机构投资者持股对股价反映未来盈余信息程度的影响.docx

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机构投资者持股对股价反映未来盈余信息程度的影响

机构投资者持股对股价反映未来盈余信息程度的影响

机构投资者持股对股价反映未来盈余信息程度的影响

宋玉

（厦门大学会计系，福建厦门361005）

摘要：

本文以机构投资者持股对股价与会计盈余信息二者关系的影响为切入点，深入分析了2001-2004年间我国证券市场上机构投资者持股因素在促进股价反映未来盈余信息中的作用。

实证结果发现：

机构投资者的持股比例与股价反映未来盈余信息的程度正相关，机构投资者的持股加速了未来盈余信息在股价中的反映速度。

即机构投资者持股比例越高，股价中反映的未来盈余信息越多，当期盈余信息越少。

从而表明，我国的机构投资者在投资决策中已在一定程度上考虑了持股公司的未来信息。

关键词：

机构投资者持股股价未来会计盈余

一、引言

一般来说，股价是有关上市公司信息的综合反映——它不仅包含了上市公司在其财务报表中确认的相关信息，而且还包含了未在财务报表中体现，但势关公司未来发展和整体价值评估的信息①，从而使得股价中所反映的信息往往比会计盈余信息更为丰富。

也就是说，股价中很可能既包含了公司当期的会计与非会计信息，又包含了公司未来期间的相关信息（特别是会计盈余信息），这为证券市场上存在的价格引导盈余（pricesleadearnings）现象提供了合理的解释。

然而，价格引导盈余现象的产生究竟与哪些具体因素有关呢？

这需要相应的实证检验结果来回答。

国外的一些学者研究发现该种现象与公司自身的信息环境密切相关。

例如，大规模公司的股价更及时地反映了公司盈余的变化（Collins等，1987），众多的分析师跟随加快了股价对各种信息的吸收（Brennan等，1993），机构投资者的参与同样起到了增强股价引导盈余的力度（Jiambalvo等，2002；Ayers和Freeman，2003）。

那么，在我国的资本市场上，是否同样存在着股价引导盈余的现象，机构投资者在该种现象中又扮演怎样的角色呢？

本文紧密围绕这个问题，从机构投资者持股比例这个因素的影响角度出发，进行了实证检验。

本文以年度为研究时窗，通过将会计盈余信息划分为当期盈余和下一期的盈余，考察不同时期会计盈余信息在股票定价和投资决策中的作用。

更为重要的是以此考察机构投资者持股对不同时期会计盈余信息含量的影响，从而研究机构投资者持股在股价引导盈余现象的作用。

通过实证研究，笔者发现：

机构投资者的持股比例与股价反映未来盈余信息的程度正相关，机构投资者的持股加速了未来盈余信息在股价中的反映速度。

即机构投资者持股比例越高，股价中反映的未来盈余信息越多，当期盈余信息越少。

从而表明，我国的机构投资者在投资决策中已在一定程度上考虑了持股公司的未来信息。

文章的其他部分安排如下：

第二部分对国内外有关股价引导盈余的相关文献进行了回顾，并在此基础上结合我国的制度背景分析提出了本文的研究假说；第三部分是研究设计部分，包括样本的选择、变量的定义，以及研究模型的建立；第四部分是实证检验的结果和分析；第五部分是本文的结论部分。

