股权结构与上市公司应计和真实盈余管理行为

2021-03-23黄有为王继娜

税务与经济 2021年1期

黄有为，王继娜

(1.吉林财经大学国际交流学院，吉林长春 130117；2.长春天然气集团有限公司财务部，吉林长春 130117)

上市公司盈余管理行为一直是资本市场的热点问题，而盈余管理又可以分为应计盈余管理和真实盈余管理两种。前者是指通过在公认会计准则范围内(GAAP)对会计政策进行选择来掩盖或遮掩企业真实经济行为[1]；而后者也是一种偏离企业正常经营活动的行为，其不会增加企业价值，目的在于误导企业利益相关者相信企业的财务目标已经获得了实现。

公司治理是影响上市公司盈余管理行为众多因素中非常重要的一项内容，而股权结构又是公司治理中最为重要的一部分，因此，其必然会对上市公司盈余管理行为产生巨大的影响。具体又可分为：第一，控股股东性质与盈余管理。第二，管理层持股与盈余管理。第三，股权集中度与盈余管理。第四，机构投资者与盈余管理。显然，这些股权结构的构成内容会对上市公司盈余管理行为产生重大影响。

比较而言，国内外学者对公司的应计盈余管理行为以及其同公司股权结构之间的关系研究开展得比较早，并且已经取得了比较丰硕的成果。而真实盈余管理行为的系统研究源自于Roychowdhury(2006)[2]的开创性研究，因此，上市公司真实盈余管理行为以及其同公司股权结构之间的关系研究起步较晚，相对匮乏。本文希冀在我国上市公司规模的快速发展的背景下尝试对该问题进行探讨。

一、文献回顾和研究假设

(一)应计和真实盈余管理

Watts和Zimmerman(1978)提出了实证会计理论三大经典假设，为后续公司盈余管理的实证研究指明了方向。[3]而后，Schipper(1989)[4]以及Healy和Wahlen(1999)[5]对盈余管理的涵义又进行了深入阐述，并得到了中外学者的广泛认可，同时，Healy和Wahlen(1999)提出了著名的盈余管理三动机。特别是Jones(1991)的研究及其提出的Jones模型极大推动了对公司应计盈余管理行为的后续研究。[6]紧随国外研究步伐，国内相关研究亦广泛展开。

与真实盈余管理行为有关的研究呈现两个特点：第一，对真实盈余管理行为的探讨从最开始的特定行为分析到后来的系统性研究，如Dechow和Skinner(2000)[1]等的研究更多地集中于企业机会主义的研发费用(R&D)操控，而Roychowdhury(2006)[2]和Gunny(2010)[7]则对公司真实盈余管理行为进行了系统、全面的探讨。这些研究均表明企业存在大量的真实盈余管理行为。国内研究方面，白云霞等(2005)[8]，张俊瑞等(2008)[9]，林永坚等(2013)[10]对公司真实盈余管理行为进行了深入、全面的理论分析。第二，少数文献专门针对公司真实盈余管理行为进行系统研究，更多文献则同时探讨应计和真实盈余管理行为。因为应计和真实盈余管理行为的特点和成本不同，会导致公司综合运用两种盈余管理方式。最具代表性的研究包括Graham等(2005)[11]、Cohen等(2008)[12]、Cohen和Zarowin(2010)[13]、Zang(2012)[14]、Kothari等(2016)[15]，等等。国内研究方面，李增福和周婷(2013)[16]，顾鸣润等(2012)[17]、张岩(2018)[18]等从控制人性质、公司治理和经济后果等方面探究了两种盈余管理行为的综合运用问题。

(二)股权结构与盈余管理

股权结构是企业治理结构的重要组成部分，在很大程度上影响着企业的盈余管理行为，从而决定了企业的治理效率，并通过影响企业投融资等重要的财务行为使得企业经营业绩发生变化。[19]具体又可分为：

