節能環保類公司股權結構對盈余管理的影響

王銀寧 袁靜

【摘要】選取節能環保類的143家上市公司，研究股權結構對盈余管理的影響。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結構對盈余管理的影響。研究結果顯示，當第一大股東持股比例在35%～50%之間，國有股比重對盈余管理行為影響為正向，股權制衡對盈余管理行為影響為負向。

【關鍵詞】盈余管理 股權結構 節能環保

本文以143家節能環保類上市公司作為研究對象，搜集2015年公開的財務數據，研究股權結構對盈余管理的影響。財務數據來自Wind數據庫和國泰安數據庫，利用Excel2013和SPSS19.0進行數據分析。

一、研究假設

良好的公司治理結構能夠幫助上市公司各群體間協調利益，一定程度上約束上市公司盈余管理行為。股權結構是公司治理的基礎，會對上市公司的盈余管理行為產生一定的影響。因此，提出以下三個假設：

股權集中度對盈余管理影響的假設。有學者認為股權集中度與盈余管理是負向線性關系，也有學者認為股權結構對盈余管理是非線性影響，呈現U型相關。當第一大股東持股比例較低時，隨著占股比例增大，盈余管理程度減小。但超過某個臨界點后，第一大股東的占股比例增加會使得盈余管理程度增加。本研究提出假設1：公司第一大股東持股比例對盈余管理程度的影響為U型曲線。

股權制衡度對盈余管理影響的假設。股權高度集中時，第一大股東對公司擁有絕對決策權，能夠趁機剝奪中小股東的利益。但是如果公司有多個股東，且這些股東擁有的股份總和足夠大，就能夠產生一定的影響力。當中小股東股權比例越高時，對公司股份持有最多的股東的行為制衡能力也會增強。提出假設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。

股權構成對盈余管理影響的假設。國有股在股權結構中占據著較為特殊的地位，但由于國有股的投資主體對上市公司的經營不直接參與，導致公司管理層容易利用內部優勢損害股東利益。提出假設3：國有股持股比例越大，公司盈余管理程度越大。

二、建立分析模型

（一）盈余管理程度的計量

盈余管理的計量主要是通過調整可操縱性應計利潤（DA）來實現。公司的凈利潤（NI）分為經營活動凈現金流（CFO）和應計利潤（TA）兩部分，而應計利潤又由可操縱性應計利潤（DA）和不可操縱性應計利潤（NDA）構成。在實證分析中，先求出應計利潤TA=NI- CFO，再求出可操縱性應計利潤DA=TA-NDA。利用以下修正的Jones模型進行分析。

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年的應計利潤，它等于公司的第t年的凈利潤減去當年的經營凈現金流值。At-1表示公司第t-1年的期末總資產，△REVt表示了公司的第t年營業收入與第t-1年營業收入的差額；△RECt表示了公司的第t年應收賬款凈額與第t-1年應收賬款凈額；PPEt表示了第t年公司的期末固定資產凈值，ε為殘差項。利用最小二乘法估計出系數α1、α2、α3，再代入公式可計算出不可操縱性應計利潤NDAt，最終計算出可操縱性應計利潤DAt=TAt-NDAt。

（二）回歸模型的設定

根據修正的Jones模型，用DAt/At-1來度量盈余管理程度，其結果理論上可正可負。在回歸分析模型中，使用DAt/At-1的絕對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。衡量股權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；衡量股權性質的GOV，即國有股的持股比例。模型還引入了公司規模SIZE和凈資產收益率ROE兩個控制變量。公司規模用公司年末總資產對數值來表示，凈資產收益率用凈利潤與平均股東權益的比值表示。模型設定的多元回歸模型為：v=β1*FIRST+ β2*FIRST2+β3*ZHD+β4*SIZE+β5*ROE+β6*GOV+ε

三、實證分析

（一）盈余管理程度指標

根據修正的Jones模型，運用SPSS19.0統計分析軟件對2015年143家節能環保類上市公司數據進行分析，方程的估計結果如下：

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

根據Anova方差分析表，模型的F統計量值為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系。根據估計方程的系數，可求出不可操縱性應計利潤NDA，用總應計利潤TA減去不可操縱性應計利潤NDA，即可得出可操縱性應計利潤DA的數值。設定盈余管理程度指標為v=ABS（DA/At-1），值越大表示公司進行盈余管理的程度越大。

（二）股權結構與盈余管理關系

以v為被解釋變量，FIRST、FIRST平方、ZHD、GOV為解釋變量，SIZE、ROE為控制變量，利用SPSS19.0軟件進行回歸分析，得出估計結果如下：

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系。由參數估計表可以看出，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。

（三）分段討論

為能夠進一步檢驗自變量與因變量之間的關系，根據第一大股東持股比例FIRST的數據進行分組，以35%以下，35%～50%和50%以上為標準，將數據分成三組，各組分別進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，表明在第一大股東持股比例小于35%的數據區間內，被解釋變量與解釋變量之間不存在顯著的線性關系。

2.35%與50%之間組。回歸方程顯著性檢驗的F統計量的值為4.612，對應的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，因變量和自變量之間存在線性關系。從參數估計表中可以看出，在0.05的顯著性水平下，模型中的GOV和ZHD對盈余管理程度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。其中GOV的非標準化系數為0.029，說明GOV對v的影響為正向，GOV的值越大v越大。ZHD的非標準系數為-0.004，說明ZHD對v的影響為負向，隨著ZHD值的增加，v的數值會減少。

3.50%以上組。回歸方程顯著性檢驗的F統計量=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，解釋變量與被解釋變量之間存在顯著的線性關系。繼續查看參數估計表，發現解釋變量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的數據在35%-50%之間的回歸分析結果才有意義。一方面，國有股占股比重GOV與盈余管理程度正相關，公司國有股份占比的增加，會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相關關系，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、研究結論

對于選取的143家節能環保類上市公司的實證研究，得出量化的盈余管理程度指標的均值為0.0027，可見盈余管理程度總體較低。但對比2014年與2015年數據，發現2015年的盈余管理程度有略微上升。分段的實證研究發現，當第一大股東持股比例在35%～50%之間，國有股持股比重與盈余管理程度正相關，第二至第十股東持股比例之和與盈余管理程度負相關。可見國有股份比重的增加會促進公司進行盈余管理行為，但股東之間相互制衡能力的加強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，還是分段回歸分析的線性假設看，第一大股東持股比例與公司盈余管理程度的相關性都不顯著（5%），表示股權集中度對公司的盈余管理行為沒有顯著影響。

參考文獻

[1]郭建卿，李孟剛.我國節能環保產業發展難點及突破策略[J].經濟縱橫，2016，367（6）：52-56.

[2]徐姣，何鳳平，孫倩.上市公司股權結構對盈余管理影響研究-以長江經濟上市公司為例[J].哈爾濱商業大學學報（社會科學版），2016，（6）：88-96.

[3]傅蘊英，田瓊.市場環境、股權集中度與盈余管理——基于中國A股市場的實證研究[J].財會通訊，2014，4：65-68.