趙慶國，劉莉明，孔祥月

(沈陽航空航天大學 經(jīng)濟與管理學院，沈陽 110136)

從20世紀中葉開始，機構(gòu)投資者迅速在世界金融市場上興起。相比于個人投資者，機構(gòu)投資者有著明顯優(yōu)勢，他們的專業(yè)知識功底深厚，擁有大量的資金，在進行投資時可以有多種投資組合，因此所受的風險較小。由于機構(gòu)投資者存在這一特殊的屬性，因此它對上市公司的治理結(jié)構(gòu)能起到一定的改變作用，從而對上市公司的會計信息質(zhì)量產(chǎn)生影響。

在中國，機構(gòu)投資者是指在資本市場上從事證券買賣等投資活動的法人，主要包括證券投資基金、證券公司、保險公司、養(yǎng)老基金和商業(yè)銀行等。機構(gòu)投資者不僅具有十分專業(yè)的管理體系，還具有非常規(guī)范的投資行為和科學的決策體系，促使我國的證券市場快速穩(wěn)定發(fā)展。2004年初發(fā)布的《國務(wù)院關(guān)于推進資本市場改革開放和穩(wěn)定發(fā)展的若干意見》指出，為了改善我國股票市場的投資者結(jié)構(gòu)，將引入機構(gòu)投資者，進一步推動上市公司的發(fā)展。經(jīng)過多年的發(fā)展，我國的機構(gòu)投資者日漸成熟。但是與西方國家相比，我國的資本市場還存在很多問題，比如，公司的治理結(jié)構(gòu)、委托代理等問題。

上市公司會計信息質(zhì)量不僅是公司內(nèi)部管理者關(guān)注的重點，也是外部投資者關(guān)注的重點，公司的會計活動主要包括會計信息的確認、計量和報告三個層面，而會計信息確認、計量和報告的的質(zhì)量關(guān)乎到公司的會計信息質(zhì)量。最新修訂的企業(yè)會計準則(2014)的會計信息基本質(zhì)量特征中強調(diào)會計信息的真實性處于首要地位，本文將會計信息的確認和計量的質(zhì)量歸為會計信息的真實性，即盈余質(zhì)量的可靠性和真實性。會計信息的報告是會計信息確認和計量的另一個環(huán)節(jié)，本文將其定義為信息披露透明度。多數(shù)學者都僅從盈余質(zhì)量或信息披露質(zhì)量的角度衡量會計信息質(zhì)量，不能全面反映會計信息質(zhì)量，故本文用盈余質(zhì)量的可靠性和真實性、信息披露透明度兩個指標衡量會計信息質(zhì)量。盈余質(zhì)量能反映公司內(nèi)部的管理層進行操控性應(yīng)計利潤情況，操控性應(yīng)計利潤越小，盈余質(zhì)量的可靠性和真實性就越高。信息披露透明度是指外部投資者接受、解讀和擴散會計信息的程度，對監(jiān)管部門存在依賴性，并接受外部報表使用者的監(jiān)督。

1 文獻回顧和研究假設(shè)

隨著機構(gòu)投資者持股的迅速發(fā)展，國內(nèi)外學者開始重點關(guān)注機構(gòu)投資者的作用。會計信息質(zhì)量越好越有利于市場進行有效配置，而且對投資者作出正確的決策更有利。一般認為機構(gòu)投資者作為上市公司治理結(jié)構(gòu)中一個重要的外部因素，會對上市公司的治理結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響，進而對上市公司的會計信息質(zhì)量造成影響。機構(gòu)投資者持股比例越高，其參與上市公司治理的積極性越明顯，為了達到高額的投資回報率，機構(gòu)投資者往往會對公司的經(jīng)營進行改善。翟若莼[1]首先分析機構(gòu)投資者持股對上市公司治理產(chǎn)生的影響，進一步分析上市公司的治理對會計信息質(zhì)量產(chǎn)生的影響，最終發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者持股將會對上市公司的會計信息質(zhì)量產(chǎn)生影響。本文選取盈余質(zhì)量的可靠性、真實性和信息披露透明度兩個指標衡量會計信息質(zhì)量，研究機構(gòu)投資者對會計信息質(zhì)量的影響。

