行業(yè)共有機構(gòu)投資者能提高業(yè)績預(yù)告質(zhì)量嗎

楊姍姍 干勝道

【摘 要】 文章基于2014—2021年滬深兩市A股上市公司數(shù)據(jù)，就行業(yè)共有機構(gòu)投資者對管理層業(yè)績預(yù)告信息披露質(zhì)量的影響進行了一系列的實證研究。研究表明：行業(yè)共有機構(gòu)投資者對業(yè)績預(yù)告質(zhì)量具有正向影響。在非國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、產(chǎn)品市場競爭低、樂觀偏差的情況下，行業(yè)共有機構(gòu)投資者提升業(yè)績預(yù)告質(zhì)量的影響效應(yīng)更加明顯。進一步研究發(fā)現(xiàn)，該效應(yīng)產(chǎn)生的經(jīng)濟后果是得到權(quán)威監(jiān)管機構(gòu)的認可。研究結(jié)論表明，行業(yè)共有機構(gòu)投資者對管理層盈余預(yù)測區(qū)間寬度披露形成外部監(jiān)督，有助于強化業(yè)績預(yù)告風(fēng)險預(yù)警功能，為促進資本市場信息披露高質(zhì)量發(fā)展提供了新的參考證據(jù)。

【關(guān)鍵詞】 機構(gòu)投資者； 行業(yè)持股； 業(yè)績預(yù)告質(zhì)量； 信息披露； 高質(zhì)量發(fā)展

【中圖分類號】 F275? 【文獻標(biāo)識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2023）16-0106-09

一、引言

黨的二十大報告明確提出要“健全資本市場功能，提高直接融資比重”。隨著全面注冊制落地實行，依據(jù)黨中央、國務(wù)院關(guān)于資本市場改革發(fā)展各項要求和部署，證監(jiān)會對上市公司信息披露始終保持嚴格監(jiān)管態(tài)勢、強化投資者權(quán)益保護，致力于加快建設(shè)規(guī)范、透明、開放、有活力、有韌性的資本市場，確保為上市公司高質(zhì)量發(fā)展保駕護航。業(yè)績預(yù)告信息披露具有前瞻性與預(yù)測性，在緩解資本市場信息不對稱、提高公司信息透明度、完善投資者權(quán)益保護等方面發(fā)揮著關(guān)鍵作用。然而，一些事實表明：2020年，深交所中小板某上市公司披露其2019年度盈利預(yù)測區(qū)間為400萬元至800萬元；遂又將盈利預(yù)測區(qū)間更正為400萬元至600萬元①。仁東控股（002647）披露其2021年度凈利潤為虧損1億至2億元，較原預(yù)計區(qū)間范圍差異幅度過大，收到深交所監(jiān)管函②問詢。出于逐利動機的考慮，管理層在滿足最低監(jiān)管要求的基礎(chǔ)上策略性地發(fā)布區(qū)間寬度不一的盈余預(yù)告，以模糊投資者、債權(quán)人、客戶等對公司業(yè)績表現(xiàn)的準(zhǔn)確研判。這種策略性披露行為削弱了業(yè)績預(yù)告的風(fēng)險預(yù)警功能，造成業(yè)績預(yù)告信息含量下降，對資本市場會計信息披露高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生不良影響。

隨著專業(yè)投資機構(gòu)產(chǎn)業(yè)合并與省級整合，“不要把雞蛋放在同一籃子里”理念助推分散化投資策略，因而形成行業(yè)共有機構(gòu)投資者這一獨特的所有權(quán)結(jié)構(gòu)，其具體含義指機構(gòu)股東在同行業(yè)具有競爭性企業(yè)同時持有大額股份并對公司決策產(chǎn)生重大影響[1-2]。與中小散戶相比，行業(yè)共有機構(gòu)投資者兼具機構(gòu)投資者和行業(yè)共同持股兩方面職能。一方面，機構(gòu)投資者憑借自身專業(yè)的信息解析能力和信息共享優(yōu)勢，對管理層形成更強的外部監(jiān)督[1]；另一方面，機構(gòu)共同持股在行業(yè)間產(chǎn)生橫向利益關(guān)聯(lián)，可能減弱產(chǎn)品市場競爭，使得管理層放松對專有信息披露限制[2-3]。在我國半強制性披露制度環(huán)境下，對于行業(yè)共有機構(gòu)股東如何影響管理層業(yè)績預(yù)告行為，亟須進一步檢驗。

