股權結構對盈余管理動機下資產剝離影響的研究

□牛朦

（山東科技大學經濟管理學院 山東青島266590）

一、引言

隨著我國證券市場和相關法律、法規的不斷完善，應計項目盈余管理的應用空間不斷減少，而真實活動盈余管理則由于其隱蔽性被企業所重視。其中，資產剝離的行為呈連年上升的趨勢。學者們最早研究的是關于資產剝離的財富效應，同時做出相應的經濟動因解釋，但隨著研究的深入，發現資產剝離行為不能只解釋為出于經濟動因，其中也包含了基于委托代理理論的盈余管理動機。在我國所有者缺位導致的內部人控制的現象下，企業資產剝離的動機很難確定只是出于經濟動因。研究資產剝離行為前提是應結合實際情況區別不同的動機，在此基礎上才能得到有效的結論。本文重點探尋約束盈余管理動機下的資產剝離行為的方法，這一行為是在委托代理理論下，代理人的具體行為體現。而不同的股權結構正是為了解決委托人與代理人之間矛盾的重要形式。理論上完善的股權結構能夠對盈余管理動機的資產剝離行為有制約的作用。因此本文將在區分不同動機的前提下，探究股權結構對資產剝離的影響，從而為今后防治此類資產剝離行為所帶來的危害提供思路。

二、文獻回顧

資產剝離指企業將其所擁有的資產、子公司等通過出售、企業分立和股權切離等形式剝離給第三方。最早國外關于資產剝離的研究提出有效配置假說、經營集中度假說和融資假說。雖然資產剝離的財富效應得到了國外相關文獻的證實，但國內學者對此并沒能得出一致結論。我國滬市上市公司的資產剝離行為多為關聯交易，且有顯著的年末效應。由于我國的企業經營背景有別于國外企業，因此本文應結合我國所有者缺位這一特殊現狀，對不同動機的資產剝離行為進行甄別。

國內有關研究發現，ROE的頻數分布介于0—2%的微利企業和介于6%—7%的企業有強烈的扭虧和配股的盈余管理動機，并且ROE的分布隨著配股政策的改變而相應的改變。關于盈余分布斷層解釋的研究，有驗證了盈余分布的斷層是由盈余管理導致的。更有研究證實了進行資產出售的企業，當年其ROE更可能出現在微利或配股線區域內。綜上，ROE介于6%—7%和0—2%的上市公司具有強烈的配股和防止虧損的盈余管理動機，并且也有研究證實了企業盈余指標分布斷層的形成與資產出售行為是有聯系的。本文則將在此基礎上，繼續研究資產剝離行為是否與此類有盈余管理動機的企業有一定聯系。

國內有關股權結構對資產剝離影響的研究中有發現股權集中度與資產剝離的發生呈正相關。也有支持第一大股東持股與資產剝離發生的可能呈負相關。從已有文獻可以看出，股權結構對基于盈余管理動機下的資產剝離行為，在理論上是有影響的。但國內相關的研究并沒有對資產剝離的動機進行區別，動機不同采取的應對措施也不同。由于盈余管理動機下的資產剝離行為會帶來不良的經濟后果，而良好的股權結構對盈余管理行為有一定的約束作用，因此，本文在首先區分動機的前提下，探究股權結構對資產剝離行為的影響，以期為今后抑制具有盈余管理動機的具體行為提供有效思路。

三、研究假設

對于微利上市公司來說，防止虧損可能帶來的特別處理、暫停上市甚至終止上市的威脅是首先要解決的問題。而通過大額的資產剝離則是極其有效的手段。而對于配股動機，雖然《上市公司證券發行管理辦法》規定：以扣除非經常性損益后的凈利潤與扣除前的凈利潤中低者作為是否盈利的依據。但另規定要求資產質量良好，上市公司則可直接利用資產剝離在短時間內剝離不良資產達到目的。因此，本文提出假設1：有盈余管理動機的上市公司更傾向采用資產剝離行為。

隨著我國證券市場的逐漸發展，更多擁有專業化團隊的機構投資者進入了證券市場。機構投資者有較強的信息獲得能力和專業的決策能力，更重視企業的長遠發展，投機的動機則較弱，并且由于其募集資金數額一般較大，常在企業中占有一定席位，并能為企業做出更為專業和客觀的決策，使得企業的資產剝離行為更少的傾向于盈余管理動機。因此，本文提出假設2：機構投資者持股比例越高，越有利于制約基于盈余管理動機下的資產剝離行為。

高管持股將管理層與股東的利益進行捆綁，有利于解決委托代理問題。隨著高管持股比例的增加，其與股東的目標函數更趨于一致。則管理層更傾向做出有利于股東的決策，并且《公司法》和《證券法》對管理層的股權轉讓規定了限制條件，從而對管理層利用內幕信息來操縱股價的行為進行了約束。因此，高管持股從理論上分析能更好地為企業的長遠目標而做出決策，約束這類為了進行盈余操縱的資產剝離行為。因此，本文提出假設3：高管持股比例越高，越有利于制約基于盈余管理動機下的資產剝離行為。

