大股东控制与盈余管理行为研究
——来自配股公司的证据
摘要：在上市公司配股融资过程中，大股东具有通过盈余管理来获得配股资格和提高股票价格的强烈动机。本文以1998-2002年间456家实施配股的上市公司为样本，基于行业横截面数据和修正的Jones模型研究了配股融资过程中盈余管理的分布特征，并分析了大股东控制对盈余管理行为的影响。研究结果表明：（1）上市公司在配股前3个年度和配股当年存在显著的盈余管理机会主义行为；（2）配股公司的盈余管理程度与第一大股东持股比例具有倒U-型关系，当第一大股东持股比例低于%时表现出正相关关系，而当第一大股东持股比例高于%时则表现出负相关关系；（3）盈余管理程度与前2-10大股东持股集中度、负债比率和资本支出水平之间具有负相关关系，而与管理层持股比例和公司规模之间具有正相关关系。大股东通过盈余管理实现了对小股东财富的掠夺效应，造成了上市公司价值、声誉和后续融资能力的下降。
关键词：大股东控制 配股融资 盈余管理 掠夺行为
一、引言
我国上市公司处于大股东超强控制状态，第一大股东持股比例平均在40%以上，在公司决策中大股东很少受到来自其他股东的挑战和阻力。大股东凭借控制权可以通过股权再融资获得私有收益，甚至可以通过“隧道行为(tunneling)”直接将上市公司的财富输送出去，因此大股东控制下的上市公司表现出强烈的股权再融资偏好（黄少安和张岗，2001）。大股东和外部投资者之间的利益冲突能够导致上市公司配股融资过程中的盈余管理行为，大股东通过提升报告盈余可以谋取中小股东无法获得的私有收益。此处的盈余管理是指企业实际控制者运用职业判断编制财务报告和通过规划交易以变更财务报告的机会主义行为，旨在误导那些以经营业绩为基础的决策行为或影响那些以会计报告数字为基础的契约后果(Healy and Wahlen,1999)。在法律制度不健全和投资者保护程度较低的背景下，盈余管理已经成为我国上市公司配股融资过程中普遍存在的现象。
大股东在配股过程中实施盈余管理的直接原因主要表现为获得配股资格和提高股票发行价格。为了将稀缺的资本配置到优秀上市公司中去和避免恶意融资，中国证监会对上市公司的配股融资行为进行了限制 ，直接诱发了上市公司的盈余管理行为，因此上市公司普遍存在虚增报告盈余以达到“配股资格线”的可能性，这是上市公司盈余管理行为的政策诱因。同时，在证券发行过程中通常以公司盈余作为定价依据，投资者也根据会计信息来决定是否购买、出售和持续持有股票，而会计信息的生产和提供是由管理层（受大股东控制）进行的，大股东拥有潜在投资者无法了解的关于企业真实情况的信息，因此管理当局具有提升股票发行前报告盈余来隐瞒和误导外部投资者的机会主义动机，以更加有效地提升股票发行价格和融资规模。大股东在配股前通过盈余管理可以提升报告盈余，骗取广大投资者的信任以及证券监管机构的认可,以便将来能更多地从上市公司抽取利益。大股东的盈余管理行为隐藏了上市公司的真实盈余信息和运营效率，加剧了控制性大股东和投资者之间的信息不对称，误导了外部投资者对公司价值的判断和投资决策，从而造成大股东对小股东的掠夺和侵害（唐宗明和蒋位，2002）。小股东没有动力、资源、能力和手段来监督大股东的行为，因此无法阻止大股东盈余管理行为的发生。上市公司配股融资过程中的盈余管理行为主要缘于大股东的代理问题，只要大股东和小股东之间存在利益冲突就会发生盈余管理和侵害小股东利益的现象。
