投资组合的权重重要吗——基于机构投资者对盈余管理治理效应的实证研究-汪玉兰.pdf

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1、投资组合的权重重要吗?基于机构投资者对盈余管理治理效应的实证研究汪玉兰 易朝辉(东北财经大学会计学院116025 中国灌溉排水发展中心100054)【摘要】本文从投资组合视角出发，在考虑投资组合权重的前提下，研究机构投资者持股对投资组合中不同企业盈余管理行为的影响。研究发现，机构投资者对投资组合中权重较高的企业发挥了积极监督效应，抑制了该类企业的盈余管理行为。对盈余管理类型细分后发现，机构投资者同时抑制了该类企业正向与负向盈余管理。现有文献主要关注机构投资者持股比例，忽视了投资组合的权重，得出的结论可能存在一定的偏差。【关键词】机构投资者投资组合权重盈余管理一、引言2013年11月15日，中共

2、十八届三中全会做出了中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定(以下简称决定)。机构投资者的发展有利于更好地贯彻决定中提出的积极发展混合所有制经济，促进各种所有制资本取长补短、相互促进、相互监督。据上海证券交易所统计年鉴(2014)显示，截至2013年末，我国沪市机构投资者持股市值比重为293，其中：基金公司1251保险公司486，QFIl405，社保基金270。机构投资者凭借其投资规模优势、信息优势与专业优势，被监管者和学者视为最有动机和能力监督企业并从事长期价值投资进而维护资本市场健康稳定发展的中坚力量。有关机构投资者持股经济后果的经验研究目前形成了三种观点：第一种观点是有效监督假说。该观

3、点认为，机构投资者拥有资金与专业优势，能够以较小的成本监督管理层行为，促使其提高公司业绩(程书强，2006；OleKristian，2013；史永东和王谨乐，2014；Fich et a1，2015)。第二种观点是利益攫取假说。该观点认为当机构投资者受制于企业管理层或者是与之存在私人利益时，会选择与管理层合谋，共同攫取中小股东的利益(姚颐等，2007；温军和冯根福，2012；Megumi and Toshino，2004；Salehi et a1，2011)。第三种观点是无效监督假说。该观点认为机构投资者持股与公司业绩不存在任何关系(PingSheng，2003；薄仙慧和吴联生，2009；孟庆

4、斌等，2015)。然而，在现实情况中，机构投资者采取的是投资组合策略，他们持有不同公司的股权且不同公司在其投资组合中的权重也存在差异，其对不同公司的监督动机也可能存在差异。因此，本文以盈余管理为背景，从投资组合的视角出发，研究机构投资者是否会对投资组合中相对权重较高的企业进行积极监督，抑制了此类企业的盈余管理行为。之所以选择盈余管理，是因为潘琰和辛清泉(2004)对机构投资者的信息需求进行问卷调查后发现，机构投资者最重视的是企业会计信息质量的可靠性，而且学术界与监管部门对盈余质量以及会计信息操纵行为格外关注，盈余管理已成为学术界经久不衰的研究话题。本文是较早从投资组合视角研究机构投资者持股对企

5、业盈余管理影响的文章对拓展现有研究以及更全面地认识机构投资者的治理效应具有重要意义。基于中国A股上市公司20072014年的数据，文章首先计算出机构投资者对其投资组合中每家企业的持股价值，然后按照持股价值从大到小进行排序将排名前10的企业视为投资组合中相对权重较高的企业，并将该企业所属投资组合对应的机构投资者定义为监督型机构投资者。最后依次计算出每家企业拥有的监督型机构投资者数量(Number)、监督型机构投资者比例(Proportion=监督型机构投资者数量该企业机构投资者总数)以及监督型机构投资者持股比例之和(Ownership=监督型机构投资者持股总数企业流通股总股数)，并研究这三个指标

6、与企业盈余管理之间的关系。实证结果显示，这三个指标分别与企业盈余管理呈显著负相关关系。有趣的是，与文章构建的新指标相比，传统指标与盈余管理之间不存在任何显著关系这可能是因为传统指标忽视了投资组合的权重，认为机构投资者会对投资组合中的不同企业“一视同仁”。但本文53万方数据的研究结论表明，机构投资者在分配监督资源的时候，会考虑投资组合的权重，并向投资组合中相对权重较高的企业分配更多的监督资源进而表现出监督的“厚此薄彼”。本文的研究贡献主要有：第一，现有文献大多从机构投资者横截面差异视角对不同机构投资者的监督动机与监督效果进行研究，鲜有文献从投资组合的视角研究同一机构投资者对不同企业的监督动机是否

