杜勇 胡紅燕

(西南大學經(jīng)濟管理學院，重慶 400715)

一、引言

黨的十九大報告明確指出要堅決打好防范化解重大風險的攻堅戰(zhàn)，促進金融有效支持實體經(jīng)濟，其中一個重要方面就是構(gòu)建以充分的信息披露為核心的資本市場。公眾公司的信息披露，尤其是會計信息的披露，是投資者決策的重要依據(jù)；其披露的規(guī)范性、及時性以及準確性等，不僅直接關(guān)乎投資者合法權(quán)益的實現(xiàn)，更關(guān)乎資本市場整體運行的效率和資源配置效果。財務(wù)重述作為上市公司信息披露的重要組成部分，是糾正其前期報告差錯的一種“主動”公告行為，也是提高上市公司信息質(zhì)量的一種“強制”披露要求。財務(wù)重述本應(yīng)成為管理層積極解決錯報的一種治理手段，但其天然的信息操縱空間及其市場反應(yīng)也成為了高管和大股東醞釀自利行為的溫床。除了技術(shù)性因素，財務(wù)重述大多源于企業(yè)治理所導(dǎo)致的委托代理問題和公司財務(wù)經(jīng)營狀況所導(dǎo)致的資本市場壓力(高芳，2016)。因此，財務(wù)重述往往意味著一種負面信號，會給企業(yè)帶來嚴重的經(jīng)濟后果，使企業(yè)面臨聲譽損失、股價下跌等風險(Nguyen and Puri，2014)。如對康得新的財務(wù)重述發(fā)現(xiàn)其2015―2018年凈利潤連續(xù)4年為負，此次財務(wù)造假事件涉及多次高管更換，使得企業(yè)治理機制以及其對管理層的監(jiān)督激勵出現(xiàn)問題。不同利益集團之間互相“內(nèi)斗”最終致使該公司被強制退市。因此，在中國資本市場不健全、信息環(huán)境較差以及存在政府干預(yù)的特殊制度背景下，對企業(yè)財務(wù)重述的影響因素以及改善方向進行研究，對于穩(wěn)定資本市場發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

黨的十九屆五中全會指出，要“鼓勵企業(yè)兼并重組”。專業(yè)的機構(gòu)投資者之間也出現(xiàn)大量并購，這導(dǎo)致機構(gòu)投資者同時持有多家企業(yè)的現(xiàn)象日益普遍(杜勇等，2021)，同時也使得共同機構(gòu)投資者(重倉持有同行業(yè)多家企業(yè)的機構(gòu)投資者)在資本市場上的地位變得愈發(fā)重要(He and Huang，2017)?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，共同機構(gòu)投資者在發(fā)揮治理、協(xié)同效應(yīng)的同時(He et al.，2019；Chen et al.，2018；Kang et al.，2018)，也可能通過隱蔽手段與管理層進行合謀以獲取私利(Azar et al.，2018；潘越等，2020)。近年來國內(nèi)外對于共同機構(gòu)投資者的研究逐漸興起，但對于其是產(chǎn)生“治理協(xié)同效應(yīng)”還是“競爭合謀效應(yīng)”尚未達成一致結(jié)論。同樣，機構(gòu)共同持股是否會對企業(yè)財務(wù)重述產(chǎn)生影響以及如何產(chǎn)生影響仍未得到經(jīng)驗證據(jù)的檢驗。一方面，其治理、協(xié)同效應(yīng)有可能會抑制內(nèi)部人自利動機、降低資本市場壓力，從而降低企業(yè)財務(wù)重述概率，如國家集成電路產(chǎn)業(yè)投資基金股份有限公司自2016年共同持股北斗星通、北方華創(chuàng)以及三安光電三家上市企業(yè)后，至2020年已在境內(nèi)共同持股同行業(yè)上市公司共計15家，共同持股的企業(yè)逐漸增加。該機構(gòu)投資者通過下設(shè)管理公司以及委派“董監(jiān)高”等參與企業(yè)治理，同時加大行業(yè)整合力度，促進了組合內(nèi)企業(yè)合作，發(fā)揮了協(xié)同治理作用。就企業(yè)財務(wù)重述而言，北方華創(chuàng)2016年以前發(fā)生了財務(wù)重述，但自2016年被共同持股后就未發(fā)生過財務(wù)重述；三安光電在2017年以前連續(xù)多年發(fā)生財務(wù)重述，但自被機構(gòu)共同持股后財務(wù)重述行為明顯減少，這初步表明機構(gòu)共同持股很可能對財務(wù)重述行為產(chǎn)生抑制作用。另一方面，機構(gòu)共同持股也可能對企業(yè)財務(wù)重述行為產(chǎn)生無效監(jiān)督或負面監(jiān)督，甚至與管理層進行合謀，這反而提高了企業(yè)財務(wù)重述概率。因此，在中國資本市場背景下，探討愈發(fā)重要的共同機構(gòu)投資者對企業(yè)財務(wù)重述的影響是有必要的，既可以為前述兩種爭議補充新的經(jīng)驗證據(jù)，也可以為完善資本市場監(jiān)管提供借鑒。

為探究機構(gòu)共同持股對企業(yè)財務(wù)重述的影響及其作用機理，本文在理論分析基礎(chǔ)上，選取2007―2019年中國A股非金融上市公司作為樣本進行實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，第一，機構(gòu)共同持股通過協(xié)同效應(yīng)和治理效應(yīng)顯著降低了企業(yè)財務(wù)重述概率；第二，進一步的異質(zhì)性分析表明，機構(gòu)共同持股對財務(wù)重述的抑制效應(yīng)在國有企業(yè)以及所在地區(qū)市場化程度較低的企業(yè)中更加顯著，這也在一定程度上說明機構(gòu)共同持股與外部監(jiān)督機制之間存在著替代關(guān)系；第三，在細分共同持股的機構(gòu)性質(zhì)后，只有長期型以及非壓力敏感型共同機構(gòu)投資者才能顯著降低企業(yè)財務(wù)重述概率，這說明共同機構(gòu)投資者發(fā)揮何種效應(yīng)很可能與其持有動機有關(guān)；第四，共同機構(gòu)投資者對企業(yè)財務(wù)重述的抑制效應(yīng)受到焦點企業(yè)在投資組合中的市值權(quán)重占比以及被持股比例權(quán)重占比的影響，這說明其注意力與精力是有限的，對其越重要的投資目標會受到更多的影響；最后，共同持股非同行業(yè)企業(yè)并不能抑制企業(yè)財務(wù)重述，說明機構(gòu)共同持股同行業(yè)企業(yè)對財務(wù)重述的作用機理是具有針對性的。

