连锁股东的协同效应——基于应计盈余管理和真实盈余管理的视角

赵康乐，梁日新，栾甫贵

(1.首都经济贸易大学 会计学院，北京 100070；2.中国会计学会，北京 100045)

一、问题提出

作为企业利益各方契约的基础，公司盈余影响着企业利益相关者分配企业的相关经营成果。尽管中国不断完善企业的治理机制、加强审计监督以及法律体系建设，但企业操纵盈余利润的行为仍频繁发生。不论是管理层在符合会计准则范围内对公司盈余进行的调整，还是利用准则漏洞的舞弊行为，都凸显了研究盈余管理的紧迫性和重要性。随着中国经济逐步进入新常态，大量处于传统行业的企业通过交叉持股、并购重组的方式实现转型升级，同时持有两家及以上公司股权的连锁股东也更加常见[1-2]。作为一种新型股权关系和非正式的制度安排，连锁股东会促进企业之间的信息传递、经验积累以及决策学习，为上市企业共享信息和资源提供额外的渠道[3-4]。

持有同一行业数家企业股权的连锁股东具备更加丰富的专业知识和管理经验，能加强同行业企业之间信息及经济层面的关联[3]，进而给企业带来协同效应。连锁股东的兴起使得学者们开始逐渐深入地探究连锁股东影响微观企业行为的逻辑和方式。连锁股东对企业的影响主要有两种：治理协同效应与利益协同效应。部分学者从治理视角出发，认为连锁股东所拥有的经验和信息资源优势在加强对管理层的监督、改善企业治理方面形成了治理协同效应[5-6]。另一部分学者从连锁股东投资组合价值最大化的视角出发，发现连锁股东会促使同行业关联企业组成利益同盟，增强企业在重要商品市场上的份额与定价能力，形成利益协同效应[7-8]。盈余管理是管理层通过会计准则范围内的方法实施调整或者安排真实的交易活动来操纵会计信息，从而谋取私利的行为[9]。管理层盈余管理行为扭曲了企业的经营决策[10]，偏离了公司的最优选择，降低了企业的总体价值并增加了股东的成本[9，11]，与连锁股东最大化投资组合价值的目标相去甚远。因此，连锁股东有较强的动机来抑制管理层盈余管理行为。连锁股东究竟对企业盈余管理有何影响？又是从何种途径发挥作用？上述问题是本文探讨的核心问题。

二、文献回顾与理论分析

(一)文献回顾

随着全球资本市场的发展，为了寻求丰厚的收益回报，越来越多的投资者热衷于持有多家上市公司的股权[12]，由连锁股东带来的企业之间信息及经济层面的关联更为常见[3]。区别于仅投资一家公司的股东，连锁股东有两个显著的特点：第一，相比一般股东，由于持有同行业数家公司的股权，连锁股东有着更加丰富的管理经验、行业信息以及资源，可以在治理企业经营活动方面发挥更好的协同优势；第二，为了最大化投资利益，连锁股东有较强的动力促使其持股的企业在重要商品市场上结成利益联盟，促成协同发展的局面。现有的研究主要从上述两个方面展开，认为连锁股东对企业的影响主要分为治理协同效应与利益协同效应。部分学者从治理视角出发，发现连锁股东能作为渠道在同行业企业之间传递管理经验以及专业知识[6]，成为企业之间信息与资源流通的关键节点。连锁股东丰富的治理经验有助于加强对管理者经营活动的监督[2，5]。在发挥股东监督职能方面，连锁股东表现得更好，会否定管理层错误的决策，对管理者表达反对意见[6]，辞退不称职的管理者[5]。从企业利益协同视角来看，连锁股东可以发挥整合资源的优势，降低企业资金的使用成本[2]、促进研发创新投入[13]以及社会责任的履行[14]，实现合作共赢。连锁股东提升了同行业关联企业在重要商品市场上的定价能力，还能影响企业投资效率[8]。

本文的边际贡献主要有以下四方面：第一，基于中国资本市场的发展状况，将共同股权影响企业盈余管理的研究视角扩大至全体连锁股东。本文结合中国资本市场上投资者身份复杂多样的现状，将视角进一步扩大至全体连锁股东，以中国资本市场企业盈余质量的视角为研究背景，为进一步探究连锁股权的协同效应提供新的研究依据。第二，拓展了企业盈余质量的研究。本文的研究从连锁股东持有多家同行业企业股权而带来的关联入手，尝试在企业经营活动中探讨连锁股东的信息及资源优势对管理层盈余管理活动的影响，并进一步研究其具体的作用路径。本文研究发现连锁股东对企业盈余管理的影响主要来源于其提升了企业的治理协同水平和企业之间的协同利益，有助于资本市场更好地约束企业的盈余管理行为。第三，从控股股东视角探究连锁股东协同效应的发挥。本文研究发现当连锁股东为控股股东时，其协同效应得到了更好的发挥，为市场应对控股型连锁股东的发展提供了参考依据。第四，本文研究发现连锁股东降低了企业盈余管理，这一结论为洞悉中国经济转型升级期间复杂的企业间股权关系提供了理论依据，也为监管部门政策制定提供了经验和理论层面的支持，有助于规范连锁股东的市场行为。

