終極控制權、機構持股與公司盈余管理

邵毅平　徐瀟

【摘 要】 以2003—2012年中國A股非金融類上市公司為研究對象，分析了終極控制權對企業盈余管理行為的影響以及機構投資者持股對這種影響的調節作用。研究發現，終極控股股東控制權比例越高，企業的盈余管理幅度越大，機構持股抑制了企業盈余管理并負向調節了終極控制權對盈余管理的促進作用。進一步的分組檢驗還發現，機構持股對終極控制權的負向調節作用僅體現在市場化程度較低的公司和正向盈余管理組中，這說明機構持股能夠有效替代外部治理機制的不足，而且機構投資者更傾向于抑制企業的正向盈余管理行為。

【關鍵詞】 終極控制權； 機構持股； 盈余管理

中圖分類號：F275 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2016）04-0048-07

一、引言

金字塔股權結構在我國上市公司中比較普遍（劉芍佳等，2003；谷祺等，2006），在這樣的股權結構中，控制權和現金流權更容易發生分離，意味著控股股東控制的資本可能大于他們的資金投入，從而引發第二類代理問題。相比較于第一類代理問題，高風險的營銷戰略（唐躍軍等，2012）、抑制公司的創新投資（左晶晶等，2013）等第二類代理問題更為嚴重，這些經營行為間接損害了其他投資者的利益。伴隨投資者保護機制的不斷完善，終極控股股東對中小股東利益的侵害行為受到越來越多的監督，為了達到利益侵占的目的，終極股東更可能與經理人實現合謀，通過降低公司會計信息質量掩蓋自己的侵占事實。在諸多公司治理機制中，機構投資者的作用受到越來越多學者的重視（Li et al.，2008；Chen et al.，2007）。大部分研究認為，一方面機構投資者更具有專業性，可以更好地解讀企業的財務會計信息；另一方面機構投資者能夠通過“用腳投票”的方式直接影響企業的行為。機構投資者的這些屬性使得他們成為大股東對中小股東利益侵占行為的有效制約。

鑒于上述分析，本文關注了終極控制權對企業會計信息的負向影響和機構投資者對這種負向影響的抑制作用。以2003—2012年上市公司為樣本，研究發現，終極控股股東的控制權越高，企業的盈余管理水平越高，這可能是企業管理層配合大股東侵占行為的結果。機構投資者持股能夠抑制企業的盈余管理行為，同時能夠負向調節控制權對盈余管理的促進作用，這意味著機構投資者能夠監督終極股東控制權的濫用，從而保護中小股東的利益。進一步還發現機構持股對終極股東的調節作用僅體現在市場化程度較低和進行了正向盈余管理的公司中，說明機構投資者可以作為外部治理機制缺失的一種替代，同時機構投資者更加關注企業正向盈余管理。

二、文獻與假設

（一）終極控制權與盈余管理

國內大多數學者的研究圍繞所有權和控制權的分離程度對公司治理或者管理者決策的影響，直接對終極控制權和盈余管理關系的研究比較少。高燕（2008）發現關于企業所有權結構經歷了以下三種轉變：（1）分散股權結構：在這種結構下，控制權是分散的，沒有集中在少數人手里；（2）一般控股結構：在這種情況下，股權雖然集中在少數人手里，但是其所有權和控制權是統一的；（3）少數所有權控制結構：在這種結構下，控股股東擁有較大的控制權，但是現金流權低于控制權，即兩權分離。Bedchuk（1999）、Almeida and Wolfenzon（2006）都發現在第三種控制結構下存在控股股東為了獲取自身利益而對中小股東實施掠奪行為，這種情況在中國這類新興資本市場比較常見。