由于外部融资市场的发育对于现代企业的成长，乃至一国经济发展都至关重要，因此研究大股东凭借控制权实施盈余管理和获得私有收益是一个极具现实意义的课题。本文主要研究了上市公司配股融资过程中大股东控制与盈余管理之间的关系，以寻求影响上市公司盈余管理行为的内在原因。本文的主要贡献在于：（1）运用横截面修正的Jones模型来计量盈余管理程度，克服了时间序列数据的误差和局限性，能够更加合理地分离出操纵性应计利润(discretionary accruals)；（2）运用描述性分析和回归分析证实了大股东持股比例与盈余管理程度之间倒U-型关系的存在性；（3）探讨了前2-10大股东持股集中度、管理层持股比例、公司规模、负债比率和资本支出水平对盈余管理行为的影响特征。
本文的结构安排如下：第二部分是文献回顾。第三部分提出了研究的基本假设。第四部分是样本选择和研究设计。第五部分分析了配股公司盈余管理的分布特征，并描述了大股东控制与盈余管理程度的关系。第六部分运用多元回归模型分析了大股东控制与盈余管理的关系，并检验了其他相关因素对盈余管理的影响。第七部分是结论与展望。
二、文献回顾
传统公司治理理论认为，公司代理问题的主要矛盾是外部投资者与管理层之间的利益冲突，被称为“贝利—米恩斯命题”(Berle和Means,1932;Jensen和Meckling,1976)。而Shleifer和Vishny(1997)和La Port等(1998,1999)的研究发现现代公司的所有权结构完全不同于被广泛接受的“贝利—米恩斯命题”，当股权集中达到一定程度时，控股股东能够对企业实施有效的控制，最基本的代理问题将从投资者和经理人之间的冲突转移到控股股东和小股东之间的冲突，从而导致控股股东具有以小股东为代价来掠夺公司财富的强烈动机和能力。传统的“股权分散”及其两权分离的情景不是现代公司所有权结构的主流状态，现代公司权利结构中有相当一部分呈现出大股东控制型为主的特征(Faccio和Lang,2002;Lemmon和Lins,2003;Claessens等,2000)。
由于大股东掌握了外部投资者无法知晓的内部信息，在大股东和外部投资者之间存在严重的信息不对称，大股东就具有通过操纵报告盈余来隐瞒和误导外部投资者的强烈动机。大股东控制对盈余管理行为具有非常重要的影响，股票再发行过程中的盈余管理主要是大股东为了以较高的价格出售股票，从而获得更多的可支配资本。应计会计的特性使得大股东拥有较大的灵活性来决定一个时期的报告盈余，并且大股东能够控制投资支出发生的数量和时间，如提前确认通过信用销售的收入、推迟确认坏帐损失等(Teoh等,1998)。当投资者对企业价值的评估过分依赖报告盈余时，企业控制者就可能通过增加应计利润实施盈余管理，以更加有效地提升股票发行价格和降低融资成本(Frankel,1994;Chaney和Lewis,1995)。La Porta等(1998)研究发现股权集中度与财务报告质量负相关，大股东在一定程度上会借助失真的会计信息实现其控制和掠夺小股东财富的目的。Fan和Wong(2002)研究了股权结构与会计盈余信息之间的关系，发现控制权(control right)与现金流权(cash flow right)的分离造成了控制性股东与外部投资者之间的代理冲突，控制性股东根据自己的偏好和利益来披露会计盈余信息，导致报告盈余对外部投资者来讲失去了可信性，削弱了企业报告盈余的信息含量(information content)。Haw等(2003)研究了东亚9国和西欧13国企业大股东终极控制与盈余管理的关系，发现盈余管理的主要原因在于大股东控制权与现金流权之间的分离，法律对投资者利益的保护程度与盈余管理具有负相关关系，正式和非正式的法律制度能够制约大股东的盈余管理行为。