1.1 機構(gòu)投資者持股與盈余質(zhì)量可靠性、真實性

會計計量方法和政策的選擇決定了盈余質(zhì)量的可靠性、真實性，管理層對盈余管理程度越小，盈余質(zhì)量的可靠性和真實性就越高。高雷等[2]認為機構(gòu)投資者能夠發(fā)揮監(jiān)督"大股東"的作用，達到提高上市公司治理水平的目的，進而對盈余管理產(chǎn)生抑止作用。Uma Velury等[3]認為機構(gòu)投資者過多的提案，將降低公司的盈余管理程度。機構(gòu)投資者持股比例較高將會對公司盈余管理產(chǎn)生影響。李國峰等[4]的研究結(jié)果表明機構(gòu)投資者持股比例越高，越想針對真實盈余管理進行盈余操控，而對應(yīng)計盈余管理的選擇較少，進而可以抑制應(yīng)計盈余管理行為。但是本文認為由于機構(gòu)投資者本身就存在代理問題，基金持有人是以盈利為目的，通常拿投資報酬率的指標衡量機構(gòu)投資者投資的專業(yè)性和有效性，因此機構(gòu)投資者通常會選擇經(jīng)營穩(wěn)定的公司投資。另外對于有股權(quán)激勵計劃的公司，管理層為了實現(xiàn)既定的目標計劃，通常會采用盈余管理手段對公司的財務(wù)報表進行“粉飾”，機構(gòu)投資者為了獲取高額的投資報酬率，會與管理層進行合謀。李雙海的研究表明機構(gòu)投資者的持股會降低會計的盈余質(zhì)量。楊海燕等[5]通過實證研究發(fā)現(xiàn)隨著機構(gòu)投資者持股比例的增加，財務(wù)報告的可靠性降低了。Najah等[6]認為長時間持股的機構(gòu)投資者擁有強烈的參與上市公司治理的動機，但由于機構(gòu)投資者存在盈利的動機，因此不能有效發(fā)揮其對內(nèi)部管理層的監(jiān)督作用?；谝陨戏治?，本文提出以下假設(shè)：

H1：總體機構(gòu)投資者持股比例越高，上市公司盈余質(zhì)量的可靠性、真實性越差；

由于不同類型的機構(gòu)投資者在持有股票的周期、目標等方面存在不同，也會對上市公司的會計信息質(zhì)量產(chǎn)生不同的影響。因此，本文從不同類型機構(gòu)投資者持股角度對會計信息質(zhì)量產(chǎn)生的影響進行研究。依據(jù)Brickley的研究結(jié)果認為如果機構(gòu)投資者與上市公司存在業(yè)務(wù)依賴關(guān)系，機構(gòu)投資者一般不能抑制公司管理層的盈余管理行為，而機構(gòu)投資者與被投資公司僅存在投資關(guān)系，機構(gòu)投資者就能夠有效地監(jiān)督管理層的盈余管理行為。獨立型機構(gòu)投資者的特點是持有股票期限長、主動參與公司的治理、積極監(jiān)督企業(yè)高管等；非獨立型機構(gòu)投資者由于和上市公司存在某種利益關(guān)系，其持股期一般較短，相比之下更加關(guān)注短期的相關(guān)利益。在借鑒Barickley、李辰穎[7]分類方法的基礎(chǔ)上，并參考我國的機構(gòu)投資者的投資性質(zhì)將證券投資基金、QFII、社保基金、企業(yè)年金分類為獨立型機構(gòu)投資者，而將券商、券商理財產(chǎn)品、保險公司、信托公司、財務(wù)公司、銀行、陽光私募劃分為非獨立型機構(gòu)投機者。羅勁博[8]選取2008-2012年深圳市A股上市公司研究治理過程中異質(zhì)機構(gòu)投資者所發(fā)揮的作用。研究結(jié)果表明，基金和QFII對正向盈余管理能起到抑制作用，而機構(gòu)投資者不會對負向盈余管理產(chǎn)生影響。Ajina[9]、Xu[10]、Cheng[11]等人的研究發(fā)現(xiàn)，不同類型的機構(gòu)投資者參與上市公司的治理情況不同，積極的機構(gòu)投資者希望通過參與公司治理來提升公司會計信息質(zhì)量及水平；而消極的機構(gòu)投資者追求短期的利益，無法發(fā)揮其在公司治理中的作用。由此本文提出以下假設(shè)：