二、文献回顾与假说提出

（一）文献回顾

1968年Ball和Brown开创了股价与会计盈余关系的实证研究先河。

自此之后，该领域成为会计学和财务学共同关注的话题之一，众多学者还从多种角度进行创新研究，并在研究方法上不断取得突破。

借助这些研究成果，人们对股价与会计盈余信息各自的信息含量，以及二者的相互关系有了更为深入的认识。

Beaver等（1980）检验了股价中有关未来盈余的信息含量。

他们将股价的变化看成盈余信息之外的额外信息的替代变量，发现股价的变化对于预测未来盈余的变化具有信息含量，而且该种预测方法比盈余预测的随机游走模型更为准确。

Beaver等（1987）采用了与Beaver等（1980）相反的回归方法，即以股价的变化作为自变量，盈余的变化作为因变量探讨股价的信息含量。

研究结果发现不论是当期的股价变化，还是前期的股价变化均与盈余的变化呈现正向相关关系，从而也表明股价比盈余信息更早地吸收了公司信息。

Collins等（1987）从公司规模的影响视角出发，探讨了股价对于未来盈余的信息含量问题。

因为根据Atiase（1985）的研究结论——在季度盈余宣告时未预期的股价变化与公司的规模负相关，即规模大的公司在盈余信息披露之前，相关信息的生产和传播相对于小规模的公司而言更为广泛，当盈余信息正式披露时，对其股价产生的影响较小。

也就是说，公司的规模很可能影响股价的信息含量。

Collins等（1987）恰好为此提供了经验证据，同时对Beaver等（1980）进行了拓展。

Collins等（1987）研究发现，公司累计超额回报CAR能够解释大约59％的盈余变化，而且大公司的解释力远远强于小公司，即对于大规模的公司而言，盈余的变化更及时地被反应到股价当中。

Brennan等（1993）则从分析师的跟随数量分析了股价对于信息的调整状况。

因为Holden和Subrahmanyam（1992）的研究发现随着知情交易者（informedinvestors）数量的增加，股价对新信息的反应速度呈现上升趋势。

Brennan等（1993）据此通过实证研究发现，即使是在考虑公司规模影响的情况下，分析师的跟随数量越多，公司股价对于信息的调整速度越快。

根据上述文献的研究结果可以发现，股价的变化可以作为公司盈余信息之外的其他信息的替代变量，为预期公司未来盈余信息提供强有力的帮助。

而且股价的这种预测能力还将根据公司信息环境的不同（例如公司的规模与分析师的跟随数量）而有所差异。

一般而言，大规模和/或分析师数量较多的公司股价的预测能力较强。

那么，除了从这些角度研究股价的信息内涵以外，还有其他的研究视角吗？

答案是肯定的。

因为根据财务学和会计学相关文献的研究结论，机构投资者持股同样会影响股价之内涵（主要体现在股价反应未来盈余信息程度方面）。

该领域比较有代表性的文章是Ayers和Freeman（2003）和Jiambalvo等（2002）的研究。

其中，Ayers和Freeman（2003）以1981-1996年间的美国公众公司为研究样本，以股票累计超额回报（CAR）为因变量，分别考察了公司前一期、当期，以及下一期会计盈余的变化与累计超额回报的关系，以及不同时期会计盈余变化和机构投资者持股高低变量的交乘项与累计超额回报的关系。

研究结果发现，当前会计盈余变化和机构投资者持股高低变量的交乘项与累计超额回报呈现显著负相关关系，而下一期会计盈余变化和机构投资者持股高低变量的交乘项与累计超额回报呈现显著正相关关系，从而说明机构投资者持股比例越高，股价反映未来盈余信息的程度越大。

与Ayers和Freeman（2003）检验模型不同，Jiambalvo等（2002）利用了Kothari和Sloan（1992）有关股价中是否反映了未来盈余信息这一问题的研究方法，并在模型中增加了机构投资者持股INST变量，并通过考察会计盈余Eit和INSTit-τ的交乘项与RETit,t-τ的系数，检验机构投资者对于股价中反应未来盈余和当期盈余程度差异的影响。

研究结果发现机构投资者持股高的公司其股价更多地吸收了有关未来盈余的信息，从而也支持了机构投资者在信息利用方面的长远性，而非短视性这一观点。

（二）假说提出

根据西方有关机构投资者持股对股价反映未来盈余信息的影响结果，我们不禁会问：

我国的机构投资者在股价引导盈余中会起到增量作用吗？

这需要结合我国机构投资者发展的现状进行理论分析和实证检验。

因为，在理论分析方面，部分学者认为：

机构投资者常常表现出近视投资行为，他们过度关注公司当前的盈利能力，这意味着随着机构投资者持股比例的增加，股价中更多反应的是当前的盈利信息，而更少反应有利于预测未来盈利的信息。