本文具有如下貢獻：

第一，為在中國情境下認識機構(gòu)共同持股這一現(xiàn)象提供了經(jīng)驗證據(jù)。本文突破原來孤立探究單個機構(gòu)投資者的文獻，從機構(gòu)共同持股同行業(yè)多家企業(yè)產(chǎn)生的關(guān)聯(lián)效應(yīng)視角，同時考慮機構(gòu)共同持股所產(chǎn)生的“社會人”和“經(jīng)濟人”效應(yīng)，研究了共同機構(gòu)所有權(quán)產(chǎn)生的信息優(yōu)勢和行業(yè)經(jīng)驗帶來的機構(gòu)協(xié)同和監(jiān)督治理對被共同持股的企業(yè)財務(wù)重述的影響，深入探討了機構(gòu)共同持股協(xié)同效應(yīng)和治理效應(yīng)的作用渠道，發(fā)現(xiàn)共同機構(gòu)投資者可以通過緩解企業(yè)資本市場預(yù)期壓力與企業(yè)代理問題降低企業(yè)財務(wù)重述概率。

第二，為機構(gòu)投資者對企業(yè)財務(wù)重述的影響提供了新的經(jīng)驗證據(jù)。已有關(guān)于機構(gòu)投資者對財務(wù)重述影響的研究大多是針對其對企業(yè)的單一治理效應(yīng)，并且大多只研究了其治理效應(yīng)對第一類代理問題的作用。本文發(fā)現(xiàn)，當機構(gòu)投資者持股同行業(yè)多家企業(yè)時，對企業(yè)財務(wù)重述會產(chǎn)生增量的治理效應(yīng)和協(xié)同效應(yīng)。一方面，出于“行業(yè)優(yōu)勢”和“治理外部性”，共同機構(gòu)投資者會產(chǎn)生更強的治理能力和治理動力；另一方面，共同機構(gòu)投資者作為投資組合內(nèi)企業(yè)間信息和資源的橋梁，還會在企業(yè)間產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)。另外，不同于西方發(fā)達資本市場，中國共同機構(gòu)投資者的治理效應(yīng)主要是針對大股東與中小股東之間的第二類代理問題，這符合中國資本市場所有權(quán)普遍高度集中、控股股東控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)普遍分離的現(xiàn)狀(李星等，2020)。

第三，現(xiàn)有研究較少關(guān)注共同機構(gòu)投資者的異質(zhì)性，但不同類型的機構(gòu)投資者有著不同的性質(zhì)和持股目的。本文進一步細分了共同機構(gòu)投資者后發(fā)現(xiàn)，只有長期型和非壓力敏感型共同機構(gòu)投資者具有協(xié)同和治理作用，能對企業(yè)財務(wù)重述產(chǎn)生顯著的抑制作用。這說明共同機構(gòu)投資者類型和持有目的很可能是導(dǎo)致其對企業(yè)產(chǎn)生不同經(jīng)濟后果的重要因素，這對于企業(yè)引進機構(gòu)共同持股、政府部門的監(jiān)管引導(dǎo)以及投資者的投資決策等提供了一定的啟示意義。

第四，現(xiàn)有關(guān)于機構(gòu)共同持股的研究并沒有深入探討被共同持股企業(yè)在投資組合中所占權(quán)重帶來的影響。本文在匹配出機構(gòu)共同持股同群企業(yè)的基礎(chǔ)上，檢驗了投資組合內(nèi)各企業(yè)所占權(quán)重對機構(gòu)共同持股的財務(wù)重述抑制效應(yīng)產(chǎn)生的影響，發(fā)現(xiàn)權(quán)重越大抑制效應(yīng)越強。

二、文獻綜述與假說提出

機構(gòu)投資者具有規(guī)模和專業(yè)優(yōu)勢，可以產(chǎn)生有效的監(jiān)督和治理效應(yīng)，從而影響企業(yè)的經(jīng)營管理決策(蔡宏標和饒品貴，2015)。首先，共同機構(gòu)投資者不同于單一的機構(gòu)投資者，同時重倉持股同行業(yè)多家企業(yè)股權(quán)的共同機構(gòu)投資者在這些企業(yè)之間形成了股權(quán)聯(lián)結(jié)通道，在同行業(yè)多家獨立的企業(yè)間建立了以共同機構(gòu)投資者為關(guān)鍵節(jié)點的投資組合“網(wǎng)絡(luò)”，對企業(yè)的經(jīng)營管理和財務(wù)決策都產(chǎn)生了較大影響(Schmalz，2018)。其次，共同機構(gòu)投資者同時持股同行業(yè)多家企業(yè)不同于共同機構(gòu)投資者縱向持股焦點企業(yè)上下游企業(yè)。對共同持股供應(yīng)鏈企業(yè)的研究側(cè)重于其對供應(yīng)鏈關(guān)系的影響：通過改善企業(yè)的采購和銷售過程，緩解供應(yīng)鏈融資困難、降低交易成本、提高存貨周轉(zhuǎn)率(Freeman，2019)，進而最大化投資組合價值。本文則聚焦機構(gòu)共同持股在同行業(yè)企業(yè)間產(chǎn)生的協(xié)同效應(yīng)，同時考慮行業(yè)內(nèi)競爭企業(yè)和合作企業(yè)，并不局限于上下游企業(yè)，重點關(guān)注行業(yè)共性信息的共享以及投資組合內(nèi)企業(yè)間競爭的緩解。具體而言：從信息渠道看，共同機構(gòu)投資者可以作為投資組合內(nèi)企業(yè)間信息傳遞的渠道(Massa and ?aldokas，2017)，獲取更多的行業(yè)性軟信息，幫助企業(yè)改善經(jīng)營效率，提升企業(yè)績效(周泰云等，2021)；從競爭緩解方面看，共同機構(gòu)投資者更看重投資組合的整體收益(Park et al.，2019)，有動機在同行業(yè)所持股企業(yè)之間建立“戰(zhàn)略同盟”，緩解投資組合內(nèi)企業(yè)間的不利競爭(Azar et al.，2018)。最后，區(qū)別于共同持股非同行業(yè)的其他企業(yè)，一方面，同行業(yè)企業(yè)間會產(chǎn)生更大的外部性和溢出效應(yīng)(Beatty et al.，2013；李青原和劉葉暢，2019)，對共同機構(gòu)投資者的投資回報損害更大(He and Huang，2017)，因此，當機構(gòu)共同持股同行業(yè)企業(yè)時會更有治理動力；另一方面，共同機構(gòu)投資者在參與企業(yè)經(jīng)營過程中會積累行業(yè)專長與管理經(jīng)驗，且因同行業(yè)企業(yè)間的相似特征，共同機構(gòu)投資者可以在監(jiān)督與治理上產(chǎn)生“規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)”。這會對投資組合內(nèi)公司產(chǎn)生直接治理改善效應(yīng)和間接治理溢出效應(yīng)，因此，其更有能力改善企業(yè)治理(Ramalingegowda et al.，2021)。