H1a：獨立型機構(gòu)投資者持股比例越高，上市公司盈余質(zhì)量的可靠性、真實性越好；

H1b：非獨立型機構(gòu)投資者持股水平越低，上市公司盈余質(zhì)量的可靠性、真實性越好。

1.2 機構(gòu)投資者持股與信息披露透明度

丁方飛等[12]利用深圳證券交易所的信息披露質(zhì)量考評指標數(shù)據(jù)，實證研究了我國機構(gòu)投資者是否持股、持股家數(shù)以及持股規(guī)模，研究結(jié)果表明機構(gòu)投資者的持股水平與公司信息披露質(zhì)量之間存在正相關(guān)關(guān)系。王紀平等[13]的研究表明機構(gòu)投資者的持股比例和持股數(shù)量與信息透明度存在穩(wěn)定的正向相關(guān)性，中小投資者的持股比例和持股數(shù)量與信息透明度也存在正向相關(guān)性。Ajinkya研究發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者持股比例越高，管理層越樂意發(fā)布預(yù)測信息。Jiarabalvo認為機構(gòu)投資者持股比例會影響上市公司的股價預(yù)測，因為機構(gòu)投資者持股比例越高，越容易發(fā)揮監(jiān)督作用，企業(yè)盈余管理程度越低，信息披露透明度就越高?；谝陨蠈W者的研究，本文提出以下研究假設(shè)：

H2：總體機構(gòu)投資者持股比例越高，上市公司信息披露透明度越高；

祁斌[14]、唐松蓮[15]等將機構(gòu)投資者進行分類，認為不同類型機構(gòu)投資者持股對會計信息質(zhì)量會有不同的影響?？聞Φ萚16]研究發(fā)現(xiàn)長期機構(gòu)投資者持股有利于提高上市公司信息披露質(zhì)量，短期機構(gòu)投資者持股會對會計信息披露產(chǎn)生不利的影響。廖花等[17]的研究發(fā)現(xiàn)獨立性的機構(gòu)投資者持股對公司信息披露的質(zhì)量能產(chǎn)生改善作用，而非獨立性的機構(gòu)投資者持股不利于公司信息披露質(zhì)量。Chen等[18]等研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者與上市公司存在的關(guān)系不同，其對公司管理層發(fā)揮的作用也不同。范海峰認為雖然機構(gòu)投資者在信息、投資人才、資金規(guī)模等方面具有較大的優(yōu)勢，但對于不同類型的機構(gòu)投資者，他們在投資時考慮的策略、所受風險的意識、投資資金的來源等方面還存在很大差異，所以本文對機構(gòu)投資者進行分類，區(qū)分不同類型的機構(gòu)投資者進行研究。