李維安和錢先航（2010）發現了在政府干預較多的公司中，控制權比例越高，公司的治理效果越差，而在民營企業中沒有出現這種情況。高燕（2008）對控制權比例進行了標準化（控制權比例與控制權比例均值的差除以標準差），終極控制權越大，盈余管理程度越高，在10%的水平上顯著。王鵬和周黎安（2006）發現控制權的“侵占效應”大于現金流權的“激勵效應”。本文認為，在同樣的“掏空”動機下（即同樣的兩權分離度），終極控股股東影響管理層決策的能力是至關重要的，因為終極控制人的存在使得公司的資源轉移出去成為了可能（白重恩，2005）。舉一個特殊的例子：A公司對B公司的控制權是60%，而現金流權是40%，兩權分離度為20%；C公司憑借40%的控制權控制了D公司，現金流權為15%，兩權分離度為25%。那是不是C終極控制人的兩權分離程度（25%）比A終極控制人（20%）大，所以C的掏空行為更嚴重呢？楊淑娥和蘇坤（2009）認為終極控股股東“塹壕效應”的發生同時取決于其擁有終極控制權比例的“能力”和兩權分離程度產生的“動機”。本文認為，盡管兩權分離度越大會導致終極控制人對公司的攫取“動機”越強，但是終極控制權所體現的“能力”是至關重要的因素，當終極控制權比例較小時，這種動機也只能成為空談。雖然早期有研究認為控股股東的掏空行為會表現得赤裸裸（李增泉等，2005），但是隨著資本市場不斷完善，終極控制人侵占公司資產的現象已經受到了監管部門的關注，對終極控制人的聲譽會產生嚴重不利影響，不計后果的攫取行為顯然是不明智的，終極控制人也需要憑借其較高的控制“能力”更好地控制管理層，以期通過對公司進行盈余管理這種方式來起到保護作用。綜上，提出假設1。

假設1：公司控制權越高，企業盈余管理程度越大。

（二）機構持股和盈余管理

隨著政府的政策支持和社會輿論的監督作用越來越大，機構投資者對資本市場的發展起到越來越重要的作用。從投資者的角度來說，機構投資者的目標就是獲利，那么當企業通過不真實的會計信息來侵占其他中小投資者的利益時就會影響機構投資者的利益，就會發揮其制衡能力，使得上市公司盈余質量提高（王化成等，2006）。高雷和張杰（2008）、王琨和肖星（2005）都證實了這一點。但是盈余管理的動機是多種多樣的。早在1995年，Laoughran and Ritter就發現了公司在股票發行期間會有目的性地增加凈利潤，而股票發行后經營業績又會出現下滑，他們稱該種現象為“新股發行之謎”，之后Teoh et al.（1998）、林舒和魏明海（2000）、洪劍峭和陳朝暉（2002）都對此作了驗證。此外，還有盈余管理的契約動機和監管動機等（Watts and Zimmerman，1986；陸劍橋，1999；蔣義宏，2002）。以往對于機構投資者和盈余管理關系的研究大多使用了“常態”下的盈余管理動機（即并不特指哪類動機，而是多種動機共同導致的盈余管理行為），而本文的視角是終極控制權對盈余管理的影響，那么這種盈余管理的動機實際是終極控制人希望通過應計項目的操控來掩蓋他們攫取其他股東利益的行為。機構投資者會從自身利益角度考慮，積極參與公司治理的監督，抑制上市公司“常態下”的盈余管理行為。進一步的，存在終極控制人對中小股東的利益侵占現象時，機構投資者是否可以發現這種行為并在一定程度上抑制終極控制人的盈余管理行為來保護其他投資者的利益，這是一個非常值得研究的問題。Balsam et al.（2002）的研究表明，相對于個人投資者，機構投資者能更快地解讀報告盈余中的可操縱部分，從而及時確認經理人的盈余管理行為。和個人投資者相比，機構投資者有更多的社會關系網和更加專業的人才和財務評估分析體系，因此機構投資者有能力發現這種比較隱蔽的盈余管理現象，從而對終極控制人對機構投資者和其他小股東的侵占行為起到調節作用。因此，本文提出假設2。