目前，國內(nèi)外關(guān)于企業(yè)財務(wù)重述的影響因素研究主要集中在四個方面：(1)企業(yè)治理(劉柏和琚濤，2021)。(2)管理層特質(zhì)(王守海等，2019)。(3)社會網(wǎng)絡(luò)。當企業(yè)間通過高管形成聯(lián)結(jié)關(guān)系時，財務(wù)重述會發(fā)生擴散效應(yīng)(陳仕華和陳鋼，2013)。(4)在中國的特殊制度背景下，股權(quán)結(jié)構(gòu)等也會影響企業(yè)財務(wù)重述(周春生和馬光，2005)。綜上，現(xiàn)有研究只關(guān)注了機構(gòu)投資者持股單一企業(yè)所產(chǎn)生的分散治理效應(yīng)對企業(yè)財務(wù)重述的影響，忽視了機構(gòu)投資者持股同行業(yè)多家企業(yè)所產(chǎn)生的共同治理經(jīng)驗和治理能力對企業(yè)財務(wù)重述的影響。關(guān)于“網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)”對企業(yè)財務(wù)重述的影響，盡管之前也有研究基于共同高管、行業(yè)同群、企業(yè)集團的角度研究了企業(yè)財務(wù)重述在同群企業(yè)之間的負向傳染效應(yīng)(趙艷秉和李青原，2016)，但這些群內(nèi)企業(yè)之間要么沒有實質(zhì)性聯(lián)結(jié)點(行業(yè)同群)，要么僅僅強調(diào)的是最終控制人的資源調(diào)配作用(共同高管、集團同群)。與專業(yè)的機構(gòu)投資者相比，共同高管、最終控制人并不一定具備專業(yè)的分析能力，而本文研究的是由共同機構(gòu)投資者持股同行業(yè)企業(yè)構(gòu)成的同群效應(yīng)對企業(yè)財務(wù)重述的影響。機構(gòu)投資者作為專業(yè)的分析機構(gòu)，同時扮演了“信息橋”和業(yè)務(wù)合作的“促成者”的雙重角色，對財務(wù)重述行為的影響更為直接和明顯。鑒于此，本文重點研究機構(gòu)投資者同時持股同行業(yè)多家企業(yè)所產(chǎn)生的同群效應(yīng)對企業(yè)財務(wù)重述行為的影響。

本文將分別從機構(gòu)共同持股的協(xié)同效應(yīng)、治理效應(yīng)以及合謀效應(yīng)三個方面探討其對企業(yè)財務(wù)重述的影響。

(一)機構(gòu)共同持股具有協(xié)同效應(yīng)

機構(gòu)共同持股的協(xié)同效應(yīng)有助于緩解企業(yè)的資本市場壓力，減少企業(yè)由于融資壓力和業(yè)績預(yù)期壓力引致的財務(wù)重述。具體分為信息渠道和業(yè)務(wù)渠道：

從信息渠道看，共同機構(gòu)投資者擁有信息傳遞和獲取優(yōu)勢。一方面，共同機構(gòu)投資者起到“信息橋”的作用。投資組合內(nèi)各企業(yè)通過共同機構(gòu)投資者建立起基于股權(quán)聯(lián)結(jié)的社會網(wǎng)絡(luò)，這有利于投資組合內(nèi)各企業(yè)間的信息傳遞，可以幫助企業(yè)及時獲取同行業(yè)其他企業(yè)豐富和多元的異質(zhì)性信息(黃燦和李善民，2019)。如利用該網(wǎng)絡(luò)獲取在原材料供應(yīng)階段的市場行情和供應(yīng)商信息可以幫助企業(yè)降低采購成本和周期；獲取在產(chǎn)品生產(chǎn)階段的先進經(jīng)驗可以提高生產(chǎn)效率；獲取在銷售階段的全局性消費者需求信息可以增加銷售量，提升銷售收入?？偟膩碚f，共同機構(gòu)投資者給企業(yè)搭建的信息橋梁可以從供產(chǎn)銷各方面改善企業(yè)經(jīng)營效率，提升企業(yè)績效，緩解業(yè)績預(yù)期壓力(陳運森，2015)。另一方面，共同機構(gòu)投資者在信息獲取方面更有優(yōu)勢?；诠蓶|積極主義，共同機構(gòu)投資者基于其行業(yè)優(yōu)勢可以主動獲取更多的企業(yè)內(nèi)幕信息和行業(yè)性軟信息，如獲取可以提升企業(yè)價值的創(chuàng)新模式、有關(guān)行業(yè)發(fā)展趨勢和市場狀況的信息以及有價值的投資機會等。在參與企業(yè)經(jīng)營管理的過程中，這些軟信息可以優(yōu)化企業(yè)經(jīng)營管理和投資決策(He et al.，2019)，從而改善企業(yè)經(jīng)營績效，緩解企業(yè)業(yè)績預(yù)期壓力(黃燦和李善民，2019)。

從業(yè)務(wù)渠道看，共同機構(gòu)投資者有助于促進投資組合內(nèi)企業(yè)間的“資源”和“關(guān)系”協(xié)同。一方面，共同機構(gòu)投資者可以促進投資組合內(nèi)企業(yè)間的資源協(xié)調(diào)。共同機構(gòu)投資者的目標是投資組合收益最大化，其有動機促使投資組合內(nèi)企業(yè)間有形資源以及無形資源的相互協(xié)調(diào)，如促進企業(yè)間技術(shù)合作以及形成戰(zhàn)略聯(lián)盟等。這有助于企業(yè)在不利的市場競爭中提高競爭能力和議價能力，提升企業(yè)盈利空間以緩解業(yè)績預(yù)期壓力，增強企業(yè)的內(nèi)源融資能力以緩解融資壓力(He and Huang，2017；伊志宏等，2010；潘越等，2020)，從而降低企業(yè)財務(wù)重述概率。另一方面，共同機構(gòu)投資者有助于促進投資組合內(nèi)企業(yè)間的“關(guān)系”協(xié)同。由于重倉持有同行業(yè)多家企業(yè)股權(quán)，機構(gòu)共同持股對于投資組合內(nèi)各企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營都會產(chǎn)生重大影響，其有動機加強投資組合內(nèi)各企業(yè)之間的聯(lián)系，讓彼此之間提供更多更頻繁的互惠性幫助和合作性交易(黃燦和李善民，2019)。這可以降低交易成本從而緩解業(yè)績預(yù)期壓力，可以降低融資成本從而緩解企業(yè)融資壓力(劉星等，2021；He and Huang，2017；Chen et al.，2018)，最終降低了企業(yè)財務(wù)重述概率。

(二)機構(gòu)共同持股也會產(chǎn)生更強的治理效應(yīng)

相比于單一持股的機構(gòu)投資者，共同機構(gòu)投資者更有能力和動力改善企業(yè)治理，緩解企業(yè)代理問題，進而減少企業(yè)因機會主義導(dǎo)致的財務(wù)重述。具體原因如下：

