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一、文献回顾
国外许多文献表明，机构投资者持股能够影响上市公司的盈余管理行为。Klein（2002）指出， 有效的公司治理机制可以约束管理层的盈余管理行为。 Chung et al1（2002）证明，机构投资者能监督管理层的盈余管理行为，其持股比例越高的公司发生盈余管理的可能性越低。Liu and Peng（2006）发现，应计利润质量与短期机构投资者持股比例负相关，与长期机构投资者持股比例正相关。
国内已有许多学者研究了机构投资者对盈余管理行为的影响，但并未达成一致结论，有的观点甚至完全相反。程书强（2006）、高雷和张杰等（2008）认为，机构持股比例与盈余管理负相关，机构持股比例越高，越能有效抑制盈余管理行为。黄谦（2009）的研究认为，机构投资者持股与盈余管理是倒U字型关系，即持股比例高时同盈余管理成负相关，机构持股比例低时同盈余管理成正相关；倒U型的拐点在机构持股6%。王琨、肖星（2005）等众多学者的研究证明，我国机构投资者已经在一定程度上参与了上市公司的治理，而有效的公司治理机制可以抑制管理层的盈余管理行为。
Hribar and Nichols（2007）指出，如果仅考虑盈余管理的程度，不考虑盈余管理的方向，将会导致得出错误的结论。盈余管理可以分为两种不同的行为：正向盈余管理和负向盈余管理。前者是指调高盈余，其结果是提高了公司当期业绩；后者是指降低盈余，其结果是降低公司当期业绩，但有利于公司未来业绩的提升。公司正向盈余管理与负向盈余管理的动机和程度是不一样的。薄仙慧和吴联生（2009）的研究表明，我国国有企业和非国有企业盈余管理的方向显著不一样。我国监管部门主要关注正向盈余管理，而很少关注负向盈余管理。学者研究也大多集中在盈余管理程度，而较少区分盈余管理的方向。但向下盈余管理也是企业管理当局误导会计信息使用者、获取私人利益的重要手段。因此，研究机构投资者与不同方向盈余管理的相关性有着十分重要的意义。
二、研究设计
（一）假设提出 研究不同方向的盈余管理行为问题，必须考虑到我国上市公司“一股独大”且多为国有控股这一特征。
对于国有控股上市公司，当管理层调高盈余时，表面上提高了公司当期业绩，可能带来短期股价上升，但实际上没有产生更多的利润，当操纵行为被识别时，就会导致股价下跌，国家和其他利益相关者的利益遭受损害。所以政府会寻求机构投资者的介入，以改善股权结构和公司治理机制，从而抑制管理层出于逆向选择和道德风险进行的盈余操纵，这有利于机构投资者发挥作用。而在非国有控股上市公司，随着对上市公司的持股比例和投资时间的增加，机构投资者完全有能力和动力去发现和抑制正向盈余管理行为。统计数据表明，近年来我国机构投资者发展迅速，其资金实力、专业优势和人才优势显著增强，这使其有能力及时识别盈余管理行为。为维护自身利益，机构投资者也会注重会计盈余信息的可靠性，有动力监督企业管理当局。所以当管理层进行正向盈余管理时，机构投资者将起到制约作用。
无论是在国有控股上市公司还是非国有控股上市公司，当管理层进行负向盈余管理时，机构投资者一般不会持反对意见。 因为负向盈余管理能提高企业未来业绩， 从而提高未来股票价格。机构投资者可以获得未来收益。另外， 由于受到市场的压力，企业管理层一般不会调低盈余。而且负向盈余管理一般是出现在公司更换管理层， 新的CEO为了“洗大澡”之时。 据此，本文提出以下假设：
H1：机构投资者持股比例与公司正向盈余管理显著负相关
H2：机构投资者持股比例对公司负向盈余管理无显著影响
（二）样本选择本文选择沪深两市上市公司2005年~2008年共4年数据。剔除金融类、ST类、重要数据异常或缺失的样本后，得到正向盈余管理组（DA+组）样本3597个，负向盈余管理组（DA-组）样本1123个，总样本容量为4720个。数据主要来源于聚源数据库和CSMAR数据库。数据分析软件是spss17.0。应用由琼斯模型计算得到的操纵性应计利润来估计盈余管理水平。