假設2：機構投資者能降低盈余管理的幅度，并能在一定程度上調節終極控制權對盈余管理的促進作用。

（三）市場化進程、盈余管理方向分組

公司所處的治理環境有助于改善和減輕終極控制人對企業價值的影響，環境治理是影響公司治理的基本因素（夏立軍等，2005）。機構投資者只是外部治理因素的一種，而企業管理層的行為受到多種外部治理環境因素的共同影響。Land（2002）、Ball（2008）都發現，一個國家的外部治理環境會從根本上影響公司報告的盈余，不完善的外部治理環境一定程度上為盈余管理提供了便利。但是我國在經濟發展過程中，不同地區的發展速度和經濟實力不平衡。李延喜和陳克兢等（2012）通過政府監管部門和企業管理當局的博弈模型分析了博弈模型的均衡解，發現了只有當外部治理環境達到一定程度后監管部門才有對企業進行監管的意愿，并且監管部門的監督效率也隨著外部環境的變化而變化。張澤南和馬永強（2014）的研究表明，市場化程度不同的地區，高管薪酬差異顯著，誘發了高管實施盈余管理。傅仙慧和吳聯生（2009）發現了國有企業盈余管理水平顯著高于非國有企業，機構投資者持股比例與負向的盈余管理和非國有企業正向的盈余管理無顯著關系，而與非國有企業負向的盈余管理有關。這些研究都說明了外部整體的治理環境對管理層的盈余管理活動起到了較好的抑制作用。機構投資者的最終目的是通過投資獲利，監督上市公司的經營管理不是機構投資者的義務，而是當他們察覺到管理層實施某些不利于增加公司價值的活動時，為了達到預期的投資報酬率而采取的一種手段。那么當外部治理環境整體較好時，比如政府有義務對上市公司的治理情況進行監督來保護投資者的利益，資本市場也更加有效時，資源有效率的分配都會對管理層或者終極控制人的盈余管理行為造成壓力。在這種情況下，外部環境其他因素已經對上市公司盈余管理起到了影響作用，機構投資者會投入更多的資源和精力到他們的投資活動中，從而對上市公司管理層的監督動機就不會這么強。而在外部治理環境較差時，機構投資者對上市公司的財務信息質量會持更加謹慎的態度，所以他們會積極參與監督，抑制管理層的盈余管理行為，也在一定程度上緩解了外部市場化不足帶來的第二類代理問題。

另外，對于應計項目的盈余管理，一般來說不同的動機會表現為不同方向的盈余管理。通常，企業為了獲取IPO資格、配股資格，避免虧損或者避免被特殊處理時會采用正向的盈余操縱。另外，為了未來期間業績的提升或者避稅等動機，管理層會采用負向盈余管理。章衛東（2010）研究了定向增發和盈余管理的關系，當上市公司向機構投資者定向增發新股籌資時，會進行正的盈余管理。如果機構投資者積極參與了上市公司的監管，作為籌資對象，就會對正向的盈余管理更為敏感。傅仙慧和吳聯生（2009）發現了機構持股比例只與非國有企業的負向盈余管理相關。終極控制人由于兩權分離帶來的高收益低成本，對上市公司實行“掏空”行為時，勢必會導致公司會計盈余較正常水平下降，為了使得自己的侵占行為更加隱蔽，終極控制人有兩種選擇行為：（1）在當年企業盈余信息質量比較好時進行負向的盈余管理，為以后的“掏空”行為做好準備；（2）在掏空當年實施正向的盈余管理，掩蓋當期業績下滑造成的異常盈余波動。對于第一種行為，由于向下的盈余管理可能是為了以后業績的提升，這對于持股比例較大的機構投資者來說是利好消息，而且由于終極控制人沒有在當年采取利益侵占的行為，這也很難把這種盈余的操控與終極控制人聯系起來。而對于第二種行為，機構投資者憑借其專業的分析觀察能迅速察覺到。通過以上分析，本文提出以下假設。