大股东的盈余管理造成了对外部投资者决策行为的误导和财富掠夺效应，大股东可能存在浪费和滥用公司资源的机会主义行为。不管在发达国家还是发展中国家，一旦大股东处于绝对控股地位，他们可以通过其它途径获取内部私有收益，如支付特殊红利，进行关联交易，或者通过合理利用会计准则的缺陷进行利润操纵，从而剥削中小股东(La Porta等,2000; Claessens等,2000)。Johnson等(2000)认为控制性股东具有强烈的动机来掠夺公司资源以增加自身的财富，这种财富的转移被称为“隧道效应”，如控制性股东将从关联交易中获得利益，从而将利润转移到他控制的其他公司中去，大股东也可以通过实施非利润最大化但对大股东具有私人效用的项目来实施事实上的掠夺。大股东通过披露错误的企业盈余信息，欺骗了投资者对投资机会和成长能力的判断，导致外部股东财富和企业价值的大幅下降(Park和Shin,2004)。Rangan(1998)也发现股票再发行期间的企业具有实施盈余管理的极大动力，原有股东通过提高报告盈余来影响投资者对企业价值的判断，并从股票发行中获得额外收益，盈余管理能够在很大程度上解释股票再发行后的业绩下滑，投资者没有能够及时看穿公司增发新股时的盈余管理行为，被一时蒙骗以致高价购买了股票。DuCharme等(2004)认为由于投资者将管理后的报告盈余作为对公司价值判断的依据，公司在发行新股过程中具有虚增报告盈余来提高融资优势的倾向，并发现公司在股票发行期间具有较高的异常应计利润，而在股票发行之后异常应计利润发生逆转，股票发行期间异常应计利润和发行之后的业绩表现之间具有反向相关关系。Leuz等(2003)系统地研究了31个国家中企业的盈余管理现象，发现盈余管理的差异是由于大股东试图获取私有收益而造成的，通过盈余管理可以向外部投资者隐藏企业的真实业绩，从而形成了对外部投资者的误导和侵害，股权结构与盈余报告质量之间存在内生关系(endogenous link)。可见，盈余管理已经成为企业股票再发行过程中存在的普遍现象，降低了证券市场的资本配置效率，造成了控制性股东对中小投资者的掠夺和侵害。
三、基本假设
上市公司的大股东具有掠夺小股东的强烈机会主义动机，因此不可能提供高质量的会计信息。大股东可以通过配股融资获得隐性收益，从而具有为了达到“配股资格线”和提高发行价格而进行财务包装的可能性。大股东通过强迫董事会和管理人员按照自己的意愿来处理公司事务，根据需要选择交易时点和交易价格来操纵利润，当大股东需要从证券市场上筹集资金时，就要求上市公司的管理人员设法取得配股权来筹集资本，而当公司不具备这种资格时，管理人员就会通过盈余管理的手段来设法达到“配股资格线”。通过盈余管理上市公司不仅可以获得配股资格，而且可以提高小股东对公司股票价值的判断，从而提高股票发行价格，使大股东获得更多的隐性收益。当第一大股东持股比例较少时，就缺乏任意控制企业和实施盈余管理的能力，因此盈余管理的程度可能较低。随着第一大股东持股比例的增大，对上市公司的控制能力不断加强，实施盈余管理行为受到其他股东的挑战和阻力逐渐降低，大股东可以更加自由地实施系统的盈余管理。因此提出假设1：
假设1 在第一大股东持股比例达到某个阈值(threshhold) 水平之前，第一大股东持股比例与盈余管理程度之间具有正相关关系。
而当第一大股东的持股比例达到一定水平之后，大股东掠夺行为产生的边际收益发生逆转，与小股东在某种程度上表现出利益趋同效应，大股东开始更多地关注上市公司的健康发展、声誉效应和价值最大化。因此，在大股东持股比例达到某个阈值水平之后，盈余管理程度可能随着第一大股东持股比例的增加而出现下降的趋势。因此提出假设2：
假设2 当第一大股东持股比例达到某个阈值水平之后，第一大股东持股比例与盈余管理程度之间具有负相关关系。
根据以上分析，大股东控制程度与盈余管理行为之间存在非线性关系，这种非线性关系表现为倒U-型的二次凸函数。
四、样本选择与研究设计
（一）样本选择与数据来源
