股权结构与盈余管理关系研究
摘要：盈余管理是基于信息不对称而出现的，它在一定程度上扭曲了财务信息的真实性，降低了会计信息的有用性，从而误导了利益相关者的决策。过度的盈余管理甚至会扰乱资本市场秩序，给投资者造成巨大损失。因此，如何监管盈余管理就成为上市公司信息披露质量的关键问题。本文以股权结构为研究对象，探究其对企业盈余管理的影响，从股权集中度、股权制衡度及管理层持股论述了我国上市公司股权结构对盈余管理的影响，并提出了若干有针对性的建议。
关键词：盈余管理；股权结构；股权集中度；股权制衡度
一、引言
在实施高管层股权激励的上市公司，其披露的财务信息不仅是企业管理当局获取高额薪酬的重要依据，而且也是进行社会资源分配的重要向导。利益相关者不同的利益关系引发了管理当局为实现自身目的而进行的盈余管理，这在一定程度上扭曲了财务信息真实性，降低了会计信息有用性，误导利益相关者决策。公司治理结构是协调各个利益相关者利益关系的一种机制，而股权结构式治理结构中很重要的一部分，所以股权结构会对企业的盈余管理产生一定影响。
Fan和Wong(2002)的研究指出控制权与现金流权的分离，导致控股性股东与外部投资者之间存在代理冲突，控股性股东依据偏自己的利益来影响会计盈余信息的披露，导致外部投资者对报告盈余产生怀疑，削弱企业盈余信息的有用性。Liu（2003）指出控股股东支持上市公司，是为了使上市公司达到政府监管部门要求的利润成功上市后，利用其控股地位，肆无忌惮地掏空上市公司，使盈余信息质量大幅度下降。张继袖、陆宇建（2007）运用2002-2005年间我国上市公司的数据进行分析，探讨了第一大股东持股比例与盈余质量之间的关联。结果显示在大多数年度里，二者呈现显著的负相关关系。佟岩、王化成（2006）研究指出第一大股东控股比例与企业盈余质量呈负相关，而股权制衡度与盈余质量呈正相关。且若第一大股东是国有股和集体股时，其盈余质量水平与其他股东相比更低。我国上市公司的股权结构大都呈现“一股独大”的特征，加上激励不足以及缺乏有效市场监管，使我国上市公司“内部人控制”问题尤为突出。在此背景下，本文拟在对有关国内外股权结构和盈余管理问题研究成果的基础上，借鉴国内外相关实证成果，通过实证检验，探求我国上市公司股权结构和盈余管理行为的相关性问题，从而为完善公司治理机制、有效遏制盈余管理行为提供依据，指明方向。
二、股权结构与盈余管理关系分析及假设
（一）盈余管理及动机
盈余管理的主体是公司管理层，他们可以决定会计方法的使用，在信息不对称的前提下，运用规划交易或会计手段来变更财务报告，选择性地披露股东大会决议和重大公司交易内容，误导相关信息的使用者、影响其决策过程。其中根据利益相关者和契约双方的不同，可以将盈余管理动机分为契约动机、IPO动机、配股动机和避亏动机。
债权人通过订立契约来保证资金的安全使用，进而获得稳定的收益，限制企业的经营活动。但在制定契约的过程中，需要搜集有效信息来对契约履行情况进行监督，以促成契约是有效的，而这些信息各种量化的与会计计量相关的方面。这就为企业管理当局实施盈余管理提供了可能性。为了不支付高昂的违约成本，企业管理层通过改变会计政策增加当期收益、减少负债来满足契约限制的要求。
过去的经营业绩是企业获准发行股票需要考虑的重要因素。为了取得上市资格，达到融资的目的，企业有进行盈余管理的动机。另外，一旦获准发行股票，企业过去的经营业绩又会影响股票的发行价格，所以，盈余管理显得尤为重要。
在我国资本市场上，上市公司均以配股作为上市后的最佳融资方式。但配股需具备一定的条件，如始终都以净资产收益率为标准。为了达到配股“及格线”，一些上市公司便利用各种手段来“操纵”盈余，调整净资产收益率。此外，上市公司筹集资金的数额也与配股价格有关，业绩优良的公司的配股可以定高一些，所筹集到的资金会多一些。因此，为了提高配股价格上市公司也会实行盈余管理来调节业绩。
因为上市公司如果出现连续三年亏损的情况，自其公布第三年年度报告之日起，证券交易所应对其股票实施停牌，并在停牌后十个工作日内就该公司股票是否暂停上市作出决定。为了逃避连续3年亏损受监管部门的监管的规定，上市公司在亏损及前后几年普遍有调增或调减收益的行为。研究表明亏损上市公司主要通过管理短期、与营业有关的应计利润项目来进行盈余管理。
（二）股权结构对盈余管理的影响
假设1.股权集中度与盈余管理正相关
股权高度集中，大股东为了实现自己的利益，有足够的能力利用内部交易、投票权等影响会计信息，以致侵犯中小股东及其他利益相关者的利益。而对于那些有相对控股股东的公司，股东对经理的监督往往有效，一方面持有相当数量股份使他们具有监督力，同时他们又不具有绝对大股东的控制力，对公司的会计信息质量影响相对比较客观。
