我国上市民营企业股权结构与 真实盈余管理相关性实证研究

钱红光 程熠琳

摘要：文章以2014～2018 年沪深主板上市民营企业的数据为研究样本，对股权结构与真实盈余管理的关系进行实证研究后得出结论：股权集中度与真实盈余管理显著正相关;机构投资者持股可以抑制上市公司的真实盈余管理活动;股权制衡度和真实盈余管理显著负相关。

关键词：股权集中度;机构投资者持股;股权制衡度;真实盈余管理

一、引言

近年来，上市公司频繁出现的盈余管理现象成为了理论界和实务界研究的热点话题。盈余管理主要分为应计盈余管理和真实盈余管理两类。相较于应计盈余管理，真实盈余管理的实施方式更加难以察觉，具有手段复杂、隐蔽性强等特点。在日趋严苛的监管环境下，公司管理层更倾向于真实盈余管理。该行为的存在，不仅有损于当期信息质量的提高，而且不利于公司的持续发展。因此，如何规避真实盈余管理是学术界与实务界关注的焦点。已有研究表明，合理的股权结构能够对股东与管理层之间形成有效监督和制约，从而抑制真实盈余管理行为。通过现有文献可知，我国大型民营企业很少作为主要样本被运用于研究真实盈余管理的课题中。然而，民营企业在我国经济发展中的作用越来越重要，因此本文将研究的样本对象选择为中国A股主板上市民营企业，在股权结构中选取股权集中度、机构投资者持股和股权制衡度三个方面，深层研究股权结构对真实盈余管理的影响，为提高上市公司的会计盈余质量提出行之有效的建议。

二、理论分析与研究假设

（一）股权集中度与真实盈余管理

Jensen等（1976）提出的“利益掠夺假说”显示：大股东占有的股份越多，在公司的话语权越强，就越有可能对会计信息进行操纵。大股东掏空导致公司业绩下滑，进而不利于公司进行股票和债券融资，影响公司的持续性发展，因此大股东与管理层之间存在“盈余合谋”的可能，他们通过利用自身的信息优势，选择性地披露误导中小股东的财务信息，盈余管理的重点也由董事会和管理层间的委托代理关系转变为中小投资者和大股东之间的代理关系。基于此，提出假设1。

假设1：股权集中度与企业真实盈余管理程度正相关。

（二）机构投资者持股与真实盈余管理

有效监督假说表明机构投资者具有积极有效的监督效应。与企业股东相比，机构投资者拥有更多的资金，同时可以准确获取必要的信息。我国股权分置改革的顺利完成以及国家政策的大力支持使机构投资者发展迅速，投资理念也从“投机为主”转变为“价值投资”。作为专业的投资团队，机构投资者为了获取最大收益，有能力参与公司治理，强化公司的内部监督，在一定程度上可以抑制真实盈余管理。且机构投资者持股比例越高，其与企业的利益越趋同，监督经营决策活动的积极性越高。基于此，提出假设2。

假设2：机构投资者持股比例越高，企业真实盈余管理程度越小。

（三）股权制衡度与真实盈余管理

股权制衡度主要是反映企业主要股东间的制衡关系，即由少数几个大股东享有控制权，通过内部牵制的方式，任何一个大股东都不能独立地决定企业的策略，以达到相互监督、共同抑制掠夺的效果，从而约束“一股独大”，缓解内部的委托代理问题。在股权制衡的情况下，大股东的私利行为被有效抑制，中小股东的权益得到保障，减少了管理层为了维护自身利益而进行的盈余管理行为，可以向股东以及外部投资者披露信息更加透明化和真实化。基于此，提出假设3。

假设3：股权制衡度越低，真实盈余管理活动行为越严重。

三、研究设计

（一）样本选取

选取2014～2018 年A 股主板上市民营企业的相关数据并剔除了以下数据：金融类上市公司;ST 和*ST 上市公司，最终得到四个会计年度内的8324个有效数据样本。股权结构数据及主要财务数据来自CSMAR 数据库，部分数据来自 RESSET 数据库，数据的整理和回归分析分别采用EXCEL和SPSS25. 0。

（二）变量定义

1. 真实盈余管理

真实盈余管理的计量方法主要借鉴Roychowdhury（2006）构建的模型，从生产操控、销售操控、费用操控三方面度量。对销售操控行为的衡量，采用异常经营现金流量净额。本文用模型1衡量异常经营流量净额。

对生产操纵的衡量，采用异常生产成本规模。本文用模型2衡量异常生产成本。

为了做大报告期的企业利润，较为直接的手段则是减少某些可操作性较强的期間费用。当出现酌量性费用操纵时，区别于正常的斟酌性费用支出额度，会出现异常的斟酌性费用。本文用模型3衡量异常酌量性费用。