為此，本文基于2014—2021年滬深兩市A股上市公司數(shù)據(jù)，深入考察并實證研究了行業(yè)共有機構(gòu)投資者對業(yè)績預(yù)告信息披露質(zhì)量的影響。與以往研究不同，本文可能存在的邊際貢獻和意義在于：首先，從行業(yè)共有機構(gòu)投資者各個維度來考察其對管理層業(yè)績預(yù)告信息質(zhì)量的影響，豐富了中國制度背景下的機構(gòu)共同持股的治理效應(yīng)及經(jīng)濟后果相關(guān)文獻。其次，選取產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、市場競爭和盈余預(yù)期進行異質(zhì)性分組，從多情景、多視角、多方位認識、檢驗與分析機構(gòu)共同持股對自愿性信息披露影響效果，拓寬了機構(gòu)投資者與業(yè)績預(yù)告信息質(zhì)量的研究分析框架。最后，為行業(yè)協(xié)會、上市公司與廣大投資者的信息共享和協(xié)同監(jiān)督提供理論依據(jù)和經(jīng)驗支撐，有助于進一步規(guī)范公司治理結(jié)構(gòu)，促進上市公司高質(zhì)量發(fā)展。

二、文獻回顧

已有文獻對行業(yè)共有機構(gòu)投資者的治理效應(yīng)主要圍繞以下方面展開：第一，與行業(yè)共有機構(gòu)股東治理動機相關(guān)的研究。股東在具有競爭性關(guān)系的不同企業(yè)持股時，更注重最大化投資組合整體價值，造成市場競爭偏好改變[1]。Anton et al.[3]發(fā)現(xiàn)被共同持股的企業(yè)更傾向于聘請薪酬績效敏感性較弱的高管?？梢?，管理層能夠感知這種偏好變化并及時調(diào)整其行為決策。第二，與共有機構(gòu)股東治理機制相關(guān)的研究。當(dāng)前文獻將共有股東治理機制歸納為直接機制和間接機制。當(dāng)機構(gòu)投資者對管理層當(dāng)局表現(xiàn)不滿意時，通過私人通信、董事會成員選舉和股東提案等“用手投票”手段積極參與公司治理[4-5]；也可采取直接賣掉股票或壓低股價等“用腳投票”方式使其自身利益最大化[6]。第三，與探討共有機構(gòu)股東治理效應(yīng)相關(guān)的研究。主要議題包括在企業(yè)競爭[7]、融資能力[8]、企業(yè)創(chuàng)新[9]、公司治理[10]、會計信息質(zhì)量[11-14]等方面做出進一步研究。

在探究管理層業(yè)績預(yù)告信息披露質(zhì)量的外部影響因素時，國內(nèi)外文獻主要從分析師跟蹤、市場競爭[15]、交易所問詢[16]等方面做出分析與研究；高管特質(zhì)、薪酬激勵、股權(quán)結(jié)構(gòu)[1]等內(nèi)部因素對業(yè)績預(yù)告質(zhì)量也產(chǎn)生重要影響。機構(gòu)持股作為重要的外部監(jiān)督機制影響管理層自愿性信息披露[1-2]。近年來，學(xué)者對機構(gòu)持股對業(yè)績預(yù)告披露的研究逐漸從單一機構(gòu)過渡到機構(gòu)網(wǎng)絡(luò)，但主要圍繞多家機構(gòu)共同投資同一企業(yè)形成的“抱團式”網(wǎng)絡(luò)聯(lián)結(jié)[17]。與“抱團”不同的是，一方面，行業(yè)共有機構(gòu)投資者表現(xiàn)在多家企業(yè)交叉持股產(chǎn)生的橫向利益關(guān)聯(lián)造成市場競爭偏好改變，使得管理層放松對專有信息披露限制；另一方面，行業(yè)共有機構(gòu)投資者作為公司的重要契約方，在投資組合內(nèi)部發(fā)揮“信息橋”作用，使其對信息披露產(chǎn)生特定需求[13]。當(dāng)前文獻主要探討共有股東對會計信息質(zhì)量，比如盈余管理[11，14]、財務(wù)重述[12]、會計信息可比性[13]。越來越多的經(jīng)驗研究將信息披露質(zhì)量和與會計要素確認與計量相關(guān)的信息質(zhì)量獨立出來。因此，共有機構(gòu)股東是否及如何影響我國上市公司管理層業(yè)績預(yù)告信息披露質(zhì)量尚有可拓展的研究空間。

