【作　　者】
沈 俊（副教授），魏志华

【作者单位】
武汉理工大学管理学院，武汉430070

【摘　　要】
     【摘要】以2006 ~ 2015年深交所443家上市公司为研究样本，在动态内生性的分析视角下，运用动态面板系统GMM估计方法，探讨机构投资者持股与信息披露质量二者的交互跨期关系。结果表明：在控制了变量间的动态内生性后，当期机构投资者持股对当期信息披露质量没有显著影响，前期机构投资者持股对当期信息披露质量有显著正向影响，前期和当期信息披露质量均显著正向影响当期机构投资者持股。
【关键词】机构投资者持股；信息披露质量；动态内生性；系统 GMM估计
【中图分类号】F276.6      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2017）27-0022-7一、引言
随着证监会“超常规发展机构投资者”政策的提出，我国投资者机构化趋势愈加明显。机构投资者持股作为一种特殊的公司治理机制，被寄予改善上市公司信息披露质量的厚望。但伴随着“基金黑幕”、“老鼠仓”和机构投资者投机行为及羊群行为的曝出，机构投资者持股能否提高上市公司信息披露质量引起了众多争议。现有研究主要集中在两个方面。
一是从股东积极主义出发研究机构投资者持股对信息披露质量的影响，对此存在两种截然相反的观点。一种观点认为机构投资者持股对信息披露质量有正向影响。Njah和Jarboui（2013）指出机构投资者可有效抑制公司盈余管理行为；Saunders等（2006）认为机构投资者拥有更丰富的资源和经验以及相关专家去监督公司高管，有能力迫使其披露高质量的信息；梅洁等（2016）发现在克服因互为因果和遗漏变量引起的内生性偏误后，机构投资者持股对公司的盈余管理行为具有抑制作用；牛建波等（2013）研究发现，机构投资者持股比例越高，公司自愿性信息披露的水平越高。而另一种观点则认为机构投资者持股会降低公司的信息披露质量，Schadewitz等（1998）认为机构投资者为了获取其本身利益，会与管理层合谋，故意隐瞒一些对自身有利的信息。唐清泉等（2015）则发现当机构投资者为第二大股东时，会受私益驱动与第一大股东合谋，降低信息披露质量。
二是基于机构投资者持股偏好研究信息披露质量对机构投资者持股的影响。Bushee和Noe（2013）通过实证分析信息披露、机构投资者持股行为与股票收益波动率的关系，发现信息披露质量与机构投资者持股比例显著正相关；杨海燕和祁怀锦（2011）发现机构投资者更偏爱持股信息披露质量高的公司。
综上所述，由于在研究视角、研究方法和内生性考量等方面不尽相同，国内外对于机构投资者持股与信息披露质量关系的研究尚未得出一致结论。这可能是因为现有研究大多是单向、静态地研究两者之间的关系，忽视了两者之间因遗漏变量、互为因果和相互影响的跨期时滞性导致的动态内生性问题，从而得出有偏的结论。因此，本文从动态内生性视角出发，对机构投资者持股与信息披露质量的关系进行重新探讨，以期对促进我国机构投资者和证券市场的不断完善和发展、提高上市公司信息披露质量、保护中小投资者权益有所助益。
二、理论分析与研究假设
（一）机构投资者持股对信息披露质量的影响
相较于个人投资者，机构投资者在持股规模，投资的专业性，信息的获取、解读、分析和处理等方面具有天然优势，同时具有受托责任和审慎投资义务，面临业绩压力，更有动机和能力监督其持股公司。机构投资者一方面能“用手投票”，通过推荐董事、行使股东表决权、股东提案、召开临时股东大会或临时董事会、集体诉讼和联合多家机构投资者一致行动等手段参与公司内部治理，监督、干预和影响管理层的信息披露决策，提高信息披露质量；另一方面又能“用脚投票”，通过在资本市场上买卖股票、发布研究报告、发表投资观点等方式影响持股公司股价，形成强大的股价影响能力，进而向上市公司及其管理层施压，促使其努力提升信息披露质量。同时，随着机构投资者持股比例的提高，机构投资者的规模性激励和信息的成本收益激励效果更加明显，但其退出成本也更加高昂。出于对成本、收益与风险的考虑，机构投资者将更有动机和动力去监督和约束上市公司的管理层，减少经理人的投机行为与盈余管理行为，促使公司管理层披露高质量的公司业绩信息，从而提高上市公司信息披露质量。基于此，本文提出假设1：
假设1：在动态内生性研究视角下，当期机构投资者持股与当期信息披露质量正相关。
