物流业上市公司大股东减持对盈余管理行为的影响研究

白晓月，吴 清 （上海工程技术大学 管理学院，上海 201600）

0 引 言

股权分置改革后，市场解除了对原非流通股的限制，原持股5%以上的非流通股股东（以下简称大股东） 可以按照规定出售其所持股份，推动了我国资本市场的发展。然而随着我国A 股市场的股权全流通，市场上也出现了大股东利用其信息优势操纵信息披露进行内部交易的问题。目前我国资本市场对中小股东的保护力度较弱，大股东能够通过掌握的企业内部信息判断股票交易价格是否与真实价值相符，进而进行做出股权增减持决策。具体来说，大股东在股价被高估时减少持股数量，股价被低估时增加持股数量，以此来获得超额收益。此外大股东会联合管理层操纵企业的强制性披露信息和自愿性披露信息，对于自愿性披露信息大股东根据增减持调整披露时机，而对于强制披露信息则通过盈余管理来掩饰大股东内部交易的负面影响。2017年，中国证监会发布了约束大股东减持行为的新规，明确提出大股东减持股份应按照相关规定履行信息披露义务。

本文选取了我国沪深A 股物流业上市公司2010～2019 年的财务数据，以此作为样本研究了大股东减持与盈余管理之间的关系，再引入股权集中度和董事会独立性调节变量，研究它们对上述关系的影响。本文的贡献有：（1） 实证分析大股东减持与盈余管理的关系，丰富了有关大股东减持经济后果方面的研究。（2） 引入调节变量，探讨了其对大股东减持与盈余管理关系的调节作用，进而探究降低大股东减持对盈余信息质量影响的方法。

1 理论分析与研究假设

代理问题是经营权和所有权分离的情况下产生的管理者和股东间的利益不一致问题，主要出现在股权结构比较分散的公司中。我国上市公司的股权集中度较高，大股东能代表股东的利益监督管理层，能有效缓解管理层和股东间的代理问题。在股权结构非分散的情况下，大股东和小股东间的代理问题就更为突出。如果大股东追求短期利益，则会以牺牲公司利益、侵占小股东利益为代价获得私人收益。已有研究表明大股东会在售出股份前对企业进行盈余管理，调整对外报告企业盈利情况，造成股票价格高估并以此来获得额外收益。此外，追求个人利益的大股东利用其控制权“掏空”公司，对企业的盈利状况造成影响，为掩饰其自利行为对企业的负面影响，大股东与管理层合谋调整可操纵应计利润进行盈余管理。我国大股东和管理层面临的监管压力较小，企业管理者可能来自控股股东单位方，或者薪酬和任职由控股股东决定，双方利益一致关联性高，管理者则很可能“迎合”大股东对公司盈余信息进行调整。基于此，提出本文的假设1。

H1：大股东减持与企业盈余管理正相关，即大股东减持比例越高，企业盈余管理程度越大。

我国上市公司的股权集中度相对较高，当股权较为集中时大股东可以利用控制权操纵报告的盈余信息，或者促使管理层迎合大股东的自利动机，在大股东减持前进行正向盈余管理。董事会的独立性影响公司盈余管理程度，作为监管管理层的制度安排董事会行使其决策权和监督权，董事会的独立性越强其对盈余管理的监管力度就越大，企业披露盈余信息的质量也就越高。如果董事长同时兼任总经理，或者董事会中外部董事占比高，那么说明董事会的独立性较弱，此时公司治理环境的透明度较低，进行内幕交易操纵盈余信息的可能性更大。基于此，提出本文的假设2 和假设3。H2：在控制其他变量的情况下，公司股权集中度越高，大股东减持对盈余管理的正向作用越明显。H3：在控制其他变量的情况下，董事会独立性能够抑制大股东减持与盈余管理间的反向关系。

2 样本设计

2.1 数据来源及样本选择

本文选择2010～2019 年沪深A 股113 家物流业上市公司为样本，相关数据来自于国泰安CSMAR 数据库和同花顺iFinD 数据库，其中与大股东减持相关的数据来自iFinD 数据库。本文实证部分采用OLS 回归方法，计量统计软件为Stata16。并对样本数据进行了以下处理：（1） 剔除面临退市风险的上市公司（ST 公司）；（2） 剔除缺失数据；（3） 剔除金融业数据。

2.2 定义变量

（1） 被解释变量。借鉴陆建桥（1999）的做法，本文采用应计利润法计算出非可操纵性应计利润的绝对值衡量盈余管理程度。该模型考虑了收入、应收账款、固定资产、无形资产以及其他长期资产对操纵性应计利润的影响，是目前国内对盈余管理进行实证研究广泛采用的模型。