假設3a：機構投資者在外部治理環境比較差時更能發揮其對終極控制權的調節效應，而在外部治理環境較好時不會發揮顯著的調節作用。

假設3b：對于正向的盈余管理，機構投資者能夠對終極控制權起到較為顯著的調節作用，而對負向的盈余管理不能起到顯著調節作用。

三、研究設計

（一）樣本和數據來源

本文選擇2003—2012年滬深兩市A股上市公司作為研究樣本，并進行了如下篩選：剔除B股上市公司，剔除金融保險行業的樣本，剔除了被特殊處理和上市不滿一年的公司樣本，還剔除因資產、權益等財務異常而無法計算相關變量的觀測值，最后確定了12 148個公司年度觀測值，具體篩選過程見表1。

數據主要來源于CSMAR、CCER和WIND數據庫，變量數據具體來源詳見表2。

（二）變量定義

根據夏立軍（2003）對國外主要盈余管理計量方法及其調整模型在中國股票市場的檢驗結果，本文使用Dechow et al.（1995）提出的修正Jones模型計算盈余管理的程度，以盈余管理程度（ABSDA）作為被解釋變量。以終極控股股東的控制權比例（VR）和機構持股比例（INSTSHR）作為解釋變量，其中以實際控制人擁有上市公司的控制權比例衡量控制權，以機構投資者持股數占樣本公司總股數的比例來計算機構持股比例。借鑒前人研究，本文還選取了其他控制變量，所有變量的定義見表2。

（三）研究模型

1.終極控制權、機構投資者持股與盈余管理

本文構建以下模型來考察終極控制權與上市公司盈余管理程度的關系，根據前文分析，β1顯著為正，CONTROL表示控制變量矩陣。

ABSDAi，t=β0+β1×VRi，t+β2×INSTSHRi，t+βC×

CONTROL+ε （1）

2.機構投資者持股的調節效應

模型（2）在模型（1）的基礎上加入了機構持股和終極控制權的交乘項（VR×INSTSHR），用以檢驗機構投資者對終極控制權和盈余管理關系的調節作用。

ABSDAi，t=β0+β1×VRi，t+β2×INSTSHRi，t+β3×VR×

INSTSHRi，t+βC×CONTROL+ε （2）

四、實證結果

（一）描述性統計（見表3）

根據表3，盈余管理程度（ABSDA）的平均值為0.0734，標準差為0.0819，說明我國上市公司普遍存在盈余管理行為，并且各公司的盈余管理程度不同，差距較大。終極控制權（VR）的均值和中位數分別為0.3969和0.3879，說明了總體上我國上市公司終極控制人的控制權比較高，能在很大程度上影響管理層的行為。機構持股比例（INSTSHR）的均值為0.2838，說明機構投資者有能力對被投資公司的治理情況進行監督，從而發現并抑制上市公司的盈余管理行為。樣本公司中兩權分離度（WEDGE）中位數為0，說明了控制權和所有權分離的公司沒有超過半數，75%分位數和最大值都比較高，說明在存在兩權分離的公司中，兩權分離程度比較高。董事會獨立性（INDR）均值為0.3595，中位數為0.3333，說明大部分中國上市公司獨立董事的規模剛好滿足“獨立董事占全部董事三分之一”的規定。兩職合一（DUAL）的75%分位數是0，說明我國大部分公司不存在董事長總經理兩職合一。實際控制人性質（SOE）的均值為0.6017，說明我國大多數上市公司都為國家所控制。

（二）回歸分析結果

表4報告了終極控制權、機構持股對盈余管理的關系的實證結果。

根據表4，兩個模型的調整R2達到了13%以上，F值在1%的水平上顯著，說明模型的擬合程度和對變量的解釋能力較好。模型（1）中終極控制權（VR）的系數為0.0234，顯著為正，說明隨著終極控制人控制權比例的升高，上市公司盈余管理程度越大，假設1得到了驗證，即隨著終極控制人的持股權升高，終極控制人更有“能力”來影響管理層，為他們攫取公司的資產提供保護。