三、理論推導(dǎo)與假設(shè)提出

盈余預(yù)測具有前瞻性，能夠傳遞企業(yè)處于行業(yè)的宏觀經(jīng)濟狀況，包含了有關(guān)公司經(jīng)營狀況、市場地位、風(fēng)險信息等專有信息[18]。競爭對手普遍從業(yè)績預(yù)測信息披露中獲取專有信息調(diào)整競爭戰(zhàn)略，繼而對本企業(yè)市場競爭地位產(chǎn)生不利影響[15]。專有信息成本成為管理層盈余預(yù)測信息披露的主要限制之一。隨著共同機構(gòu)投資者同行業(yè)持股逐步緩解產(chǎn)品市場競爭程度，在專有信息成本較低且收益保持不變的前提下，管理層不太擔(dān)心在信息披露中傳達的專有信息將被競爭對手利用獲得超額市場份額或利潤，從而放松全面披露的限制[1，3]?；谕顿Y者權(quán)益保護角度，監(jiān)管層要求并鼓勵全面、精確的業(yè)績預(yù)告信息披露；潛在的合規(guī)成本對管理者對外提供高質(zhì)量業(yè)績預(yù)告形式形成正面督促[15-16]。在股東發(fā)起的治理提案中，機構(gòu)投資者有能力投票反對不稱職的管理層，甚至讓不稱職的高管直接下臺[6，10]。管理層為避免下臺風(fēng)險有動機考慮共有機構(gòu)投資者競爭偏好，提升業(yè)績預(yù)告信息披露質(zhì)量?；诖耍岢黾僭O(shè)1。

H1：在其他條件一定時，行業(yè)共有機構(gòu)投資者顯著提升了管理層業(yè)績預(yù)告信息披露質(zhì)量。

不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)在公司治理和經(jīng)營目標(biāo)方面存在明顯差異。國有企業(yè)是我國國民經(jīng)濟的重要支柱，是國有經(jīng)濟發(fā)揮主導(dǎo)作用的骨干力量。國有企業(yè)做好信息披露、穩(wěn)定股價波動是確保其高質(zhì)量發(fā)展工作的重要方面[19]。國有上市企業(yè)發(fā)布業(yè)績預(yù)告時既需要接受“一會兩所”監(jiān)管，還需要得到各級國資委等主管部門的批準(zhǔn)，面臨更強的約束和限制。“一會兩所”對非國有企業(yè)業(yè)績預(yù)告信息披露實行半強制性監(jiān)管披露要求，導(dǎo)致管理層對發(fā)布業(yè)績預(yù)告的形式與內(nèi)容有較大的自由裁量權(quán)。非國有企業(yè)由于自身缺乏完備的外部監(jiān)督機制，當(dāng)其發(fā)布更高質(zhì)量的盈余預(yù)測信息，往往需要外部監(jiān)督機制參與公司治理的監(jiān)督。本文預(yù)測，相對于國有企業(yè)，非國有企業(yè)行業(yè)共同機構(gòu)投資者持股發(fā)揮提升業(yè)績預(yù)告信息披露質(zhì)量的治理效應(yīng)更強。基于此，提出假設(shè)2。

