股权结构对盈余管理动机下资产剥离影响的研究

□牛朦

（山东科技大学经济管理学院 山东青岛266590）

一、引言

随着我国证券市场和相关法律、法规的不断完善，应计项目盈余管理的应用空间不断减少，而真实活动盈余管理则由于其隐蔽性被企业所重视。其中，资产剥离的行为呈连年上升的趋势。学者们最早研究的是关于资产剥离的财富效应，同时做出相应的经济动因解释，但随着研究的深入，发现资产剥离行为不能只解释为出于经济动因，其中也包含了基于委托代理理论的盈余管理动机。在我国所有者缺位导致的内部人控制的现象下，企业资产剥离的动机很难确定只是出于经济动因。研究资产剥离行为前提是应结合实际情况区别不同的动机，在此基础上才能得到有效的结论。本文重点探寻约束盈余管理动机下的资产剥离行为的方法，这一行为是在委托代理理论下，代理人的具体行为体现。而不同的股权结构正是为了解决委托人与代理人之间矛盾的重要形式。理论上完善的股权结构能够对盈余管理动机的资产剥离行为有制约的作用。因此本文将在区分不同动机的前提下，探究股权结构对资产剥离的影响，从而为今后防治此类资产剥离行为所带来的危害提供思路。

二、文献回顾

资产剥离指企业将其所拥有的资产、子公司等通过出售、企业分立和股权切离等形式剥离给第三方。最早国外关于资产剥离的研究提出有效配置假说、经营集中度假说和融资假说。虽然资产剥离的财富效应得到了国外相关文献的证实，但国内学者对此并没能得出一致结论。我国沪市上市公司的资产剥离行为多为关联交易，且有显著的年末效应。由于我国的企业经营背景有别于国外企业，因此本文应结合我国所有者缺位这一特殊现状，对不同动机的资产剥离行为进行甄别。

国内有关研究发现，ROE的频数分布介于0—2%的微利企业和介于6%—7%的企业有强烈的扭亏和配股的盈余管理动机，并且ROE的分布随着配股政策的改变而相应的改变。关于盈余分布断层解释的研究，有验证了盈余分布的断层是由盈余管理导致的。更有研究证实了进行资产出售的企业，当年其ROE更可能出现在微利或配股线区域内。综上，ROE介于6%—7%和0—2%的上市公司具有强烈的配股和防止亏损的盈余管理动机，并且也有研究证实了企业盈余指标分布断层的形成与资产出售行为是有联系的。本文则将在此基础上，继续研究资产剥离行为是否与此类有盈余管理动机的企业有一定联系。

国内有关股权结构对资产剥离影响的研究中有发现股权集中度与资产剥离的发生呈正相关。也有支持第一大股东持股与资产剥离发生的可能呈负相关。从已有文献可以看出，股权结构对基于盈余管理动机下的资产剥离行为，在理论上是有影响的。但国内相关的研究并没有对资产剥离的动机进行区别，动机不同采取的应对措施也不同。由于盈余管理动机下的资产剥离行为会带来不良的经济后果，而良好的股权结构对盈余管理行为有一定的约束作用，因此，本文在首先区分动机的前提下，探究股权结构对资产剥离行为的影响，以期为今后抑制具有盈余管理动机的具体行为提供有效思路。

三、研究假设

对于微利上市公司来说，防止亏损可能带来的特别处理、暂停上市甚至终止上市的威胁是首先要解决的问题。而通过大额的资产剥离则是极其有效的手段。而对于配股动机，虽然《上市公司证券发行管理办法》规定：以扣除非经常性损益后的净利润与扣除前的净利润中低者作为是否盈利的依据。但另规定要求资产质量良好，上市公司则可直接利用资产剥离在短时间内剥离不良资产达到目的。因此，本文提出假设1：有盈余管理动机的上市公司更倾向采用资产剥离行为。

随着我国证券市场的逐渐发展，更多拥有专业化团队的机构投资者进入了证券市场。机构投资者有较强的信息获得能力和专业的决策能力，更重视企业的长远发展，投机的动机则较弱，并且由于其募集资金数额一般较大，常在企业中占有一定席位，并能为企业做出更为专业和客观的决策，使得企业的资产剥离行为更少的倾向于盈余管理动机。因此，本文提出假设2：机构投资者持股比例越高，越有利于制约基于盈余管理动机下的资产剥离行为。

高管持股将管理层与股东的利益进行捆绑，有利于解决委托代理问题。随着高管持股比例的增加，其与股东的目标函数更趋于一致。则管理层更倾向做出有利于股东的决策，并且《公司法》和《证券法》对管理层的股权转让规定了限制条件，从而对管理层利用内幕信息来操纵股价的行为进行了约束。因此，高管持股从理论上分析能更好地为企业的长远目标而做出决策，约束这类为了进行盈余操纵的资产剥离行为。因此，本文提出假设3：高管持股比例越高，越有利于制约基于盈余管理动机下的资产剥离行为。