首先，共同機構(gòu)投資者更有動力參與企業(yè)治理，即存在“外部性效應(yīng)”。財務(wù)重述的機會主義觀認為，企業(yè)財務(wù)重述更多產(chǎn)生于企業(yè)的委托代理矛盾。當機構(gòu)共同持有同行業(yè)多家企業(yè)時，原本互相獨立的多家企業(yè)被共同機構(gòu)投資者聯(lián)結(jié)為一個投資組合，其很多會計政策以及經(jīng)營決策可能存在一致性。當一個企業(yè)發(fā)生財務(wù)重述時，出于風險規(guī)避動機，處于信息劣勢的外部投資者傾向于懷疑投資組合內(nèi)的其他企業(yè)也存在相同的低質(zhì)量財務(wù)報告，即財務(wù)報表重述在投資組合內(nèi)存在負傳染效應(yīng)，產(chǎn)生了負外部性(Beatty et al.，2013)。為了防止由于治理負外部性在投資組合內(nèi)被擴散和放大而嚴重損害投資組合整體價值，共同機構(gòu)投資者有動力去積極改善每一家企業(yè)的治理，降低企業(yè)財務(wù)重述概率(He and Huang，2017)。

其次，共同機構(gòu)投資者更有能力改善企業(yè)治理，即存在“規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)”。一方面，共同機構(gòu)投資者能更好地解決監(jiān)督“固定成本”(Ramalingegowda et al.，2021)。由于行業(yè)共性，共同機構(gòu)投資者可以將從一家企業(yè)獲取的監(jiān)督治理經(jīng)驗應(yīng)用于投資組合內(nèi)的其他企業(yè)，花費相同的邊際監(jiān)督成本將獲得更多的邊際監(jiān)督收益。當發(fā)現(xiàn)某一企業(yè)存在著由于財務(wù)信息操縱行為導(dǎo)致的財務(wù)重述時，共同機構(gòu)投資者可以快速、有針對性地關(guān)注投資組合內(nèi)其他企業(yè)是否存在相同的或者類似的損害企業(yè)價值的自利性操作，達到事半功倍的效果。另一方面，共同機構(gòu)投資者擁有行業(yè)性專長。共同機構(gòu)投資者可以從行業(yè)性視角對投資組合內(nèi)各企業(yè)的經(jīng)營管理信息進行宏觀性把握，相較于單一持股投資者將獲取更多的行業(yè)性信息和行業(yè)性專長，如與行業(yè)相關(guān)的會計準則和方法、業(yè)務(wù)經(jīng)營特點以及交易流程等，這提高了共同機構(gòu)投資者的治理效率，更可能發(fā)現(xiàn)內(nèi)部人的自利性行為，提高治理能力。具體而言，共同機構(gòu)投資者可以利用這種行業(yè)性信息作為參照標準，通過信息對比更可能發(fā)現(xiàn)企業(yè)一些隱蔽的財務(wù)信息操縱行為。因此，相對于單一持股的機構(gòu)投資者，共同機構(gòu)投資者更有能力改善企業(yè)治理，降低企業(yè)財務(wù)重述概率。

基于上述分析，本文提出如下假說：

H1a：機構(gòu)共同持股可以降低企業(yè)財務(wù)重述的可能性

(三)進一步地，機構(gòu)共同持股也會產(chǎn)生合謀效應(yīng)

前文論述基于共同機構(gòu)投資者的股東積極主義，即共同機構(gòu)投資者利用其行業(yè)性的優(yōu)勢積極改善企業(yè)治理。然而，共同機構(gòu)投資者的治理效應(yīng)并不總是有效和積極的。一方面，可能會出現(xiàn)無效監(jiān)督。機構(gòu)投資者可能僅僅是出于分散風險或者頻繁交易的目的共同持股同行業(yè)多家企業(yè)，并沒有主動參與治理的動力(李爭光等，2015)；其在持有多家同行業(yè)企業(yè)時也可能會出現(xiàn)顧此失彼的情況，沒有足夠的時間和精力去有效參與企業(yè)治理(Di Giuli et al.，2021)。此時，共同機構(gòu)投資者所帶來的競爭合謀效應(yīng)會促使管理層滋生懈怠。具體而言，企業(yè)所面臨的競爭降低會減少公司由于難以獲取市場份額等導(dǎo)致破產(chǎn)清算的可能性，從而降低管理層被更換解聘的概率，最終降低管理層為維持公司聲譽形象和市場地位而降低企業(yè)財務(wù)重述的動機(姜付秀等，2009)。另一方面，可能會出現(xiàn)負面監(jiān)督。共同機構(gòu)投資者可能會基于某些行業(yè)性特征、出于投機性目的持有同行業(yè)多家企業(yè)，這更容易促使共同機構(gòu)投資者利用行業(yè)性優(yōu)勢和專長與管理層合謀，通過財務(wù)信息操縱等手段掏空企業(yè)(Gao et al.，2019)，從而引致企業(yè)發(fā)生財務(wù)重述。因此，本文提出如下的對立假設(shè)：

H1b：機構(gòu)共同持股可以增加企業(yè)財務(wù)重述的可能性

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇的研究樣本為中國A股2007―2019年的全部上市企業(yè)。選擇2007年為研究起點的原因是2007年中國剛開始實施新企業(yè)會計準則。本文將樣本按照以下步驟進行了整理：(1)刪除金融行業(yè)企業(yè)；(2)刪除ST以及*ST的企業(yè)；(3)刪除稅前會計利潤小于或者等于0的企業(yè)；(4)刪除主要數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)。經(jīng)過處理，本文得到了26246個企業(yè)-年度觀測值。為降低極端值帶來的影響，本文對所有連續(xù)變量進行了1%和99%分位數(shù)的縮尾處理。省份層面2008―2016年的市場化指數(shù)主要來自于樊綱等撰寫出版的《中國市場化指數(shù)》，其他企業(yè)層面的數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和WIND數(shù)據(jù)庫，其中機構(gòu)共同持股的數(shù)據(jù)是根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫中季度層面的機構(gòu)投資者持股詳細數(shù)據(jù)經(jīng)手工整理所得，財務(wù)重述數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫中上市公司財務(wù)重述情況表中的年報重述(剔除了因會計政策變更導(dǎo)致的重述)。

(二)變量定義

本文使用財務(wù)重述公告中所更正年報對應(yīng)的年度作為財務(wù)重述()的年度，若企業(yè)年報中發(fā)生財務(wù)重述取1，否則取0(高芳，2016；劉柏和琚濤，2021)。

借鑒已有關(guān)于機構(gòu)共同持股的研究(Ramalingegowda et al.，2021；杜勇等，2021)，本文以5%持股比例識別共同機構(gòu)投資者，構(gòu)建了機構(gòu)共同持股的啞變量1，即上市公司是否在年度任一季度存在機構(gòu)共同持股，存在則1取1，否則取0。本文使用上市公司所擁有的共同機構(gòu)投資者數(shù)量(3)以及共同機構(gòu)投資者持股比例之和的年度均值(5)作為替代變量進行檢驗。本文選擇5%作為機構(gòu)共同持股識別標準的原因在于：第一，符合我國現(xiàn)實情境；第二，機構(gòu)共同持股研究領(lǐng)域內(nèi)已有的權(quán)威文獻驗證了該指標的理論合理性(Ramalingegowda et al.，2021；杜勇等，2021)。