假设2.股权制衡度与盈余管理负相关
有相对控股股东的企业，股东因持有相当数量的股票且其股权相对集中，所以具有监督管理者的动力和能力。相对于控股股东，其他股东不具有对企业的绝对控制力，对公司的财务报表干预较少，盈余信息比较客观。研究表明，其他股东的制衡力越强，第一大股东操纵盈余信息的行为就越少。
假设3.高管持股比例与盈余管理正相关
人力资本作为企业必不可少的资源之一，大多上市公司实行股权激励制度有效地激励高管层，使股东和管理层的利益和目标达到一致。由于利益趋同，持股高管很可能会通过盈余管理与大股东串通共同损害中小股东的权益。加之目前缺乏相应的制度环境，如股票市场效率不高、法律不健全、经营者选拔机制不合理等，加剧了高管通过持股获取超额收益的现象。
三、实证研究
（一）样本选择与数据来源
本文选择沪深所有制造业上市公司2009-2010年的样本数据进行研究。为了保证数据的客观性和准确性，样本的选择过程遵循以下原则：剔除ST类上市公司样本；剔除部分重要财务指标缺失的样本；剔除数据异常的样本。数据主要来自CCER经济金融数据库。
（二）盈余管理计量方法
本文采用年度截面模型来计量盈余管理，且不考虑行业影响。这是基于应计利润分离法创新的一种盈余管理计量方法。最关键的是将应计利润分离为操控性和非操控性利润。方法如下：
总应计利润等于净利润减经营活动现金流量，即TAi,t=EBITi,t-CFOi,t。
其中， TAi,t代表i公司第t年的总应计利润, EBITi,t代表i公司第t年的净利润, CFOi,t代表i公司第t年的经营活动现金流量。这几个变量通过t-1年末的总资产予以标准化，消除公司规模差异的影响。
按照修正的琼斯模型，非操控性应计利润是关于主营业务收入、应收账款变动额和固定资产原值的函数，可表示如下：
其中，NDAi,t-1是i公司经第t-1期期末总资产调整后的第t期的非可操控性应计利润，⊿REVi,t是i企业第t期和第t-1期主营业务收入的差额，⊿RECi,t是i公司第t期和第t-1期的应收账款的变动额，PPEi,t是第t期末i公司的厂房、设备等固定资产原值，β1、β2、β3是特征参数，
应计利润分离为操控性和非操控性利润，可知TAit /Ait-1= NDAit /Ait-1+ DAit /Ait-1又通过未修正的琼斯模型使用截面数据估计得到TAit /Ait-1= NDAit/Ait-1＋ξit因此可知DAit /Ait-1=ξit = TAit /Ait-1 － NDAit /Ait-1
其中 DAit/Ait-1是 t 年操控性应计利润，它表示盈余操纵的程度。
（三）股权结构与盈余管理关系研究模型
DA=β0+β1*FIRST+β2*EPS+β3*ln asset+β4*leverage
DA=β0+β1*CR-5+β2*EPS+β3*ln asset+β4*leverage
DA=β0+β1*manager+β2*EPS+β3*ln asset+β4*leverage
1.解释变量
（1）FIRST表示第一大股东的持股比例，衡量股权集中度。
（2）CR-5是前五大股东持股比例之和，衡量其他股东对大股东制衡力。
（3）manager是公司高管的持股比例，衡量高管持股对公司盈余管理的影响程度。
2.被解释变量
用截面修正的琼斯模型计算出来的操控性应计利润，本文用DA表示。
3.控制变量
影响盈余管理的变量不仅仅是股权结构变量。因此，为了使模型更准确，本文借鉴国外文献并根据中国实际情况，引入了一些控制变量：
(1)公司绩效
(2)公司规模
(3)资本结构
（四）盈余管理模型的回归分析
本文按照中国证券监督管理委员会的行业分类，选取制造业上市公司，并剔除了ST公司以及数据不全的公司，剩下740家公司。
盈余管理回归结果如表1所示：
表1
| Coefficients | ||||||
| Model | Unstandardized Coefficients | Standardized Coefficients | T | Sig. | ||
| B | Std. Error | Beta | ||||
| 1 | (Constant) | 0.044 | 0.007 | 0.000 | 5.958 | 0.000 |
| 1/A | 8.417 | 5.194 | 0.056 | 1.620 | 0.106 | |