进一步借鉴Zang（2012）的方法，在得到异常经营活动现金流金额、异常生产成本、异常斟酌性费用的基础上，采用下面的模型4计算真实盈余管理程度。

=?0+?1+β1+β2+εt（1）

=?0+?1+β1+β2+β3+εt（2）

=?0+?1+β1+εt（3）

Rda=Apro-Acfo-Adis（4）

在模型1中，残差项是对第t年异常经营现金流净额Acfo;Assetst-1表示企业第t-1年的期末总资产;CFOt表示第t年经营活动产生的现金流量净额;Salest是第t年主营业务收入;ΔSalest是第t年主营业务收入变动额。

在模型2中，残差项εt是对第t年“真实生产操纵”的测度，表示“异常生产成本”，记为“Apro”;PRODt表示企业第t年的产品生产总成本。

在模型3中，残差项εt是第t年异常酌量性费用Adis;DISXEP代表企业第t年的时可以操纵的期间费用，考虑到目前我国的财务报表中没有披露研发支出，本文对斟酌性费用的衡量用销售费用加上管理费用的和代替。

2. 股权结构

（1）股权集中度。股权集中度是指大股东对企业的控制能力。现有研究表明，武亚琴（2015）、王卫星（2016）均在研究中加入了股权集中度这一变量，且多以第一大股东持股比例为衡量标准。股权集中度在公司治理相关的研究中经常出现，并且是十分重要的一项变量，所以本文选取了该变量作为解释变量之一，且使用第一大股东持股比例（First）来度量股权集中度。

（2）机构投资者持股。一方面结合本文的研究目的，另一方面考虑到数据的易获取性、结论的可比性，本文借鉴邵毅平（2016）的研究方法，将机构投资者持股比例即机构投资者持股数与总股数的比值来衡量，并用符号Inst表示。此外，本文借鉴Chen（2007）的理论，将机构投资者分为独立机构投资者和灰色机构投资者，分别探讨他们的持股比例如何影响真实盈余管理，并用InstIndep和InstGrey表示。

（3）股权制衡度。林雪冰（2014）指出：股权制衡度可以抑制盈余管理程度，本文借鉴学者的研究方法，选取上市公司内部第二到第五大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值衡量股权制衡度，作为本文的解释变量之一，并用符号Balance表示。具体的变量及符号见表1。

（三）模型设计

根据前文提出的研究假设，本文构建如下模型以研究股权结构对真实盈余管理的影响：

为检验股权集中度与真实盈余管理关系即假设1，建立模型5。

Rda=?1First+?2Size+?3Lev+?4Loss+?5Turnover+?6Auditor+?7Age+∑Industry+∑Year+ε1（5）

为检验机构投资者持股与真实盈余管理关系即假设2，建立模型6、7。

Rda=β1Inst+β2Size+β3Lev+β4Loss+β5Turnover+β6Auditor+β7Age+∑Industry+∑Year+ε2（6）

Rda=β1InstGrey+β2InstIndep+β3Size+β4Lev+β5Loss+β6Turnover+β7Auditor+β8Age+∑Industry+∑Year+ε3（7）

为检验股权制衡度与真实盈余管理关系即假设3，建立模型8。

Rda=λ1Balance+λ2Size+λ3Lev+λ4Loss+λ5Turnover+λ6Auditor+λ7Age+∑Industry+∑Year+ε4（8）

四、实证分析

（一）描述性分析

首先，对8324组数据样本进行描述性统计，结果如表2所示。

由表2可知，2014～2018年A股主板上市民营企业样本中，真实盈余管理的平均值为-0.01，最小值为-1.2472，最大值为1.9191，一定程度上表明我国上市民营企业中存在真实盈余管理行为，且民营上市企业的真实盈余管理存在显著差异性。8324组样本中第一大股东持股比例数据的最小值为3.39，最大值为89.99，标准差为13.5599，表明我国民营上市公司“一股独大”的现象仍普遍存在。机构投资者总持股比例的平均值6.3217%，灰色机构投资者持股比例的平均值为2.1765%，独立机构投资者持股比例的平均值为0.4599%，表明机构投资者对上市民营企业持股相对较少，还有很大的提升空间。

（二）相关性分析

为初步确认各个变量间是否存在相关关系，使用SPSS软件进行Pearson相关分析，以初步判定前文所做研究假设与模型设计是否合理，Pearson相关分析结果如表3所示。

由表3可知，第一大股东持股比例与真实盈余管理在5%的显著性水平上正相关，初步表明股权集中度与真实盈余管理活动成正相关，与前文所做研究假设1吻合。

机构投资者总持股比例与真实盈余管理负相关，灰色机构投资者持股比例与真实盈余管理、独立机构投资者持股比例与真实盈余管理均负相关，初步表明机构投资者持股可以一定程度上抑制真实盈余管理活动。

