節(jié)能環(huán)保類公司股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)盈余管理的影響

王銀寧 袁靜

【摘要】選取節(jié)能環(huán)保類的143家上市公司，研究股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)盈余管理的影響。利用修正的Jones模型量化盈余管理的程度，建立回歸模型分析公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)盈余管理的影響。研究結(jié)果顯示，當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例在35%～50%之間，國(guó)有股比重對(duì)盈余管理行為影響為正向，股權(quán)制衡對(duì)盈余管理行為影響為負(fù)向。

【關(guān)鍵詞】盈余管理 股權(quán)結(jié)構(gòu) 節(jié)能環(huán)保

本文以143家節(jié)能環(huán)保類上市公司作為研究對(duì)象，搜集2015年公開的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，研究股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)盈余管理的影響。財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫和國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫，利用Excel2013和SPSS19.0進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

一、研究假設(shè)

良好的公司治理結(jié)構(gòu)能夠幫助上市公司各群體間協(xié)調(diào)利益，一定程度上約束上市公司盈余管理行為。股權(quán)結(jié)構(gòu)是公司治理的基礎(chǔ)，會(huì)對(duì)上市公司的盈余管理行為產(chǎn)生一定的影響。因此，提出以下三個(gè)假設(shè)：

股權(quán)集中度對(duì)盈余管理影響的假設(shè)。有學(xué)者認(rèn)為股權(quán)集中度與盈余管理是負(fù)向線性關(guān)系，也有學(xué)者認(rèn)為股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)盈余管理是非線性影響，呈現(xiàn)U型相關(guān)。當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例較低時(shí)，隨著占股比例增大，盈余管理程度減小。但超過某個(gè)臨界點(diǎn)后，第一大股東的占股比例增加會(huì)使得盈余管理程度增加。本研究提出假設(shè)1：公司第一大股東持股比例對(duì)盈余管理程度的影響為U型曲線。

股權(quán)制衡度對(duì)盈余管理影響的假設(shè)。股權(quán)高度集中時(shí)，第一大股東對(duì)公司擁有絕對(duì)決策權(quán)，能夠趁機(jī)剝奪中小股東的利益。但是如果公司有多個(gè)股東，且這些股東擁有的股份總和足夠大，就能夠產(chǎn)生一定的影響力。當(dāng)中小股東股權(quán)比例越高時(shí)，對(duì)公司股份持有最多的股東的行為制衡能力也會(huì)增強(qiáng)。提出假設(shè)2：公司第二至第十股東持股比例之和越高，盈余管理程度越低。

股權(quán)構(gòu)成對(duì)盈余管理影響的假設(shè)。國(guó)有股在股權(quán)結(jié)構(gòu)中占據(jù)著較為特殊的地位，但由于國(guó)有股的投資主體對(duì)上市公司的經(jīng)營(yíng)不直接參與，導(dǎo)致公司管理層容易利用內(nèi)部?jī)?yōu)勢(shì)損害股東利益。提出假設(shè)3：國(guó)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）盈余管理程度的計(jì)量

盈余管理的計(jì)量主要是通過調(diào)整可操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)（DA）來實(shí)現(xiàn)。公司的凈利潤(rùn)（NI）分為經(jīng)營(yíng)活動(dòng)凈現(xiàn)金流（CFO）和應(yīng)計(jì)利潤(rùn)（TA）兩部分，而應(yīng)計(jì)利潤(rùn)又由可操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)（DA）和不可操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)（NDA）構(gòu)成。在實(shí)證分析中，先求出應(yīng)計(jì)利潤(rùn)TA=NI- CFO，再求出可操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)DA=TA-NDA。利用以下修正的Jones模型進(jìn)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年的應(yīng)計(jì)利潤(rùn)，它等于公司的第t年的凈利潤(rùn)減去當(dāng)年的經(jīng)營(yíng)凈現(xiàn)金流值。At-1表示公司第t-1年的期末總資產(chǎn)，△REVt表示了公司的第t年?duì)I業(yè)收入與第t-1年?duì)I業(yè)收入的差額；△RECt表示了公司的第t年應(yīng)收賬款凈額與第t-1年應(yīng)收賬款凈額；PPEt表示了第t年公司的期末固定資產(chǎn)凈值，ε為殘差項(xiàng)。利用最小二乘法估計(jì)出系數(shù)α1、α2、α3，再代入公式可計(jì)算出不可操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)NDAt，最終計(jì)算出可操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)DAt=TAt-NDAt。

（二）回歸模型的設(shè)定

根據(jù)修正的Jones模型，用DAt/At-1來度量盈余管理程度，其結(jié)果理論上可正可負(fù)。在回歸分析模型中，使用DAt/At-1的絕對(duì)值來衡量公司的盈余管理程度更合適，作為模型的被解釋變量v。模型的解釋變量有四個(gè)。衡量股權(quán)集中度的變量分別為FIRST和FIRST平方，即第一大股東的占股比重和第一大股東占股比重的平方；衡量股權(quán)相互制約能力的ZHD，即第二至第十股東持股比例之和；衡量股權(quán)性質(zhì)的GOV，即國(guó)有股的持股比例。模型還引入了公司規(guī)模SIZE和凈資產(chǎn)收益率ROE兩個(gè)控制變量。公司規(guī)模用公司年末總資產(chǎn)對(duì)數(shù)值來表示，凈資產(chǎn)收益率用凈利潤(rùn)與平均股東權(quán)益的比值表示。模型設(shè)定的多元回歸模型為：v=β1*FIRST+ β2*FIRST2+β3*ZHD+β4*SIZE+β5*ROE+β6*GOV+ε