（三）模型构建 为验证假设H1、H2，分别建立多元回归模型（1）、（2）：
DA+=α0+α1*INS+α2*OCCU+α3*AUD_O+α4*LNS+α5*ROA
+α6*LEV+ε1（1）
DA-=β0+β1*INS+β2*OCCU+β3*AUD_O+β4*LNS+β5*ROA
+β6*LEV+ε2 （2）
其中，DA+、DA-分别为公司正向、负向操纵性应计利润。它们分别是公司正向盈余管理和负向盈余管理水平的替代指标。INS是年平均机构投资者持股比例。控制变量的说明如下：OCCU表示资金占用程度，OCCU=（其他应收款-其他应付款）/总资产；AUD_O为审计意见类型的虚拟变量，若为标准无保留意见则取AUD_O=1，其它取AUD_O=0；LNS为总资产的自然对数，反映公司规模；ROA是总资产报酬率，用以控制公司业绩对盈余管理的影响；LEV是资产负债率。雷光勇等（2006）发现公司资产负债率与盈余管理负向关。
模型（1）中，如果α1显著为负，表明变量INS和DA+显著负向关，即机构投资者持股比例与正向盈余管理水平成负相关关系；模型（2）中，如果β1不显著，表明INS和DA+相关性不显著，即机构投资者持股对公司负向盈余管理无显著影响。因此根据假设H1、H2，可以预计α1显著为负，而β1不显著。
四、实证分析
（一）变量描述性统计与相关性分析 DA+组、DA-组样本描述性统计结果如表1所示。DA+和DA-的均值分别为0.0156与-0.009。机构投资者持股比例（INS）的均值分别为为0.1303和0.1245。另外，在数据处理的过程中笔者发现机构投资者持股比例呈现逐年上升的趋势。
对全样本自变量进行Pearson相关性分析后发现，各变量之间的相关系数都较小，介于-0.277和0.269之间。变量的方差膨胀因子（VIF值）都小于1.2（见表2），因此可以认为各变量之间不存在严重的多重共线性问题。
（二）多元回归分析表2显示了模型回归的结果。两个模型的DW值分别为0.095和0.138，这表明模型不存在序列相关性。在DA+组中，INS的回归系数为-0.027，P值为0。这表明模型（1）中的α1显著为负。该结果支持假设H1。在DA-组回归中，INS回归系数的P值为0.236，即模型（2）中的β1不显著。该结果支持假设H2。DA+组中INS的回归系数较小，这反映出当机构投资者增加持股比例时，其所能影响的正向盈余管理的程度不大。这可能是由于在“一股独大”且多为国有控股这种背景下，政府对国有上市公司的影响限制了机构投资者的治理效应。
从表2中还可以看出，在DA+组中，LNS的回归系数显著为负，表明大公司可以有效的抑制正向盈余管理行为。另外，AUD_O的回归系数显著为负，ROA、LEV的回归系数显著正，这与高雷和张杰（2008）等研究结论一致。
笔者采取线下项目合计数与总资产之比作为衡量盈余管理的代理变量，对结果进行了稳健性分析。结果发现除个别控制变量符号或显著性水平发生变化外，回归结果基本没有变化。
机构投资者对正向盈余管理行为可以起到抑制作用。因此笔者建议政府在继续加大股权改革的同时，应该大力发展机构投资者；而上市公司应该引入机构投资者，以促进治理机制的改善，从而抑制操纵行为。另一方面，各利益相关方应重视负向盈余管理，及时识别这种行为，减少其带给投资者的损害。
参考文献：
［1］Jones.J.,“Earnings Management during Import Relief Investigations”,Journal of Accounting Research ,1991:193—228.
［2］Klein.A, Audit Committee,Board of Director Characteristics and Earnings Management,Journal of Accounting and Economics ,2002:375—400.