(二)理论分析

根据有效契约观，会计信息不仅是企业契约的基础，也作为一种工具与手段，为企业各契约方确认、计量以及分配利益份额提供依据[15-16]。其中，最核心的会计信息无疑是企业盈余信息。作为企业重要的契约方，企业管理层却能通过符合会计准则范围内的调整以及利用准则漏洞来操纵公司的盈余信息。如此一来，企业管理者可能会为了谋取私利，利用符合会计准则的方法实施调整或者安排真实的交易活动来操纵会计盈余信息[9]。鉴于管理层盈余管理偏离了公司的最优化选择，因此，连锁股东有较强的动机来抑制管理层盈余管理活动[9，11]。结合连锁股东的特征以及现有研究，本文将从治理协同和利益协同两个效应出发，探讨连锁股东对于管理层盈余管理活动的抑制作用。

1.连锁股东的治理协同效应

委托代理与信息不对称理论从理论层面上阐释了管理层进行盈余管理活动的原因。资本市场的健康运作离不开公开透明的信息，理想状态下企业内外部利益相关者之间应该保持信息对等，但由于不对称信息的存在，企业管理层与其他利益相关者拥有的信息存在差异。管理层往往拥有更多、更全面的内部信息，占据优势地位。管理层与其他信息使用者的专业知识不对称性，更是加大了双方的信息差距。代理理论认为，企业股东和管理层各自所处地位与目标是不一样的，如果管理层追求的是自己的收入和闲暇时间最大化，这必然会损害到股东的利益。由于监管成本的存在，股东无法实时关注企业的经营过程，大多数股东仅通过相关报表的数字对管理层进行评价，管理层会利用其信息与专业知识的优势操纵盈余信息来谋取私利。在信息不对称的情况下，代理问题会更加严重，再加上专业知识的差距，这使其他利益相关者难以正确判断管理层对会计准则方法及政策实施的调整以及安排真实的交易活动，无法准确辨别管理层盈余管理行为。与一般的股东相比，连锁股东在辨别能力、监管成本以及整合效应方面更具优势，能更好地协同治理管理层盈余管理行为。

连锁股东对企业盈余管理的治理协同效应主要有如下三点表现：第一，较强的辨别能力。由于持股同行业数家公司的股权，连锁股东有着更加丰富的管理经验、行业信息以及专长知识[17]，其信息搜集以及处理的能力更强[6]，进而提高了其对于企业报表信息的解读与辨别能力。连锁股东还可以对比同行业企业的运营情况，敏锐地发现企业经营活动的异常之处，更有可能识别出管理层盈余管理活动。由行业经验优势所带来的更大话语权使得连锁股东可以更好地发挥监督职能，对管理者表达反对的意见[6]，反对管理层不当的提案，辞退不称职的管理者[5]。第二，较低的监管成本。企业所处的行业相同，其面临的法律环境、会计准则以及业务行情通常也相同，企业的运营模式以及财务报告方式通常也相似，这些相似特征有助于降低连锁股东搜寻处理信息的成本。连锁股东在一家企业中获得的经验和教训可以应用到其持股的其他家同行业企业，连锁股东的经验和知识可以得到更高程度的发挥，进而降低连锁股东监督治理企业盈余管理的成本[17]。现有研究表明，随着同行业不同企业之间关联数量的上升，连锁股东对企业的监管成本呈下降趋势[5]。第三，更好的整合效应。连锁股东在股票市场上的交易行为有助于其他利益主体了解企业的真实信息，加深对企业的经营战略和方针等信息的理解，改善整体信息环境，使管理层行为受到更全面的监督，提高管理层调整企业会计政策方法与交易活动的难度，由此带来更高效的监督治理[5]。由此可知，连锁股东的治理协同效应能降低管理层谋取私利的空间和动机，进而降低企业盈余管理程度。

2.连锁股东的利益协同效应

除了谋取私利的动机，资本市场上的恶性竞争和契约压力也是管理层进行盈余管理活动的主要原因。由于契约无法达到完备程度，导致同行业公司处于低水平合作状态[1]，单个企业面对供应商和顾客的议价能力极为有限。出于市场竞争及企业利益的考虑，一方面，管理层会进行盈余管理以达到契约要求[18]，避免外部主体干预企业[19]。另一方面，管理层通过操纵盈余信息隐藏企业核心专长信息，误导同行业企业作出错误经营决策来提高本公司利益[10]。因此，连锁股东有较强的动机促使同行业关联企业组成利益同盟以提高相互的合作水平[1-2]，避免被持股企业之间的恶性竞争，增强关联企业在重要商品市场上的份额与定价能力[8]。这将有助于减少管理层承担的资本市场契约压力和投机动机，抑制管理层盈余管理活动。连锁股东会通过管理层来影响企业的经营决策，促成利益同盟的组建[20]，加强企业间的互动交流，增强企业与顾客及供应商之间的关联以及定价能力[8，21]，从而使关联企业走向双赢局面[2]。因此，连锁股东的利益协同效应能减少管理层基于资本市场契约压力和恶性竞争的盈余管理活动。