7、存在差异。第二，以往文献在对机构投资者的度量指标选取上都是用机构投资者持股比傍j检验其治理效果，而该指标没有考虑投资组合的权重。本文以企业的市场价值作为投资组合的权重，构建三个颓指标度量机构投资者的监督效应，通过与传统指标进行对比分析，发现新指标更能反映机构投资者的监督效应，这为之后的研究提供了新的度量方法。第三，本文从投资组合的角度，发现“积极监督效应”有助于解释机构投资者和盈余管理之间的负相关关系，从而丰富了我们对中国资本市场上机构投资者行为的认识。余文结构安排如下：第二部分为理论分析与研究假说：第三部分为样本选择与研究设计；第四部分是实证检验结果；第五部分是稳健性测试；第六部分为研究结论

8、与局限。二、理论分析与研究假说机构投资者持股将影响企业的第一类代理问题(股东与管理层的代理冲突)和第二类代理问题(大股东与中小股东的代理冲突)进而影响企业的盈余管理行为。从第一类代理问题来看，机构投资者在投资规模、信息搜集、信息分析以及影响管理层决策方面更有优势，他们更有动机和能力监督企业管理层，从而有效缓解股东与管理层之间的代理冲突降低经理人盈余管理的动机。Grossman and Hart(1980)认为，分散的股权结构会导致股东间的“搭便车”行为，而集中的股权结构可以赋予大股东更多的剩余索取权，让大股东更有动机监督企业，进而缓解第类代理问题。机构投资者持股也会影响第二类代理问题。随着机构

9、投资者持股比例的上升，大股东与中小股东的利益趋于一致而机构投资者作为中小股东的代理人，为了更好地履行受托责任他们会更有动机监督企业，保护中小股东的利益。机构投资者的有效监督主要体现在：首先，机构投资者只发挥监督职能，他们并不会直接干预管理，因此不会导致公司管理职能的肢解。其次，大多数机构投资经理拥有机构的剩余控制权与剩余索取权，这使得他们有足够的动机去监督企业i最后，机构投资者拥有更专业的队伍和庞大的资金，他们的投资行为更趋理性(王斌和袁琳，2002)。但是，随着机构投资者持股比例的增加，容易出现机构投资者与企业之间的“战略联盟”，即机构投资者与企业管理层合谋，共同掠夺中小股东的利益。此外，机

10、构投资者与上市公司之间往往存在着商业关系，这会导致机构投资者没有底气去反对管理层的某些机会主义行为，他们通常会选择“视而不见”或者“合谋”。Felix et at(2015)发现。在西班牙，机构投资者经常为了私人利益而牺牲其他利益相关者的利益，从事更多的掏空或者掠夺行为。后续学者在对机构投资者治理效果进行研究的过程中得出了不一致的结论。Bushee(2001)根据机构投资者过去投资的换手率、投资组合的多样性与动量交易指标，将机构投资者区分为临时性机构投资者(transient institutionalinvestors)、永久性机构投资者(dedicated institutional in

11、vestors)以及准机构投资者(quasiindexers)，并研究了这j三种类型机构投资者对企业盈余管理的影响结果发现，临时性机构投资者显著增强了管理层盈余管理的动机，而永久性机构投资者与准机构投资者显著抑制了管理层盈余管理的动机。其他学者采用不同的分类标准，比如持股期限、持股规模、持股稳定性、机构投资者独立性等进行研究，发现只有那些持股规模较大、持股期限较长、独立性较高的机构投资者发挥了积极监督效应(PingSheng，2007；OleKristian，2013；Fich et a1，2015)。我国资本市场在组织结构与法律制度方面与发达国家资本市场存在很大的差距，而且我国政府对机构投资