參考以往企業(yè)財務(wù)重述的研究，模型中其他變量均作為控制變量()，用來控制其他可能對企業(yè)財務(wù)重述產(chǎn)生影響的因素。

各變量定義如表1所示。

表1 變量定義

(三)模型設(shè)定

為了驗證機構(gòu)共同持股對企業(yè)財務(wù)重述的影響，借鑒現(xiàn)有相關(guān)研究(劉柏和琚濤，2021；He and Huang，2017)，構(gòu)建如下Logit模型(1)進行檢驗：

其中，CIO表示企業(yè)機構(gòu)共同持股的情況，分別對應(yīng)變量中的1、3和5。同時，控制了行業(yè)固定效應(yīng)(η)以及年度固定效應(yīng)(μ)。

(四)描述性統(tǒng)計

表2的Panel A為全樣本描述性統(tǒng)計結(jié)果，的均值為0.15，說明非金融上市企業(yè)發(fā)生財務(wù)重述的平均概率為15%左右；其標準差為0.361，相對于均值來說，上市企業(yè)間的財務(wù)重述情況存在著較大差異。1的均值為0.14，標準差為0.35，說明機構(gòu)共同持股只存在少部分企業(yè)中，并且存在著較大差異，同樣3、5的統(tǒng)計特征也存在相似特點。機構(gòu)持股比例變量平均值為35%，標準差為29%，分布較為均勻。機構(gòu)持股占比越大，這說明機構(gòu)投資者在資本市場上具有越來越重要的地位。其余各變量取值均處于合理區(qū)間，此處不再一一贅述。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

另外，進行了獨立樣本組間差異檢驗。首先，將所有觀測值按照有無機構(gòu)共同持股進行分組，對組間其他變量的均值和中位數(shù)進行了差異檢驗，結(jié)果如表2的Panel B所示。1=1的組財務(wù)重述概率均值和中位數(shù)均低于1=0的組。其次，按照是否有財務(wù)重述進行分組，對企業(yè)機構(gòu)共同持股的情況進行了差異檢驗，結(jié)果如表2的Panel C所示。無財務(wù)重述樣本的機構(gòu)共同持股指標均值和中位數(shù)均顯著高于有財務(wù)重述樣本企業(yè)，初步支持了假設(shè)H1a。

四、實證結(jié)果與分析

(一)基本回歸分析

表3列示了機構(gòu)共同持股與企業(yè)財務(wù)重述的模型(1)回歸結(jié)果。第(1)～(4)列為基本回歸結(jié)果，其中第(1)、(3)和(4)分別列示了是否存在機構(gòu)共同持股(1)、企業(yè)所對應(yīng)的共同機構(gòu)投資者數(shù)量(3)以及企業(yè)層面共同機構(gòu)投資者持股比例(5)對企業(yè)財務(wù)重述的回歸結(jié)果。1、3和5的回歸系數(shù)分別為-0.17、-0.24和-0.78，均顯著，說明機構(gòu)共同持股可以顯著地降低企業(yè)財務(wù)重述的概率。具體而言，機構(gòu)共同持股的存在可以使得企業(yè)財務(wù)重述的對數(shù)幾率比降低17%；企業(yè)所對應(yīng)的機構(gòu)投資者數(shù)量每增加一個單位，企業(yè)財務(wù)重述的對數(shù)幾率比降低24%；企業(yè)層面共同機構(gòu)投資者持股比例每增加100%，會使得企業(yè)財務(wù)重述的對數(shù)幾率比降低78%。在此基礎(chǔ)上，本文利用Logit模型計算出了1對企業(yè)財務(wù)重述影響的幾率比為0.848，即企業(yè)存在機構(gòu)共同持股時的財務(wù)重述概率是不存在機構(gòu)共同持股時的0.85倍，如表3第(2)列所示。另外，本文還分別使用Probit模型、OLS模型以及個體固定效應(yīng)模型對假設(shè)H1a進行了再次驗證，結(jié)果依然顯著為負。綜上可知，基本回歸結(jié)果支持了本文的假說H1a，即機構(gòu)共同持股可能發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)或治理效應(yīng)，降低企業(yè)財務(wù)重述概率。

表3 機構(gòu)共同持股與企業(yè)財務(wù)重述的基本回歸結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗4

除了改變回歸模型和替換變量外，為了保證研究結(jié)果的可靠性，本文分別從下述幾方面進行了穩(wěn)健性檢驗。

為了進一步緩解內(nèi)生性問題，本文參照梁上坤(2018)的做法，將企業(yè)擁有的共同機構(gòu)投資者股權(quán)比例的行業(yè)均值(5)作為工具變量進行兩階段回歸。2SLS的第一階段回歸結(jié)果顯示，同行業(yè)平均持有的共同機構(gòu)投資者股權(quán)比例5與企業(yè)機構(gòu)共同持股1的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為正。同時，該工具變量的弱工具檢驗統(tǒng)計量值和外生性檢驗統(tǒng)計量值分別為30.11和37.92，說明工具變量是有效的。在考慮了內(nèi)生性問題之后，機構(gòu)共同持股與企業(yè)財務(wù)重述之間的回歸結(jié)果仍然在5%水平下顯著為負，與基準回歸結(jié)果一致。

參考潘越等(2020)等的研究，本文以10%和3%為標準分別重新計算機構(gòu)共同持股的指標(11和13)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當以3%作為構(gòu)建“門檻”時，13的回歸系數(shù)并不顯著；當以5%和10%作為指標構(gòu)建“門檻”時，機構(gòu)共同持股1和11的回歸系數(shù)顯著為負，并且11與1相比系數(shù)大小和顯著性都有提高，這也說明只有當機構(gòu)持股比例足夠大時才有動力監(jiān)督和關(guān)注企業(yè)財務(wù)重述，并且持股比例越大監(jiān)督動力越強，間接證明了回歸結(jié)果的準確性性。

本文基準回歸結(jié)果表明，機構(gòu)共同持股可以顯著抑制企業(yè)財務(wù)重述。但在市場實踐中，擁有共同機構(gòu)投資者的同群企業(yè)可能擁有相同的實際控制人，這將對共同機構(gòu)投資者的經(jīng)濟效應(yīng)和作用機制產(chǎn)生影響。因此，本文將焦點企業(yè)和機構(gòu)共同持股的其他同群企業(yè)分別與實際控制人的數(shù)據(jù)進行匹配。刪除焦點企業(yè)與同群企業(yè)擁有相同實際控制人的樣本后，利用模型(1)進行回歸?；貧w結(jié)果表明，1的回歸系數(shù)在5%水平下顯著為負，說明在剔除共同實際控制人之后，機構(gòu)共同持股對企業(yè)財務(wù)重述的抑制作用依然顯著。