然而，如果连锁股东追求的是个人利益最大化，为了提高自己的回报率以补偿其股权的持有和交易成本，连锁股东也可能与其他股东以及管理层进行合谋，提高企业的盈余管理程度。一方面，出于成本补偿动机，连锁股东可能在信息壁垒构建、掩盖负面消息等方面与其他股东以及管理层达成共识，共同实施合谋。由于连锁股东持股行业中多家企业股权，比其他股东有更多的机会和渠道来获得内部信息，从而利用连锁网络挖掘行业以及公司经营方面的私有信息。如果企业准确地披露盈余信息所获得的收益低于连锁股东通过其私有信息而获得的收益，连锁股东为维持自身的信息优势以获取利益，可能会推动企业信息壁垒的建立，促使企业减少高质量信息的披露[22]。当企业盈余出现负面消息时，连锁股东为降低负面盈余消息对自身价值的损害，会凭借其股权以及行业经验优势带来的话语权干预管理层决策，进行盈余管理。同时，连锁股东可能会利用掌控的股东资源，强化与其他企业的关系，推动其他企业共同进行盈余管理。现有文献证明，为了最大化投资组合价值，连锁股东可能对企业施压，减少行业内部竞争以组成合谋联盟[1]。另一方面，出于个人私利的考虑，连锁股东可能会促使大股东合谋，与管理者联合构建利益联盟，操纵企业盈余，共同侵占中小股东利益[23]。不论是为了获取更多的政府补助，还是提高企业的股价，连锁股东都可能会与其他股东和管理层粉饰报表，提高企业的盈余管理程度以谋取个人利益。基于此，本文提出假设H1。

H1a：其他条件不变的情况下，连锁股东降低了企业的盈余管理程度。

H1b：其他条件不变的情况下，连锁股东提高了企业的盈余管理程度。

三、研究设计

(一)模型设计

为检验连锁股东与企业盈余管理的关系，本文构建模型(1)：

DEMi，t=α0+α1ENCROi，t+∑αControli，t+Indi+Yeart+εi，t

(1)

其中，被解释变量为企业盈余管理(DEM)，其代理变量分别是应计盈余管理(AIQ)以及真实盈余管理(REM)；连锁股东(ENCRO)是解释变量，其代理变量分别是Cross_D和Cross。Control表示控制变量，主要包括公司规模(Size)、资产负债率(Lev)、资产净利率(Roa)、现金比率(Cash)、托宾Q值(TobinQ)、两职合一(Dual)、股权集中度(Top10)、独立董事比例(Indep)、上市年限(Age)、是否亏损(Loss)；Ind表示行业固定效应，Year表示年份固定效应，ε表示随机误差项。同时，本文对回归系数的标准误进行了稳健(robust)处理。本文考察连锁股东的指标Cross_D、Cross对企业盈余管理(AIQ、REM)的影响。

(二)变量定义与模型设计

1.被解释变量

被解释变量为企业盈余管理。现有文献认为，盈余管理分为两种：其中，使用会计方面的手段操控会计信息被称为应计盈余管理，仅影响会计盈余在每一期的分布情况而不会改变企业总体盈余；通过安排真实发生的交易活动来操控会计信息被称为真实盈余管理，不仅会影响每一期的盈余分布情况，还改变企业总体盈余以及现金流量，主要通过放宽信贷条件、过量生产以及减少可操控性费用来实施[18]。为了达到特定的预期盈余，管理层通常综合使用应计盈余管理以及真实盈余管理两种方式对企业利润进行操纵[24-25]。仅考虑其中任何一种方式，都会致使研究结论过于片面[26]。只有综合考虑应计盈余管理与真实盈余管理两种方式，才能理解企业盈余管理，更加科学地探究连锁股东对企业盈余管理的真实作用。因此，本文同时使用应计盈余管理以及真实盈余管理来较完整地衡量企业盈余管理。

首先，本文借鉴许文静等(2018)[27]的研究，使用修正琼斯(Jones)模型测量企业的应计盈余管理(AIQ)。为更好反映企业的应计盈余管理水平，本文对AIQ取绝对值，绝对值越大，代表企业的应计盈余管理程度越高。

其次，本文借鉴罗伊乔德胡里(Roychowdhury，2006)[18]、陈国辉等(2018)[28]、李梅等(2021)[29]的研究，使用异常的生产成本(AB_PRO)、酌量性费用(AB_EXP)以及经营活动现金流(AB_CFO)拟合构造复合指标(REM)，用来衡量企业的真实盈余管理水平，如式(2)所示：

REMi，t=AB_PROi，t-AB_CFOi，t-AB_EXPi，t

(2)