12、者持股存在着双10限制，这使得我国机构投资者持股规模较小且持股结构较分散并为分类研究带来了一定的困难。因此我国学者多以基金这一最大的机构投资者为代表，对其持股的经济后果进行研究。比如，姚颐和刘志远(2009)以企业再融资过程中流通股东分类表决制为背景，研究发现，机构投资者对市场反应较差的再融资方案予以否决的概率更高。而且这类被否决的方案在事后也被证明是较差的议案，这说明我国机构投资者已具备“慧眼识珠”的能力。然而，姚颐等(2007)以我国股权分置改革过程中股票支付对价为研究对象。却发现在股改过程中机构投资者并未发挥自身的谈判优势来保护中小股东的利益，反而损害了小股东的利益。刘涛等(2013)研

13、究了基金持股对管理层薪酬绩效敏感度的影响，在考虑内生性之后，发现基金并没有提高管理层薪酬绩效敏感度，因而他们认为基金选择了激励机制科学高效的上市公司股票作为投资对象，基金在现实中扮演的角色是“选择治理”而不是“介入治理”。同时，他们指出，在研究机构投资者治理效应时，要考虑内生性问题。现有关于机构投资者与盈余管理关系的研究大多直接将机构投资者持股比例与盈余管理水平进行回归，以检验机构投资者是否发挥了监督作用。但这样做可能存在以下缺陷：没有考虑到机构投资者的投资组合策略，更没有考虑投资组合的权重，默认为机构投资者持股比例相同，其监督效果也是相同的。比如，机构投资者甲持有A、B两家公司的股权。其中持

14、有A公司股权比例为10，持有B公司股权比例也是10A公司的市值为10000B公司的一只基金持有一家上市公司的股票，市值不能超过基金资产净值的10，同一基金管理人管理的全部基金持有一家公司发行的证券，不得超过该证券的10。54万方数据市值为1000传统研究认为甲对A、B公司的持股比例相同因此监督动机是一样的，但在考虑投资组合的权重(分别以A、B企业的市值为权重)之后，得出A、B公司的加权平均持股比例分别为91与9(A=104 10000(10+10000+104 1000)=91，B=10+1000(10+10000+10+1000)=9)。由此可见，A公司在甲的投资组合中相对权重更高，甲更可能

15、积极地监督A公司。于是，提出以下研究假设：H1：其他条件不变的情况下上市公司盈余管理与监督型机构投资者数量负相关。H2：其他条件不变的情况下，督型机构投资者比例负相关。H3：其他条件不变的情况下督型机构投资者持股比例负相关。上市公司盈余管理与监上市公司盈余管理与监三、样本选择与研究设计(一)样本来源及处理本文以2007年到2014年A股上市公司为初始研究样本。样本始于2007年是因为我国从2007年开始执行新的会计准则，这会对企业盈余管理行为产生一定的影响，且2007年之后我国企业大部分已经完成股权分置改革股份全流通使得机构投资者更有能力监督企业。此外对样本进行以下筛选：(1)剔除金融类上市公

16、司，因为金融类上市公司的监管制度和报表结构与其他行业相比存在较大差异；(2)剔除机构投资者持股为零的企业；(3)为了保证盈余管理指标计算的可靠性，我们剔除了样本年度观测值少于15家的上市公司。最终获得样本数为6738个，样本数据均来源于CSMAR数据库。(二)实证模型与变量定义借鉴Fich et a1(2015)的研究，构建如下实证模型，DA。，=o+nlInstitutionProxyf，卜1+口20ld。，卜l+n3S妇。，l+04REMi，l+n5ROA。I+6MB。t+n7LOSS；，f+8SOE。f+9LeviI+aloShrcrl。+01lMGtf+012InvRec。1+ol 3

17、ATO；I+014Suspect。，f+15BIG4。f+n16DRAf。#+Industry+Year+6， (1)模型(1)的因变量为础。，DA。又进一步分为IDA。I、删。+与谢。一，分别表示盈余管理的绝对水平(1 DA。1)、正向盈余管理(DA。O)与负向盈余管理(DA。0)。夏立军(2003)认为，在中国资本市场中，修正的Jones模型能够更好地估计操纵性应计。因此本文采用修正的Jones模型分年度分行业估计出每家公司的操纵性应计。首先，用净利润减去经营活动现金流量计算出总应计(Total Accruals，TA)；然后，采用分行业分年度回归的方法计算出每家公司非操纵性应计额(Non