基準回歸中，本文剔除了ST公司，但從財務(wù)重述這一事件看，委托代理問題越嚴重、公司財務(wù)經(jīng)營狀況越差的企業(yè)更可能進行財務(wù)重述。另外，結(jié)合市場實踐看，被“ST”的公司也大多進行過財務(wù)重述。本文基準回歸中排除了這一部分樣本，這可能會產(chǎn)生樣本選擇偏差的問題。為了包含這一部分樣本的影響，本文參照高芳(2016)的研究，使用剔除已退市企業(yè)但未剔除ST企業(yè)的樣本進行穩(wěn)健性檢驗。回歸結(jié)果表明，1的回歸系數(shù)在5%水平下顯著為負，說明在包含了被“ST”的特殊樣本后，機構(gòu)共同持股對企業(yè)財務(wù)重述的抑制作用依舊穩(wěn)健。

為了進一步解決內(nèi)生性問題，本文還進行了安慰劑檢驗、傾向匹配得分法檢驗(PSM)以及Heckman兩步法檢驗，結(jié)果均顯著。

五、機制分析

(一)協(xié)同效應(yīng)檢驗

本文從以下兩個方面驗證協(xié)同效應(yīng)的存在：

機構(gòu)共同持股在投資組合內(nèi)發(fā)揮的協(xié)同效應(yīng)對企業(yè)財務(wù)重述的抑制作用取決于其協(xié)同“強度”大小。那么，公司層面對應(yīng)的所有共同機構(gòu)投資者平均持有的同行業(yè)公司的個數(shù)越多，越能夠促進企業(yè)間的信息共享和業(yè)務(wù)協(xié)調(diào)，也就越能夠降低企業(yè)所面臨的資本市場壓力，從而降低企業(yè)財務(wù)重述概率。因此，本文借鑒He and Huang(2017)的做法，構(gòu)建企業(yè)的機構(gòu)共同持股強度指標4，用其替換1放入模型(1)進行檢驗。結(jié)果如表4第(1)列所示，4的回歸系數(shù)顯著為負，說明機構(gòu)共同持股帶來的協(xié)調(diào)強度越大，即協(xié)同效應(yīng)越強，企業(yè)財務(wù)重述概率越低。這一檢驗結(jié)果支持了機構(gòu)共同持股在投資組合內(nèi)的協(xié)同效應(yīng)。

表4 協(xié)同效應(yīng)檢驗結(jié)果

借鑒Bhattacharya et al.(2012)利用結(jié)構(gòu)方程模型進行路徑分析的方法，本文利用如下三個模型組成的方程組進行中介效應(yīng)檢驗。模型如下：

其中，和分別為兩條路徑的中介變量。首先，利用分析師盈利預(yù)測偏差作為企業(yè)資本市場業(yè)績預(yù)期壓力的代理變量(=分析師每股收益預(yù)測平均值－企業(yè)真實每股收益值)。分析師預(yù)測偏差越大，企業(yè)所面臨的資本市場業(yè)績預(yù)期壓力越大?；貧w結(jié)果如表4第(2)(3)列所示，結(jié)果顯著并且通過了Sobel檢驗，的部分中介作用顯著成立。其次，借鑒魏志華等(2014)的方法，本文構(gòu)建了代表企業(yè)融資約束的綜合指數(shù)指數(shù)。指數(shù)越大，企業(yè)面臨的融資約束越大?；貧w結(jié)果如表4第(4)(5)列所示，第二步回歸結(jié)果中，1的回歸系數(shù)并不顯著，也并未通過Sobel檢驗，說明融資壓力的中介效應(yīng)并不存在。

綜上，共同機構(gòu)投資者在投資組合內(nèi)產(chǎn)生的協(xié)同效應(yīng)，主要通過緩解企業(yè)所面臨的資本市場壓力對企業(yè)財務(wù)重述產(chǎn)生抑制作用，其對企業(yè)融資壓力并沒有明顯的緩解效果。

(二)治理效應(yīng)檢驗

第一，共同機構(gòu)投資者由于持有同行業(yè)多家企業(yè)，因此可以更低成本、更高效率地對企業(yè)進行監(jiān)督治理。如果機構(gòu)共同持股存在“規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)”，那么，當企業(yè)通過共同機構(gòu)投資者擁有更多的“同群企業(yè)”(同行業(yè)企業(yè)中因為機構(gòu)共同持股聯(lián)結(jié)的企業(yè))時，該效應(yīng)應(yīng)該更加明顯(Ramalingegowda et al.，2021)。因此，根據(jù)He and Huang(2017)，本文構(gòu)建企業(yè)通過機構(gòu)共同持股與其他企業(yè)之間聯(lián)系程度的指標2(擁有共同機構(gòu)投資者的同行業(yè)企業(yè)數(shù)量加1取對數(shù))，放入模型(1)進行“規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)”檢驗。由于驗證“規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)”的變量2只存在于擁有機構(gòu)共同持股的企業(yè)中，因此借鑒Ramalingegowda et al.(2021)的做法，通過分組檢驗間接證明機構(gòu)共同持股“規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)”的存在。按照存在機構(gòu)共同持股的同行業(yè)企業(yè)數(shù)量進行分組(高和低)，然后將各個組分別與不存在機構(gòu)共同持股的企業(yè)進行比較。機構(gòu)共同持股1的系數(shù)便是在不同的經(jīng)濟規(guī)模情況下，機構(gòu)共同持股對于企業(yè)財務(wù)重述的效應(yīng)?；貧w結(jié)果如表5第(1)(2)列所示，證明了機構(gòu)共同持股“規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)”的存在。

表5 治理效應(yīng)檢驗結(jié)果

第二，為了進一步檢驗“規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)”的存在，本文借鑒杜勇等(2021)的做法，直接用2替換1放入模型(1)進行檢驗，結(jié)果如表5第(3)列所示，系數(shù)仍然顯著。

企業(yè)財務(wù)重述的負面影響在投資組合內(nèi)會被傳染和放大，產(chǎn)生負外部性。因此，出于最大化投資組合利益的目的，共同機構(gòu)投資者有動機改善企業(yè)治理從而減少企業(yè)財務(wù)重述。Beatty et al.(2013)研究發(fā)現(xiàn)，財務(wù)重述的負外部性在投資者情緒較高、資本成本較低和私人控制收益較高的行業(yè)中更加嚴重，本文預(yù)期在負外部性越大的行業(yè)中，共同機構(gòu)投資者對財務(wù)重述的抑制作用更強。因此，本文按照證監(jiān)會2012的行業(yè)分類標準，對每個行業(yè)-年度，利用存貨周轉(zhuǎn)率代表投資者情緒，利用市盈率代表資本成本，利用兼并收購數(shù)量代表私人控制收益，構(gòu)建了衡量行業(yè)負外部性的綜合指標，投資者情緒高于所有行業(yè)年度中位數(shù)的行業(yè)、市盈率低于年度中位數(shù)的行業(yè)以及并購活動的數(shù)量高于年度中位數(shù)的行業(yè)對應(yīng)的取1，否則取0。采用模型(1)進行回歸，結(jié)果如表5第(4)(5)列所示，在負外部性越大的行業(yè)中，機構(gòu)共同持股對企業(yè)財務(wù)重述的抑制效應(yīng)更強，證明了“外部性效應(yīng)”的存在。