进行真实盈余管理的企业通常拥有偏低的经营活动现金流和酌量性费用，其生产成本偏高。

2.解释变量

解释变量是企业的连锁股东。借鉴潘越等(2020)[17]的研究来构建连锁股东(Cross)的指标。首先，当股东的持股达到5%时，能对公司的运营活动产生较大影响。因此，本文以5%的持股比例为界限，保留季度层面上持股达到5%的股东。其次，计算每家公司在季度层面上有多少名持股比例达到5%的股东且在同一行业的其他公司持股比例同样达到5%。其中，行业划分标准是采用中国证券监督管理委员会【第31号公告】《上市公司行业分类指引》(2012年修订)为依据来划分。最后，取季度层面连锁股东个数的年度均值，并进行加1取自然对数处理。同时，根据企业是否有连锁股东设置虚拟变量(Cross_D)，当企业拥有连锁股东时，取值为1，否则为0。

3.控制变量

为了检验连锁股东与企业盈余管理之间的关系，本文借鉴潘越等(2020)[17]、黄华等(2020)[30]的研究，控制了以下控制变量。(1)公司规模(Size)：总资产取自然对数；(2)资产负债率(Lev)：企业负债占总资产比重；(3)资产净利率(Roa)：净利润与总资产之比；(4)现金比率(Cash)：现金及现金等价物与流动负债之比；(5)托宾Q值(TobinQ)：市值与总资产之比；(6)两职合一(Dual)：董事长与总经理是否为同一人，是取值为1，否则为0；(7)股权集中度(Top10)：前十名大股东的持股比例平方和；(8)独立董事比例(Indep)：独立董事占董事会人数比重；(9)上市年限(Age)：公司上市年限加1取自然对数；(10)是否亏损(Loss)：上市公司当年是否亏损，亏损取值为1，否则为0。同时，本文还控制了年度以及行业固定效应。

(三)数据来源与样本选择

本文选择2007—2020年沪深A股上市企业为样本。为了满足需要，采用下列原则筛选样本公司：(1)剔除ST以及*ST公司；(2)剔除金融、保险行业的公司；(3)剔除存在缺失值等异常状态的数据样本；(4)为控制异常值，按照前后1%分位数对连续变量做了缩尾(winsorize)处理。经过以上的数据筛选以及调整过程，本文共得到25 413个样本。本文的连锁股东数据来源于深圳希施玛数据科技有限公司CSMAR中国经济金融研究数据库，通过手工整理季度层面十大股东信息获得连锁股东的相关数据。其他上市公司研究数据来源于深圳希施玛数据科技有限公司CSMAR中国经济金融研究数据库以及万得数据。

各变量的描述性统计如表1所示。

表1 主要变量描述性统计

四、实证分析

(一)主回归分析

为了检验连锁股东对企业盈余管理的影响，本文对模型(1)进行回归检验。如表2所示，列(1)—列(2)为企业应计盈余管理(AIQ)的回归检验，连锁股东(Cross_D、Cross)与企业应计盈余管理(AIQ)的回归系数分别为-0.045、-0.075，且均在1%的水平上显著，即连锁股东有助于降低企业的应计盈余管理；列(3)—列(4)为企业真实盈余管理(REM)的回归检验，连锁股东(Cross_D、Cross)与企业真实盈余管理(REM)的回归系数分别为-0.080、-0.110，均在1%的水平上显著，即连锁股东同样有助于减少企业的真实盈余管理。这说明连锁股东降低了企业的盈余管理程度，验证了假设H1a，为正确认识连锁股东的积极作用提供了新的支持。

表2 连锁股东与企业盈余管理回归结果

(二)内生性检验

基准回归分析已证明连锁股东有助于降低企业盈余管理，然而上述回归结果可能受到内生性问题影响。股东可能出于稳健性的考虑，在资产配置时更偏向于那些表现良好、盈余管理程度较低的企业，使得那些低盈余管理水平的企业更容易获得的连锁股东的青睐；再加上可能存在尚未观测到的影响因素，影响了股东的资产配置与企业的盈余管理行为。因此，本文将采用赫克曼(Heckman)二阶段回归、倾向得分匹配(PSM)法、固定效应模型、自变量滞后回归以及工具变量(IV)法来缓解模型的内生性。限于篇幅，本文选择性汇报部分内生性检验结果。

1.赫克曼二阶段回归

投资者进行股票交易时，往往有着一定程度的选股偏好，更喜欢某一特定类型的股票，倾向于投资特定类型的企业。因而，同行业企业连锁股东的高联结程度可能是企业某些共同的特征所带来的，这可能会导致样本的选择性偏误问题。为验证样本是否有选择性偏差问题，本文对样本进行赫克曼二阶段回归检验。借鉴潘越等(2020)[17]的研究，使用一组财务以及公司治理指标来代表企业特征，验证其与企业是否拥有连锁股东(Cross_D)的关联性。本文在第一阶段构建逆米尔斯比率(Imr)，捕捉企业是否有连锁股东(Cross_D)受上一期的企业特征变量的影响程度，再将其加入第二阶段回归中进行分析，以纠正可能的选择性偏差所带来的内生性问题对研究的干扰。回归结果显示，逆米尔斯比率(Imr)与企业盈余管理指标(AIQ、REM)的回归系数在1%的水平上显著为正，说明本文样本选择确实存在选择性偏差问题，考虑样本选择性偏差可能带来的估计偏误是有必要的。连锁股东(Cross_D)与企业盈余管理指标(AIQ、REM)的回归系数分别为-0.032、-0.060，且依然显著。这表明控制了样本选择性偏差之后，连锁股东仍能降低企业的盈余管理水平。