模型（1）中機構持股比例（INSTSHR）的系數為-0.0078，在10%的水平上顯著，說明了機構持股比例越高，盈余管理程度越低。在模型（2）中控制權的系數顯著為正，同時機構持股比例與終極控制權的交互項（VR×INSTSHR）系數顯著為負，說明了機構持股可以識別出這種終極控制人特殊目的下的異常盈余操控，同時積極參與了公司的治理監督，抑制了終極控制人對盈余管理的促進作用，機構投資者的參與對終極控制權起到了調節作用，假設2得到驗證。

機構持股調節了終極控制權對盈余管理行為的影響，為了進一步驗證和分析這種調節作用，本文以市場化進程指數的年度中位數為基準對樣本進行了分組。另外，還對樣本按盈余管理的方向進行了分組，用以檢驗這兩種情況下終極控制權、機構持股與盈余管理的關系。回歸結果如表5所示。

在市場化程度較低的樣本組中終極控制權（VR）的系數為正并且在1%的程度上顯著，而終極控制權和機構持股比例的交互項（VR×INSTSHR）系數在1%的水平上顯著為負，說明在外部治理環境較差的情況下，當控制權越大時，終極控制人會傾向實施更多的盈余管理，而機構投資者的介入調節了這種關系。在市場化程度較高組中，終極控制權與機構持股比例的交互項（VR×INSTSHR）系數不顯著，說明外部治理環境能在一定程度上對終極控制人的攫取行為進行抑制，而機構投資者不會花費太多精力對這種盈余管理行為給予很多關注，所以調節作用不明顯，符合假設3a的預期。

在正向盈余管理組中，終極控制權的系數顯著為正，說明終極控制人的控制權越高，正向盈余管理程度越大，但是終極控制權和機構持股比例的交互項系數在10%的水平上顯著為負，說明機構投資者對終極控制人主導下的正向盈余管理比較敏感，并能減弱盈余管理的程度。在向下盈余管理組中，終極控制權的系數顯著為正，但是交互項系數不顯著。一方面，機構投資者很難把這種盈余管理行為與終極控制人的預先準備相聯系；另一方面，對于長期持股的機構投資者來說，由于負向的盈余操控可能會導致未來期間業績的上升，對此，他們不太會持否定意見，因此不如正向的盈余管理那樣敏感，假設3b得到驗證。

（三）穩健性檢驗

為了保證結論的可靠性，進行了兩項穩健性檢驗：

首先，夏立軍（2003）指出修正Jones模型并不比基本Jones模型更適合中國市場，因此采用基本Jones模型重新估計企業盈余管理水平對文中假設進行了檢驗。

其次，為了減輕內生性問題的影響，本文使用解釋變量的滯后期值進行了重新回歸。

總體而言，本文結論未發生實質性改變，這意味著本文的結論是比較穩健的。

五、結論與建議

本文通過理論分析和實證檢驗得出以下結論：終極控制人的控制權越高，企業的盈余管理水平越高，這可能是企業管理層配合大股東侵占行為的結果。機構投資者持股能夠抑制企業的盈余管理行為，同時能夠負向調節控制權對盈余管理的促進作用，這意味著機構投資者能夠監督終極控制人控制權的濫用，從而保護中小股東的利益。進一步發現機構持股對終極控制權的調節作用僅體現在市場化程度較低和進行了正向盈余管理的公司中。

本文的研究結論說明終極控制人較高的控制權會降低企業的會計信息質量，而機構投資者會減輕這種影響。本文的研究再次肯定了機構投資者的作用，他們積極參與了公司治理，抑制了終極控制人操控的盈余管理，能間接抑制終極控制人侵占公司資產的行為，保護其他中小股東的利益，政府部門應該繼續鼓勵發展機構投資者并為其創造良好的環境。

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