H2：相比國有性質(zhì)，非國有性質(zhì)的企業(yè)行業(yè)共同機構(gòu)投資者持股更能提高上市公司業(yè)績預(yù)告質(zhì)量。

產(chǎn)品市場競爭作為重要的外部環(huán)境影響信息披露質(zhì)量[15]。業(yè)績預(yù)測信息披露向競爭對手傳遞專有信息[1]。這些特定信息極易為競爭對手所利用，進而影響公司的競爭地位。面對競爭壓力，管理者會權(quán)衡專有信息的風(fēng)險。如果專有信息成本超過資本市場收益，企業(yè)將減少或停止向外輸出信息。因此，競爭成本是公司披露信息意愿的主要衡量因素。共有機構(gòu)股東持有同行業(yè)內(nèi)競爭者的大額股份，使得直接從競爭者奪取市場份額可能性下降，因而較少地從事高競爭行為的動機[1，3]。隨著被共同持股的公司彼此之間的競爭程度降低，形成以提高共同所有人投資組合價值最大化的目標(biāo)行事的局面[7，20]?；诖耍岢黾僭O(shè)3。

H3：行業(yè)共同機構(gòu)投資者持股提升上市公司業(yè)績預(yù)告質(zhì)量的作用，在公司產(chǎn)品市場競爭較低的時候更顯著。

行為始于動機，動機支配行為[2]。除了管理層自身能力不足導(dǎo)致盈余預(yù)測不準(zhǔn)，管理層自身效用最大化動機對業(yè)績預(yù)告行為產(chǎn)生重要影響。當(dāng)管理層高估盈余時，表明管理層業(yè)績預(yù)告呈現(xiàn)樂觀偏差；相反的，當(dāng)管理層低估盈余時，則呈悲觀偏差。與悲觀的業(yè)績預(yù)告相比，樂觀偏差的業(yè)績預(yù)告推遲了管理層負面消息披露的時間，說明管理層未盡職勤勉地履行受托責(zé)任，存在潛在的舞弊動機[21]。已有文獻表明，機構(gòu)持股能夠提升信息披露質(zhì)量[22]。機構(gòu)在同行業(yè)間共同持股擁有行業(yè)知識和信息收集與分析能力，更能甄別業(yè)績真實情況。在樂觀預(yù)期的情況下，行業(yè)共同機構(gòu)投資者的信息治理作用應(yīng)該更加明顯，從而抑制管理層發(fā)布低質(zhì)量業(yè)績預(yù)告?；诖耍岢黾僭O(shè)4。

H4：行業(yè)共同機構(gòu)投資者持股發(fā)揮提高上市公司業(yè)績預(yù)告質(zhì)量的作用，在公司樂觀盈余預(yù)期的情況下更顯著。

四、研究設(shè)計、數(shù)據(jù)與變量選擇

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

財政部于2014年再次修訂及推出基本準(zhǔn)則、長期股權(quán)投資（CAS2）和金融工具的確認及計量（CAS22）等9項準(zhǔn)則。因此，本文選取2014年作為樣本起始年份，以2014—2021年滬深兩市A股上市公司為研究對象。按如下原則篩選樣本：剔除金融和保險行業(yè)、ST類上市公司、IPO當(dāng)年的樣本、樣本期間主要變量缺失的樣本。為緩解終極值的影響，對所有連續(xù)變量在1%水平上進行縮尾處理。本文所采用的有關(guān)管理層業(yè)績預(yù)測數(shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫；行業(yè)共有機構(gòu)投資者、公司財務(wù)及公司治理數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文主要變量描述性統(tǒng)計、相關(guān)性分析以及多元回歸分析研究均采用STATA 17.0軟件處理獲得。

（二）變量定義

1.業(yè)績預(yù)告質(zhì)量。本文用PRECS表示業(yè)績預(yù)告精確性代理業(yè)績預(yù)告質(zhì)量[23]，定義為業(yè)績預(yù)告區(qū)間閉區(qū)間的大小。PRECS取值與業(yè)績預(yù)告信息質(zhì)量之間是反比例關(guān)系，PRECS數(shù)值越小，業(yè)績預(yù)告區(qū)間越窄，精確性越高。當(dāng)數(shù)值為0，業(yè)績預(yù)告精確性最高，即業(yè)績預(yù)告信息形式上信息質(zhì)量最高。其計算公式如下：