2.倾向得分匹配法

企业是否有连锁股东可能不是随机发生的，而是企业根据自身特质主动选择的。为了减少拥有连锁股东的企业和没有连锁股东的企业在某些方面的特征差异，进一步缓解潜在的样本自选择所带来的内生性问题，本文参考牛瑞阳等(2021)[31]的方法，根据控制变量等特征，采用倾向得分匹配法，依照0.05卡尺标准对样本进行最邻近匹配，匹配比例为1∶1。回归结果显示，连锁股东(Cross_D、Cross)与企业应计盈余管理(AIQ)的回归系数分别是-0.041、-0.071，均在1%的水平上显著；连锁股东(Cross_D、Cross)与企业真实盈余管理(REM)的系数分别是-0.126、-0.154，均在1%的水平上显著，回归系数大小与全样本回归基本保持一致。此外，本文还使用1∶2、1∶3的匹配比例进行检验，结果并没有实质性差异。这表明采用PSM法控制相关内生性问题后，连锁股东依然降低企业的盈余管理水平，假设H1a得到了支持。

3.固定效应模型

为缓解遗漏变量问题对研究结果的影响，本文采用公司固定效应模型进行回归检验，回归结果显示，连锁股东(Cross_D、Cross)与企业应计盈余管理(AIQ)的回归系数分别为-0.059、-0.102，均在1%的水平上显著；连锁股东(Cross_D、Cross)与企业真实盈余管理(REM)的回归系数分别为-0.042、-0.068，均在5%的水平上显著。这表明连锁股东抑制了企业盈余管理，与前文回归结果一致。

4.滞后自变量

连锁股东与盈余管理之间可能有互为因果关系，即连锁股东对企业盈余管理的抑制作用，可能是因为连锁股东自身所具有的资源以及信息优势使得其有能力去寻找投资低盈余管理水平的企业，并非连锁股东具有的监督和协同效应。为了缓解互为因果问题对回归结果的影响，本文借鉴张洪辉等(2020)[32]的方法，将自变量滞后两期分别进行回归。回归结果显示，滞后两期的连锁股东指标(L2.Cross_D、L2.Cross)与企业应计盈余管理(AIQ)的回归系数分别是-0.042、-0.065，均在1%的水平上显著；与企业真实盈余管理(REM)的系数分别为-0.058、-0.085，均在10%的水平上显著。这表明缓解了互为因果的内生性问题后，连锁股东仍有助于降低企业的盈余管理水平，假设H1a得到了进一步支持。

5.工具变量法

鉴于工具变量法有助于缓解互为因果和遗漏变量问题[17，33]，本文最后运用工具变量法来解决模型的内生性问题。考虑到股票指数的构成及权重对于投资者选择目标企业有着重要的影响，当某一重要股票指数将一只股票录入或者剔除时，不可避免地会影响投资者对该股票的青睐程度。因此，本文借鉴潘越等(2020)[17]的研究，采用公司在沪深300、中证500指数中的变动作为工具变量。工具变量LND取值方法为，股票进入中证500或者进入沪深300取值为1，否则为0；工具变量LNOUT取值方法为，股票被沪深300、中证500剔除时，取值为1，否则为0。

在第一阶段中，工具变量LND、LNOUT均与连锁股东(Cross_D、Cross)的回归系数显著为正，说明工具变量与连锁股东高度相关，满足了工具变量相关性方面的要求。同时，弱工具变量检验、识别不足检验以及过度识别检验的结果表明，本文的工具变量是较为有效的。在第二阶段中，Cross_D(instrumented)、Cross(instrumented)均与盈余管理指标(AIQ、REM)显著负相关，说明在控制互为因果和遗漏变量的可能影响后，连锁股东仍能降低公司的盈余管理水平，进一步支持了本文的假设。