| Δ/A | 0.018 | 0.003 | 0.317 | 5.705 | 0.000 | |
| PPE/A | -0.151 | 0.015 | -0.560 | -10.131 | 0.000 | |
| a. Dependent Variable: TA/A | ||||||
上述模型得到的回归参数可以计算出样本的非可控性应计利润(NDA)，然后总应计利润减非可控性应计利润，得到公司的可控性应计利润(DA)。因为可控性应计利润可以作为盈余管理的替代变量，因此得出的结果作为测试公司股权结构与盈余管理的关系的基础。
（五）股权结构与盈余管理相关性模型的回归分析
用SPSS软件对样本公司股权结构进行描述性统计，结果如表2所示：
表2
| Descriptive Statistics | |||||
| N | Minimum | Maximum | Mean | Std. Deviation | |
|
高管人员 持股比例 |
740 | 0.00000 | 0.66024 | 0.02722 | 0.08246 |
| CR-5指数 | 740 | 0.05756 | 0.92620 | 0.50539 | 0.15894 |
|
第一大股东 持股比例 |
740 | 0.03691 | 0.85231 | 0.35197 | 0.14793 |
| DA/A | 740 | -1.20624 | 1.27844 | 0.00496 | 0.11970 |
| Valid N (list wise) | 740 | ||||
在研究盈余管理与股权结构的关系中，我们将盈余管理变量分为两组：一组盈余管理程度>0，即当公司存在正向盈余管理时，公司股权结构与盈余管理的关系；一组盈余管理程度<0，即当公司存在负向盈余管理时，股权结构与盈余管理的关系。
为了检验股权集中度与盈余管理的关系，本文采用模型：
DA=β0+β1*FIRST+β2*EPS+β3*ln asset+β4*leverage
第一大股东持股比例与盈余管理关系研究模型回归结果如表3所示：
表3
| Coefficientsa | ||||||
| Model | Unstandardized Coefficients | Standardized Coefficients | T | Sig. | ||
| B | Std. Error | Beta | ||||
| 1 | (Constant) | 0.438 | 0.114 | 0.000 | 3.835 | 0.000 |
|
第一大股东 持股比例 |
0.075 | 0.035 | 0.100 | 2.159 | 0.031 | |
|
每股收益 (摊薄净利润) |
0.102 | 0.009 | 0.520 | 10.991 | 0.000 | |
| leverage | 0.119 | 0.031 | 0.208 | 3.840 | 0.000 | |
| ln asset | -0.023 | 0.006 | -0.217 | -3.974 | 0.000 | |
| a. Dependent Variable: DA/A | ||||||
为验证股权制衡度与正向盈余管理的关系，本文选取的模型为：
DA=β0+β1*CR-5+β2*EPS+β3*ln asset+β4*leverage
前五大股东持股比例与盈余管理关系研究模型回归结果如表4所示：
表4
| Coefficientsa | ||||||
| Model | Unstandardized Coefficients | Standardized Coefficients | t | Sig. | ||
| B | Std. Error | Beta | ||||
| 1 | (Constant) | 0.407 | 0.114 | 0.000 | 3.564 | 0.000 |
|
每股收益 (摊薄净利润) |
0.102 | 0.009 | 0.518 | 10.928 | 0.000 | |
| leverage | 0.132 | 0.031 | 0.231 | 4.207 | 0.000 | |
| ln asset | -0.022 | 0.006 | -0.209 | -3.853 | 0.000 | |
| CR_5指数 | 0.065 | 0.033 | 0.091 | 1.991 | 0.047 | |
| a. Dependent Variable: DA/A | ||||||