最后，本文利用中介效應(yīng)模型(2)～(4)進一步研究機構(gòu)共同持股是否可能通過降低代理成本降低財務(wù)重述。與西方發(fā)達國家主要存在由于股權(quán)分散導(dǎo)致的第一類代理問題不同，中國上市公司股權(quán)高度集中，大股東與中小股東之間的第二類代理問題占據(jù)主導(dǎo)地位，因此更可能出現(xiàn)大股東為了謀求私利與管理層合謀操縱財務(wù)信息的情況(謝德仁等，2019；姜付秀等，2009)。在中國特殊的資本市場背景下，機構(gòu)共同持股的治理效應(yīng)具體針對的是何種代理問題？

借鑒Ang et al.(2000)的研究，使用經(jīng)營費用率((管理費用+銷售費用)/營業(yè)收入)衡量第一類代理成本；借鑒姜國華和岳衡(2005)的研究，使用其他應(yīng)收款與總資產(chǎn)之比衡量第二類代理成本?；貧w結(jié)果如表5第(6)～(9)列所示：第一類代理成本的中介效應(yīng)不顯著，但第二類代理成本的中介效應(yīng)顯著為正。這說明機構(gòu)共同持股可以通過降低第二類代理成本降低企業(yè)財務(wù)重述，即共同機構(gòu)投資者可以抑制其他大股東利用財務(wù)信息操縱進行的自利行為。

六、拓展性分析

(一)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響

國有企業(yè)一般存在著“內(nèi)部人控制”以及“所有者缺位”等委托代理問題(高芳，2016)?；诠蓶|積極主義，共同機構(gòu)投資者對企業(yè)管理層有更強的監(jiān)督效應(yīng)，可以在一定程度上解決“所有者缺位”的問題。因此，在不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下，企業(yè)機構(gòu)共同持股對財務(wù)重述可能存在著不同的影響。為了驗證這一邏輯，本文將按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組回歸。采用模型(1)進行分組回歸，結(jié)果如表6第(1)(2)列所示，二者具有顯著差異。這說明機構(gòu)共同持股確實在治理環(huán)境較差的國有企業(yè)中發(fā)揮了治理效應(yīng)，可以有效彌補企業(yè)內(nèi)部治理的不足。

表6 拓展性分析檢驗結(jié)果

(二)市場化程度差異的影響

企業(yè)外部市場化情況是企業(yè)外部監(jiān)督與治理的重要組成方面。企業(yè)外部市場化程度越低，外部治理情況越差，對投資者的保護越弱，此時企業(yè)財務(wù)重述的預(yù)期成本就會降低。因此，機構(gòu)共同持股對企業(yè)財務(wù)重述的影響在市場化程度不同的地區(qū)可能存在區(qū)別。為了檢驗這種異質(zhì)性，本文使用樊綱等所著的《中國市場化指數(shù)》中計算的2008―2016年的市場化指數(shù)中位數(shù)，將樣本劃分為高、低市場化組。采用模型(1)進行分組回歸，結(jié)果如表6第(3)(4)列所示，兩組的回歸系數(shù)之間存在顯著差異，即機構(gòu)共同持股在外部治理環(huán)境較差的地區(qū)中發(fā)揮了更強治理效應(yīng)，可以有效彌補其他外部治理機制的不足。

(三)機構(gòu)投資者類型差異的影響

已有研究發(fā)現(xiàn)，不同類型的機構(gòu)投資者持股企業(yè)的目的和對企業(yè)的價值影響存在著差異性(劉京軍和徐浩萍，2012)。為了驗證長短期共同機構(gòu)投資者的異質(zhì)性影響，本文借鑒杜勇等(2021)的做法，以是否連續(xù)四個季度持股為標準將共同機構(gòu)投資者分為長期共同機構(gòu)投資者和短期共同機構(gòu)投資者。另外，按照宋云玲和宋衍蘅(2020)以及梁上坤(2018)的做法，將保險公司、信托公司、券商理財產(chǎn)品和財務(wù)公司劃分為壓力敏感型共同機構(gòu)投資者，其余為非壓力敏感型共同機構(gòu)投資者。采用模型(1)進行分組回歸，結(jié)果如表6第(5)～(8)列所示，在擁有長期型和非壓力敏感型共同機構(gòu)投資者的企業(yè)中，1的回歸系數(shù)顯著為負，而在短期型的和壓力敏感型的樣本中回歸系數(shù)并不顯著，這說明只有長期型的和非壓力敏感型的共同機構(gòu)投資者可以發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)和治理效應(yīng)，顯著降低企業(yè)財務(wù)重述。這在一定程度上說明共同機構(gòu)投資者協(xié)同、治理效應(yīng)的有效性和程度與其持有動機和類型相關(guān)。

(四)公司資產(chǎn)價值異質(zhì)性

雖然基本回歸結(jié)果顯示機構(gòu)共同持股發(fā)揮了監(jiān)督效應(yīng)，抑制企業(yè)財務(wù)重述，但是，現(xiàn)實中機構(gòu)投資者的精力和關(guān)注度有限，持股目標公司在機構(gòu)投資組合中價值權(quán)重的大小可能會影響共同機構(gòu)投資者對其的監(jiān)督效應(yīng)。為了驗證該猜想，本文分別從公司市場價值以及在共同機構(gòu)投資者投資組合內(nèi)的權(quán)重占比兩方面進行了檢驗：

第一，以公司市值的對數(shù)的中位數(shù)為分組依據(jù)，分組檢驗公司資產(chǎn)價值帶來的異質(zhì)性影響。采用模型(1)進行分組回歸，結(jié)果如表7第(1)(2)列所示，在公司資產(chǎn)價值較高的組，1的系數(shù)更大且顯著為負，但是組間差異并不顯著，因此，共同機構(gòu)投資者的監(jiān)督動力沒有顯著受所持公司市值的影響。

第二，本文計算了公司被各個共同機構(gòu)投資投資者持股的市值在整個投資組合市值中的權(quán)重占比1以及公司被各個共同機構(gòu)投資者所持股比例在整個投資組合持股比例之和的權(quán)重占比2，分組檢驗公司在共同機構(gòu)投資者投資組合內(nèi)的權(quán)重占比帶來的異質(zhì)性影響。采用模型(1)進行分組回歸，結(jié)果如表7第(3)(4)列所示，1和2的回歸系數(shù)均顯著為負，說明在共同機構(gòu)投資者資產(chǎn)組合中市值和持股比例權(quán)重占比越大，共同機構(gòu)投資者的監(jiān)督動力越強。

表7 拓展性分析檢驗結(jié)果(續(xù))

(五)非同行業(yè)共同持股機構(gòu)的影響

前述分析中，本文認為機構(gòu)共同持股的協(xié)同效應(yīng)和治理效應(yīng)在持股同行業(yè)企業(yè)時更明顯，因此，在指標構(gòu)建過程中排除了機構(gòu)共同持股非同行業(yè)企業(yè)的樣本。為驗證這一邏輯，本文進一步驗證機構(gòu)共同持股非同行業(yè)企業(yè)時是否也能產(chǎn)生協(xié)同和治理效應(yīng)，從而抑制企業(yè)財務(wù)重述。