(三)稳健性检验

为保证结果稳健可信，本文还进行了其他一系列稳健性检验。主要包括：(1)替换被解释变量。本文借鉴舒伟等(2021)[34]的研究，使用无形资产琼斯模型(AIQ2)与非线性琼斯模型(AIQ3)作为替换被解释变量。(2)替换解释变量。本文使用季度层面连锁股东持股比例的均值作为相应的年度指标数据替换连锁股东的变量。(3)被解释变量行业年度调整法。不同行业间的盈余管理水平存在差异，为了排除不同行业存在的盈余管理差异对研究结果的影响，本文对企业盈余管理指标(AIQ、REM)进行行业调整。(4)缩短研究年限检验。本文的样本区间为2007—2020年，而在此期间发生的重大突发公共事件给各国企业的经营环境带来了很大的冲击，阻碍了企业的正常生产经营。危机期间的样本有一定的干扰性，为了保证本文结果的稳健性，本文重新选取了2009—2019年的样本重新回归检验。(5)安慰剂检验。为了保证研究结论稳健可靠，本文借鉴潘越等(2020)[17]的做法，使用安慰剂检验对主假设重新回归检验。(6)中位数回归方法。本文还使用了中位数回归方法对主假设重新进行回归检验。(7)排除媒体影响。媒体作为资本市场重要的信息中介，不仅有效帮助了投资者作出决策，还对上市公司进行了有效监督。为了排除媒体监督压力对连锁股东行为的影响，本文借鉴斯丽娟和曹昊煜(2022)[35]的方法，通过引入衡量媒体监督程度的变量，以排除其对研究结果的影响。(8)剔除异常值及交叉上市影响。为了避免异常值和公司交叉上市监管差异对研究结论的影响，本文剔除了资产负债率大于1以及交叉上市的公司观测值，对主假设重新进行回归检验。上述结果均没有实质性差异。

五、机制检验

现有研究关于连锁股东经济后果的观点主要有两种：治理协同效应与利益协同效应。从连锁股东的治理协同视角来看，盈余管理受到公司治理水平的制约[36-37]。道尔等(Doyle et al.，2007)[38]发现较完善的内部治理可以有效减少管理层谋取私利的投机行为。连锁股东的治理效应还体现在加强了对管理层薪酬业绩的监督，安东等(Antón et al.，2016)[39]发现连锁股东会降低公司管理层的薪酬业绩敏感性，制定激励程度更低的薪酬制度。拥有连锁股东的企业更不愿意对其管理层进行股权激励，更少实施股权激励计划，潘越等(2020)[17]也得到了一致的结论。而股权激励正是造成管理层进行盈余管理活动的重要原因，因此，连锁股东对企业股权激励的影响同样会降低管理层的盈余管理意愿。从连锁股东的利益协同视角来看，连锁股东提高企业的产品市场势力[1，8]，降低了管理层承担的资本市场契约压力和投机动机，减少管理层盈余管理。

因此，企业治理水平、管理层股权激励以及企业市场势力可能在连锁股东与企业盈余管理之间发挥着中介作用。即连锁股东提高了企业治理水平、产品市场势力，降低对管理层的股权激励，进而降低了企业盈余管理程度。本文使用中介效应检验连锁股东对企业盈余管理影响的机制。

(一)治理协同效应检验

关于公司治理(CorpGov)的衡量，本文借鉴周宏等(2018)[40]的方法，使用主成分分析法将选择的公司治理代理变量拟合成公司治理质量指数，指数越大，代表公司的治理水平越高。具体回归结果如表3所示。

连锁股东(Cross_D、Cross)与公司治理(CorpGov)的回归系数分别为0.179、0.294，且在1%的水平上显著，即连锁股东确实增加了企业的治理水平，连锁股东的治理协同效应得到了检验。在加入公司治理(CorpGov)变量后，连锁股东(Cross_D、Cross)、公司治理(CorpGov)均与企业盈余管理(AIQ、REM)显著负相关。结果表明，公司治理发挥了部分中介效应，连锁股东会提高企业的治理水平，进而降低了企业盈余管理。

表3 公司治理协同效应回归结果检验

连锁股东的治理效应还在管理层股权激励方面得到了体现，拥有连锁股东的企业更倾向于减少对管理层的股权激励，进而降低管理层为达到股权激励实施条件而进行盈余管理的意愿。本文借鉴马庆魁和樊梦晨(2021)[41]的研究，使用管理层持股比例衡量管理层股权激励(Incentive)。管理层股权激励值越大，代表企业对管理层的股权激励程度越高。具体回归结果如表4所示。

连锁股东(Cross_D、Cross)与管理层股权激励(Incentive)的回归系数分别为-0.006、-0.008，且均在1%的水平上显著，即连锁股东降低了管理层股权激励，验证了潘越等(2020)[17]的结论；在加入管理层股权激励后，连锁股东(Cross_D、Cross)均与企业盈余管理(AIQ、REM)显著负相关，管理层股权激励(Incentive)与企业盈余管理显著正相关。结果表明，管理层股权激励发挥了部分中介效应，连锁股东会减少企业对管理层的股权激励，进而降低了企业盈余管理。

表4 股权激励回归结果检验

(二)利益协同效应检验

本文借鉴周夏飞和周强龙(2014)[42]、王彦超等(2020)[43]的研究，使用勒纳指数来衡量企业产品市场势力(StkcdLerner)，勒纳指数越大，代表着企业的产品市场势力越大。具体回归结果如表5所示。

连锁股东(Cross_D、Cross)与企业产品市场势力(StkcdLerner)的回归系数分别为0.019、0.031，且均在1%的水平上显著，即连锁股东确实增强了企业的产品市场势力，连锁股东的利益协同效应得到了检验。在加入企业产品市场势力(StkcdLerner)变量后，连锁股东(Cross_D、Cross)、企业产品市场势力(StkcdLerner)均与企业盈余管理(AIQ、REM)显著负相关。结果表明，企业产品市场势力发挥了部分中介效应，连锁股东会增强企业的产品市场势力，进而降低了企业盈余管理。