一般而言，股权太过分散，股东对企业的监督与治理的积极性会较低，更容易出现投机的心态持股，这便助长了管理层的盈余管理动机。而持股集中，则可以提高股东的决策与监督效率。针对资产剥离的行为，有别于其他盈余管理行为，大额的或者存在关联方交易的资产剥离行为都应经股东大会通过，这不仅受管理层的操控，且资产剥离行为多是企业处于保盈和保配等动机下迫不得已之举。因为，有时资产剥离的行为不仅会向市场传递战略调整的信息，也随之会带有企业经营不善的信号。因此，从企业长远战略考虑，即使第一大股东绝对控股，也很难出现利用资产剥离的行为来损害中小股东的利益的情况。因此，本文提出假设4：第一大股东持股比例越高，越有利于制约基于盈余管理动机下的资产剥离行为。

四、研究设计

SALE为资产剥离变量：一年中发生资产剥离的企业SALE=1，否则SALE=0；EM为盈余管理变量：企业ROE∈[0，2%]或[6%，7%]时 EM=1，否则为 0；CGS1为机构投资者持股比例；CGS2为高管持股比例；CGS3为第一大股东持股比例；SIZE为企业规模：SIZE=ln （总资产）；DEBT 为资产负债率。由于本文实证需要对定性变量SALE进行考察，则采用二元变量回归的方法进行处理。结合实证分析需要考察的经济意义，建立Logit模型如下：

模型中P/（1-P）表示SALE=1与SALE=0发生的概率的几率比，则该模型的解释变量为对数几率比。

五、实证结果与分析

（一）描述性统计

首先对数据进行描述性统计 （见表1），观测数据样本的概况。

表1 描述性统计

从描述性统计可以看出5%的企业进行了资产剥离的行为，比例较低，说明资产剥离的手段并不是常用手段。ROE属于0—2%与6%—7%的企业的比例为15%，说明有盈余管理动机的企业所占比例较高。机构持股比例普遍较低，高管持股比例分布较分散且较低，第一大股东持股比例较高。

（二）Logit回归分析

采用Stata对上述Logit模型进行最大似然估计，得到估计结果（见表2）。

表2 Logit模型回归结果

从表2结果中来看，盈余管理变量 （EM）、 机 构 投 资 者 持 股 比 例（CGS1）、高管持股比例（CGS2）、第一大股东持股比例（CGS3）变量的估计系数的Z统计量显著性概率均小于0.05，在5%水平认为其检验显著，而EM×CGS1、EM×CGS2、EM×CGS3 变量的估计系数Z统计量显著性概率大于0.05，在5%水平认为其检验不显著。

EM的估计系数为0.902791，说明当EM=1时，对数几率比比EM=0时大0.902791，也就说明当EM=1时，发生SALE=1的概率更高。即属于具有盈余管理动机的企业发生资产剥离行为的概率更高。假设1得到了证实。

CGS1、CGS2、CGS3 这 3 个变量的估计系数分别为负数，而EM×CGS1、EM×CGS2、EM×CGS3这3个变量检验不显著，说明两点：（1）CGS类变量的估计系数为负，说明CGS类变量每增加1单位，会引起对数几率比减小相应的单位，从而导致SALE=1发生的概率减小。（2）由于EM×CGS类的变量均不显著，说明无论EM=1还是EM=0，CGS类的变量引起的对数几率比的变化均不变。可以认为，CGS类变量对SALE=1发生的概率的影响，是不受EM是否为1的差异所影响。即随着机构持股比例、高管持股比例、第一大股东持股比例这三个变量的增加，其对资产剥离行为的约束作用越大。但无论是否属于有盈余管理动机的企业，机构投资者、高管、第一大股东的持股比例对企业是否进行资产剥离的影响是相同的，都是具有约束力的。因此， 假设 2、3、4得到了部分证实，说明了机构投资者、高管、第一大股东的持股比例与资产剥离行为的发生呈负相关，但不只是基于盈余管理动机下，而是针对任何情况下的企业都成立。

六、研究结论与启示

根据上述研究结果，首先验证了有盈余管理动机的上市公司更倾向采用资产剥离行为。这提示我们，当企业ROE处于微利和有配股动机的区域时，应注意区别此时的资产剥离行为是否真正出于为了企业长期发展战略的经济动因，而不是为了盈余管理的目的，避免由于对企业资产剥离的动机判断失误而做出错误的决策。其次关于股权结构对基于盈余管理动机的资产剥离行为的研究发现，我国机构投资者、高管和第一大股东持股的比例对资产剥离行为都有较好的约束作用，但问题是无论企业是否有盈余管理的动机，三个因素均对资产剥离持否定态度，究其原因可能有两方面：（1）由于我国证券市场、产权交易市场以及相关会计制度的不完善，导致目前我国的资产剥离多不能符合企业长远的战略，具有一定的被动性，并常用作对盈余进行操纵的手段，多是为了满足短期利益，同时会向市场传递负面的信息。因此股东多对资产剥离持消极态度。（2）企业对资产剥离认识不够全面，只是倾向于将其视为盈余管理的范畴，较少有认识到通过资产剥离可以更有效地整合企业资源，与企业多元化是同等效力地手段，从而提高企业整体价值。因此，从研究的结果得到的启示是我们应保持股权结构中对基于盈余管理动机的资产剥离行为的良好约束作用，但也应改善企业对资产剥离的认识，使其真正能发挥战略意义，而不只是局限于盈余管理行为。