机构持股在管理层权力与盈余持续性的中介效应实证分析

2019-09-24王积田高珊

中国注册会计师 2019年9期

王积田高珊

一、引言

随着我国资本市场不断地完善与发展，上市公司的各个利益相关者对于风险认识的增强，上市公司披露出来的盈余信息受到了越来越多的关注。人们已经将视角从关注盈余数量的多少转向关注其质量水平。盈余持续性是衡量盈余质量的一个重要方面，通常用作其替代变量。在研究财务报表中的分析指标的时候，盈余持续性是其中具有核心地位的重要概念，它直接反映的是一个企业是否能够增值，它对于公司盈余方面的预测和调整投资都有着重要的作用。中国经济已经从只关注发展速度的高速增长阶段转向为关注质量水平的高质量发展阶段，而实现优质发展的首要任务就是经济必须要健康持续发展，对于每个企业而言，就是其自身盈余的可持续性要增强，所以研究盈余持续性问题是十分有意义的。

现在的企业两权分离，所有和管理不再是一人掌控，管理层是公司治理的重要组成部分，相对于股东而言，管理层对于公司的情况更加了如指掌，他的想法与所作出的决策会影响公司的兴衰。管理层既然具有管理层权力，有了决定自身意愿的能力，那么就很有可能利用其做一些谋求私利的事情，并为了掩盖自己的行为而对公司的盈余进行调整或者为了证明自己的能力，保持自己所获得的优质待遇而努力工作提高公司盈余，因此管理层对于盈余持续性就可能产生影响，研究管理层权力是否对于盈余持续性产生了影响，产生了什么样的影响就十分有意义。在诸如英美法等更成熟的资本市场中，机构投资者作为一个相对成熟的投资者活跃于其市场里。在中国，从过去十几年来，A股正从极端的散户化向机构化过度，机构投资者的持股占比显著提高，截止到2017年，机构投资者的持股比例已达到45%。随着中国市场的扩大，机构投资者的规模、地位以及作用变得越来越大，成为证券市场的主要投资者。中国的机构投资者刚刚开始关注公司治理，他们是否参与了公司治理，其治理效果如何，机构投资者持股又对管理层权力与盈余持续性两者之间的关系有着什么样的作用。在此基础上，本文选取2015年至2017年上海和深圳证券交易所A股市场上市公司为研究样本，基于委托代理理论，运用线性一阶自回归模型来分析管理层权力与盈余持续性之间存在的关系，以及机构投资者持股在管理层权力与盈余持续性这两者关系中起到的作用。

本文可能的贡献有以下几点：（1）管理层权力的研究主要是关于薪酬、绩效以及盈余管理方面的研究，本文有助于丰富相关管理层权力文献，重视管理层对于企业持续发展起到的助力。（2）学者对于影响盈余持续性的因素有很多研究，但是从管理层权力的角度却少有研究，本文基于委托代理理论，探究管理层权力如何影响盈余持续性。（3）本文试图分析机构投资者持股对于盈余持续性的影响，并分析机构投资者持股在管理层权力与盈余持续性之间关系中起到的作用，对改善公司治理结构，重视机构投资者在其中的作用，具有积极意义。

二、文献回顾与研究假设

（一）管理层权力与盈余持续性

1 9世纪3 0年代，B e r l e和Means发现了“经理革命”现象，自此关于管理层权力的研究开始了，公司的所有权也开始与经营权相分离。Bebchuk、Fired等最先提出管理层权力理论，该理论认为，在公司的所有权与经营权相分离的情况下，公司的股东与其高管之间存在委托代理问题，管理层可以利用手中的权力去影响自身薪酬合同的设计，并且管理层权力越大操纵自身薪资的能力越强。Guidry et al.（1999）研究证明在建立有薪酬激励制度的公司内部，管理者为了获取符合薪酬激励制度的高额报酬，操纵盈余信息牺牲公司的长期价值，来提高在职时的声望与奖金。Coles et al.（2006）对存在股权激励的公司研究中发现，管理者为达到行权效益最大化的目的，通过股票期权重发使期权行权价低于正常水平。当人们都在关注盈余的应计部分时，Dechow et al.（2008）开始了现金流量方面的研究。他们将其划分为持有现金的变动，债务融资相关的现金流量以及权益融资相关的现金流量。研究发现分配给股东的现金流量持续性较高，持有现金的变动和债务融资相关的现金流量同应计项目的持续性保持同等水平，这种不同可能是由于管理层利用留存现金进行过度投资造成的。罗敏（2014）发现，管理层使用权力寻求租金的这种现象在国内上市企业中并不少见，管理层权力越大则越有条件实施过度盈余管理，通过人为操纵利润，实现了提高自己工资收入的目的。这些类似的行为将不可避免地对公司盈余持续性产生影响。