PRECS=（業(yè)績預(yù)告凈利潤上限-業(yè)績預(yù)告凈利潤下限）÷上下限均值

2.行業(yè)共有機構(gòu)投資者。借鑒已有參考文獻[1，8，10，

11，24]，利用季度數(shù)據(jù)保留持股比例5%以上（包含5%）的機構(gòu)投資者，若樣本中機構(gòu)投資者在同一季度、同一行業(yè)2家及以上其他公司持股也不低于5%，則說明存在行業(yè)共有機構(gòu)投資者。本文從四個維度構(gòu)建行業(yè)共有機構(gòu)投資者持股的指標(biāo)：用Coz_dum來表示是否存在行業(yè)共有機構(gòu)投資者的啞變量；用Coz_num來表示行業(yè)共有機構(gòu)投資者數(shù)量；用Coz_degree來表示行業(yè)共有機構(gòu)投資者聯(lián)結(jié)程度；用Coz_rate來表示行業(yè)共有機構(gòu)投資者持股比例。具體衡量方式見表1。選擇機構(gòu)投資者持股比例為5%作為門檻是因為相關(guān)法律法規(guī)要求持股5%為重大股權(quán)的警示線。

3.控制變量。參考已有相關(guān)文獻[11-13，15，16，21，23]的做法，選取下列指標(biāo)作為本文的控制變量，具體包括公司規(guī)模（SIZE）、杠桿率（LEV）、成長性（GSALES）、盈利能力（ROA）、現(xiàn)金水平（OCF）、兩職合一（DUAL）、董事會規(guī)模（BRD）、分析師跟蹤（ANA）、管理層持股比例（MGTSHR）、高管薪酬（PAY）、“四大”審計（BIG4）、自愿性披露（VOL）。

具體變量定義見表1。

（三）模型設(shè)定

為驗證行業(yè)共有機構(gòu)投資者與管理層業(yè)績預(yù)告精確度的關(guān)系，本文構(gòu)建如下模型：

PRECSi，t=β0+β1Cozi，t+γControlsi，t+∑Year FE +

∑Industry FE+εi，t （1）

如果行業(yè)共有機構(gòu)投資者（Cozi，t）的回歸系數(shù)β1顯著為負，表明行業(yè)共有機構(gòu)投資者縮小了管理層業(yè)績預(yù)告區(qū)間寬度，提升了業(yè)績預(yù)告質(zhì)量。Controlsi，t為一系列控制變量，εi，t為誤差項。本文按照異方差-穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤在公司層面上進行聚類（cluster）調(diào)整[25]，以保證模型的穩(wěn)健性；控制年度（Year FE）和行業(yè)（Industry FE）效應(yīng)，以解決不隨時間變化的遺漏變量問題。

五、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

根據(jù)表2描述性統(tǒng)計顯示，樣本公司業(yè)績預(yù)告精確度（PRECS）的均值為0.2258，標(biāo)準(zhǔn)差為0.2153，最大值和最小值分別為1.3939和0.0000，大多公司業(yè)績預(yù)告區(qū)間寬度不大，在形式上具有較高的業(yè)績預(yù)告信息披露質(zhì)量。9.28%的公司存在行業(yè)共有機構(gòu)投資者（Coz_dum的均值為9.28%）；一家公司大致平均有1個行業(yè)共有機構(gòu)投資者（Coz_num的均值為0.0672）；行業(yè)共有機構(gòu)投資者持股比例（Coz_rate）均值為2.00%，最大值為56.33%。

（二）單變量差異性檢驗

表3為均值和中位數(shù)差異檢驗結(jié)果?？紤]已發(fā)布業(yè)績預(yù)告的公司樣本，業(yè)績預(yù)告精確度（PRECS）的初步結(jié)果表明，如Panel A和Panel B顯示，有共同機構(gòu)股東的公司，業(yè)績預(yù)告精確度PRECS的均值為0.176，其中位數(shù)為0.128；在無共同機構(gòu)股東的公司中，業(yè)績預(yù)告精確度PRECS的均值0.231，其中位數(shù)為0.182。該數(shù)值越小，業(yè)績預(yù)告區(qū)間越窄，預(yù)告精確性更高，說明在有行業(yè)共有機構(gòu)投資者的公司中，業(yè)績預(yù)告精確度更高，且兩者均在1%顯著性水平通過均值和中位數(shù)差異性檢驗。