三、實(shí)證分析

（一）盈余管理程度指標(biāo)

根據(jù)修正的Jones模型，運(yùn)用SPSS19.0統(tǒng)計(jì)分析軟件對(duì)2015年143家節(jié)能環(huán)保類上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，方程的估計(jì)結(jié)果如下：

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

根據(jù)Anova方差分析表，模型的F統(tǒng)計(jì)量值為5.652，顯著性水平sig值=0.001<0.05，顯示模型存在顯著的線性關(guān)系。根據(jù)估計(jì)方程的系數(shù)，可求出不可操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)NDA，用總應(yīng)計(jì)利潤(rùn)TA減去不可操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)NDA，即可得出可操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)DA的數(shù)值。設(shè)定盈余管理程度指標(biāo)為v=ABS（DA/At-1），值越大表示公司進(jìn)行盈余管理的程度越大。

（二）股權(quán)結(jié)構(gòu)與盈余管理關(guān)系

以v為被解釋變量，F(xiàn)IRST、FIRST平方、ZHD、GOV為解釋變量，SIZE、ROE為控制變量，利用SPSS19.0軟件進(jìn)行回歸分析，得出估計(jì)結(jié)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，回歸方程整體顯著性概率sig值=0.007<0.05，顯示因變量與自變量之間存在整體性的顯著關(guān)系。由參數(shù)估計(jì)表可以看出，在0.05的顯著性水平下，模型中SIZE和ROE變量的偏回歸系數(shù)的p值分別為0.003和0.006，說明影響是顯著的。但遺憾的是，模型中FIRST、FIRST平方、ZHD、GOV這些解釋變量未通過5%的顯著性檢驗(yàn)。

（三）分段討論

為能夠進(jìn)一步檢驗(yàn)自變量與因變量之間的關(guān)系，根據(jù)第一大股東持股比例FIRST的數(shù)據(jù)進(jìn)行分組，以35%以下，35%～50%和50%以上為標(biāo)準(zhǔn)，將數(shù)據(jù)分成三組，各組分別進(jìn)行多元線性回歸分析。

1.35%以下組。從Anovab表看，回歸方程整體顯著性概率sig值=0.424>0.05，沒有通過0.05的顯著性檢驗(yàn)，表明在第一大股東持股比例小于35%的數(shù)據(jù)區(qū)間內(nèi)，被解釋變量與解釋變量之間不存在顯著的線性關(guān)系。

2.35%與50%之間組?；貧w方程顯著性檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量的值為4.612，對(duì)應(yīng)的sig值為0.003<0.05，說明在0.05的顯著性水平下模型通過了顯著性檢驗(yàn)，因變量和自變量之間存在線性關(guān)系。從參數(shù)估計(jì)表中可以看出，在0.05的顯著性水平下，模型中的GOV和ZHD對(duì)盈余管理程度v有顯著影響，顯著性概率sig值分別為0.009和0.017，通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。其中GOV的非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.029，說明GOV對(duì)v的影響為正向，GOV的值越大v越大。ZHD的非標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)為-0.004，說明ZHD對(duì)v的影響為負(fù)向，隨著ZHD值的增加，v的數(shù)值會(huì)減少。

3.50%以上組。回歸方程顯著性檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量=3.755，顯著性概率sig值=0.012<0.05，說明在0.05的顯著性水平下模型通過了顯著性檢驗(yàn)，解釋變量與被解釋變量之間存在顯著的線性關(guān)系。繼續(xù)查看參數(shù)估計(jì)表，發(fā)現(xiàn)解釋變量FIRST、ZHD、GOV的sig值都大于0.05，說明模型中解釋變量對(duì)v并沒有顯著影響。

綜上所述，只有第一大股東持股比例FIRST的數(shù)據(jù)在35%-50%之間的回歸分析結(jié)果才有意義。一方面，國(guó)有股占股比重GOV與盈余管理程度正相關(guān)，公司國(guó)有股份占比的增加，會(huì)令公司盈余管理程度增加。另一方面，第二至第十股東持股比例之和與盈余管理程度成負(fù)相關(guān)關(guān)系，股東之間相互制衡能力的增加，能減少公司的盈余管理行為，起到一定的約束作用。

四、研究結(jié)論

對(duì)于選取的143家節(jié)能環(huán)保類上市公司的實(shí)證研究，得出量化的盈余管理程度指標(biāo)的均值為0.0027，可見盈余管理程度總體較低。但對(duì)比2014年與2015年數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)2015年的盈余管理程度有略微上升。分段的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例在35%～50%之間，國(guó)有股持股比重與盈余管理程度正相關(guān)，第二至第十股東持股比例之和與盈余管理程度負(fù)相關(guān)?？梢妵?guó)有股份比重的增加會(huì)促進(jìn)公司進(jìn)行盈余管理行為，但股東之間相互制衡能力的加強(qiáng)能有效減少公司盈余管理行為。但無論從整體回歸分析的U型假設(shè)，還是分段回歸分析的線性假設(shè)看，第一大股東持股比例與公司盈余管理程度的相關(guān)性都不顯著（5%），表示股權(quán)集中度對(duì)公司的盈余管理行為沒有顯著影響。

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