但在现实中，无论机构投资者是通过“用手投票”从内部参与公司治理还是“用脚投票”从外部资本市场监督、干预和影响上市公司的信息披露决策和行为，其对信息披露质量的作用机制都需要经历从“上市公司信息披露决策→机构投资者发现信息披露质量不高→机构投资者采取行动→重新回到上市公司信息披露决策”的一个反复循环过程，其中涉及诸多的博弈。因此，机构投资者持股对信息披露质量的影响很可能不是一蹴而就的，而是一个逐步循环演进的过程，具有一定的滞后性。基于以上分析，本文提出以下假设：
假设2：在动态内生性的分析视角下，机构投资者持股对信息披露质量存在跨期影响。
假设3：在动态内生性的分析视角下，前期机构投资者持股与当期信息披露质量正相关。
（二）信息披露质量对机构投资者持股的影响
首先，高质量的信息披露可以减少机构投资者与控股股东、管理者的信息不对称，便于机构投资者对公司的投资价值做出客观准确的评价，降低投资风险。因此，基于审慎投资义务，机构投资者倾向于持股信息披露质量较高的公司。其次，公司信息披露质量越高，越有利于机构投资者发挥其信息分析、解读等优势，提高其寻找潜在盈利交易机会的概率。Kim和Verreccha（1994）认为信息披露质量较高的公司可以为机构投资者提供更多的盈利机会，因而信息披露质量越高，机构投资者持股也越多。高质量的信息披露可为机构投资者发挥监督作用提供有效依据，进而维护自身权益。江向才（2004）发现公司治理情况越好，信息披露透明度越高，机构投资者给予的关注越多。最后，高质量的信息披露可以减少股票交易对其股价的影响，增强股票流动性，便于机构投资者的退出。Gompers（1999）发现机构投资者倾向于选择交易量较大、股价波动受交易量影响较小的公司。因此，信息披露质量会影响机构投资者的持股决策，机构投资者倾向于选择信息披露质量较高的公司进行投资。基于以上分析，本文提出假设4：
假设4：在动态内生性分析视角下，当期信息披露质量与当期机构投资者持股正相关。
但由于资本市场的信息不对称和非强式有效，即使是机构投资者也很难及时获悉公司相关信息，同时对于上市公司信息披露质量的考评本身就需要时间才能加以检验，加之上市公司的信息尤其是财务信息的发布存在滞后性，因此当机构投资者将信息披露质量作为投资决策依据时，信息披露质量对机构投资者持股的影响也存在滞后性。鉴于此，本文提出以下假设：
假设5：在动态内生性分析视角下，信息披露质量对机构投资者持股存在跨期影响。
假设6：在动态内生性分析视角下，前期信息披露质量与当期机构投资者持股正相关。
三、研究设计
（一）研究样本与数据来源
本文以2006 ~ 2015年深交所上市公司为研究样本，并剔除以下样本：①被ST、∗ST和PT处理的公司；②数据残缺或变量存在极值的公司；③上市时间晚于2006年或早于2015年末退市的公司；④金融、保险类上市公司。最终得到了443家上市公司10年的平衡面板数据，共4430个有效样本。
机构投资者持股数据来源于Wind数据库，信息披露质量数据来源于深交所信息披露板块下的信息披露考评结果并经手工整理，其余数据均来源于CSMAR数据库。本文使用Excel 2007进行数据的收集与整理，使用Stata 14.0进行相关检验与分析。
（二）变量选择与定义
1. 机构投资者持股（INSH）。借鉴Gillan和Starks（2000）的方法，使用各类机构投资者持股总和占流通股的比例来衡量机构投资者持股。

2. 信息披露质量（IFDS）。本文对信息披露质量的衡量指标选用深交所发布的上市公司信息披露考核结果。深交所从2001年开始从及时性、准确性、完整性、合法性这四方面对深交所上市公司的信息披露工作进行年度考核，并依据考核结果将上市公司信息披露质量划分为不及格、及格、良好与优秀四个等级。目前国内对信息披露质量的相关研究大多都采用该指标，如刘彬（2014）、花冯涛（2016）。
3. 控制变量。参考国内外的相关研究成果，本文将流通股比例、国有股比例、公司规模、第一大股东持股比例、第一大股东性质、独立董事比例、两权是否合一、资产负债率、总资产收益率及年度和行业虚拟变量作为信息披露质量的控制变量。在信息披露质量控制变量的基础上，另增加每股收益、换手率、综合杠杆三个控制变量作为机构投资者持股的控制变量。具体的变量定义及衡量如表1所示。