H2a：獨立型機構(gòu)投資者持股比例越高，上市公司信息披露透明度越高；

H2b：非獨立型機構(gòu)投資者持股比例越低，上市公司信息披露透明度越高。

2 模型設(shè)計和變量的選取

2.1 變量的定義與模型構(gòu)建

(1)被解釋變量

本文選取會計信息質(zhì)量為被解釋變量，著重從兩個方面對會計信息質(zhì)量指標進行衡量：(1)首先從盈余質(zhì)量可靠性和真實性度量會計信息質(zhì)量，回歸計算選取分年度分行業(yè)修正的Jones模型，利用操控性應(yīng)計利潤DA定量衡量財務(wù)報告如公式(1)和公式(2)，DA的絕對值越大，說明上市公司的財務(wù)報告的可靠性和真實性越低，上市公司財務(wù)報告的盈余質(zhì)量越差。夏立軍以及蘇冬蔚等[19]學者均使用該模型衡量上市公司盈余質(zhì)量，(2)其次從會計信息披露透明度角度評判會計信息質(zhì)量，目前大部分學者均采用深圳證券交易所發(fā)布的信息披露質(zhì)量考評等級結(jié)果來衡量上市公司信息披露質(zhì)量，曾穎等[20]、丁方飛等[12]、唐松蓮等[21]、楊海燕等[22]學者均采用該類指標進行實證研究；

(1)

(2)

(2)解釋變量

本文選取機構(gòu)投資者持股比例為解釋變量，楊海燕[22]、王紀平[13]、李辰穎[7]、劉永祥[23]等學者均采用全部機構(gòu)投資者持股比例之和來衡量機構(gòu)投資者持股水平。但與證券投資基金和券商等專業(yè)性機構(gòu)投資者相比，一般法人和非金融類上市公司在投資選股時缺乏專業(yè)的判斷能力和分析能力。故本文從機構(gòu)投資者中剔除一般法人和非金融類上市公司，本文的機構(gòu)投資者主要包含：證券投資基金、券商、券商理財產(chǎn)品、QFII、保險公司、社?；?、企業(yè)年金、信托公司、財務(wù)公司、銀行、陽光私募等這11種類型的機構(gòu)投資者。在借鑒Barickley、李辰穎[7]分類方法的基礎(chǔ)上，參考我國機構(gòu)投資者投資性質(zhì)將證券投資基金、QFII、社?；?、企業(yè)年金分類為獨立型機構(gòu)投資者，將券商、券商理財產(chǎn)品、保險公司、信托公司、財務(wù)公司、銀行、陽光私募劃分為非獨立型機構(gòu)投機者，在前人的研究基礎(chǔ)上用總體機構(gòu)投資者持股比例檢驗H1、H2假設(shè)、獨立型機構(gòu)投資者持股比例檢驗H1a、H2a假設(shè)、非獨立型機構(gòu)投資者持股比例檢驗H1b、H2b假設(shè)。

(3)控制變量

在借鑒國內(nèi)外大量相關(guān)文獻的基礎(chǔ)上，本文選取了以下控制變量：資產(chǎn)負債率、每股凈資產(chǎn)、每股股利、每股收益、第一大股東持股比例、流通股比例、凈資產(chǎn)收益率、營業(yè)收入增長率、市凈率、公司規(guī)模、最近24個月的BETA值、控股股東性質(zhì)等作為被解釋變量機構(gòu)投資者持股偏好的控制變量，各相關(guān)變量的定義及衡量如表1所示。

表1 變量的定義與衡量

(4)模型的構(gòu)建

根據(jù)文章第二部分的研究假設(shè)H1、H1a、H1b，本文分別構(gòu)建了模型(1)、模型(2)、模型(3)多元線性方程檢驗總體機構(gòu)投資者持股INS、獨立型機構(gòu)投資者Independent INS、非獨立型機構(gòu)投資者Non-Independent INS與盈余質(zhì)量可靠性DA之間的關(guān)系,如式(1)～式(3)所示。

DAi,t+1=α0+α1INSi,t+α2LEVi,t+α3BPSi,t+α4EPSi,t+α5Firstsherei,t+α6Flowsherei,t+α7ROEi,t+α8MIGRi,t+α9PBi,t+α10SIZEi,t+α11BETAi,t+α12Controli,t+α13DPi,t+ε