（三）實證回歸結(jié)果分析

表4是行業(yè)共有機構(gòu)投資者與業(yè)績預(yù)告質(zhì)量的檢驗結(jié)果。Panel A數(shù)據(jù)不考慮控制變量，Panel B的數(shù)據(jù)添加了各控制變量。Panel B顯示，Coz_dum、Coz_num、Coz_degree、Coz_rate的估計系數(shù)分別為-0.0172

（t=-1.9772）、-0.0219（t=-1.8008）、-0.0121（t=-2.0226）、-0.0821（t=-2.2928），并分別在5%、10%、5%、5%的統(tǒng)計水平上顯著。表4結(jié)果表明行業(yè)共有機構(gòu)投資者平均縮小了管理層業(yè)績預(yù)告寬度區(qū)間。H1得到驗證。

表5Panel A報告了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組回歸結(jié)果。兩組樣本中，Coz的估計系數(shù)均為負。在非國有企業(yè)組，行業(yè)共有機構(gòu)投資者聯(lián)結(jié)程度及持股比例（Coz_degree、Coz_rate）的回歸系數(shù)顯著為負；而在國有企業(yè)組，Coz的回歸系數(shù)為負但不顯著。這表明，非國有企業(yè)中，行業(yè)共有機構(gòu)投資者發(fā)揮信息披露的治理效應(yīng)更加明顯，而國有企業(yè)通過共有機構(gòu)投資者監(jiān)督來提升信息披露質(zhì)量的治理效應(yīng)更弱，H2得以證明。由于國有企業(yè)與地方政府的天然淵源，擁有更多的資源優(yōu)勢，公司治理機制更加完備。其次，國有企業(yè)在發(fā)布各種信息披露定期或不定期報告時，需經(jīng)國資委等主管部門的審批。這無疑對機構(gòu)投資者外部監(jiān)督形成一種替代，從而削弱其與信息披露質(zhì)量之間的關(guān)聯(lián)。

表5Panel B報告了根據(jù)赫芬達爾指數(shù)構(gòu)建行業(yè)集中度構(gòu)建產(chǎn)品市場競爭的分組回歸結(jié)果[15]。兩組樣本中，Coz的估計系數(shù)均為負。列（1）、列（5）的結(jié)果表明，在產(chǎn)品競爭程度較低時，Coz_dum、Coz_degree的估計系數(shù)顯著為負。說明行業(yè)共有機構(gòu)投資者的信息治理效應(yīng)在市場壟斷時更加明顯，H3得以證明。究其原因，壟斷行業(yè)中的企業(yè)管理層無須過度擔(dān)憂未來經(jīng)營業(yè)績的不確定性，因而并不擔(dān)心業(yè)績預(yù)告中所包含的專有信息為人所利用。鑒于此，管理層披露更精確的業(yè)績預(yù)告信息以遵守監(jiān)管披露要求，維護自身聲譽。而當(dāng)產(chǎn)品市場競爭較高時，業(yè)績信息包含的專有成本對競爭優(yōu)勢和盈利空間產(chǎn)生擠壓，管理層出于風(fēng)險規(guī)避心理，傾向于較少地披露利潤的準(zhǔn)確區(qū)間，使得行業(yè)共有機構(gòu)投資者的信息治理效應(yīng)不顯著。

表5Panel C報告了使用業(yè)績預(yù)告樂觀偏差衡量高估盈余和低估盈余兩種情況的分組回歸結(jié)果[21]。如果盈余預(yù)測值比實際值高，則FE取值1，代表高估盈余情況；否則為0，代表低估盈余情況。列（1）、列（3）、列（5）、列（7）結(jié)果表明，在高估盈余的樣本中，行業(yè)共有機構(gòu)投資者與企業(yè)業(yè)績預(yù)告精確性顯著正相關(guān)；而在低估盈余的樣本中，行業(yè)共有機構(gòu)投資者與企業(yè)業(yè)績預(yù)告精確性正相關(guān)，但不顯著。行業(yè)共有機構(gòu)投資者主要在高估盈余的情況下發(fā)揮提高業(yè)績預(yù)告精確性的作用，H4得以證明。說明機構(gòu)共有股東在追求行業(yè)投資組合價值最大化的同時，主動干預(yù)管理層發(fā)布較寬的預(yù)測區(qū)間避免模糊投資者研判，對管理層未盡職勤勉嚴格監(jiān)督，拒絕“一榮俱榮，一損俱損”的投資決策，以此促進上市公司業(yè)績預(yù)告質(zhì)量。