第一，控股股东性质与盈余管理。相比于非国有控股企业，国有控股企业经营者的行政任命方式会使其更多地考虑政治前途，无法专心于企业经营业绩。Kato和Long(2006)的研究均对此提供了证据，并强调这会加强“内部人控制”现象。[20]陈晓、江东(2000)认为，控股股东和外部中小股东利益不一致，其会以牺牲其他股东利益为代价追求自身利益。[21]刘立国和杜莹(2003)实证研究发现，国有控股的上市公司更可能进行财务舞弊。[22]王化成和佟岩(2006)的研究亦表明控股股东为国有股东时盈余质量更低。[19]

第二，管理层持股与盈余管理。Jensen和Meckling(1976)认为，高管持股有利于管理者与公司利益趋于一致。[23]而Fama(1980)的研究表明，企业高管的持股比例越高，就越具有更强烈的和控股股东合谋而谋取企业利益的动机[24]；Teshima和Shuto(2008)的研究亦表明管理层持股与盈余管理之间并非呈线性关系。[25]同国外研究基本相同，国内研究结论亦存在分歧。王兵等(2009)[26]认为管理层持股和盈余管理行为负相关；袁知柱等(2014)的研究亦表明，管理层持股程度越高，企业真实盈余管理程度越低。[27]而王克敏和王志超(2007)的研究则表明，企业管理层持股程度与盈余管理行为正相关。[28]张兆国等(2009)的研究却显示，我国上市公司高管持股比例与盈余管理行为不相关。[29]

第三，股权集中度与盈余管理。企业的股权集中度越高，大股东对企业的控制力就越强，因而也就越有动力和能力通过盈余管理等行为来为自身谋取利益。Park和Shin(2004)的研究所提供的证据对此观点予以支持。[30]国内方面，王化成和佟岩(2006)的研究表明，上市公司控股股东的缺位会导致盈余质量下降。[19]熊婷(2013)通过对股权集中度与盈余管理关系的实证分析表明，股权集中度与上市公司盈余管理行为呈显著正相关关系，即上市公司股权集中度越高，其盈余管理行为就越显著。[31]

第四，机构投资者与盈余管理。Pound(1988)的研究表明，机构投资者在公司治理中的作用体现在三个方面：有效监督、利益冲突和战略联盟。[32]Koh(2007)研究发现，机构投资者持股比例越高，公司越不可能用操控性应计进行盈余管理，因此，长期机构投资者可以有效抑制公司的应计盈余操控行为。[33]国内方面，王化成和佟岩(2006)[19]的研究还表明，机构投资者为了保护自身的权益，有很强的动机监督管理层；高雷和张杰(2008)[34]、刘永泽等(2011)[35]的研究均对此进行了验证。

(三)研究假设

完善的公司治理结构可有效安排上市公司各方的利益，并对上市公司的盈余管理行为起到一定程度的抑制作用，而作为公司治理结构基础的股权结构亦必然会对上市公司盈余管理行为产生影响。

1.股权集中度和盈余管理。理论上，股东财富最大化或公司价值最大化是上市公司大股东追求的目标。但是，当上市公司股权过于集中时，大股东可以控制上市公司，因而会通过多种手段获取额外利益，这是机会主义行为的一种表现。大股东们拥有控制权的优势，同时完全掌握公司各种信息，因此可以通过关联交易等机会主义行为追求自身利益最大化，同时利用其特有的信息和控制优势，进行盈余操控行为，从而粉饰经营业绩。因此，随着股权集中度的增加，大股东通常会做出一些伤害中小股东利益的行为。

熊婷(2013)通过对股权集中度与盈余管理关系的深入探究后发现，股权集中度与上市公司盈余管理行为呈显著正相关关系，即上市公司股东股权集中度越高，盈余操控的动机就越强，相关盈余管理行为就越显著。[31]因此，如果股权过于集中，那么大股东就会利用其优势地位进行盈余操控，从而严重影响企业的盈余质量。同时，大股东在披露会计盈余方面的信息时，会更多地遵从自身的利益和喜好，从而其披露的信息具有一定的倾向性，进而导致披露的盈余信息质量下降。但应计和真实盈余管理行为具有不同的特点，其对企业的影响亦不同，应计盈余管理行为是对企业未来利润的借用，对企业价值负面影响较小；而真实盈余管理行为直接影响企业现金流，会对其企业价值产生重大负面影响。因而，上市公司会更多地运用应计盈余管理行为，对真实盈余管理行为会慎重使用。基于以上分析，本文提出假设1：