(1)

DAi,t+1=α0+α1Independent INSi,t+α2LEVi,t+α3BPSi,t+α4EPSi,t+α5Firstsherei,t+α6Flowsherei,t+α7ROEi,t+α8MIGRi,t+α9PBi,t+α10SIZEi,t+α11BETAi,t+α12Controli,t+α13DPi,t+ε

(2)

DAi,t+1=α0+α1Non-Independent INSi,t+α2LEVi,t+α3BPSi,t+α4EPSi,t+α5Firstsherei,t+α6Flowsherei,t+α7ROEi,t+α8MIGRi,t+α9PBi,t+α10SIZEi,t+α11BETAi,t+α12Controli,t+α13DPi,t+ε

(3)

根據(jù)文章第二部分的研究假設(shè)H2、H2a、H2b，本文分別構(gòu)建了模型(4)、模型(5)、模型(6)多元線性方程檢驗總體機構(gòu)投資者持股INS、獨立型機構(gòu)投資者Independent INS、非獨立型機構(gòu)投資者Non-Independent INS與信息披露透明度Rank之間的關(guān)系,如式(4)、式(5)所示。

Ranki,t+1=α0+α1INSi,t+α2LEVi,t+α3BPSi,t+α4EPSi,t+α5Firstsherei,t+α6Flowsherei,t+α7ROEi,t+α8MIGRi,t+α9PBi,t+α10SIZEi,t+α11BETAi,t+α12Controli,t+α13DPi,t+ε

(4)

Ranki,t+1=α0+α1Independent INSi,t+α2LEVi,t+α3BPSi,t+α4EPSi,t+α5Firstsherei,t+

α6Flowsherei,t+α7ROEi,t+α8MIGRi,t+α9PBi,t+α10SIZEi,t+α11BETAi,t+α12Controli,t+α13DPi,t+ε

(5)

Ranki,t+1=α0+α1Non-Independent INSi,t+α2LEVi,t+α3BPSi,t+α4EPSi,t+α5Firstsherei,t+α6Flowsherei,t+α7ROEi,t+α8MIGRi,t+α9PBi,t+α10SIZEi,t+α11BETAi,t+α12Controli,t+α13DPi,t+ε

(6)

2.2 樣本的選擇與數(shù)據(jù)的來源

從2006年開始，我國實行了新的會計準則制度，并且也開始實施股權(quán)分配制度，使我國機構(gòu)投資者規(guī)模迅猛發(fā)展，大多數(shù)的研究采用2006-2010年前后的數(shù)據(jù)。但是2014年財政部修訂了企業(yè)會計準則，另外由于上海證券交易所的信息披露考評結(jié)果不對外公開，故本文選取2013-2017年深證A股數(shù)據(jù)為研究樣本。由于機構(gòu)投資者持股與會計信息質(zhì)量兩者之間存在時間效應(yīng)，故本文選用滯后一期(即2014-2018年)的操控性應(yīng)計利潤DA和信息披露透明度Rank數(shù)據(jù)檢驗機構(gòu)投資者持股對盈余質(zhì)量的可靠性和真實性影響。剔除以下不符合研究條件的公司樣本：(1)因為金融行業(yè)的會計準則與其它行業(yè)有所不同，所以剔除金融類的上市公司；(2)由于ST、ST*公司的信息披露制度與其它上市公司存在差別，所以剔除ST、ST*的公司；(3)剔除凈資產(chǎn)小于0及數(shù)據(jù)不全的上市公司；(4)由于控制變量營業(yè)收入增長率要用到第t-1年的數(shù)據(jù)，故剔除上市不滿2年的公司和第t-1期數(shù)據(jù)不全的公司。