（三）模型构建与估计方法
1. 模型构建。机构投资者持股与信息披露之间由于互为因果存在内生性问题，加之机构投资者持股与信息披露质量之间相互作用的跨期时滞性使得这种内生性具有动态性，即机构投资者持股与信息披露质量之间具有动态内生性。为了验证机构投资者持股与信息披露质量之间的交互跨期关系，借鉴Wintoki等（2012）、Nguyen等（2013）、张兆国等（2013）和王振山等（2014）的相关研究构建以下动态模型：
IFDSit=α1+    ksIFDSit-s+β1INSHit+
β2INSHit-1+γz1it+εit （1）
INSHit=α2+    λpINSHit-p+φ1IFDSit+
φ2IFDSit-1+πz2it+ξit （2）
其中：s、p表示滞后期数，INSHit、INSHit-1、INSHit-p分别表示当期、滞后一期、滞后p期的机构投资者持股，IFDSit、IFDSit-1、IFDSit-s则分别表示当期、滞后一期、滞后s期的信息披露质量。z1it代表的是信息披露质量的控制变量，z2it代表的是机构投资者持股的控制变量。εit和ξit为残差项。在式（1）和式（2）组成的联立方程中，IFDS和INSH既是解释变量又是被解释变量，用来检验动态内生性视角下机构投资者持股和信息披露质量关系的一般模型。
对自变量中包含因变量的滞后项的动态模型式（1）和式（2）来说，首先需要确定的便是因变量的滞后期长度。Hu和Izumida（2008）、Wintoki等（2012）认为一个合理的滞后期长度不仅要捕捉对当前样本有影响的滞后变量，而且要考虑到样本的损失。Glen等（2001）、Gschwandtner（2005）、Wintoki等（2012）和张兆国等（2013）认为动态模型中因变量的滞后项只要滞后两期，就足以捕获到其对当期变量造成的影响。参照其做法，确定动态模型（1）和（2）中因变量的滞后期长度为两期，得到动态模型（3）和（4）：
IFDSit=α1+[s=12ksIFDSit-s]+β1INSHit+
β2INSHit-1+γz1it+εit （3）
INSHit=α2+                    +φ1IFDSit+
φ2IFDSit-1+πz2it+ξit （4）
如果令式（3）和式（4）中的系数ks=λp=0，φ2=β2=0，可以得到式（5）和式（6）：
IFDSit=α1+β1INSHit+γz1it+εit （5）
INSHit=α2+φ1IFDSit+πz2it+ξit （6）
若采用OLS估计分别对式（5）和式（6）进行回归，则获得没有考虑变量间内生性关系的传统外生性模型；若采用固定效应模型（FE估计）、两阶段最小二乘法（2SLS估计）分别对式（5）和式（6）进行回归，则获得考虑了变量间静态内生性关系的静态内生性模型。
如果令式（3）和式（4）中的系数φ2=β2=0，则得到式（7）和式（8）：
IFDSit=α1+[s=12ksIFDSit-s]+β1INSHit+γz1it+εit
 （7）
INSHit=α2+                    +φ1IFDSit+
πz2it+ξit （8）
采用系统GMM估计方法分别对式（7）和式（8）进行回归，获得考虑了变量间动态内生性关系的动态内生性模型。式（7）用来验证当期机构投资者持股对当期信息披露质量的影响，式（8）用来验证当期信息披露质量对当期机构投资者持股的影响。
如果令式（3）和式（4）中的系数φ1=β1=0，可以得到式（9）和式（10）：
IFDSit=α1+[s=12ksIFDSit-s]+β2INSHit-1+
γz1it+εit （9）
INSHit=α2+                    +φ2IFDSit-1+
πz2it+ξit （10）
采用系统GMM估计方法分别对式（9）和式（10）进行回归，得到考虑了变量间动态内生性关系的动态内生性模型。式（9）和式（10）用以研究机构投资者持股与信息披露质量的交互跨期影响。其中，式（9）用来验证前期机构投资者持股对当期信息披露质量的影响，式（10）用来验证前期信息披露质量对当期机构投资者持股的影响。