表5 利益协同效应回归结果检验

六、进一步分析(1)限于篇幅，省略具体回归结果，备索。

(一)连锁股东与企业应计盈余管理细分指标

现有研究发现，应计盈余管理分为正向以及负向的盈余管理，管理层既有动机通过正向的应计盈余管理来虚增利润，也会使用负向的应计盈余管理来规避税收。上述检验发现，连锁股东降低了企业的应计盈余管理，那么究竟是减少企业的正向应计盈余管理还是负向应计盈余管理？抑或两者兼有？因此，本文参考林斌等(2021)[44]的研究，依据应计盈余管理(AIQ)的符号构建具有方向性的应计盈余管理细分指标，将应计盈余管理划分为正向应计盈余管理(AIQ_up)和负向应计盈余管理(AIQ_down)。

回归结果显示，连锁股东(Cross_D、Cross)与企业正向应计盈余管理(AIQ_up)的系数分别是-0.084、-0.127，均在1%的水平上显著，即连锁股东有助于降低企业的正向应计盈余管理；连锁股东(Cross_D、Cross)与企业负向应计盈余管理(AIQ_down)的回归系数分别为0.003、-0.014，并无显著相关关系。这说明连锁股东主要是减少企业的正向应计盈余管理，来降低企业的应计盈余管理水平。可能的原因在于：管理层实施不同方向应计盈余管理的动机是有区别的，导致连锁股东对于两种方向的应计盈余管理的态度有所不同。管理层进行正向应计盈余管理的目的主要是通过虚增利润来达成与契约方的协议，谋取个人私利；而管理层的负向应计盈余管理活动不仅有助于规避税收，还能平滑企业收益，提高盈余的稳健性。因此，与负向应计盈余管理相比，连锁股东会对管理层的正向应计盈余管理活动持更加谨慎的态度。

(二)连锁股东与企业真实盈余管理细分指标

本文借鉴罗伊乔德胡里(2006)[18]、许文静等(2018)[27]的研究，进一步使用异常的生产成本(AB_PRO)、酌量性费用(AB_EXP)以及经营活动现金流(AB_CFO)，探究连锁股东对企业真实盈余管理的影响。如果连锁股东能够抑制企业真实盈余管理活动，那么连锁股东将与AB_CFO和AB_EXP正相关，与AB_PRO负相关。

回归结果显示，连锁股东(Cross_D、Cross)与企业异常经营活动现金流(AB_CFO)的回归系数分别为0.036、0.050，均在1%的水平上显著；连锁股东(Cross_D、Cross)与企业异常酌量性费用(AB_EXP)的回归系数分别为0.046、0.062，均在1%的水平上显著；连锁股东(Cross_D、Cross)与企业异常生产成本(AB_PRO)并无显著相关关系。这说明连锁股东主要是通过减少企业异常酌量性费用和经营现金流量，来降低企业的真实盈余管理水平。可能的原因是：一方面，与短期内很难改变的生产成本相比，费用不仅操纵难度较低，而且更易于对企业绩效产生影响。因此，相对于成本操控，管理者更加青睐于费用操纵。另一方面，股东较难辨别管理层扩大生产规模是成本操控的盈余管理活动，还是企业正常生产经营活动，而异常的经营活动现金流和酌量费用更容易被察觉。

(三)控股股东、连锁股东类型与企业盈余管理

为了探究股东类型对连锁股东抑制企业盈余管理的影响，本文按照连锁股东是否为企业控股股东，将样本分为控股连锁股东和非控股连锁股东，进行回归检验。回归结果显示，在控股连锁股东样本组，连锁股东(Cross_D、Cross)与企业盈余管理显著负相关；在非控股连锁股东样本组，各变量与企业盈余管理的回归系数并不显著。实证结果表明，当连锁股东为控股股东时，更有利于连锁股东发挥治理协同效应与利益协同效应。

(四)连锁股东、分析师关注与企业盈余管理

连锁股东的治理协同效应通过提高公司内部的治理水平进而降低企业盈余管理，那么外部治理机制会对该治理效应产生怎样的影响？作为重要的外部治理机制，分析师可以为市场提供投资信息以及管理服务，通常具有发现、披露公司违规行为的动机及能力。从分析师关注视角探究连锁股东的作用有助于将资本市场和股东间的网络关系有效串联，将连锁股东对盈余管理的影响应用到更广泛的市场信息环境中。

现有研究大多从监督视角出发，认为分析师关注度对企业违规行为有着重要的影响。从监督视角来看，分析师关注度有助于提高企业信息的挖掘、解读与传播[45]，给投资者提供了大量的有效信息，可以降低企业的盈余管理水平[45]。就分析师与连锁股东的治理协同效应而言，作为连接企业与投资者的重要市场信息媒介[46]，分析师在信息挖掘与传播方面扮演着重要的角色[47]，而连锁股东治理协同效应的重要内容之一是信息的整合效应。分析师等外部主体通过连锁股东可以更便捷地了解企业所处行业的相关信息，分析师对企业信息挖掘所带来的增量信息使得连锁股东及其他利益相关者对企业的经营活动有了更深层次的理解，使管理层行为受到更全面的监督。连锁股东与分析师形成了良性互补的局面。

