王银宁 袁静

【摘要】选取节能环保类的143家上市公司，研究股权结构对盈余管理的影响。利用修正的Jones模型量化盈余管理的程度，建立回归模型分析公司的股权结构对盈余管理的影响。研究结果显示，当第一大股东持股比例在35%～50%之间，国有股比重对盈余管理行为影响为正向，股权制衡对盈余管理行为影响为负向。

【关键词】盈余管理 股权结构 节能环保

本文以143家节能环保类上市公司作为研究对象，搜集2015年公开的财务数据，研究股权结构对盈余管理的影响。财务数据来自Wind數据库和国泰安数据库，利用Excel2013和SPSS19.0进行数据分析。

一、研究假设

良好的公司治理结构能够帮助上市公司各群体间协调利益，一定程度上约束上市公司盈余管理行为。股权结构是公司治理的基础，会对上市公司的盈余管理行为产生一定的影响。因此，提出以下三个假设：

股权集中度对盈余管理影响的假设。有学者认为股权集中度与盈余管理是负向线性关系，也有学者认为股权结构对盈余管理是非线性影响，呈现U型相关。当第一大股东持股比例较低时，随着占股比例增大，盈余管理程度减小。但超过某个临界点后，第一大股东的占股比例增加会使得盈余管理程度增加。本研究提出假设1：公司第一大股东持股比例对盈余管理程度的影响为U型曲线。

股权制衡度对盈余管理影响的假设。股权高度集中时，第一大股东对公司拥有绝对决策权，能够趁机剥夺中小股东的利益。但是如果公司有多个股东，且这些股东拥有的股份总和足够大，就能够产生一定的影响力。当中小股东股权比例越高时，对公司股份持有最多的股东的行为制衡能力也会增强。提出假设2：公司第二至第十股东持股比例之和越高，盈余管理程度越低。

股权构成对盈余管理影响的假设。国有股在股权结构中占据着较为特殊的地位，但由于国有股的投资主体对上市公司的经营不直接参与，导致公司管理层容易利用内部优势损害股东利益。提出假设3：国有股持股比例越大，公司盈余管理程度越大。

二、建立分析模型

（一）盈余管理程度的计量

盈余管理的计量主要是通过调整可操纵性应计利润（DA）来实现。公司的净利润（NI）分为经营活动净现金流（CFO）和应计利润（TA）两部分，而应计利润又由可操纵性应计利润（DA）和不可操纵性应计利润（NDA）构成。在实证分析中，先求出应计利润TA=NI- CFO，再求出可操纵性应计利润DA=TA-NDA。利用以下修正的Jones模型进行分析。

TAt/At-1=α1/At-1+α2（△REVt-△RECt）/At-1+α3×PPEt/At-1+ε

其中TAt表示公司第t年的应计利润，它等于公司的第t年的净利润减去当年的经营净现金流值。At-1表示公司第t-1年的期末总资产，△REVt表示了公司的第t年营业收入与第t-1年营业收入的差额；△RECt表示了公司的第t年应收账款净额与第t-1年应收账款净额；PPEt表示了第t年公司的期末固定资产净值，ε为残差项。利用最小二乘法估计出系数α1、α2、α3，再代入公式可计算出不可操纵性应计利润NDAt，最终计算出可操纵性应计利润DAt=TAt-NDAt。

（二）回归模型的设定

根据修正的Jones模型，用DAt/At-1来度量盈余管理程度，其结果理论上可正可负。在回归分析模型中，使用DAt/At-1的绝对值来衡量公司的盈余管理程度更合适，作为模型的被解释变量v。模型的解释变量有四个。衡量股权集中度的变量分别为FIRST和FIRST平方，即第一大股东的占股比重和第一大股东占股比重的平方；衡量股权相互制约能力的ZHD，即第二至第十股东持股比例之和；衡量股权性质的GOV，即国有股的持股比例。模型还引入了公司规模SIZE和净资产收益率ROE两个控制变量。公司规模用公司年末总资产对数值来表示，净资产收益率用净利润与平均股东权益的比值表示。模型设定的多元回归模型为：v=β1*FIRST+ β2*FIRST2+β3*ZHD+β4*SIZE+β5*ROE+β6*GOV+ε