例如，Bushee（2001）对机构投资者更偏爱公司近期盈利，还是更偏爱公司长期价值的问题进行了深入研究。

文中Bushee依据机构投资者投资期限的长短和面临的受托责任程度的差异，对机构投资者的类型进行了细化②，研究发现属于短期投资型或是信托责任较大的机构投资者会高估近期盈余，而低估长期盈余在价格形成中的作用。

同时，Bushee发现，短期投资型的机构投资者会导致近视定价现象，即股价更多反映当期的盈余，而较少反应未来盈余。

而另一方则认为：

机构投资者通常被人们看作是精明的投资者，他们通过自身优势的发挥，更能够客观地评价公司未来的价值，即利用公司当前的信息预测未来的公司盈利状况。

例如，Abarbanell和Bernard（2000）对于1978-1993年这16年中美国股市是否存在近视投资现象进行了实证检验。

结果发现：

美国股市中的投资者并不存在高估当期盈余，低估未来盈余的状况，相反，投资者整体表现出对未来信息的关注，从而否定了部分学者对美国股市存在近视投资的研究结论③。

我国机构投资者持股与公司未来盈余信息的关系又如何呢？

笔者未发现直接的研究成果，只有相关的研究，其中有关机构投资者持股影响的实证研究主要包括：

吴东辉（2001）研究发现机构投资者持股比例与操纵性应计负相关，即在机构投资者持股较多的公司中对其财务呈报的监督更为有效。

王琨、肖星（2005）的研究结果表明，前十大股东中存在机构投资者的上市公司被关联方占用的资金显著少于其他公司，同时机构投资者持股比例的增加与上市公司被关联方占用资金的程度显著负相关。

这意味着我国机构投资者已参与到公司治理中。

胡志勇、魏明海（2005）以我国证券市场2000-2002年间财务信息为依据，以封闭式基金重仓股为对象，运用非参数检验和价值相关性研究的方法论，探讨了财务信息解释能力对股价发现机制的影响。

研究发现：

备受责备的封闭式证券投资基金由于具有较强的财务信息解释能力，使其重仓股的价格发现机制在更大程度上反映了公开财务信息，也使其股价成为财务信息内涵更丰富的信息系统。

唐盛培（2006）从机构投资者与会计盈余信息的价值相关性角度进行研究，结果发现随着机构投资者持股比例的增加，会计盈余信息的相关性增强。

宋玉、李卓（2006）以我国2001-2004年基金持股的上市公司为样本，研究了我国机构投资者对会计盈余宣告信息含量的影响。

结果发现：

机构投资者能够相对较早地解读会计盈余信息，其持股比例越高，盈余宣告后的市场反应越小，会计盈余宣告的信息含量越低。

程书强（2006）以我国2000-2003年沪市A股市场的上市公司为样本，分析了机构投资者在公司治理中的作用。

结果发现：

机构投资者持股比例与盈余信息及时性正相关，与公司盈余管理负相关，即公司盈余信息的及时性是吸引机构投资的动因，同时机构投资者持股能够改善公司治理结构。

这些研究都体现了机构投资者对信息的积极审视。

但是，也有少量研究发现我国的机构投资者并未表现出积极作用。

例如，姜宇霏（2003）对2000-2002年基金重仓持股的27只股票为样本，检验了基金持股比例与公司2002年业绩的相关关系，结果未发现二者之间存在正相关关系。