因此，为进一步检验连锁股东与企业盈余管理的关系是否会因分析师关注的不同而出现差异，本文按照行业年度计算分析师关注人数的均值Mean，当企业的分析师关注人数大于均值Mean时定义为高分析师关注组(Att_up)，当企业的分析师关注人数低于均值Mean时定义为低分析师关注组(Att_down)。回归结果显示，在高分析师关注组(Att_up)中，连锁股东(Cross_D、Cross)均与企业盈余管理(AIQ、REM)在1%水平上显著负相关；在低分析师关注组(Att_down)中，连锁股东(Cross_D、Cross)均与企业盈余管理(AIQ、REM)负相关，但不显著。说明在高分析师关注企业中，连锁股东对企业盈余管理的抑制作用更强，验证了分析师的互补效应。在此基础上，本文进行了自举(bootstrap)法检验组间系数差异，结果显示经验P值均小于0.1。也就是说，相对于低分析师关注的企业，连锁股东对企业盈余管理的抑制作用在分析师关注较多的企业中更强。

七、结论与建议

无论是股东还是其他外部利益相关者，其决策都受企业财务信息的影响。当管理层进行盈余管理后，经调整的企业财务信息会给利益相关者传达错误的市场信息，不利于利益相关者作出正确的投资决策，妨碍了资本市场的有序运行。因此，探讨连锁股东对企业盈余管理的影响，对促进企业长久发展，改善中国经济环境有着十分重要的理论与现实意义。本文通过手工整理季度层面十大股东信息，以2007—2020年沪深A股上市企业为样本，探究连锁股东对企业盈余管理的影响。研究发现：连锁股东与企业盈余管理的回归系数显著为负，降低了企业的应计盈余管理和真实盈余管理的程度。进一步研究表明，连锁股东主要是通过减少企业的正向应计盈余管理，来降低企业的应计盈余管理水平；通过减少异常的酌量性费用和经营活动现金流量，来降低企业的真实盈余管理水平；控股股东的身份有助于连锁股东发挥自身的协同效应；相对于受分析师关注较少的企业，连锁股东对受分析师关注较多的企业盈余管理的抑制作用更强。影响机制分析表明，连锁股东通过提高企业治理水平以及产品市场势力，降低对管理层的股权激励，进而降低了企业盈余管理。

基于上述研究结论，本文提出以下四点建议：

第一，企业应进一步优化与连锁股东的关系管理，积极引入连锁股东，提高连锁股东的数量及持股比例，充分利用连锁股东具有的资源与信息优势提升治理协同与利益协同效应。连锁股东具有资源、经验与信息流动优势，有助于企业建立良好的公司治理机制，降低股东与管理层之间的信息不对称，帮助企业实现突破式发展，增强企业在同行业产品市场上的长效竞争力，提高企业在中国经济高质量发展时期的发展质量与成长空间。

第二，连锁股东应致力于探索自身的治理、协同优势，帮助企业把握新发展格局的机遇。现如今，产品市场上竞争空前激烈，连锁股东在提高整体治理效力、推动构建商业联盟方面有着很大的优势，连锁股东应明确自身在资本市场上的定位，利用其治理协同以及利益协同的效应帮助企业在核心竞争力方面获取优势地位，推动改进企业的治理模式，提高企业在新发展格局时期的竞争力和持续经营能力。

第三，利益相关者应借助连锁股东来获取真实可靠的盈余信息。盈余信息是利益各方进行合作的重要基石，是利益相关者了解企业发展状况的重要途径，而信息不对称的存在以及管理层对盈余信息的操纵使得其他利益相关者很难获取真实、完整的盈余信息。当前全球经济增长明显放缓，企业的外部经济环境更加恶劣，加大了管理层操纵盈余的动机，使得利益各方更难获取高质量盈余信息。连锁股东更好的信息整合效应使得其他利益主体更便捷地了解企业所处行业的相关信息，与分析师形成的良性互补加深了利益各方对企业经营活动的理解，提高了优质盈余信息的披露。投资者更是可以借助连锁股东的引导，甄别企业的盈余信息质量，减少投资风险。

第四，市场监管部门应积极鼓励股东在同行业不同企业连锁持股，促进资本要素实现市场化配置，为企业实现长远发展提供一个良性的成长环境。市场监管部门应支持和引导股东在适当条件下实施行业内连锁股权，规范关联行业企业的交叉持股行为，改善公司面临的信息环境，合理发挥、积极引导连锁股东在企业信息流动和信息监督方面发挥治理协同作用。市场监管部门应尽快制定相应的政策，提供一个可靠、透明的保障制度，把连锁股东可能存在的缺陷转化为优势，实现资本市场的有序发展。