管理层权力理论认为，公司的管理层拥有权力，并将利用这种权力来维持甚至提高自身的利益。然而，根据委托代理理论，公司的所有者才拥有公司最大的权力，并且是公司的权力来源，所有者的控制对管理层具有决定性的限制。Jensen和Meckling（1976）认为，管理层持股能够使管理层与股东具有一致的目标，产生利益趋同，具有激励相容效果，降低代理成本，改善公司绩效。Drakos和Bekiris（2010）也同意上述观点。Tihanyi等（2000）认为，教育水平越高的管理层，拥有和掌握更多的知识和有用的信息，越有可能制定利于企业长期稳定发展的计划和战略，这可能给企业带来持续的盈余。宋建波、田悦（2012）发现，管理层持股可以显著提高公司的盈余持续性，证明了管理层持股“利益趋同”作用。谭庆美、景孟颖（2014）以我国主板上市公司为研究样本，发现管理层权力的综合变量与企业绩效呈现显著正相关关系，并且拥有高学历和持有企业股权的公司管理者可以为公司带来更好的业绩。

管理层权力是管理者执行自己意愿的能力，管理层对于公司发展的影响需要通过手中的权力，管理层对于企业的影响依赖于手中的权力来表现。管理层为了维持自身薪资和获取名望需要证明自身的能力，当管理层权力越大时，对于公司情况和掌握程度越好，公司健康稳定发展，公司的盈余持续性越好。因此提出：

假设1：管理层权力与盈余持续性呈显著正相关关系。

（二）机构投资者持股与盈余持续性

机构投资者的任期是有限的，相互之间通过短期资产组合收益的竞争来争取客户的选择，绩效考核很严格，并且长期收益信息的成本过高，这就使得机构投资者非常看重短期收益，有可能通过短期的行为来完成公司的考核，机构投资者就有可能忽视公司的长期价值，这就是机构投资者的短视行为。由于机构投资者的羊群和短视行为及流动性压力的影响，股价波动性和频率可能会大幅度上升，而机构投资者的羊群行为这种非理性行为将导致更多的机构投资者的行为趋同，从而削弱了市场有效信息所产生的预测作用。王冠群（2007）通过实证发现，中国机构投资者也有明显的羊群行为。宋建波、高升好和关馨姣（2012）认为有机构投资者参与的上市公司的盈余持续性比无机构投资者参与的公司显著更低，并且随着其持股比例的提高，公司的盈余持续性也会越来越低。

而有的学者，与上述学者持相反的观点。刘永祥、赫明玉（2017）研究了机构投资者的持股偏好，发现机构投资者更加关注上市公司盈余的可持续性。Burns（2010）认为机构投资者持股对盈余持续性影响的大小，更受到其持股比例多少的影响，当机构投资者的持股比例与其监督公司的积极性成正比例，参与到公司治理，监督公司的积极性越高，公司财务错误报告的可能性就越小。提高盈余持续性。石善冲、萧淼方等（2017）发现长期机构投资者持股对企业盈余的可持续性产生显著积极影响，并且良好的制度环境下会促进这种积极影响。罗劲博（2016）发现，机构投资者增强了公司盈余的可持续性，公司所在地的政府治理将加强机构投资者持有公司股份对会计盈余持续性的积极影响。机构投资者持股比例越高，这种积极作用就越显著。

机构投资者是资本市场中的重要参与者，可以起到稳定市场的作用，并且相对于其他个人投资者而言，机构投资者拥有更丰富的资源、信息渠道和人才，能够更加专业地处理和分析信息，成为其他投资人做出投资时的重要依据。当机构投资者持股时，需要对其个人投资者负责，会利用自身优势参与公司治理，对公司的盈余进行监督，保证自身的利益稳定。因此提出：