（2） 解释变量。本文采用iFinD 数据库中关于大股东减持比例的统计数据作为解释变量，筛选出大股东变动股数合计数为负的数据，计算出大股东变动股数占流通股数的比重即为大股东减持比例。

（3） 调节变量。本文的调节变量为公司股权集中度和董事会独立性。公司股权集中度用第一大股东的持股比例来衡量，当第一大股东的持股比例高于平均数时赋予1，表示股权集中度高，否则赋予0。董事会独立性则用董事长是否同时兼任总经理衡量，当存在兼任情况时赋予1，表明董事会的独立性较弱，0 则表示董事会的独立性强。

（4） 控制变量。借鉴相关研究成果，本文控制了如下影响因素：公司是否亏损、公司规模、每股收益、股权性质、资产负债率。并设置了行业和年度虚拟变量。具体定义如表1 所示：

表1 变量定义

2.3 模型构建

本文用如下回归模型来验证H1～H3。利用模型（1） 检验假设H1，即检验大股东减持与盈余管理间关系。在模型（1） 引入调节变量Owner 和变量交互项Owner*Sell 建立模型（2） 来检验H2，验证股权集中度对大股东减持与盈余管理的调节作用。在模型（1） 引入调节变量Indep 和变量交互项Indep*Sell 建立模型（3） 来检验H3，验证董事会独立性对大股东减持与盈余管理的调节作用。

3 实证分析

3.1 描述性统计

描述性统计的结果如表2 所示。其中DA 的最小值、最大值和均值分别为0、2.224 和0.057，样本公司中的盈余管理水平普遍不高，但极差较大，数据变异程度大。

表2 描述性统计结果

Sell 的均值为1.184，说明在观测样本中平均大股东减持股票比例为1.184%。Sell 的中位数为0，说明大部分公司并没有发生大股东减持事件。Owner 的均值0.532，说明高于第一大股东持股比例平均数的公司更多。

Indep 的平均数为0.298，有29.8%公司存在董事长和总经理兼任的情况。另外，公司规模、每股收益、资产负债率的波动较大，选取样本具有代表性。

3.2 相关性分析

表3 列示出了样本观测值的相关性分析结果，表3 中数据显示，大股东减持与盈余管理程度显著正相关，相关系数为0.038，显著性水平为5%。表明大股东减持规模越大，盈余管理程度越大，则大股东减持与盈余管理水平显著负相关，相关性分析结果初步验证了H1。此外，公司亏损情况、公司规模以及资产负债率与盈余管理的相关系数为正，表明三个控制变量与盈余管理正向相关。每股收益与盈余管理的相关系数为-0.024，每股收益与盈余管理负相关，但不显著。

表3 主要变量的相关性分析

3.3 回归分析

（1） 大股东减持与盈余管理的回归分析。大股东减持与盈余信息质量的回归结果如表4 所示，结果表明，大股东减持与盈余管理有显著正相关关系，回归系数为0.058，显著性水平为1%。该模型通过了F 检验，且调整R为0.324，说明拟合优度良好。该回归结果可以验证假设H1 的正确性，盈余管理程度随着大股东减持比例的增大而增大。

表4 大股东减持与盈余管理的回归结果

（2） 股权集中度和董事会独立性的调节作用。表5 所示的是模型（2） 和模型（3） 的回归结果，由表5 可知Owner 和交叉项Owner*Sell 的回归系数均为正数，显著性水平分别为5%和1%。说明股权集中度与盈余管理显著正相关，股权集中度能够加强大股东减持与盈余管理之间的正相关关系，假设H2 得到了检验。说明股权越集中，大股东就越能利用其控制权和信息优势，与公司管理层合谋操纵公司盈余信息，高价减持攫取公司利益。同样由表5 可知Indep 和Indep*Sell 的回归系数均为负数，显著性水平为5%和1%。说明大股东减持与公司盈余管理程度显著负相关，公司董事会的独立性能够抑制大股东减持与盈余管理之间的正相关关系，假设H3 得到了检验。则表明当公司董事会具有独立性时，董事会能够发挥其对公司大股东和管理层的监督作用，能够减少减持过程中的盈余管理现象，抑制大股东“掏空”行为。

表5 股权集中度和董事会独立性的调节作用

4 结 论

本文以2010～2019 年我国沪深A 股物流业上市公司为样本，通过实证分析研究大股东减持对物流业上市公司盈余管理行为的影响。研究发现：（1） 大股东减持与盈余管理显著正相关，大股东减持前公司倾向于进行盈余管理。（2） 在此基础上研究发现：股权集中度能够正向调节大股东减持与盈余管理的正向关系，股权集中度越高，大股东减持前的盈余管理行为越明显。董事会的独立性能负向调节大股东减持与盈余管理的正向关系，董事会能够发挥其监管作用，抑制大股东减持前的盈余管理行为。