三、实证分析

（一）盈余管理程度指标

根据修正的Jones模型，运用SPSS19.0统计分析软件对2015年143家节能环保类上市公司数据进行分析，方程的估计结果如下：

TAt/At-1=27120589.289/At-1+0.064*（△REVt-△RECt） /At-1-0.078*PPEt/At-1

根据Anova方差分析表，模型的F统计量值为5.652，显著性水平sig值=0.001<0.05，显示模型存在显著的线性关系。根据估计方程的系数，可求出不可操纵性应计利润NDA，用总应计利润TA减去不可操纵性应计利润NDA，即可得出可操纵性应计利润DA的数值。设定盈余管理程度指标为v=ABS（DA/At-1），值越大表示公司进行盈余管理的程度越大。

（二）股权结构与盈余管理关系

以v为被解释变量，FIRST、FIRST平方、ZHD、GOV为解释变量，SIZE、ROE为控制变量，利用SPSS19.0软件进行回归分析，得出估计结果如下：

v=0.399-（6.167E-6）*FIRST2+0.00*FIRST+（4.167E-5）*ZHD -0.018*SIZE+0.001*ROE+0.093*GOV

方差分析表中，回归方程整体显著性概率sig值=0.007<0.05，显示因变量与自变量之间存在整体性的显著关系。由参数估计表可以看出，在0.05的显著性水平下，模型中SIZE和ROE变量的偏回归系数的p值分别为0.003和0.006，说明影响是显著的。但遗憾的是，模型中FIRST、FIRST平方、ZHD、GOV这些解释变量未通过5%的显著性检验。

（三）分段讨论

为能够进一步检验自变量与因变量之间的关系，根据第一大股东持股比例FIRST的数据进行分组，以35%以下，35%～50%和50%以上为标准，将数据分成三组，各组分别进行多元线性回归分析。

1.35%以下组。从Anovab表看，回归方程整体显著性概率sig值=0.424>0.05，没有通过0.05的显著性检验，表明在第一大股东持股比例小于35%的数据区间内，被解释变量与解释变量之间不存在显著的线性关系。

2.35%与50%之间组。回归方程显著性检验的F统计量的值为4.612，对应的sig值为0.003<0.05，说明在0.05的显著性水平下模型通过了显著性检验，因变量和自变量之间存在线性关系。从参数估计表中可以看出，在0.05的显著性水平下，模型中的GOV和ZHD对盈余管理程度v有显著影响，显著性概率sig值分别为0.009和0.017，通过了5%的显著性检验。其中GOV的非标准化系数为0.029，说明GOV对v的影响为正向，GOV的值越大v越大。ZHD的非标准系数为-0.004，说明ZHD对v的影响为负向，随着ZHD值的增加，v的数值会减少。

3.50%以上组。回归方程显著性检验的F统计量=3.755，显著性概率sig值=0.012<0.05，说明在0.05的显著性水平下模型通过了显著性检验，解释变量与被解释变量之间存在显著的线性关系。继续查看参数估计表，发现解释变量FIRST、ZHD、GOV的sig值都大于0.05，说明模型中解释变量对v并没有显著影响。

综上所述，只有第一大股东持股比例FIRST的数据在35%-50%之间的回归分析结果才有意义。一方面，国有股占股比重GOV与盈余管理程度正相关，公司国有股份占比的增加，会令公司盈余管理程度增加。另一方面，第二至第十股东持股比例之和与盈余管理程度成负相关关系，股东之间相互制衡能力的增加，能减少公司的盈余管理行为，起到一定的约束作用。

四、研究结论

对于选取的143家节能环保类上市公司的实证研究，得出量化的盈余管理程度指标的均值为0.0027，可见盈余管理程度总体较低。但对比2014年与2015年数据，发现2015年的盈余管理程度有略微上升。分段的实证研究发现，当第一大股东持股比例在35%～50%之间，国有股持股比重与盈余管理程度正相关，第二至第十股东持股比例之和与盈余管理程度负相关。可见国有股份比重的增加会促进公司进行盈余管理行为，但股东之间相互制衡能力的加强能有效减少公司盈余管理行为。但无论从整体回归分析的U型假设，还是分段回归分析的线性假设看，第一大股东持股比例与公司盈余管理程度的相关性都不显著（5%），表示股权集中度对公司的盈余管理行为没有显著影响。

参考文献

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[2]徐姣，何凤平，孙倩.上市公司股权结构对盈余管理影响研究-以长江经济上市公司为例[J].哈尔滨商业大学学报（社会科學版），2016，（6）：88-96.

[3]傅蕴英，田琼.市场环境、股权集中度与盈余管理——基于中国A股市场的实证研究[J].财会通讯，2014，4：65-68.