表1 研究变量的定义

表2 变量的描述性统计

假设2：机构投资者持股与盈余持续性呈显著正相关关系。

（三）管理层权力、机构投资者持股与盈余持续性

Coffee（1991）认为，当前利润状况不佳的时候，机构投资者可能更倾向于卖掉公司的股份，而不会尝试通过给管理者施压的方式，使得管理层采取措施提高公司价值。而大多数学者认为公司内存在机构投资者能够监督管理层的行为，Richard、Michael和Jeong-Bon（2005）利用自由支配会计权责发生制作为盈余管理管理的衡量标准，发现在机构投资者大量持股的情况下，管理者会减少这种增加或减少报告利润来达到预期利润水平或范围的行为。Jarboui和Njah（2013）发现，机构投资者在监督和规范管理层自主行为方面发挥了积极作用，还发现，机构投资者持股可能会激励公司管理者倾向于采用激进的盈余管理策略。说明机构投资者的存在能够在一定程度上影响公司管理层战略模式的选择等。Brav等（2006）认为机构投资者中的对冲基金若持有公司股份，可能会影响董事会做出更换管理人员的决策。程书强（2006）研究2000-2003年在沪深两市A股上市的公司，发现公司机构投资者持股比例与盈余管理呈反比。申景奇（2011）认为有机构投资者存在的公司，其信息披露能够有力对盈余管理进行监控，并且机构投资者持股比例的增加能够增强其促进作用。杨海燕、孙健和韦德洪（2012）发现，独立的机构投资者持股比例与代理成本呈负相关关系。而吴先聪（2015）也发现，独立的机构投资者加强了薪酬绩效敏感度，而独立和长期的机构投资者都大大降低了高管的私人收益，股东监督机制和管理者激励机制是互补的，有时也是替代的。

在较为成熟的国外证券市场中，机构投资者占主导地位，市场上绝大部分股票稳定持股，随着市场的发展，机构投资者持股比例不断增加。虽然机构投资者刚刚开始涉及公司治理，已经有研究结果表明，中国机构投资者已经能起到稳定市场的作用。随着机构投资者的提案采用率不断提高，机构投资者的作用变得越来越重要，管理层也不能轻易忽视机构投资者的要求，这就对管理层的行为具有监管作用，减少盈余管理并提高盈余持续性。因此在前面假设成立的情况下提出：

假设3：根据机构投资者持股比例高低划分，机构投资者持股比例高者相对于低者，管理层权力对于盈余持续性的正面影响更为显著。

表3 假设1的回归结果

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文用到的数据主要是从国泰安数据库和万得数据库中获取，利用的分析软件为excel和stata15。选择2015-2017年在上海和深圳两个证券交易所上市的A股（且不含交叉上市）上市的公司，因为用到了上一年的数据，所以实际用的是2014-2017年的相关数据。为了保证数据的可靠性并对其做出以下的处理：（1）为了剔除掉行业属性可能带来的干扰，保险金融行业在会计制度上有别于其他行业，根据上市公司行业分类剔除掉保险金融行业，剔除后剩下17个行业。（2）剔除掉被ST和＊ST的上市公司。（3）剔除掉相关变量缺失的上市公司数据。（4）为了保证结果能够更加可靠对于极端值和异常值，采用缩尾处理，处理后最终收集到了6965个上市公司的样本数据。

（二）变量定义

1.被解释变量

盈余持续性（E）：国际上比较公认的计量模型是一阶自回归模型，在国内也同样是在主流地位。本文用净利润除以平均总资产来作为盈余持续性的指标，使用线性一阶自回归模型来进行研究。

2.解释变量

管理层权力（Power）：管理层权力主要是由管理层的一些特性所表现出来的，因为这些特性的存在所以管理层能够对公司有了管理和控制的能力，能够拥有管理层权力，所以本文选取管理层的性别Sex、年龄Age、教育背景Education_background、是否拥有高级职称Senior_title、是否持股Holding_shares以及是否在别家公司兼任Pluralism作为衡量管理层权力的指标，Power变量通过上述指标计算的主成分得分来衡量。

机构投资者持股比例（Insh）：利用从Wind数据库中获得的数据，公司机构投资者持股比例以机构投资者持股占流通A股的百分比来衡量。机构投资者包括基金、社保基金、QFII、券商集合理财、保险公司和其他机构。