2. 估计方法。Nickell（1981）、Blundell和Bond（1998）、Wintoki等（2012）、Flannery和Hankins（2012）等都认为对于存在被解释变量滞后项的动态模型，使用OLS估计和FE估计方法进行回归可能存在不同程度的偏倚和非一致问题，而使用系统GMM估计方法则可以得到模型的一致估计量。Wintoki等（2012）也指出在存在动态内生性的情况下，动态面板系统GMM估计方法更为有效，该方法可以通过“内部工具变量”解决由不可观测异质性引起的内生性、同期联立内生性和动态内生性三种内生性问题。因此，本文采用动态面板系统GMM估计方法进行回归。
四、实证分析
（一）描述性统计
从表2可以看出，我国上市公司信息披露质量评定等级的平均值为2.914，接近于“良好”等级。同时通过进一步对四个信息披露考评等级出现的频数分析，可得出我国已有将近80%的样本公司信息披露质量达到良好以上水平，说明我国上市公司信息披露质量总体较好；但信息披露质量等级为“优秀”的公司占比仅为14.15%，说明我国上市公司信息披露质量仍具有很大的改善空间。我国机构投资者整体持股比例均值为9.13%，这表明我国机构投资者在上市公司的流通股中已经占据颇具影响力的地位，有能力和动力通过参与公司治理影响上市公司的信息披露。此外，机构投资者持股比例的最大值为84.55%，最小值为0，反映出我国上市公司的机构投资者持股比例差异较大，这说明机构投资者可能存在持股偏好。

（二）内生性检验
在公司金融领域的相关研究中，学者们越来越多地关注内生性问题。Roberts和Whited（2012）认为内生性问题是公司金融领域的一个核心问题。Healy和Palepu（2001）指出，可能存在的内生性问题使得有关信息披露研究结果存在很大的局限性。梅洁和张明泽（2016）指出，在研究机构投资者持股对上市公司盈余管理行为的治理作用时，必须考虑机构投资者持股与公司盈余管理之间因方程联立所引起的内生性问题。杨海燕等（2012）指出，未考虑机构投资者持股与信息披露质量存在的内生性问题使得以往的研究具有局限性。鉴于此，本文利用简化后的式（5）和式（6）联立方程组对机构投资者持股与信息披露质量之间是否存在内生性进行检验。相应的Davidson-MacKinnon内生检验的统计量、Sargan统计量、Anderson LM统计量都显示机构投资者持股与信息披露质量之间具有明显的内生性关系。限于篇幅，本文未列出具体的内生性检验数值。
（三）假设检验
1. 机构投资者持股对信息披露质量的影响。为了对不同研究视角下得出的回归结果进行比较，本文分别运用OLS估计、FE估计、2SLS估计和动态面板系统GMM估计四种估计方法从外生性视角、静态内生性视角和动态内生性视角对回归结果进行对比，以探讨研究机构投资者持股与信息披露质量的真实关系。机构投资者持股对信息披露质量影响的实证结果如表3所示。模型（Ⅰ）、模型（Ⅱ）、模型（Ⅲ）和模型（Ⅳ）分别表示使用OLS估计、FE估计、2SLS估计和动态面板系统GMM估计方法来验证当期机构投资者持股对当期信息披露质量的影响，模型（Ⅴ）则表示使用系统GMM估计方法验证前期机构投资者持股对当期信息披露质量的影响。
首先对2SLS估计和系统GMM估计采用的工具变量的有效性进行判断。由于本文设置的工具变量较多，而Hansen检验易受过多工具变量的影响，本文参考陈德敏等（2012）的做法选择Sargan检验来检验动态面板系统GMM估计的工具变量设置是否合理。表3中动态内生性模型的AR检验、Sargan检验结果和静态内生性模型的AndersonLM、Sargan检验结果分别表明，使用系统GMM估计和2SLS估计设置的工具变量是有效的。
在不考虑变量间内生性关系的外生性模型（Ⅰ）中，OLS估计的回归结果表明，当期机构投资者持股与当期信息披露质量的回归系数为正，说明当期机构投资者持股正向影响当期信息披露质量，与预期结果一致。在考虑了机构投资者持股与信息披露质量的静态内生性关系的模型（Ⅱ）和模型（Ⅲ）中，FE估计得出的当期机构投资者持股与当期信息披露质量的回归系数方向与OLS估计相同，由此可知由不可观测个体异质性引起的内生性问题对研究结论产生的影响不大；2SLS估计的回归结果显示，当期机构投资者持股与当期信息披露质量的相关系数仍为正，但显著性水平下降。