18、D蠡crei帅ow Accruals，NDA)；最后，用总应计减去非操纵性应计得出操纵性应计额(Discretionary Accruals，DA)。TA叫Asset叫一l=01(1Asset沁一1)+口2(艘K，-ARECiI)Asset一l+口1(PPE。：Asset；，1)+占：； (2)其中，似，是公司当期期末总应计利润，等于当期净利润减去当期经营活动现金流净额，Asset一。是公司上期期末总资产，aREV,，是公司当期主营业务收入与上期的差额，ARECi。是当期应收账款与上期的差额，PPE。是当期期末厂房、设备等固定资产。对模型(2)分行业年份回归，得到分行业的估计系数a，。、a，+

19、、a，+代入模型(3)得到正常应计利润：NDA。2a1(1Asseti c_1)+2$(AREVi一AREC)Asset一1+口3(PPEi，tAsset1) (3)基于模型(2)(3)的基础计算出操纵性应计为：DA。=TAiAi-NDAi (4)模型(1)右侧第一个变量为InstitutionProxy。刻画的是监督型机构投资者特征，它是本文重点关注的变量。考虑到机构投资者监督对盈余管理决策行为影响的滞后性，本文采用滞后一期的监督型机构投资者(InstitutionProxy。一。)作为解释变量。关于监督型机构投资的定义，正文中进行了详细阐述。InstitutionProxy一，包括三个变量

20、：监督型机构投资者数量(Number)、监督型机构投资者比例(Proportion)以及监督型机构投资者持股比例之和(Ownership)。另外，为了将本文构建的监督型机构投资者指标与传统指标进行对比分析本文在控制变量中还加入了每家企业对应的机构投资者持股比例之和(Old)。为了控制其他因素对盈余管理的影响，在模型中加入了以下控制变量：企业规模(Size。期末总资产的自然对数)、资产负债率(Lev)、盈利能力(ROA)、成长性(MB)、是否亏损(LOSS)、盈余管理的动机(Suspect，当ROA在0001之间时取1，否则取0)、盈余管理柔性(1nvRec，存货与应收账款之和除以总资产)、总资

21、产周转率(ATO，营业收入除以总资产)、是否聘请了国际“四大”会计师事务所审计(BIC4)，本文还控制了一系列与公司治理相关的变量：管理层持股比例(MGT)、第一大股东持殷比例(Shrcrl)、董事长与总经理是否为同一个人(DRA)、企业实际控制人性质(SOE实际控制人为国有企业时SOE取1，否则取0)。此外，李增福等(2011)、龚启辉等(2015)发现，应计项目盈余管理与真实活动盈余管理之间存在着显著的替代关系因此在研究其中一种盈余管理时，要对另一种盈余管理进行控制。借鉴Roychowdhmy(2006)的研究方法，本文从销售操控(放宽销售条件或信用条件、加大销售折扣等)；生产操控(扩大生

22、产规模以降低单位生产成本)；酌量性费用操控(降低研发支出、广告支出即维修保养支出等)三个方面综合衡量真实活动盈余管理(REM)。四、实证检验结果(一)描述性统计结果表1列示了文中主要变量的描述性统计结果。本文关注的主要解释变量，监督型机构投资者数量(Number)均值55万方数据为1791，说明我国上市公司平均拥有1791家监督型机构投资者，美国为41224家。我国上市公司中监督型机构投资者占上市公司总机构投资者比例(Proportion)的均值为37，美国为243。我国上市公司中监督型机构投资者股权比例(Ownership)均值为36，美国为683(Fichet a1，2015)。由此可见，

23、与美国相比，我国上市公司中监督型机构投资者数量较低，监督型机构投资者持股比例与美国也相差甚远，这与我国资本市场现状是相符的。另外，机构投资者的传统度量指标(Old)均值为209，该指标与新指标存在较大的差异，这也说明本文的研究与之前的研究存在较大的不同。其他各变量的分布均在合理范围内。此外，相关性分析显示，绝大部分控制变量之间的相关系数均在5以下，说明本文模型不存在严重的共线性问题。表1 主要变量的描述性统计变量符号样本量平均值标准差25分位数中位数75分位数表2(二)实证结果和分析表2列示了监督型机构投资者对盈余管理的影响。其中：第(1)栏的结果显示，Lnumber的回归系数在1置信水平显著