衡量信息披露透明度指標的數(shù)據(jù)來自深圳證券交易所網(wǎng)站的“信息披露考評”，通過手工搜集、整理匯總而成，深圳證券交易所將信息披露考評結(jié)果分為四個等級A(優(yōu)秀)、B(良好)、C(及格)、D(不及格)。本文分別對其賦值為4、3、2、1，便于后續(xù)的描述性分析；DA通過STATA 15.0統(tǒng)計軟件分年度分行業(yè)的修正Jones模型計算得出；從WIND數(shù)據(jù)庫獲取機構(gòu)投資者持股比例等相關(guān)數(shù)據(jù)，從國泰安、WIND等相關(guān)經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫獲取控制變量等相關(guān)數(shù)據(jù)。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計結(jié)果與分析

1.基本描述性統(tǒng)計

通過使用SPSS 23.0統(tǒng)計分析軟件對5 356個樣本數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計分析，結(jié)果如表2所示。操控性應(yīng)計利潤DA的平均值和中位數(shù)分別是0.004 7和0.005 1，最小值和最大值分別為-0.277 6和0.253 3，說明我國上市公司不僅存在正向盈余管理，而且還存在負向盈余管理，上市公司對財務(wù)報告進行盈余平滑操作，表明上市公司盈余質(zhì)量的真實性和可靠性較差；深圳證券交易所信息披露考評等級的平均值和中位數(shù)分別是3.09和3，平均值和中位數(shù)均達到了良好以上的水平，說明我國上市公司信息披露透明度較高；總體機構(gòu)投資者持股比例的平均值為7.8%，其中位數(shù)為5.01%，其最小值為0，最大值為44.27%；獨立型機構(gòu)投資者持股的平均值是6.06%，其中位數(shù)是2.77%，最小值為0，最大值為42.27%；非獨立型機構(gòu)投資者持股的平均值1.74%，中位數(shù)是0.62%，最小值是0，最大值是15.09%；獨立型機構(gòu)投資者的持股水平遠遠高于非獨立型機構(gòu)投資者。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

對深交所信息披露考評進一步分析(見表3)，2014-2018年良好水平的上市公司占比最高，其次是優(yōu)秀等級，二者合計達到87.98%，表明我國絕大多數(shù)上市公司的信息披露透明度很高；信息披露質(zhì)量處于合格邊緣的上市公司占比10.64%，僅有1.38%的上市公司信息披露質(zhì)量不合格。

由表4可知每年達到良好水平的上市公司數(shù)量最多，其次是優(yōu)秀等級，這與表3的數(shù)據(jù)結(jié)果一致；將五年數(shù)據(jù)橫向?qū)Ρ葋砜?，?yōu)秀等級和不及格的上市公司近五年呈峰型分布；良好等級的上市公司在2018年達到了795家，與2014年相比增加了151家；合格等級的上市公司2018年相比2014年增加了77家。

表4 2014-2018年深圳證券交易所每年信息披露考評等級分布

表3 2014-2018年深圳證券交易所信息披露考評等級分布

本文在進行回歸之前，通過運用STATA 15.0統(tǒng)計分析軟件對各變量之間進行了pearson(皮爾遜)相關(guān)系數(shù)檢驗，通過觀察發(fā)現(xiàn)各變量之間的相關(guān)系數(shù)均通過了顯著性檢驗，而且在對回歸模型進行VIF檢驗時，其多重共線性的值均小于10結(jié)果見(表5)，說明回歸模型中各變量不存在多重共線性。

3.2 回歸結(jié)果與分析

本文最終共獲得2013-2017年共5356個數(shù)據(jù)，通過STATA15.0對其進行最小二乘法(OLS)多元線性回歸，然后用BP檢驗和White檢驗對回歸結(jié)果進行了異方差檢驗，兩者的檢驗結(jié)果一致，P值都等于0。強烈拒絕了各解釋變量與被解釋變量的同方差的原假設(shè)，一致認為回歸模型中存在異方差。所以本文根據(jù)對應(yīng)的模型使用了“OLS+穩(wěn)健標準誤”的方法對樣本數(shù)據(jù)進行多元線性回歸分析，結(jié)果如表6所示。