为验证高管持股比例与正向盈余管理的关系，本文选取的模型为：
DA=β0+β1*manager+β2*EPS+β3*ln asset+β4*leverage
高管持股比例与盈余管理关系研究模型回归结果如表5所示：
表5
| Coefficientsa | ||||||
| Model | Unstandardized Coefficients | Standardized Coefficients | t | Sig. | ||
| B | Std. Error | Beta | ||||
| 1 | (Constant) | 0.425 | 0.117 | 0.000 | 3.639 | 0.000 |
|
高管人员 持股比例 |
-0.010 | 0.052 | -0.009 | -0.198 | 0.843 | |
|
每股收益 (摊薄净利润) |
0.102 | 0.009 | 0.522 | 10.919 | 0.000 | |
| leverage | 0.121 | 0.031 | 0.212 | 3.844 | 0.000 | |
| ln asset | -0.021 | 0.006 | -0.200 | -3.638 | 0.000 | |
| a. Dependent Variable: DA/A | ||||||
在股权结构与负向的盈余管理关系研究中，回归结果均不显著。
四、研究结论与政策建议
（一）研究结论
本文对股权结构与盈余管理关系的实证研究表明：
（1）股权集中度与正向盈余管理正相关。
（2）股权制衡度与正向盈余管理负相关。
（3）高管持股比例与正向盈余管理之间的关系在统计上并不显著。
表明公司股权结构与盈余管理有很大的关系。从盈余管理的根源看，所有权和经营权分离产生了委托代理问题，而且委托方选择将公司的盈余与代理人的薪酬结合起来激励代理人，这就使使盈余管理成为管理层在既定制度安排下的一种必然选择。而在公司治理结构中，核心问题是股东利益及股东价值的实现，而股东对企业的控制主要以股本为纽带，通过拥有的股权对企业行为进行决策。因此，公司治理结构研究的重点体现在公司股权结构设计及对管理者行为的影响。
（二）政策建议
从结论看，股权结构是盈余管理的重要因素。目前我国股权结构中的“一股独大”的现象很突出，其导致了双重代理问题——第—大股东对中小股东利益的侵害与“内部人控制”是我国上市公司盈余管理的主要原因，因此只有通过优化公司的股权结构，改善公司内部治理结构，才能有效地抑制上市公司盈余管理行为。
（1）鼓励多元化的投资主体，发展机构投资者，完善股权结构，加强股东之间的制衡力，实现多股东共同控制的形势，避免权力过度集中。
（2）优化股权结构使盈余管理水平得到改善，继续推进股权分置改革，优化股权结构。随着股东大会表决制度的日益完善和法人股在股票市场上的自由买卖，股东之间的制衡效果会愈来愈明显，“一股独大”的现象将得到遏制。
（3）发挥立法部门的相关职能，加强社会和政府的监管，规范和完善市场机制。立法部门加强对上市公司立法强度，完善法律、法规体系，确保上市公司行为合法；通过政府和社会监督，规范市场的运行，创造良好的市场环境，使上市公司在健康的市场机制下运行。
参考文献
【1】 Fan,J.P.H. and T.J.Wong, Corporate ownership structure and the informativeness of accounting earnings in east Asia, Journal of Accounting and Economics, 33,401-425. 2002；
【2】 Liu,Q., Z.Lu, Earnings management to tunnel evidence from China’s listed companies, University of Hong Kong Working Paper,2003；
【3】 张继袖，陈宇建，中小企业公司治理与盈利能力，南京审计学院学报，第1期，42-48，2007；
【4】 王化成，佟岩,控股股东与盈余质量—基于盈余反应系数的考察[J],会计研究，2006，(2)；
【5】 陆建桥，中国亏损上市公司盈余管理实证研究[J]，会计研究,1999；
【6】 刘子威，方西陆，盈余管理实证研究综述，财会通讯（综合），2010。
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