张翼、马光（2005）的研究发现机构投资者持股特征与公司发生丑闻的可能性无关。

唐清泉等（2005）的研究发现机构投资者作为公司第二大股东时，不仅不能对第一大股东的隧道挖掘起到抑制作用，反而与第一大股东一样有隧道挖掘效应。

综上而言，随着我国证券市场的不断发展，机构投资者对上市公司各种信息能够进行及时的获取和正确解读，他们很可能更为看重的是通过正常的价值投资分析获取超额回报。

但是，机构投资者是否具有长远的投资决策眼光还需要经验证据的支持，由此本文提出以下假说：

H0：

机构投资者持股未增强股价反映未来盈余的能力。

H1：

机构投资者持股增强了股价反映未来盈余的能力。

三、研究设计

（一）样本选择

笔者以2001-2004年我国机构投资者（主要指证券投资基金）所持有的上市公司为研究对象。

选择2001-2004年作为研究窗口的原因是2001年我国开放式基金开始出现，这为各期的对比研究提供了前提条件；而且2001年《企业会计制度》开始执行，这为研究中会计数据的可比性提供了基础。

在具体选择样本的过程中，笔者剔除了以下公司：

当年公开发行股票的上市公司、金融保险类上市公司、数据不齐备的公司。

经过上述处理后，样本数共有2835家上市公司，其中2001-2004每一年的样本数分别为555、759、441和1080家。

机构投资者持股变量数据来自上海万得资讯科技有限公司开发的WIND资讯，财务数据和回报数据从深圳国泰安信息技术有限公司的CSMAR数据库获取。

（二）研究模型

为了检验机构投资者持股对会计盈余与市场回报关系的影响，笔者首先对与此有关的典型模型进行讨论，然后提出本文的研究模型。

该领域比较有代表性的模型是Ayers和Freeman（2003）（简称为AF模型）和Jiambalvo，Rajgopal和Venkatachalam（2002）（简称为JRV模型）的研究。

1.AF（2003）模型

为了检验机构投资者在股价引导盈余现象中的作用，AF以1981-1996年间的美国公众公司为研究样本，采用多元线性回归模型进行了实证检验。

AF采用的模型如下：

（1）

其中：

CARi,t为i公司在t年的累计超额回报；△Ei,t-1、△Ei,t、△Ei,t+1分别为i公司在t-1、t、t+1年会计盈余的变化；IOi,t表示机构投资者的持股状况。

系数λ-1、λ0、λ1分别反映前一期、当期，以及下一期会计盈余的变化与累计超额回报的关系。

为了考察股价中是否反映了未来盈余信息这一问题，作者需要着重检验的系数为λ1，即下一期盈余与累计超额回报的关系是否存在统计上的显著性。

加入△Ei,t-1的目的是为了控制盈余漂移现象对累计超额回报的影响。

系数β0和β1分别表示机构投资者持股对当期盈余与股票累计超额回报，以及对下期盈余与股票累计超额回报关系的影响。

如果机构投资者持股高的公司其股价更多地吸收了有关未来盈余的信息，那么系数β1应该显著为正；若是系数β0同时显著为负，则表明该假说得到了更好的实证支持。

AF的研究结果发现，系数β1显著为正，系数β0显著为负。

2.JRV（2002）模型

与AF文的检验模型不同，JRV（2002）利用了Kothari和Sloan（1992，以下简称KS）有关股价中是否反映了未来盈余信息这一问题的研究方法。

所谓KS的研究方法是指，KS以美国1950-1988（1979-1988）年间股价与年度盈余（季度盈余）之间的关系进行了实证检验，其模型如下：

（2）

其中，RETit,t-τ表示公司i在t-τ至t期的回报率；Eit表示公司i在t期的每股盈余；Pit-τ表示公司i在t-τ期的每股价格；ω1（τ）表示在t-τ至t期市场对于公司i盈余信息的反应。

根据前面的理论分析，假设存在股价对盈余的引导作用，那么随着τ的增加，公司i在t期的盈余信息会更多地反应在t-τ至t期的回报中，系数ω1（τ）随着τ的增加也就不断增大，即ω1（τ＝2）＞ω1（τ＝1）。