3.控制变量

本文选取了影响盈余持续性的其他几个变量作为控制变量，包括企业规模Size、公司成长性Growth、公司盈亏Profit and loss、资产负债率Lev、股权集中度Equity c o n c e n t r a t i o n以及应计盈余ACC，建立了行业Industry和年份Year的虚拟变量，来对行业和年份进行控制。根据上市公司行业分类结果，农、林、牧、渔业为1，采矿业为2，制造业为3，电力、热力、燃气以及水的生产和供应业为4，建筑业为5，批发和零售业为6，交通运输、仓储和邮政业为7，住宿和餐饮业为8，信息传输、软件和信息技术服务业为9，房地产业为10，租赁和商务服务业为11，科学研究和技术服务业为12，水利、环境和公共设施管理业为13，教育为14，卫生和社会工作也为15，文化、体育和娱乐业为16，综合为17。表1为各变量的具体定义。

表4 假设2的回归结果

（三）实证模型

根据一阶线性自回归模型，以及表1中变量的定义，本文所使用的检验模型为：

利用模型（1）验证假设1是否正确，若Et-1与Powert-1的系数β3显著为正，则证明假设1正确，管理层权力与盈余持续性呈显著正相关关系，否则假设错误。并根据机构投资者持股的高低将样本分为高持股组和低持股组两组，利用模型（1）验证假设3是否正确。若高样本Et-1与Powert-1的系数β3显著为正，而低样本不显著或者高低样本均显著为正，但高样本Et-1与Powert-1的系数β3大于低样本中的系数，则假设3正确。

利用模型（2）验证假设2是否正确，若Et-1与Insht-1的系数β3显著为正，则证明假设2正确，机构投资者持股与盈余持续性呈显著正相关关系，否则假设2错误。

四、实证结果分析

（一）描述统计

本文利用Stata15.0对文中所使用的各变量进行描述统计，并对其最大值、最小值、平均数、中值和标准差进行描述统计以及分析结果，详细的变量描述性统计见表2。

如表2所示，当年盈余持续性Et最大值为59.815，最小值为-87.391，标准差为6.228，上一年的盈余持续性Et-1最大值为724.931，最小值为-87.391，标准差为10.81，最大值最小值相差很大，标准差也比较高，可以看出来沪深两市A股上市公司的盈余持续性差异较大，发展不是很均衡，是我国上市公司的公司质量良莠不齐的证据，说明公司的盈余持续性还有增加的可能性。管理层权力Power的平均数为0，说明我国上市公司的管理层权力大的公司仍然较少。机构投资者持股Insh平均数为39.745，中值为40.562，相差不大，从我国机构投资者发展情形来看还不错，但是，它与成熟的国外市场中机构投资者的持股比例还相差甚远；最大值为102.241，最小值为0，标准差达到了22.778，说明了我国沪深A股上市公司之间机构投资者持股的差异很大。

从控制变量的角度来看，公司规模Size最大值为28.51，最小值为17.64，平均值和中值大约在22左右，表明公司规模差别不大。从公司的成长性Growth来看，最高达到了1889.909，而最低却为-0.918，平均数也仅有0.687，说明公司的成长性差异非常大，有的成长的非常快，而有的公司却负向增长，带来这种差距的原因应该是行业上的差距。公司盈亏Profit and loss中值为0，说明多数上市公司为盈利状况。资产负债率Lev的平均数为42.795，处于适宜范围40-60内，说明我国上市公司债务与资产结构相对较好，拥有低财务风险和较好的偿债能力。股权集中度Equity concentration平均数为57.189，说明我国上市公司的股权非常集中。而应计盈余Acc的平均数为-0.008，说明公司期末应计项目金额占期末总资产的比例很少。

表5 假设3的回归结果

（二）回归结果分析

1.管理层权力与盈余持续性的回归分析

从表3中管理层权力与盈余持续性的回归结果来看，Power的R-squared为0.367，表明研究所选用的数据与模型（1）之间的拟合度良好，模型的构建合理。管理层权力Power与上一年盈余持续性Et-1的交互项Et-1＊Powert-1与盈余持续性Et之间的系数为0.109，P值小于0.01，也就是说，管理层权力Power与上一年盈余持续性Et-1的交互项Et-1＊Powert-1与被解释变量盈余持续性Et在1%的水平下显著正相关，假设1成立。所以，当管理层权力越大时，管理层对于公司情况的掌握越准确，为了保证自身薪酬和利益的持续获得，对盈余持续性有积极的作用。