（四）進一步分析

1.經(jīng)濟后果檢驗。本文手工收集深圳證券交易所對會計信息披露質(zhì)量的評級結(jié)果，用于檢驗共有機構(gòu)股東對上市公司業(yè)績預(yù)告質(zhì)量的治理是否得到了權(quán)威機構(gòu)的認可。根據(jù)以往文獻，本文將優(yōu)秀、良好、合格和不合格四個評級結(jié)果依次賦值4、3、2、1[26]。分值越高，意味著監(jiān)管機構(gòu)對上市公司業(yè)績預(yù)告質(zhì)量的肯定程度越高。結(jié)果表明，共有機構(gòu)股東提高了權(quán)威機構(gòu)對上市公司信息披露質(zhì)量的考評等級，而這種提高通過提升業(yè)績預(yù)告質(zhì)量得以實現(xiàn)（檢驗結(jié)果作者留存?zhèn)洳椋Ｕf明共有機構(gòu)股東行業(yè)持股對上市公司業(yè)績預(yù)告的外部監(jiān)督和信息治理得到了權(quán)威監(jiān)管機構(gòu)的肯定。

2.穩(wěn)健性檢驗。本文采取以下方法進行穩(wěn)健性檢驗：一是選取Coz行業(yè)均值及滯后三期數(shù)據(jù)作為工具變量并分別使用兩階段最小二乘法（2SLS）和高斯混合模型（GMM）對上述問題進行工具變量檢驗。二是采用陳勝藍等[27]的衡量方法更換被解釋變量業(yè)績預(yù)告精確度的度量方式③。以上兩種穩(wěn)健性檢驗所得到的結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。

六、研究結(jié)論與建議

本文研究結(jié)論如下：行業(yè)共有機構(gòu)投資者有助于提升管理層業(yè)績預(yù)告信息質(zhì)量；行業(yè)共有機構(gòu)投資者對業(yè)績預(yù)告精確度的提升作用主要體現(xiàn)在非國有、產(chǎn)品市場競爭低、高估盈余的企業(yè)中。經(jīng)濟后果檢驗發(fā)現(xiàn)，其對業(yè)績預(yù)告質(zhì)量的提升得到了權(quán)威監(jiān)管機構(gòu)的認可。本文研究結(jié)果表明，機構(gòu)股東行業(yè)持股分散化與多元化可助力機構(gòu)獲取重要信息、增進信息共享，為機構(gòu)投資者創(chuàng)建信息共享，降低監(jiān)督成本、參與公司治理創(chuàng)設(shè)制度環(huán)境，因而機構(gòu)共同持股可以進一步幫助投資者甄別公司經(jīng)營情況，促進投資者法律保護。本文提出以下建議：首先，充分發(fā)揮行業(yè)共有機構(gòu)投資者信息披露治理優(yōu)化效果。由于資本市場長期存在一股獨大的典型特征，共有機構(gòu)股東在資金規(guī)模、特定行業(yè)知識以及信息搜集與解析方面具備獨特優(yōu)勢，因而能夠有效地監(jiān)督管理層謀取私利，建議進一步深化其對企業(yè)自愿性信息披露所發(fā)揮的積極作用。其次，鼓勵上市公司及擬上市公司引入共同機構(gòu)股東，充分發(fā)揮機構(gòu)投資者信息中介的監(jiān)督和治理作用，給予其更多“用手投票”參與治理權(quán)力及路徑方式，同時推進上市公司主動自愿披露其引入的行業(yè)共有機構(gòu)投資者持股情況及持股比例。最后，行業(yè)協(xié)會應(yīng)加強共有機構(gòu)股東與同行業(yè)上市公司管理層的溝通與聯(lián)系，進一步為機構(gòu)投資者參與公司治理和發(fā)揮協(xié)同優(yōu)勢創(chuàng)設(shè)制度環(huán)境，助力業(yè)績預(yù)告信息披露制度健全與完善，實現(xiàn)公司、投資者與行業(yè)間信息互促共進、資源共享?！?/p>

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