机构投资者持股与审计意见

冯 颖

（河北医科大学第四医院 河北石家庄050011）

一、引言

自我国2000年提出超常规发展机构投资者的举措以来，越来越多的机构投资者逐渐放弃用脚投票的方式，采用诸如股东决议、董事会席位等措施积极干预公司治理。对机构投资者的治理效应存在三种不同的声音，大部分学者认为机构投资者具有一定的公司治理效应，能有效的改善信息质量、提升企业的价值。审计意见作为公司治理机制的重要组成部分，良好的企业治理结构能够缓解两权分离带来的不利影响，提供高质量的会计信息，从而增加获取标准无保留意见的可能性。机构投资者作为资本市场上重要的组成部分，为了获取投资的长期效果，会对公司管理层投资于净现值为负的行为以及高估企业盈余的情况进行抑制，有效的了解管理层的投资行为，即使管理层与股东信息高度不对称，对投资公司的直接监督很难，考虑到规范企业管理层的投资决策以及降低管理层高估盈余的潜在治理收益会很可观（Ball，2001；Watts，2003）。因此，机构投资者会对企业的投融资行为进行干预，从而对公司治理机制产生积极影响。现有文献研究机构持股对企业审计意见影响的文献较少，大多数研究成果仅仅表明审计意见有助于降低融资成本，缓解企业的代理问题（Jensen&Meckling，1976），而针对机构投资者持股对审计意见的影响机制涉及较少。在我国特殊的制度背景下，作为资本市场重要组成部分的机构投资者，如何解释机构投资者对审计意见的治理作用，提升审计质量与效果、改善审计环境具有重要现实意义。

二、研究设计

（一）研究假设 现有文献对机构投资者对公司治理效应存在争议，但机构投资者有能力、也有意愿参与公司治理。截止2012年，机构投资者持股比例均值为35.14%，已经成为资本市场上的重要组成部分。机构投资者专业性更强，与证券分析师具有良好的关系，可以获取其他投资者所不知的有利信息，从而参与公司的具体管理。现有大量文献已经表明，大型会计师事务所提供的审计服务质量更高、审计效果更好（Chen等，2010），被审计公司的治理结构更容易得到改善。一方面。良好的公司治理结构有助于提升企业的业绩（肖星和王琨，2005），降低盈余管理程度（程书强，2006），从而其会计信息质量较高。另一方面，较高质量的外部监督与公司治理结构有助于改善企业内部控制水平，提升会计信息质量，从而获取标准无保留意见的可能性增加。可以预期，机构投资者持股比例越高，上市公司获取标准无保留意见的可能性越高，因此，提出假设1：

H1：机构投资者的持股比例越高，公司越有可能获取标准无保留审计意见

随着公司管理层与股东的分离，代理成本的问题随之而来。在公司正常发展过程中，股东对管理层的行为以及决策通常难以有效控制，即使能够了解管理层的行为，当管理层与股东信息高度不对称时（Prendergast，2002），权益投资者对投资公司的直接监督很难，而对于此类公司而言，规范企业管理层的投资决策（Ball，2001）以及降低管理层高估盈余（Watts，2003）的潜在治理收益会很可观。因此，对于信息高度不对称的公司而言，机构投资者有动机、有能力去监督公司的具体情况，针对公司的实际情况做出相对的对策，从而有助于改善公司的信息质量，获取标准无保留意见的可能性也随之增强。基于以上分析，提出研究假设H2：

H2：在其它条件不变的情况下，相比于信息对称性较好的公司而言，机构持股与审计意见的相关性在企业信息高度不对称的公司会更显著

（二）样本选取与数据来源 本文选取2007年至2012年沪深两市A股上市公司为研究样本，依据研究需要，按照以下标准对初始样本做进一步的筛选：（1）剔除金融保险行业；（2）剔除样本期间当年上市、被ST和*ST的上市公司；（3）剔除数据缺失值。为防止异常值的影响，对小于1%分位数和大于99%分位数的自变量进行winsorize处理，最终得到9683个观察值。公司治理数据与财务数据来自CCER数据库，机构投资者年末持股比例与审计意见数据来自wind数据库。

（三）模型构建与变量定义 本文采用Logit模型考察机构持股比例对审计意见的影响，解释变量为审计意见，若获取标准无保留意见，则取1；否则，取0。自变量为机构年末持股比例，公司的经营状况与治理结构也会对审计意见产生影响。根据现有文献，选取公司规模、资产流动性、存货规模、资产收益率、应收账款规模以及资产负债率作为控制变量。具体变量定义如表（1）所示。构建模型（1）检验机构持股对审计意见的影响。

三、实证检验分析

（一）描述性统计 本文主要变量的描述性统计分析如表（2）所示，2007年至2012年之间，机构持股比例均值达到35.14%，说明大约有35.14%的上市公司股份是由机构投资者持股，机构持股参与公司治理进而影响审计意见的可能性极大。审计意见的均值为0.964，说明大约96.4%的上市公司都获得了标准无保留意见。公司规模差异不大，可以较好的反应是否对审计意见产生影响。Liquid在样本公司之间存在较大的差异，inv、rec、lev等变量之间的差异较小，不同的公司roe差异较大，标准差达到12.867。