假设1：股权集中度和盈余管理行为呈正相关关系，股权越集中，盈余管理行为越显著，其影响更多地体现在应计盈余操控方面。

2.机构持股和盈余管理。一般而言，更多的机构投资者进入资本市场能够在一定程度上优化上市公司股权结构，同时监督上市公司的经营，有利于抑制上市公司的盈余管理行为。首先，机构投资者具有更强大的资金力量。尤其是一些专业的机构投资者，其具有数额巨大的投资资金，其投资于任何上市公司，都会在其中拥有很大程度的发言权。因此，机构持股一方面可以改善上市公司的股权结构，另一方面还能够对上市公司经营行为起到一定程度的监督作用。其次，机构投资者具有信息渠道优势。相比于普通投资者，机构投资者能够通过更多方式和途径获取上市公司的各类信息，因此，信息不对称带来的潜在投资风险会在机构投资者这里得到很大程度上的缓解。所以，机构投资者更易于发现上市公司的盈余管理行为。最后，机构投资者具有更专业的知识技能。机构投资者会通过调研、访谈以及查阅资料等多种途径搜集上市公司的各种信息，特别是财务信息，并通过自身所具备的专业技能进行综合分析，从而能够更容易发现上市公司的盈余操控行为。

因此，机构投资者所占比重越大，就越愿意参与到上市公司的日常经营管理中，会在一定程度上完善上市公司的股权结构，进而能够抑制上市公司的盈余操控行为。程书强(2006)从机构投资者持股和上市公司盈余信息关系的视角出发，发现机构投资者持股比例越高越能有效抑制上市公司盈余管理行为，从而完善其治理结构并促使其经营更加规范。[36]高雷和张杰(2008)通过对沪深两市上市公司数据进行分析后发现，机构投资者在投资的同时一定程度上会参与上市公司的经营治理，其更高的持股比例会弱化上市公司的盈余管理行为，即二者间呈负相关关系。[34]因此，机构投资者可以在一定程度上抑制上市公司真实盈余管理行为。基于以上分析，本文提出假设2：

假设2：机构投资者的持股比例与盈余管理行为呈负相关关系。

3.国有控股和盈余管理。我国的市场经济来源于计划经济体制。因此，资本市场建立初期，上市公司绝大部分为国有控股。虽然股权改制后国有股“一股独大”的现象有了很大程度的改变，但是国有控股的上市公司所占比重仍然很大。

国有股权归属于国家，但是国家并不真正参与公司的日常经营活动，而是由政府或国资委任命董事会和公司管理层负责公司的经营管理。这种独特的股权结构会给上市公司的治理带来很多问题：第一，受困于行政干预，阻碍资源的优化配置。政府是国有控股上市公司的实际控制人，集行政、社会以及经济目的为一身，在某些情形下，为实现其相关目标会动用行政手段干预上市公司的经营行为，从而扭曲市场机制，阻碍经济资源的最优化配置。第二，容易导致“内部人控制”现象。理论上国有控股上市公司的所有者为全体人民，而实际上国有控股上市公司的实际控制主体为各级政府和代理各级政府履行股东权利的各级国资委等机构。由于国有资本的产权代表对管理者的监督无法获得相匹配的“收益”，所以无法有效监督上市公司的经营管理行为，最终形成了对上市公司“产权上的弱势控制”，造成实际上国有股股东在产权上的缺位。这就使得管理层成为上市公司的实际控制人，其基于股权激励的考量，有动机进行盈余操控实现自身利益最大化。

综上所述，由于应计和真实盈余管理行为具有不同的特点，其对于企业价值影响亦不同，应计盈余操控行为对企业价值影响较小，真实盈余操控对企业价值影响较大，所以，上市公司会更多运用应计盈余管理行为，同时慎重使用真实盈余管理行为。基于以上分析，本文提出假设3：