24、为负，这说明随着监督型机构投资者数量的增加，企业的盈余管理水平显著下降，这与描述性统计的结果保持一致。另外，Lnumber的系数为一0001，这说明监督型机构投资者每增加一个标准差，将导致盈余管理下降(0001+4384)044个百分点。第(2)栏的结果显示，Lproption的回归系数在1置信水平显著为负，这说明随着企业中监督型机构投资者比例的上升，企业盈余管理会发生显著的下降。Lproption的回归系数为一0038，这说明监督型机构投资者比例每上升一个标准差，将导致盈余管理下降026个百分点。第(3)栏的结果显示，Lownership的回归系数在1置信水平显著为负，这说明随着监督型机构投

25、资者持股比例的提高企业盈余管理水平显著下降。Lownership的回归系数为一0014，这说明监督型机构投资者持股比例每上升一个标准差，将导致盈余管理下降027个百分点。从本文构建的三个指标的经济意义来看，这三个指标之间存在着较高的一致性。另外，从传统指标机构投资持股比例来看，LOld的回归系数为正且在统计意义和经济意义上都不显著，这说明，传统指标在未考虑投资组合权重的情况下考察机构投资者持股的经济后果，得出的结论可能存在一定的偏误。控制变量的回归结果中Size的回归系数显著为负，说明大规模企业盈余管理水平较低；REM的回归系数显著为负，说明应计项目盈余管理与真实活动盈余管理之间确实存在着很强

26、的替代关系；MB的回归系数显著为正，说明高成长性的企业可能为了获取持续不断的融资，盈余管理水平更高：Lev的回归系数显著为正，说明债务水平高的企业，面临的财务风险更高，更有动机进行盈余管理：LOSS、Suspect的回归系数显著为正，说明亏损企业以及微盈企业存在着较强的盈余管理动机：InvRec、ATO的回归系数显著为正，说明盈余管理柔性较高的企业，盈余管理能力更强，盈余管理水平也会更高。另外，公司治理变量中，Shrerl、DRA的回归系数显著为正，这说明股权集中以及管理层权力过大都会导致更高水平的盈余管理。监督型机构投资者与盈余管理变量 DA DA+DA DA DA+DA一 肌一Lnum 一

27、0001 一000l”+ 一0001(一405) (一302) (一402)Lpro 一0038+ 一0043+ 一0031+(一323) (一233) (一221)一O014(-314)一0015+(一253)一0019(一337)56万方数据续表变量 DA 删+ 侧一 DA 伽+DA DA DA+ 珊一LOld 0000 0003 0001 0000 0002 0001 0000 0003 0001(019) (074) (一043) (O12) (O62) (一o41) (O17) (073) (一044)Sze 0-000 0000 0001 0001 0001 0002+ 一0000

28、 一0001 0002(O27) (002) (一079) (一057) (一071) (169) (一o27) (一o37) (一123)REM 一0030 一0026+ 一0027 0030+ 一0025+ 一0026 一0030 一0026 一0027+(一400) (一261) (一313) (一388) (一253) (299) (一396) (一258) (一311)ROA 0083“0214 4” 一01350082“0210 4“ 一01330083”0212 一0133+”(255) (468) (一367) (251) (457) (359) (256) (465) (一3

29、62)MB 0005”4 00040002”000500040002 8 0005 00040002+(495) (300) (201) (474) (283) (175) (482) (292) (194)LOSS 0014+”0010 0003 00140010 0004 0014+一0010 0003(340) (149) (071) (341) (148) (075) (339) (145) (074)SOE 一0003 0003 0002 0003 0003 0002 0003 0003 0002(一137) (一098) (一089) (一125) (-o95) (070) (一1

30、30) (一o96) (一082)Lev 0025 4“0029+”0021+”00260030+“00230025”0029t一0022+(346) (270) (264) (362) (277) (280) (347) (268) (269)Shrcrl 0012+0012 0009 0013+0014 0010 00120013 0009(170) (119) (123) (192) (137) (135) (174) (125) (125)MGT 一0008 0014 0001 0008 0014 0000 0009 00150 001(一113) (一143) (一007) (一10

31、6) (一143) (002) (一121) (一153) f一006)lnvRec 00260080 一004200260080 一004300260080 一O042(332) (701) (一454) (322) (698) (一465) (329) (701) (一458)ATO 0014“+0020000900140020000900140020 O009(527) (470) (2。97) (524) (472) (293) (524) (469) f295)JS“渺 O003o012+0007+0003-0011+0007+00030012+0007，t(1oo) (一256)