（二）相关性分析 本文对相关变量进行Pearson相关系数检验，结果如表（3）所示。审计意见与机构持股比例在1%水平上显著正相关，表明机构投资者持股比例越高，公司越有可能获得标准无保留意见，与假设保持一致。审计意见与控制变量也存在显著的相关性，各变量之间不存在高度的相关性，系数大多不超过0.250，表明变量之间存在多重共线性的可能性较小。

（三）回归分析 表（4）是假设1与假设2的回归结果，回归所得卡方值和调整后R2值都说明回归结果解释力度较好。在第一列全样本回归中，机构持股比例的回归系数为1.047，在1%水平上显著正相关，说明机构投资者持股比例越高，机构投资者出于自身利益的考虑，越能积极参与公司的治理，高质量的外部监督与公司治理结构的完善都有效提升了企业会计信息质量，从而获取标准无保留意见的可能性越高，假设1成立。从子样本a回归结果中，通过对机构持股比例进行三等分，研究发现share系数的显著性由10%提升到了1%，说明机构持股比例越高，越有动机介入公司治理，从而对公司内部控制环境产生影响，企业获取标准无保留意见的可能性越高，从而进一步验证了假设1。依据企业信息对称性高低划分，以市值账面比替代代替信息不对称程度（Houwelinget al.，2002）。同时，参照周宏等（2012）以无形资产占账面总资产的比重作为信息不对称的替代变量作稳健性检验。以中位数为分界点，将大于账面市值比中位数的样本归于高分组样本，将小于账面市值比的样本归于低分组样本，回归结果如表（4）中的子样本b回归结果所示。在高分组样本中，share系数为1.143，在1%水平上显著正相关，而低分组样本中，share系数为0.842，不显著，与预期结果一致。相对于高分组样本而言，在低分组样本企业处于稳定或缓步前进发展中，信息对称程度较高，机构投资者持股介入公司治理较为容易，对企业的机构治理、发展状况了解较为迅速，随着持股比例的增长，会越来越介入到公司的经营情况中，对企业管理层的监督逐步加强。最终，管理层更偏向采取稳健的政策，从而保证自身的声誉及事业，而高分组样本中，由于信息高度不对称以及企业快速发展中，即使机构高度介入公司治理，但由于企业变化较快，很多信息不能及时的得到反馈，并且加上信息不对称，对企业采取的会计政策不能更好的监督，最终在其它条件不变的情况下，相比于成长性较高以及信息高度不对称的公司而言，机构持股与会计稳健性的相关性在企业成长性较差以及信息对称的公司会更显著，从而验证假设2。在研究机构投资者持股问题时，自选择是不容忽视的问题，此处采用Heckman（1979）两阶段回归模型进行验证，回归结果与前面所得一致。为验证结论的稳健性，考虑到机构持股比例的改变对公司治理具有滞后性，本文以机构持股比例滞后一期为解释变量进行回归，share系数为0.631，在5%水平上显著正相关，再次验证本文所提假设。控制变量对审计意见的影响也基本符合现有结论，资产流动性、存货规模、资产收益率、应收账款规模与审计意见显著正相关，意味着公司经营状况较好，内部控制水平较高，公司越容易获取标准意见。

表1 变量定义表

表2 变量描述性统计

表3 相关性检验

表4 审计意见与机构持股的回归结果

四、结论

本文以2007年至2012年中国沪深两市A股上市公司为研究样本，利用Logit回归模型研究机构投资者持股对审计意见的影响。研究发现，随着机构投资者持股比例的增加，其介入公司治理的愿望更加强烈，也有能力介入公司治理，从而获取标准无保留意见的可能性越强，在其它条件不变的情况下，相比于信息对称性较好的公司而言，机构持股与审计意见的相关性在企业信息高度不对称的公司会更显著。本文提出如下建议：首先，机构投资者持股介入公司治理，有助于提高内部控制水平，会计信息质量提升，从而获取标准无保留意见；其次，机构投资者持股对公司治理作用的发挥需要合适的环境，不同的环境可能导致不同的结论。我国应全力发展相关制度建设，促进相关制度背景的统一，本文的研究结果为我国政府大力发展机构投资者的政策提供了理论支持，还为投资者的投资决策提供了参考依据。当然，本文的研究具有一定的局限性，本文以机构投资者年底的持股比例作为数据，忽略了年度内持股数量的变化幅度与频率，机构投资者也存在一定的异质性，在后续研究中，这都需要重点考虑并予以解决。

［1］张敏、姜付秀：《机构投资者、企业产权与薪酬契约》，《世界经济》2010年第8 期。

［2］王琨、肖星：《证券投资基金：投资者还是投机者？》，《世界经济》2005年第8 期。

［3］吴晓晖、姜彦福：《机构投资者影响下独立董事治理效率变化研究》，《中国工业经济》2006年第5 期。

［4］Hartzell J C，Starks L T.Institutional investors and executive compensation.The Journal of Finance，2003.

［5］Almazan A，Hartzell J C，Starks L T. Active institutional Shareholders and Costs of Monitoring: Evidence from Executive Compensation.Financial Management，2005.