［3］Liu，L.and E.Peng ，Institutional Ownership Composition and Accruals Quality，Working Paper. 2006：
［4］薄仙慧、吴联生：《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》2009年第2期。
［5］程书强：《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》2006年第9期。
［6］高雷、张杰：《公司治理、机构投资者与盈余管理》，《会计研究》2008年第9期。
［7］黄谦：《中国证券市场机构投资者与上市公司盈余管理关联性的研究》，《当代经济科学》2009年第4期。
［8］王琨、肖星：《机构投资者持股与关联方占用的实证研究》，《公司治理》2005年第8期。
［9］魏明海：《盈余管理基本理论及其研究述评》，《会计研究》2009年第9期。
（编辑 刘 姗）
国外许多文献表明，机构投资者持股能够影响上市公司的盈余管理行为。Klein（2002）指出， 有效的公司治理机制可以约束管理层的盈余管理行为。 Chung et al1（2002）证明，机构投资者能监督管理层的盈余管理行为，其持股比例越高的公司发生盈余管理的可能性越低。Liu and Peng（2006）发现，应计利润质量与短期机构投资者持股比例负相关，与长期机构投资者持股比例正相关。
国内已有许多学者研究了机构投资者对盈余管理行为的影响，但并未达成一致结论，有的观点甚至完全相反。程书强（2006）、高雷和张杰等（2008）认为，机构持股比例与盈余管理负相关，机构持股比例越高，越能有效抑制盈余管理行为。黄谦（2009）的研究认为，机构投资者持股与盈余管理是倒U字型关系，即持股比例高时同盈余管理成负相关，机构持股比例低时同盈余管理成正相关；倒U型的拐点在机构持股6%。王琨、肖星（2005）等众多学者的研究证明，我国机构投资者已经在一定程度上参与了上市公司的治理，而有效的公司治理机制可以抑制管理层的盈余管理行为。
Hribar and Nichols（2007）指出，如果仅考虑盈余管理的程度，不考虑盈余管理的方向，将会导致得出错误的结论。盈余管理可以分为两种不同的行为：正向盈余管理和负向盈余管理。前者是指调高盈余，其结果是提高了公司当期业绩；后者是指降低盈余，其结果是降低公司当期业绩，但有利于公司未来业绩的提升。公司正向盈余管理与负向盈余管理的动机和程度是不一样的。薄仙慧和吴联生（2009）的研究表明，我国国有企业和非国有企业盈余管理的方向显著不一样。我国监管部门主要关注正向盈余管理，而很少关注负向盈余管理。学者研究也大多集中在盈余管理程度，而较少区分盈余管理的方向。但向下盈余管理也是企业管理当局误导会计信息使用者、获取私人利益的重要手段。因此，研究机构投资者与不同方向盈余管理的相关性有着十分重要的意义。
二、研究设计
（一）假设提出 研究不同方向的盈余管理行为问题，必须考虑到我国上市公司“一股独大”且多为国有控股这一特征。
对于国有控股上市公司，当管理层调高盈余时，表面上提高了公司当期业绩，可能带来短期股价上升，但实际上没有产生更多的利润，当操纵行为被识别时，就会导致股价下跌，国家和其他利益相关者的利益遭受损害。所以政府会寻求机构投资者的介入，以改善股权结构和公司治理机制，从而抑制管理层出于逆向选择和道德风险进行的盈余操纵，这有利于机构投资者发挥作用。而在非国有控股上市公司，随着对上市公司的持股比例和投资时间的增加，机构投资者完全有能力和动力去发现和抑制正向盈余管理行为。统计数据表明，近年来我国机构投资者发展迅速，其资金实力、专业优势和人才优势显著增强，这使其有能力及时识别盈余管理行为。为维护自身利益，机构投资者也会注重会计盈余信息的可靠性，有动力监督企业管理当局。所以当管理层进行正向盈余管理时，机构投资者将起到制约作用。
无论是在国有控股上市公司还是非国有控股上市公司，当管理层进行负向盈余管理时，机构投资者一般不会持反对意见。 因为负向盈余管理能提高企业未来业绩， 从而提高未来股票价格。机构投资者可以获得未来收益。另外， 由于受到市场的压力，企业管理层一般不会调低盈余。而且负向盈余管理一般是出现在公司更换管理层， 新的CEO为了“洗大澡”之时。 据此，本文提出以下假设：
H1：机构投资者持股比例与公司正向盈余管理显著负相关
H2：机构投资者持股比例对公司负向盈余管理无显著影响
（二）样本选择本文选择沪深两市上市公司2005年~2008年共4年数据。剔除金融类、ST类、重要数据异常或缺失的样本后，得到正向盈余管理组（DA+组）样本3597个，负向盈余管理组（DA-组）样本1123个，总样本容量为4720个。数据主要来源于聚源数据库和CSMAR数据库。数据分析软件是spss17.0。应用由琼斯模型计算得到的操纵性应计利润来估计盈余管理水平。