根據(jù)表6的回歸結(jié)果顯示：(1)總體機構(gòu)投資者持股比例Ins與盈余管理操控性應(yīng)計利潤DA在10%的顯著性水平下正相關(guān)，總體機構(gòu)投資者持股比例越高，上市公司會計信息的盈余質(zhì)量的可靠性越低，假設(shè)H1成立；(2)獨立型機構(gòu)投資者持股比例Independentins與盈余管理操控性應(yīng)計利潤DA在10%的顯著性水平下也正相關(guān)，即獨立型機構(gòu)投資者持股水平越高，上市公司會計信息的盈余質(zhì)量的可靠性越低，則H1a假設(shè)不成立；(3)模型3的結(jié)果表明非獨立型機構(gòu)投資者與操控性應(yīng)計利潤DA的相關(guān)性為正，但變量不顯著，說明非獨立型的機構(gòu)投資者的持股對上市公司會計信息的盈余質(zhì)量的可靠性并無影響，假設(shè)H1b不成立；(4)總體機構(gòu)投資者持股比例Ins與信息披露考評等級Rank在1%的顯著性水平下正相關(guān)，表明總體機構(gòu)投資者持股比例越高，上市公司會計信息披露透明度越高，假設(shè)H2成立；(5)獨立型機構(gòu)投資者持股比例Independentins與信息披露考評等級Rank也在1%的顯著性水平下正相關(guān)，即獨立型機構(gòu)投資者的持股水平越高，上市公司會計信息披露透明度越高，假設(shè)H2a成立；(6)非獨立型機構(gòu)投資者同信息披露考評等級Rank在1%的顯著性水平下負相關(guān)，即非獨立型機構(gòu)投資者持股水平越高，上市公司會計信息披露透明度越低，進一步分析發(fā)現(xiàn)，可能是由于非獨立型機構(gòu)投資者持有期短更加看重上市公司短期的收益，非獨立型機構(gòu)投資者不關(guān)注上市公司會計信息披露的透明度，假設(shè)H2b成立。

表6 機構(gòu)投資者持股與會計信息質(zhì)量的回歸結(jié)果

4 結(jié)論

本文利用深圳證券交易所2013-2017年的5356個樣本數(shù)據(jù)檢驗機構(gòu)投資者持股比例對盈余質(zhì)量的可靠性和真實性、上市公司信息披露透明度的影響。研究結(jié)果為：(1)總體機構(gòu)投資者和獨立型機構(gòu)投資者持股比例越高，上市公司盈余質(zhì)量的可靠性和真實性越低；非獨立型機構(gòu)投資者持股比例與上市公司盈余質(zhì)量的可靠性之間的關(guān)系并不顯著。(2)總體機構(gòu)投資者和獨立型機構(gòu)投資者持股比例越高，上市公司信息披露透明度越高；而非獨立型機構(gòu)投資者的持股比例越高，上市公司信息披露透明度越低。

通過研究機構(gòu)投資者對上市公司信息披露質(zhì)量的影響發(fā)現(xiàn)，監(jiān)管部門應(yīng)該加強對機構(gòu)投資者的監(jiān)管，并制定相關(guān)政策約束其行為，從而提高機構(gòu)投資者作為外部治理者的治理水平，使機構(gòu)投資者成為有效的外部治理者。同時完善中小投資者的投資戰(zhàn)略，建立科學的投資理念。為不斷促進資本市場的大力發(fā)展，應(yīng)大力強化機構(gòu)投資者建設(shè)，證監(jiān)會應(yīng)當放寬對機構(gòu)投資者持股比例的限制，通過機構(gòu)投資者來改善公司治理狀況，提高會計信息質(zhì)量。