國證券市場得到不斷完善。

2.不同的機構投資者具有不同的發(fā)展特點和性質(zhì)，要充分發(fā)揮機構投資者的促進作用。要想提高機構投資者對上市公司會計盈余質(zhì)量水平的促進作用，我國政府部門應出臺相關法律法規(guī)來規(guī)范證券市場交易，并完善機構投資者的整體結構，以便經(jīng)濟得到快速平穩(wěn)發(fā)展。

參考文獻

[1] 王化成，佟巖.控股股東與盈余質(zhì)量—基于盈余反應系數(shù)的考察[J].會計研究，2006， （2），66-74.

[2] Patricia Dechow， Weili Ge， Catherine Schrand. Understanding earnings quality： A review of the proxies， their determinants and their consequences [J]. Journal of Accounting and Economics， 2010， （50）： 344–401.

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[4] 吳溪.會計研究方法論[M].北京：中國人民大學出版社，2012：149-152.

[5] 謝明夏.機構投資者異質(zhì)性對上市公司盈余管理的影響研究[D].安徽：安徽財經(jīng)大學，2013.