股权制衡度与真实盈余管理正相关，支持了前文所做的研究假设2。

经多重共线性检验，各个模型中，各个变量的方差膨胀因子VIF值均介于1和10之间，故本文模型设计中，自变量之间不存在严重的多重共线性问题，可以对模型进行进一步的研究。

（三）回归分析

1. 股权集中度与真实盈余管理的回归检验。本文为检验股权集中度与真实盈余管理之间的相互关系，建立了模型5，以2014～2018年A股主板上市民营企业8324组样本数据进行回归分析，回归结果如表4所示。

由表4可知，第一大股东持股比例与被解释变量真实盈余管理的回归系数为0.022且在15%的水平上通过了显著性检验，即表现出显著正相关，支持了前文所做假设1，即当限定其他条件时，股权集中度与真实盈余管理活动显著正相关。

2.机构投资者持股与真实盈余管理的回归检验。本文为检验机构投资者持股与真实盈余管理之间的相互关系，建立了模型6、7并同样以2014～2018年A股主板上市民营企业8324组样本数据进行回归分析，回归结果如表5、6所示。

由表5、6可知，机构投资者总持股比例与真实盈余管理的回归系数是-0.035，独立投资者持股比例总数与真实盈余管理的回归系數为-0.031，灰色投资者持股比例总数与真实盈余管理的回归系数为-0.022且均通过了显著性检验，支持了前文所做假设2，即限定其他条件时，机构投资者持股能够抑制真实盈余管理活动。

3. 股权制衡度与真实盈余管理的回归检验。为检验股权制衡度与真实盈余管理的关系，建立了模型8并进行回归分析，回归结果如表7所示。

由表7可知，模型8中，股权制衡度与真实盈余管理的回归系数为-0.047，且通过了显著性检验，假设3得到验证即股权制衡度能够抑制真实盈余管理活动。

（四）稳健性检验

对于民营企业，选取2014～2018年中小板上市公司的相关数据进行回归分析，结论并未发生实质性的改变。其次，将解释变量第一大股东持股比例替换为前十大股东中机构投资者的持股比例，实证检验结果未发生显著性变化。可见本文的研究结论具有一定的稳健性。

五、结论和建议

本文从探究股权结构与真实盈余管理的关系出发，以2014～2018年沪深主板上市民营企业为研究对象，进行回归分析，研究表明：股权集中度越高，真实盈余管理行为越严重。机构投资者持有的总股数占比越大，独立机构投资者持股比例、灰色机构投资者持股比例越高，上市公司的真实盈余管理程度越低，显示出机构投资者的监督与制约功能。股权制衡度与真实盈余管理显著负相关。结合本文结论，提出以下建议：

适当降低第一大股东的持股比例，缓解企业内部“一股独大”的现象。加强对企业监督管理力度，保持企业的股权结构相对多元化、合理化。

继续大力推动发展机构投资者，使机构投资者能够积极参与公司治理并监督公司的内部情况，促使上市公司规范经营，真实披露信息。

建立完善的信息披露和监管体系，规范引导上市公司提高会计信息质量，切实保护中小投资者利益。

参考文献：

[1]Cohen D A， Dey A， Lys T Z. Real and Accrual-Based Earnings Management in the Pre-and Post-Sarbanes-Oxley Periods[J].Accounting Review，2008，83（03）：757-787.

[2]Jensen M.， W. H. Meckling. Theory of the Firm： Mana-gerial Behavior， Agency Costs and Ownership Structure [J]. Social Science Electronic Publishing，1979，3（04）：305-360.

[3]Zang，Amy Y.Evidence on the Trade-Off between Real Activities Manipulation and Accrual-Based Earnings Management.The Accounting Review，2012，87（02）：675-703.

[4]武亞琴.股权集中度、控股权性质与投资效率的相关性研究[D].北京：华北电力大学，2015.

[5]王卫星，杜冉.股权集中度、内部控制与盈余质量——来自沪市A股市场的经验证据[J].财会月刊，2016，772（24）：3-8.

[6]邵毅平，徐潇.终极控制权、机构持股与公司盈余管理[J].会计之友，2016，532（04）：48-54.

[7]Chen X. ，Harford J.，Li K. Monitoring： Which Institutions Matter？[J]. Journal of Financial Economics，2007，86（02）：279-305.

[8]林雪冰.股权集中度、股权制衡度与真实活动盈余管理[D].大连：东北财经大学，2014.

（作者单位：湖北工业大学经济与管理学院。程熠琳为通讯作者）