若是通过实证研究进行验证，则只需要计算ω1（τ＝2）/ω1（τ＝1）的大小。

当该比值大于1时表明当期的会计盈余信息被更早反应于前期的股价之中，股价对盈余的引导作用确实存在。

该种检验思路可以通过图1进行明确的表示。

KS的研究结果表明，随着τ的增加，会计盈余变量的系数ω1（τ）确实存在不断增大的趋势。

图1盈余与跨期间回报关系示意图

JRV根据研究问题的需要对KS的研究方法进行了拓展，即在模型中增加了机构投资者持股变量，并通过考察Eit和INSTit-τ的交乘项与RETit,t-τ的系数，检验机构投资者对于股价中反应未来盈余和当期盈余程度差异的影响。

经过拓展后的模型为：

（3）

如果机构投资者持股高的公司股价更多地吸收了有关未来盈余的信息，那么ω2（τ＝2）应该显著大于ω2（τ＝1）。

JRV文的实证结果就支持了该假说。

3.简要评述

从上面的分析可以看出，AF（2003）与JRV（2002）的研究方法有所不同，前者通过对一个方程中某个变量系数的研究反映机构投资者持股在股价对未来盈余的反应状况中的影响；而后者则通过因变量的变化衡量两个方程系数的差异，以此反映机构投资者持股在股价对未来盈余的反应状况中的影响。

AF文和JRV文在具体检验方法上存在一些差异，但是根据笔者的理解，二者所考察的问题具有内在一致性，即机构投资者在股价引导会计盈余的现象中所起的作用。

4.模型设定

根据上述分析，以及笔者研究问题的需要，本文采用模型（4）进行实证检验。

（4）

其中：

RETi,t为i公司在t年的原始收益率，

，ri,t为公司i在T月的回报率（考虑现金红利再投资），考虑到我国年报的公布时间，笔者使用t期5月到t+1期4月的月回报率，其中T的取值从5到16分别表示从t期的五月份到t+1期的四月份；INSTi,t为基金持股股数占流通股股数的百分比；EPSi,t为公司i在t期的每股收益；Ci,t为控制变量，具体包括LEV（公司财务杠杆，用资产负债率来衡量），PB（成长机会，用i公司的市净率来表示），BETA（公司的系统风险）。

加入控制变量的原因是为了控制其他因素对盈余与回报关系的影响。

如前所述，LEV和BETA变量分别代表公司的财务风险和市场风险，笔者预期这两个变量的符号为“-”；PB变量一方面代表公司的成长性，另一方面代表公司的风险，该变量的预期符号无法确定。

由于笔者考察机构投资者对不同时期会计盈余信息的关注差异，因此系数β0和β1是需要着重分析的对象。

如果价格引导盈余现象随着机构投资者持股比例的增加而增强，那么下期会计盈余与机构投资者持股比例的交乘项（即系数β1）应显著为正。

同时，当机构投资者持股比例较低，股价捕捉信息的速度较慢时，当期会计盈余与机构投资者持股比例的交乘项（即系数β0）应显著为负。

四、实证检验结果

（一）基本检验

表1列示了在未考虑下期会计盈余的情况下，机构投资者持股对会计盈余与股票回报关系的影响。

从表中的信息可以看出，当期会计盈余EPSt的系数基本都显著为正，说明盈余信息在解释股票回报中具有一定的信息含量。

由于2003年EPSt变量的系数为-0.138，虽不具有统计上的显著性，但是可能让人怀疑该年度会计盈余的信息含量。

为此笔者将该变量与因变量RET进行了单变量回归，结果发现此时EPSt的系数为0.264，T值为7.392，这说明会计盈余信息在2003年也是具有信息含量的，只是当引入其他变量时，该变量对回报的解释能力有所下降而已。