而在考虑了机构投资者持股与信息披露质量的动态内生性关系的模型（Ⅳ）和模型（Ⅴ）中，当期机构投资者持股对当期信息披露质量影响的相关系数仍为正，但数值和显著水平下降，而前期机构投资者持股与当期信息披露质量在1%的水平上显著正相关，这说明机构投资者持股整体对信息披露质量具有正向影响，即机构投资者具有“价值创造效应”，但这种“价值创造效应”不是表现在当期，而是体现在下一期，具有滞后性，这可能与我国上市公司的治理效率和资本市场运行效率整体不高有关，同时也表明机构投资者持股对信息披露质量具有跨期影响，假设2和假设3得到验证，而假设1不成立。此外，信息披露质量的两期滞后项的回归系数都为正，且在统计上都是显著的，表明信息披露质量的自身影响具有显著的滞后性，模型中引入信息披露质量的两期滞后项是合理的，机构投资者持股与信息披露质量之间具有动态内生性关系。
2. 信息披露质量对机构投资者持股的反馈效应。模型（Ⅵ）、模型（Ⅶ）、模型（Ⅷ）和模型（Ⅸ）分别表示使用OLS估计、FE估计、2SLS估计和动态面板系统GMM估计方法来验证当期信息披露质量对当期机构投资者持股的影响，模型（Ⅹ）则表示使用系统GMM估计方法动态内生性模型的AR检验、Sargan检验和静态内生性模型的Anderson LM统计量、Sargan检验结果表明系统GMM估计和2SLS估计中使用的工具变量是有效的。从表4可以看出，考虑静态内生性以后，当期信息披露质量对当期机构投资者持股的影响由显著正向影响变为不显著正向影响，由此可得出内生性问题对当期信息披露质量与当期机构投资者持股的关系有重要影响。同时从模型的拟合优度R2也可以看出，静态内生性模型的解释能力有所提升，这都说明当期机构投资者持股与当期信息披露质量存在内生性。而在考虑动态内生性以后，当期信息披露质量对当期机构投资者持股的影响又由考虑静态内生性时的不显著影响变为显著影响。从模型（Ⅹ）的回归结果可知，前期信息披露质量也显著正向影响当期机构投资者持股。这说明信息披露质量会影响机构投资者的持股决策，机构投资者具有“价值选择效应”。同时，滞后一期和滞后两期的机构投资者持股与当期机构投资者持股均显著正相关，表明机构投资者持股自身的滞后效应在一定程度上确实影响了信息披露质量与机构投资者持股的相关关系，信息披露质量与机构投资者持股之间的确存在动态内生性。在动态内生性的分析框架下，信息披露质量对机构投资者持股存在跨期影响，当期信息披露质量正向显著影响机构投资者持股，前期信息披露质量与当期机构投资者持股也呈显著正相关关系，即较高的前期信息披露质量和当期信息披露质量都可以吸引更多的当期机构投资者持股，信息披露质量越高的公司，机构投资者持股比例越高，验证了假设4、假设5和假设6。
由以上实证分析结果可知，机构投资者持股与信息披露质量之间至少存在这样一种作用途径：前期机构投资者持股影响当期信息披露质量，当期信息披露质量又影响下期机构投资者持股，并不断地循环往复，最终导致机构投资者持股与信息披露质量之间存在动态内生性关系。
五、研究结论
本文以2006 ~ 2015年深交所上市公司为研究样本，在对机构投资者持股与信息披露质量之间的动态内生性进行理论分析的基础上，通过构建联立方程，采用动态面板系统GMM估计控制动态内生性影响，重新探讨了机构投资者持股与信息披露质量的关系。研究结果表明：机构投资者持股与信息披露质量之间具有动态内生性，二者存在交互跨期影响；在动态内生性的分析视角下，当期机构投资者持股对当期信息披露质量没有显著影响，前期机构投资者持股对当期信息披露质量有显著正向影响，当期和前期信息披露质量都显著正向影响当期机构投资者持股。
基于以上实证研究结果，为了促进我国证券市场的不断完善和发展，提升资本市场资源配置效率，保护中小投资者利益，本文提出如下建议：适度放宽对机构投资者持股比例的限制；加强对机构投资者的监管教育，大力发展成熟、理性的机构投资者；加强相关制度建设，构建有利于机构投资者发展的内外部环境，加强对机构投资者的引导，充分发挥机构投资者对信息披露质量的“价值创造效应”。
由于篇幅限制，本文未考虑机构投资者的异质性。不同类型的机构投资者在持股规模、持股时间、资金来源、风险偏好及管理方式等方面存在差异，导致其对公司治理所发挥的作用不同，对公司信息披露质量的影响也可能存在差异，在动态内生视角下研究不同类型机构投资者与信息披露质量的关系可以作为后续研究方向。

主要参考文献：
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