假设3：国有控股上市公司的盈余管理程度更高，更多地体现在应计盈余操控方面。

4.管理层持股和盈余管理。对于管理层持股和盈余管理行为之间的关系存在不同观点。就我国目前而言，上市公司中国有控股所占比重较大，会导致严重的“内部人控制”现象，再结合上市公司管理层更高的持股比例，必定会更加恶化“内部人控制”现象。因而，本文提出假设4：

假设4：对于国有控股的上市公司，更高的管理层持股比例会导致更高程度的盈余管理行为。

二、数据获取和研究方法

(一)数据来源和样本选择

本文的管理层持股数据来自国泰安数据库，其他数据来自万得资讯。2007年1月1日，中国上市公司开始实施新会计准则，这对上市公司产生了重大影响。为了排除该噪音影响，将数据定位为2007年1月1日之后，即2007～2018年。考虑到金融行业的特殊性，剔除相关数据。[37]同时，对应用Jones模型的应计盈余变量和真实盈余变量的样本公司数据按如下过程筛选：第一，剔除数据有缺失的公司；第二，剔除分年、分行业的样本数据小于8个的公司。最终共获得2044家上市公司，总计12 226个数据样本，所有数据均在1%的水平上进行缩尾处理。

这里使用Dechow等(1995)修正的截面Jones模型来估计操控性应计。[38]回归时，每年使用股票市场所有非IPO公司按行业进行截面回归。

选用的真实盈余管理的估计模型是被Roychowdhury(2006)[2]、Cohen等(2008)[12]、Cohen和Zarowin(2010)[13]、Zang(2012)[14]所广泛应用的Roychowdhury模型。

为了反映真实盈余管理的总体情况，仿效Cohen和Zarowin(2010)[13]，形成真实盈余管理综合变量RM1、RM2和RM。相关变量定义如下：

表1 变量定义

(二)描述性统计

首先，观察上市公司发行数量，从表2中可以看出，上市公司发行数量比较集中的时间分别为2010、2011、2015、2016以及2017年。其中2017年最多，为418家。数量最少的是2013年，只有2家，这和当时的实际情况相符。2013年正是大盘从6000多点跌到最低点的年份，上证指数最低为1845.65点；相比2007年最高点6124.04点，下跌幅度达70%。投资者信心遭受严重打击，为恢复市场信心，证监会对上市公司发行数量进行了严格控制。

表2 上市公司发行数量

其次，分析上市公司行业状况(见表3)。上市公司数量最多的来自于制造业，共有1492家，占比73%；其次为信息传输、软件和信息技术行业，共有208家上市公司，占比10%。两个行业上市公司数量占比达83%。

表3 上市公司行业状况

最后，总体描述性统计分析(见表4)。前5大股东持股比例平均值为58.41%，股权集中度相对较高；在机构持股方面，市场平均值为29.10%，最低为1.14%，最高为86.76%；管理层持股平均值为25.4%，最高为68.9%；市净率为4.188，净利润为2.54亿元，资产负债率为33.80%，平均现金流为2.78亿元。

表4 总体描述性统计

(三)研究模型和相关变量

结合需要考察的股权集中度、管理层持股、国有控股和机构持股等股权结构的影响，使用如下模型：

Yt=α+β1(SHARE)t+β2(ORG)+β3(STATE)+β4(MANA)+ β5(SIZE)t+β6(MTB)t+β7(NI)t+β8(ROA)+β9(LEV)+β10(CFO)+β11(BIG4)+εt

(1)

其中：Yt表示t期操控性应计、异常现金流、异常生产成本、异常酌量费用、真实盈余变量RM1、真实盈余变量RM2和真实盈余变量RM；SHARE 表示股权集中度，为前五大股东股份之和占全部股份的比例；ORG 表示机构持股，为机构持有IPO公司股份数量占全部股份的比例；STATE 是虚拟变量，当公司是国有控股时为1，否则为0；MANA 表示管理层持股，为董事会、监事会以及IPO公司高管持股占全部股份的比例；SIZEt是虚拟变量，表示t期期末资产总额的自然对数；MTBt表示t期市净比；NIt表示t期净利润；ROA 表示资产收益率，为公司在 t 时期的总资产收益率，等于 t 时期的净收益总额除以 t 时期期末资产总额；LEV 表示资产负债率，为负债总额除以资产总额；CFO 表示经营现金流，为公司在 t 时期的来自经营活动的现金流；BIG4 是虚拟变量，当公司是四大会计师事务所审计时为1，否则为0。