本文構(gòu)建企業(yè)層面非同行業(yè)共同機構(gòu)持股比例5，將其替代原有解釋變量1進行檢驗。具體而言，先找出季度層面所有的共同機構(gòu)投資者(包括同行業(yè)和非同行業(yè))，以此為基礎(chǔ)計算公司-年度層面的總機構(gòu)共同持股比例，5即為總機構(gòu)共同持股比例與公司同行業(yè)機構(gòu)共同持股比例之差。采用模型(1)進行回歸，結(jié)果如表7第(5)列所示，5的回歸系數(shù)并不顯著，說明共同持股非同行業(yè)企業(yè)并不能抑制企業(yè)財務(wù)重述。

七、結(jié)論與啟示

本文基于中國新興市場的制度環(huán)境，利用2007―2019年滬深A(yù)股非金融上市企業(yè)數(shù)據(jù)，研究了機構(gòu)共同持股對企業(yè)財務(wù)重述的影響效應(yīng)以及作用機制。研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)共同持股對企業(yè)財務(wù)重述有顯著的抑制效應(yīng)；在進行了一系列穩(wěn)健性檢驗后，該結(jié)論仍然成立。中介效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)共同持股的協(xié)同效應(yīng)主要通過降低資本市場預(yù)期壓力而非融資壓力抑制企業(yè)財務(wù)重述；其治理效應(yīng)主要是通過抑制企業(yè)第二類代理成本而非第一類代理成本發(fā)揮作用。進一步的研究結(jié)果表明，在國有企業(yè)以及所在地區(qū)市場化程度較低的企業(yè)中，這種抑制效應(yīng)更加更顯著；只有長期型和非壓力敏感型共同機構(gòu)投資者才能有效發(fā)揮協(xié)同和治理作用；在共同機構(gòu)投資者資產(chǎn)組合中市值和持股比例權(quán)重占比越大，共同機構(gòu)投資者的監(jiān)督動力越強。

依據(jù)上述結(jié)論，本文提出如下政策建議：

首先，從政府角度，要對共同機構(gòu)投資者進行規(guī)范和引導(dǎo)，以達到趨利避害的效果。一方面，要充分發(fā)揮機構(gòu)共同持股這一非正式治理機制對其他制度性正式治理機制的補充作用，尤其是在市場化程度較低的地區(qū)；另一方面，監(jiān)管部門也需要及時完善補充相關(guān)的配套政策，防止具有投機性的機構(gòu)投資者利用監(jiān)管漏洞產(chǎn)生合謀動機，對資本市場資源配置和社會福利產(chǎn)生負面影響。

其次，從企業(yè)自身出發(fā)，可考慮引進共同機構(gòu)投資者，有效利用共同機構(gòu)投資者在治理方面的經(jīng)驗以及在信息、資源和業(yè)務(wù)等方面的協(xié)同效應(yīng)。那些存在內(nèi)部治理問題的企業(yè)，更應(yīng)該重視機構(gòu)共同持股這種非正式外部治理途徑的作用；另外，國有企業(yè)一般存在著“內(nèi)部人控制”以及“所有者缺位”的代理問題，引進共同機構(gòu)投資者將有利于國有企業(yè)治理，助力“深化國有企業(yè)改革”。

最后，從投資者角度看，要及時了解并正確認識共同機構(gòu)投資者及其在企業(yè)經(jīng)營治理中的作用。除了其他基本信息，投資者還需要了解企業(yè)機構(gòu)共同持股的情況、共同機構(gòu)投資者的類型以及持股時間，擁有長期穩(wěn)定型共同機構(gòu)投資者的企業(yè)可能有更好的發(fā)展前景，相反則可能存在投資風險。此外，財務(wù)重述背后往往意味著企業(yè)內(nèi)部治理情況不好以及面臨巨大的資本市場壓力，因此，投資者需要重視財務(wù)重述背后可能隱藏的真正動機。 ■

1. 機構(gòu)共同持股相關(guān)指標的計算雖包括了金融機構(gòu)和非金融機構(gòu)，但與姜付秀等(2017)[24]中的“多個大股東”定義在概念定義以及作用機制等方面存在著本質(zhì)區(qū)別。具體而言，“多個大股東”是企業(yè)擁有兩個或兩個以上持股比例超過10%的大股東，強調(diào)大股東對控股股東的制衡效果；本文關(guān)注的機構(gòu)共同持股是指同行業(yè)企業(yè)通過共同的機構(gòu)投資者形成的非正式社會網(wǎng)絡(luò)，強調(diào)由監(jiān)督經(jīng)驗的“規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)”以及財務(wù)行為的“負外部性”給共同機構(gòu)投資者帶來的更強的監(jiān)督能力和動力。

2. 《上市公司股東、董監(jiān)高減持股份的若干規(guī)定》(證監(jiān)會公告〔2017〕9號)中有“上市公司控股股東和持股5%以上股東(以下統(tǒng)稱大股東)”；2019年修訂的《證券法》第五十一條將持有公司百分之五以上股份的股東認定為證券交易內(nèi)幕信息知情人；第六十三條規(guī)定：“投資者持有或者通過協(xié)議、其他安排與他人共同持有一個上市公司已發(fā)行的有表決權(quán)股份達到百分之五時，應(yīng)當在該事實發(fā)生之日起三日內(nèi)，向國務(wù)院證券監(jiān)督管理機構(gòu)、證券交易所作出書面報告，通知該上市公司，并予公告，在上述期限內(nèi)不得再行買賣該上市公司的股票”。

3. 根據(jù)陳強編著的《高級計量經(jīng)濟學及Stata應(yīng)用》第171頁所述，Logit模型所計算出的回歸系數(shù)并非邊際效應(yīng)，幾率比表示相對風險，為回歸系數(shù)。

4. 由于篇幅有限，且穩(wěn)健性檢驗結(jié)果內(nèi)容較多，本文不再贅述，有興趣的讀者可以向作者索取。

5.4的具體構(gòu)建方法為：先計算每季度每個公司所有共同機構(gòu)投資者平均持有的同行業(yè)公司的個數(shù)，后取年度均值后加1取對數(shù)。

6. 借鑒Ramalingegowda et al.(2021)[15]以及He and Huang(2017)[10]的做法，由于2是在1=1的基礎(chǔ)上計算得出，因此不能直接進行分組檢驗，需要在1=1的樣本中按照2的中位數(shù)進行分組再與1=0的樣本配對形成兩個樣本進行回歸，因此無法進行組間差異SUEST檢驗。

7. 借鑒Ramalingegowda et al.(2021)[15]以及He and Huang(2017)[10]的做法，由于共同機構(gòu)投資者分類是在1=1的基礎(chǔ)上計算得出，因此不能直接進行分組檢驗，需要在1=1的樣本中對共同機構(gòu)投資者分類后再與1=0的樣本配對形成兩個樣本進行回歸，因此無法進行組間差異SUEST檢驗。