32、(228) (111) (一248) (241) (100) (一257) (229)删 一0005 0004 0005 0006 0004 0006 0005 0004 0005(一125) (一055) (一137) (一137) (-o62) (一156) (一I26) (一057) (一136)DRA 00050006 0003 0005。0006 0003 0005 m 0006 0003(173) (159) (O82) (171) (158) (083) (172) (160) (081)C0船0024 0012 0077”0045+0038 01叭0038 0026 0089(

33、O90) (O32) (242) (177) (108) (338) (146) (o72) (289)YEAR YES YES YES YES YES YES YES YES YESIND YES YES YES YES YES YES YES YESYESN 6738 3297 3441 6738 3297 3441 6738 3297 3441(三)进一步检验按照盈余管理的方向，将其分为正向盈余管理与负向盈余管理，表2列示了相应的回归结果。结果显示，监督型机构投资者数量(Lnumber)、监督型机构投资者比例(Lproption)与监督型机构投资者持股比例(Lownership)与正向盈

34、余管理(删+)和负向盈余管理(DA一)都在557万方数据置圈幽型咖阴雕攀黧黧麓溪繁糕黼黎鬻孽甏瓣蒸滋慧鬻纛瓤滋以上置信水平显著为负，这说明监督型机构投资者确实发挥了“积极监督效应”。而从传统指标机构投资者持股比例的回归系数来看，LOld无论在正向盈余管理回归模型还是负向盈余管理回归模型中均不具有统计意义上的显著性这也说明了传统指标在衡量机构投资者监督效应方面存在一定的缺陷。五、稳健性测试为了增加研究结论的可信度。进行了如下稳健性测试：(一)Heckman两阶段回归机构投资者研究中存在的内生性问题一直是学者们关注的重点。文章采用Heckman两阶段来缓解这一内生性问题。按照Heckman(197

35、9)两阶段的思路，在第一阶段构建了一个Probit回归，被解释变量为监督型机构投资者数量虚拟变量。当监督型机构投资者数量高于样本行业年度中位数时，取1，否则取0。借鉴Khurana and Moser(2013)的做法，利用股价波动性与股价崩盘风险作为工具变量，因为股价波动与股价崩盘风险会影响到机构投资者持股却对企业盈余管理的影响并不大。一阶段回归结果显示SheaS Adjust Partial R2达到0295，说明工具变量的选择具有一定的有效性。然后，将一阶段回归中得出的逆尔米斯比系数(Millsratio)带人应计项目盈余管理模型中作为控制变量，表3结果显示。Mills ratio(A)

36、并不显著，说明不存在自选择问题且在控制内生性之后主要解释变量依然显著，说明监督型机构投资者确实发挥了治理效应。表3 监督型机构投资者与盈余管理Heckman两阶段回归结果限于篇幅未报告相关回归结果，如有需要请向作者索取。58续表(二)同时包含InstitutionProxy滞后期考虑到机构投资者的监督效应可能存在时间效应，本文在盈余管理模型中同时加入了监督型机构投资者前期、当期与滞后期变量。结果发现，滞后期机构投资者变量(Lnum)显著为负，当期监督型机构投资者变量(num)不显著，前期监督型机构投资者变量(Fnum)显著为正，说明机构投资者监督效应具有滞后性。(三)其他稳健性检验采用业绩匹配

37、的Jones模型重新估算操控性应计利润。万方数据并带入原模型进行回归，结论依然成立：按照5分位数定义监督型机构投资者，即投资组合中机构投资者持股价值前5分位的企业为相对重要企业该企业所属投资组合对应的机构投资者定义为监督型机构投资者，并依次计算出监督型机构投资者数量(Lnumber2)、比例(Lproption2)以及持股比例(Lownership2)，带人原模型进行回归，结论依然成立；利用企业的总资产与净资产为权重，计算出加权平均持股比例进行排序，并将前10分位企业所属投资组合对应的机构投资者定义为监督型机构投资者，结果发现本文的结论依然成立：按照企业是否存在监督型机构投资者引入变量HM，当