以上分析表明，上市公司中国有控股所占比重较大会导致严重的“内部人控制”现象，如果再结合上市公司管理层的更高持股比例，必定会更加恶化该现象。因而，对于国有控股的上市公司，更高的管理层持股会导致更高程度的盈余管理行为。使用如下模型进行验证：

Yt=α+β1(SHARE)t+β2(ORG)+β3(STATE)+β4(MANA)+β5(STATE*MANA)+ β6(SIZE)t+β7(MTB)t+β8(NI)t+β9(ROA)+β10(LEV)+β11(CFO)+β12(BIG4)+εt

(2)

在(2)式中加入一个交叉项STATE*MANA，用以表示国有控股上市公司管理层持股行为对应计和真实盈余管理行为的影响。

三、实证结果分析

(一)多变量回归

首先对回归模型(1)进行回归，回归结果见表5。

表5 多变量回归

在操控性应计盈余管理行为方面，控制变量资产规模、市净比、净利润、资产收益率、资产负债率、经营现金流和四大均至少在1%显著性水平上显著；在真实盈余管理行为方面，关注最具代表性的RM，除了市净比之外(其在真实盈余变量RM2方面也有显著影响)，其他控制变量均具有显著影响。因此，总体而言，控制变量的选择是有效的。

首先，分析股权集中度。其仅在操控性应计方面存在显著正比关系，系数为0.0002，至少在1%显著性水平上显著同操控性应计盈余管理行为成正比，表明股权集中度越高，操控性应计行为越强；在真实盈余管理行为方面，其与异常生产成本成反比，系数为-0.0002，至少在5%显著性水平上显著，但对综合真实盈余变量RM1、RM2和RM均无法产生显著影响。结果验证了假设1，股权集中度对盈余管理行为的影响更多体现在应计盈余操控方面。

其次，分析机构持股。在应计盈余管理行为方面，系数为-0.0002，至少在1%显著性水平上显著负相关；在真实盈余管理行为方面，主要影响体现在异常现金流和异常酌量费用，系数为0.0002和0.0001，分别在1%和5%显著性水平上显著正相关，同时导致真实盈余变量RM2和RM分别在1%和5%显著性水平上显著。所以，机构持股能够显著抑制上市公司应计盈余管理行为，对真实盈余管理行为的抑制更多体现在异常现金流和异常酌量费用方面。结果验证了假设2。

再次，分析国有控股。在应计盈余管理行为方面，系数为0.0074，至少在1%显著性水平上显著正相关，表明国有控股上市公司应计盈余操控水平更高。在真实盈余管理行为方面，主要体现在异常酌量费用上，系数为-0.0117，并在1%显著性水平上显著，同时导致真实盈余管理行为RM1和RM2分别在10%和1%显著性水平上显著。因此，国有控股上市公司会导致更高的应计盈余管理行为，对真实盈余管理行为的影响更多体现在异常酌量费用方面。结果验证了假设3。

最后，分析管理层持股。在应计盈余管理行为方面，系数为-0.0129，至少在1%显著性水平上显著；在真实盈余管理行为方面，结果比较复杂,需结合模型(2)进行分析。

(二)模型(2)多变量回归

从表6的计算结果中可以看到，在应计盈余管理行为方面，交叉项国有控股管理层持股系数为0.0429，至少在1%显著性水平上显著为正，表明国有控股上市公司管理层持股越高，其应计盈余管理行为越显著；在真实盈余管理行为方面，显著影响更多体现在异常现金流和异常生产成本方面，前者系数为-0.0536，至少在1%显著性水平上显著，后者系数为0.0475，至少在10%显著性水平上显著，从而致使综合真实盈余变量RM至少在5%显著性水平上显著，验证了假设4。