表1机构投资者持股对会计盈余与股票回报关系的影响（未考虑下期会计盈余）

因变量为RET

2001

2002

2003

2004

2001-2004

（Constant）

-.226***

（-30.286）

-.032***

（-3.996）

-.041**

（-2.531）

-.411***

（-59.121）

-.399***

（-63.404）

EPSt

.101*

（1.710）

.176**

（2.104）

-.138

（-1.125）

.372***

（6.051）

.149***

（4.113）

EPSt×INSTt

.001

（.471）

.009***

（3.554）

.008***

（3.728）

.010***

（11.886）

.011***

（16.535）

EPSt×LEVt

.000

（.108）

-.002

（-1.379）

.000

（-.099）

-9.04E-005

（-.112）

.000

（.523）

EPSt×PBt

.000

（.324）

-.004**

（-2.427）

.040

（1.388）

.001

（.282）

-.002**

（-2.183）

EPSt×BETAt

-.021

（-.618）

.148***

（2.628）

.236***

（3.274）

-.173***

（-5.066）

-.009

（-.420）

样本数

555

759

441

1080

2835

Adj.R2

0.044

0.144

0.175

0.388

0.430

F值

6.143***

26.569***

19.663***

137.988***

267.776***

注：

小括号内的数字为t检验值；***、**、*分别表示在1％、5%、10%的水平上统计显著（双尾检验）；

2001-2004混合样本的检验结果控制了年度变量的影响。

变量（EPSt×INSTt）的系数是笔者着重关注的对象。

从回归结果来看，在分年度回归中2002-2004年以及四年的混合数据均表现出显著的正向关系，似乎说明机构投资者持股对当期会计盈余信息比较重视，该变量的引入对解释会计盈余与股票回报的关系起到增量的作用。

那么事实真的如此？

笔者认为需要引入下期盈余变量，通过对比分析才能得出相对可靠的结论。

也就是说，需要按照模型（4）进行回归检验，具体结果见表2。

在上面的分析中，笔者还引入了三个控制变量。

从表1的结果来看，这三个变量的解释能力比较微弱，特别是LEV变量。

这可能是由于LEV变量不仅代表了公司的财务风险，同时与公司所处的阶段有关。

高财务风险的公司，会降低盈余信息的信息含量；而成熟的公司一般负债率偏高，但其信息含量相对较高（FanandWong，2002），两种作用的相互抵销使得该变量的系数不具有统计上的显著性。

表2机构投资者持股对会计盈余与股票回报RET关系的影响（考虑下期会计盈余）

因变量为RET

2001

2002

2003

2004

2001-2004

（Constant）

-.226***

（-30.866）

-.225***

（-28.487）

-.039***

（-2.604）

-.407***

（-61.414）

-.393***

（-64.505）

EPSt

（λ0）

.096

（1.533）

.097

（1.138）

-.437***

（-3.456）

.376***

（6.400）

.096***

（2.679）

EPSt+1

（λ1）

.055*

（2.228）

.066***

（2.782）

.134***

（4.569）

.069**

（5.838）

.071***

（7.834）

EPSt×INSTt（β0）

-.015**

（-2.120）

-.018***

（-2.757）

-.002

（-.798）

-.003**

（-2.059）

-.002*

（-1.646）

EPSt+1×INSTt（β1）

.016**

（2.371）

.024***

（4.278）

.010***

（4.095）

.013***

（8.524）

.013***

（10.921）

EPSt×LEVt

（δ1）

.000

（-.276）

-.002*

（-1.645）

.001

（.353）

-.001

（-1.000）

.000

（.318）

EPSt×PBt

（δ2）

.000

（-.399）

-.004***

（-2.783）

.074***

（2.724）

.003

（.915）

-.002***

（-2.986）

EPSt×BETAt（δ3）

-.025

（-.732）

.196***

（3.539）

.281***

（4.084）

-.182***

（-5.611）

-.001

（-.027）

样本数

555

759

441

1080

2835

Adj.R2

0.084

0.190

0.274

0.456

0.475

F值

8.227***

26.433***

24.722***