一般而言，股權太過分散，股東對企業的監督與治理的積極性會較低，更容易出現投機的心態持股，這便助長了管理層的盈余管理動機。而持股集中，則可以提高股東的決策與監督效率。針對資產剝離的行為，有別于其他盈余管理行為，大額的或者存在關聯方交易的資產剝離行為都應經股東大會通過，這不僅受管理層的操控，且資產剝離行為多是企業處于保盈和保配等動機下迫不得已之舉。因為，有時資產剝離的行為不僅會向市場傳遞戰略調整的信息，也隨之會帶有企業經營不善的信號。因此，從企業長遠戰略考慮，即使第一大股東絕對控股，也很難出現利用資產剝離的行為來損害中小股東的利益的情況。因此，本文提出假設4：第一大股東持股比例越高，越有利于制約基于盈余管理動機下的資產剝離行為。

四、研究設計

SALE為資產剝離變量：一年中發生資產剝離的企業SALE=1，否則SALE=0；EM為盈余管理變量：企業ROE∈[0，2%]或[6%，7%]時 EM=1，否則為 0；CGS1為機構投資者持股比例；CGS2為高管持股比例；CGS3為第一大股東持股比例；SIZE為企業規模：SIZE=ln （總資產）；DEBT 為資產負債率。由于本文實證需要對定性變量SALE進行考察，則采用二元變量回歸的方法進行處理。結合實證分析需要考察的經濟意義，建立Logit模型如下：

模型中P/（1-P）表示SALE=1與SALE=0發生的概率的幾率比，則該模型的解釋變量為對數幾率比。

五、實證結果與分析

（一）描述性統計

首先對數據進行描述性統計 （見表1），觀測數據樣本的概況。

表1 描述性統計

從描述性統計可以看出5%的企業進行了資產剝離的行為，比例較低，說明資產剝離的手段并不是常用手段。ROE屬于0—2%與6%—7%的企業的比例為15%，說明有盈余管理動機的企業所占比例較高。機構持股比例普遍較低，高管持股比例分布較分散且較低，第一大股東持股比例較高。

（二）Logit回歸分析

采用Stata對上述Logit模型進行最大似然估計，得到估計結果（見表2）。

表2 Logit模型回歸結果

從表2結果中來看，盈余管理變量 （EM）、 機 構 投 資 者 持 股 比 例（CGS1）、高管持股比例（CGS2）、第一大股東持股比例（CGS3）變量的估計系數的Z統計量顯著性概率均小于0.05，在5%水平認為其檢驗顯著，而EM×CGS1、EM×CGS2、EM×CGS3 變量的估計系數Z統計量顯著性概率大于0.05，在5%水平認為其檢驗不顯著。

EM的估計系數為0.902791，說明當EM=1時，對數幾率比比EM=0時大0.902791，也就說明當EM=1時，發生SALE=1的概率更高。即屬于具有盈余管理動機的企業發生資產剝離行為的概率更高。假設1得到了證實。

CGS1、CGS2、CGS3 這 3 個變量的估計系數分別為負數，而EM×CGS1、EM×CGS2、EM×CGS3這3個變量檢驗不顯著，說明兩點：（1）CGS類變量的估計系數為負，說明CGS類變量每增加1單位，會引起對數幾率比減小相應的單位，從而導致SALE=1發生的概率減小。（2）由于EM×CGS類的變量均不顯著，說明無論EM=1還是EM=0，CGS類的變量引起的對數幾率比的變化均不變。可以認為，CGS類變量對SALE=1發生的概率的影響，是不受EM是否為1的差異所影響。即隨著機構持股比例、高管持股比例、第一大股東持股比例這三個變量的增加，其對資產剝離行為的約束作用越大。但無論是否屬于有盈余管理動機的企業，機構投資者、高管、第一大股東的持股比例對企業是否進行資產剝離的影響是相同的，都是具有約束力的。因此， 假設 2、3、4得到了部分證實，說明了機構投資者、高管、第一大股東的持股比例與資產剝離行為的發生呈負相關，但不只是基于盈余管理動機下，而是針對任何情況下的企業都成立。

六、研究結論與啟示

根據上述研究結果，首先驗證了有盈余管理動機的上市公司更傾向采用資產剝離行為。這提示我們，當企業ROE處于微利和有配股動機的區域時，應注意區別此時的資產剝離行為是否真正出于為了企業長期發展戰略的經濟動因，而不是為了盈余管理的目的，避免由于對企業資產剝離的動機判斷失誤而做出錯誤的決策。其次關于股權結構對基于盈余管理動機的資產剝離行為的研究發現，我國機構投資者、高管和第一大股東持股的比例對資產剝離行為都有較好的約束作用，但問題是無論企業是否有盈余管理的動機，三個因素均對資產剝離持否定態度，究其原因可能有兩方面：（1）由于我國證券市場、產權交易市場以及相關會計制度的不完善，導致目前我國的資產剝離多不能符合企業長遠的戰略，具有一定的被動性，并常用作對盈余進行操縱的手段，多是為了滿足短期利益，同時會向市場傳遞負面的信息。因此股東多對資產剝離持消極態度。（2）企業對資產剝離認識不夠全面，只是傾向于將其視為盈余管理的范疇，較少有認識到通過資產剝離可以更有效地整合企業資源，與企業多元化是同等效力地手段，從而提高企業整體價值。因此，從研究的結果得到的啟示是我們應保持股權結構中對基于盈余管理動機的資產剝離行為的良好約束作用，但也應改善企業對資產剝離的認識，使其真正能發揮戰略意義，而不只是局限于盈余管理行為。