（三）模型构建 为验证假设H1、H2，分别建立多元回归模型（1）、（2）：
DA+=α0+α1*INS+α2*OCCU+α3*AUD_O+α4*LNS+α5*ROA
+α6*LEV+ε1（1）
DA-=β0+β1*INS+β2*OCCU+β3*AUD_O+β4*LNS+β5*ROA
+β6*LEV+ε2 （2）
其中，DA+、DA-分别为公司正向、负向操纵性应计利润。它们分别是公司正向盈余管理和负向盈余管理水平的替代指标。INS是年平均机构投资者持股比例。控制变量的说明如下：OCCU表示资金占用程度，OCCU=（其他应收款-其他应付款）/总资产；AUD_O为审计意见类型的虚拟变量，若为标准无保留意见则取AUD_O=1，其它取AUD_O=0；LNS为总资产的自然对数，反映公司规模；ROA是总资产报酬率，用以控制公司业绩对盈余管理的影响；LEV是资产负债率。雷光勇等（2006）发现公司资产负债率与盈余管理负向关。
模型（1）中，如果α1显著为负，表明变量INS和DA+显著负向关，即机构投资者持股比例与正向盈余管理水平成负相关关系；模型（2）中，如果β1不显著，表明INS和DA+相关性不显著，即机构投资者持股对公司负向盈余管理无显著影响。因此根据假设H1、H2，可以预计α1显著为负，而β1不显著。
四、实证分析
（一）变量描述性统计与相关性分析 DA+组、DA-组样本描述性统计结果如表1所示。DA+和DA-的均值分别为0.0156与-0.009。机构投资者持股比例（INS）的均值分别为为0.1303和0.1245。另外，在数据处理的过程中笔者发现机构投资者持股比例呈现逐年上升的趋势。
对全样本自变量进行Pearson相关性分析后发现，各变量之间的相关系数都较小，介于-0.277和0.269之间。变量的方差膨胀因子（VIF值）都小于1.2（见表2），因此可以认为各变量之间不存在严重的多重共线性问题。
（二）多元回归分析表2显示了模型回归的结果。两个模型的DW值分别为0.095和0.138，这表明模型不存在序列相关性。在DA+组中，INS的回归系数为-0.027，P值为0。这表明模型（1）中的α1显著为负。该结果支持假设H1。在DA-组回归中，INS回归系数的P值为0.236，即模型（2）中的β1不显著。该结果支持假设H2。DA+组中INS的回归系数较小，这反映出当机构投资者增加持股比例时，其所能影响的正向盈余管理的程度不大。这可能是由于在“一股独大”且多为国有控股这种背景下，政府对国有上市公司的影响限制了机构投资者的治理效应。
从表2中还可以看出，在DA+组中，LNS的回归系数显著为负，表明大公司可以有效的抑制正向盈余管理行为。另外，AUD_O的回归系数显著为负，ROA、LEV的回归系数显著正，这与高雷和张杰（2008）等研究结论一致。
笔者采取线下项目合计数与总资产之比作为衡量盈余管理的代理变量，对结果进行了稳健性分析。结果发现除个别控制变量符号或显著性水平发生变化外，回归结果基本没有变化。
机构投资者对正向盈余管理行为可以起到抑制作用。因此笔者建议政府在继续加大股权改革的同时，应该大力发展机构投资者；而上市公司应该引入机构投资者，以促进治理机制的改善，从而抑制操纵行为。另一方面，各利益相关方应重视负向盈余管理，及时识别这种行为，减少其带给投资者的损害。
参考文献：
［1］Jones.J.,“Earnings Management during Import Relief Investigations”,Journal of Accounting Research ,1991:193—228.
［2］Klein.A, Audit Committee,Board of Director Characteristics and Earnings Management,Journal of Accounting and Economics ,2002:375—400.
［3］Liu，L.and E.Peng ，Institutional Ownership Composition and Accruals Quality，Working Paper. 2006：
［4］薄仙慧、吴联生：《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》2009年第2期。
［5］程书强：《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》2006年第9期。
［6］高雷、张杰：《公司治理、机构投资者与盈余管理》，《会计研究》2008年第9期。
［7］黄谦：《中国证券市场机构投资者与上市公司盈余管理关联性的研究》，《当代经济科学》2009年第4期。
［8］王琨、肖星：《机构投资者持股与关联方占用的实证研究》，《公司治理》2005年第8期。
［9］魏明海：《盈余管理基本理论及其研究述评》，《会计研究》2009年第9期。
（编辑 刘 姗）