38、企业存在监督型机构投资者时HM取1，否则取0。结果发现，HM的系数显著为负，与本文的研究假说一致。六、研究结论与局限本文以2007-2014年A股上市公司为样本，从投资组合的视角出发，在考虑投资组合权重前提下，研究了机构投资者持股对盈余管理的影响。研究发现机构投资者对投资组合中相对权重较高企业的盈余管理发挥了积极监督效应，具体表现为机构投资者显著抑制了该类企业正向与负向的盈余管理。在进行一系列稳健性测试之后，本文的结论依然成立。此外，通过将本文构建的机构投资者新指标与传统指标进行对比分析，发现在传统指标下，机构投资者对盈余管理没有影响。这说明传统指标忽视了投资组合权重，得出的结论可能存在一定的

39、偏差。本文的局限性是，以基金为机构投资者的代表探讨了其持股的经济后果，其他类型的机构投资者并没有纳入本文的研究范畴。这也是未来需要进一步考虑的。主要参考文献薄仙慧，吴联生2009国有控股与机构投资者的治理效应：盈余管理视角经济研究2：8191程书强2006机构投资者持股与上市公司会计盈余信息关系实证研究管理世界，9：129。138龚启辉，吴联生，王亚平2015两类盈余管理之间的部分替代经济研究，6：175190李增福，董志强，连玉君2011应计项目盈余管理还是真实活动盈余管理?基于我国2007年所得税改革的研究管理世界，t：175190刘涛，毛道维，宋海燕2013机构投资者：选择治理还是介入治

40、理基于薪酬绩效敏感度的内生性研究山西财经大学学报11：95106孟庆斌，吴卫星，于上尧2015基金经理职业忧虑与其投资风格经济研究，3：115131潘琰，辛清泉2004，解读企业信息需求基于机构投资者的信息需求探索会计研究，12：1424史永东，王谨乐2014中国机构投资者真的稳定市场了吗7经济研究12：100113温军，冯根福2012异质机构、企业性质与自主创新经济研究3：5265王斌。袁琳2002论竞争性股权结构与机构投资者在企业改革中的角色从“所有者缺位”到“机构投资者补位”北京工商大学学报，1：4754姚颐刘志远2009机构投资者具有监督作用吗7金融研究6：128144姚颐刘志远，王健

41、2007股权分置改革、机构投资者与投资者保护金融研究。11：4557夏立军2003盈余管理计量模型在中国股票市场的应用研究中国财务与会计研究。2：95一一153Bushee，B2001Do Institutional Investors Prefer NearTerm Earnings Over LonglUll Value7ContemporaryAccounting Research，18(2)：207246Fich，M，JHarford，and LTran2015MotivatedMonitors：The Importance of Institutional InvestorsPort

42、folioWeightsJournal of Financial Economics，14(1)：l65GrossmanSJ，and ODHart1980TakeoverBids，the Free-Rider Problem and the Theory of the CorporationThe Bell Journal of Economics，11(8)：4264Heckman，J1979Sample Selection Bias as aSpecification ErrorEconometrica，47(1)：153161PingSheng，K2003On the Associati

43、on between Institutional Ownership and Aggressive Corporate Earnings Manage-ment in AustraliaThe British Accounting Review，35(2)：105128Khurana， I， and W Moser2013 InstitutionalShareholdersInvestment Horizons and Tax AvoidanceTheJournal of the American Taxation Association，135(5)：i 1 1134Lrpezhurriag

44、a，F，EGarcfaMeca，and FTejerinaGaite2015Institutional Directors and Board Compensation：Spanish EvidenceBusiness Research Quarterly，18(3)：161173MegumiSand MToshino2004Behavioral Biasesof Japanese Institutional Investors：Fund Management and Carporate GovernanceWorking Paper，Chuo UniversityOleKristian，H2

45、013Large Shareholders and AccountingResearchChina Journal of Accounting Research，6(1)：3-20PingSheng，K2007Institutional Investor Type，Earnings Management and Benchmark BeatersJournal of Accountingand Public Policy，26(7)：267299Roychowdhury，S2006。Earnings Management throughReal Activities ManipulationJournal of Accounting and Economics，42(5)：335370Salehi，M，MHematfar，and AHeydari2011AStudy of the Relationship between Institutional Investors andCorporate Value：Empirical Evidence of IranMiddle-East Sciences Research，8(2)：727659万方数据