其他控制变量，公司成长性Growth、盈亏状况Profit and loss、资产负债率Lev、应计盈余Acc均与盈余持续性Et在1%的水平下呈显著负相关关系，公司规模Size与盈余持续性Et在1%的水平下显著正相关，而股权集中度对盈余持续性不存在显著的影响。

2.机构持股与盈余持续性的回归分析

从表4中机构投资者持股和盈余持续性的回归结果来看，R-squared为0.368，表明研究所选用的数据与模型（2）之间的拟合度良好，模型（2）的构建合理。机构投资者持股Insh与上一年盈余持续性Et-1的交互项Et-1＊Insht-1与盈余持续性Et之间的系数为0.002，P值小于0.01，也就是说，机构投资者持股Insh与上一年盈余持续性Et-1的交互项Et-1＊Insht-1与被解释变量盈余持续性Et在1%的水平下是显著正相关，假设2成立。当机构投资者持有更多的公司股票时，很难在短时间内出售手中的股票，为获得持续稳定的收益，机构投资者参与公司治理的动力越强，越能够发挥公司治理的作用，并能够提高盈余持续性。

其他控制变量，公司成长性Growth、盈亏状况Profit and loss、资产负债率Lev、应计盈余Acc均与盈余持续性Et在1%的水平下呈显著负相关关系，公司规模Size与盈余持续性Et在1%的水平下显著正相关，而股权集中度对于盈余持续性而言不存在显著的影响。

3.管理层权力、机构持股与盈余持续性的回归分析

从表5中管理层权力与盈余持续性的回归结果来看，高持股组的R-squared为0.468，低持股组的R-squared为0.320，表明研究所选用的数据与模型（1）之间的拟合度良好，模型的构建合理。高持股组的管理层权力Power与上一年盈余持续性Et-1的交互项Et-1＊Powert-1与盈余持续性Et之间的系数为0.109，P值小于0.01，而在低持股组时，其系数为0.014，但是不显著，也就是说在高持股组中，管理层权力Power与上一年盈余持续性Et-1的交互项Et-1＊Powert-1与被解释变量盈余持续性Et在1%的水平下显著正相关，而在低持股组中不显著。所以假设3成立。机构投资者在公司中拥有较高比例的股份时，管理层更加重视机构投资者的意见，机构投资者可以监管管理层行为，能够加强管理层权力对于盈余持续性的积极作用。

表6 稳健性检验的回归结果

（三）稳健性检验

1.盈余持续性的替代变量有许多种，营业利润能够代表公司生产经营过程当中的经常性收益，更能体现公司的营业情况，所以用营业利润比平均资产作为盈余持续性的替代变量，对上述模型进行稳健性检验。检验结果如表6所示，管理层权力Power与上一年盈余持续性Et-1的交互项Et-1＊Powert-1与盈余持续性Et之间的系数为0.163，P值小于0.01。机构投资者持股Insh与上一年盈余持续性Et-1的交互项Et-1＊Insht-1与盈余持续性Et之间的系数为0.002，P值小于0.01。高持股组的管理层权力Power与上一年盈余持续性Et-1的交互项Et-1＊Powert-1与盈余持续性Et之间的系数为0.089，P值小于0.05，而在低持股组时，其系数为0.071，但是却不显著。结果与前面测试结果一致。

2.管理层权力的衡量前面用到的是将其指标主成分分析得到的综合得分，现在用其指标的平均得分来衡量管理层权力。检验结果显示管理层权力Power与上一年盈余持续性Et-1的交互项Et-1＊Powert-1与盈余持续性Et之间的系数为0.213，P值小于0.01。机构投资者持股Insh与上一年盈余持续性Et-1的交互项Et-1＊Insht-1与盈余持续性Et之间的系数为0.002，P值小于0.01。高持股组的管理层权力Power与上一年盈余持续性Et-1的交互项Et-1＊Powert-1与盈余持续性Et之间的系数为0.206，P值小于0.01，而在低持股组时，其系数为0.049，但却不显著。两个稳健性检验结果均与前面测试结果一致。