选择1998—2002年上海证券交易所和深圳证券交易所实施配股的上市公司作为研究对象，在该期间共有461家上市公司进行配股融资，其中有100家公司进行了两次配股。由于金融类公司具有特殊的资产负债结构与经营现金流特征，应计利润与其他类型公司存在明显差异，因此剔除了2家金融类配股公司。为了保证研究的可靠性，还剔除了缺乏足够行业数据对模型中参数进行有效估计的3家公司，最后得到456家上市公司作为研究样本。借鉴Rangan(1998)的样本选择方法，当上市公司在研究期间进行了多次配股融资时，仅选择最早的一次配股作为研究对象，以消除重复配股对研究结果造成的影响。考虑到公司存续时间的差异和估计数据的可获得性，并不要求所有样本公司在配股前后三个年度都拥有连续完整的数据，因此实际样本观测数量在分析过程中存在变化。
本文使用的上市公司财务数据来自香港理工大学和深圳国泰安公司开发的CSMAR数据库。数据基本分析使用的是EXCEL，回归分析过程中使用的统计软件包是。
（二）盈余管理的测度方法
在应计制会计模式下，会计盈余包括经营现金流量和应计利润额两部分，因此理论上盈余管理可以通过操纵经营现金流量和应计利润两条途径来实现。但由于经营现金流量一般与公司销售和收款政策等密切相关，与会计选择的关系不大，所以经营现金流量的可操控性不强，而应计利润项目相对弹性较大，因此盈余管理主要通过调整应计利润来实现。由于操纵各种应计项目进行盈余管理最为灵活和常见，数据也较容易取得，因而在实证中多以应计项目作为研究盈余管理的对象。由于我国上市公司存续时间较短，缺乏足够的时间序列数据来保证参数估计的有效性，因此本文使用横截面数据和修正的Jones模型(Dechow等,1995)来计算配股公司的盈余管理程度 。
公司的总应计利润等于净利润减去经营现金流量的差额，即：
（1）
其中，是公司第年的总应计利润；是公司第年的净利润；是公司第年经营现金流量 。上述变量都经过年末总资产进行标准化处理，以消除公司规模差异造成的影响。
根据修正的Jones模型，非可操纵应计利润或期望应计利润是主营业务收入变动额、应收帐款变动额和固定资产的函数，即
（2）
其中，表示公司第年的非可操纵应计利润或期望应计利润；表示公司第年的主营业务收入增加额；表示公司第年的应收帐款增加额；表示公司第年的固定资产；表示公司第年末的总资产。
（2）式中的参数、和可以使用横截面数据通过下式进行估计而得到：
（3）
其中，、和分别是参数、和的估计值；是随机误差项。
用总应计利润减去期望应计利润，就可以得到代表盈余管理程度的异常应计利润或可操纵应计利润（），即：
（4）
使用与配股样本公司相对应行业中的上市公司截面数据对（3）式进行OLS估计，估计过程每年每个行业独立进行一次，时间跨度从1995年到2003年。由于股票发行事件可能对估计结果产生影响，因此剔除了估计期间相关行业中配股、增发和首次公开发行(IPO)的公司。
（三）控制变量
由于大股东控制不是影响上市公司配股融资中盈余管理行为的唯一因素，因此引入一些可能影响盈余管理行为的控制变量，主要包括第2-10大股东持股集中度、管理层持股比例、公司规模、负债比率和资本支出等。
1．第2-10大股东持股集中度
在中国股票市场中，除第一大股东外的其他股东持股比例及集中度在公司治理中具有不可忽视的作用。虽然第一大股东在上市公司中处于绝对支配地位，但如果其他股东的投票权联合起来在某种程度上可能构成对第一大股东的挑战，为了保护自身利益，他们对第一大股东的盈余管理程度和掠夺行为形成一定的约束和限制。其他大股东持股集中度使第一大股东面临控制权之争，客观上可以提高上市公司的治理效率，其他股东的持股比例越大，这种效果越明显。因为随着其他股东持股比例的增大，他们会详细审查上市公司的财务报告，增加盈余管理被公开的概率，从而制约大股东的机会主义行为。通过前2-10股东的持股集中度来度量其他股东挑战第一大股东的可能性，以衡量作用于第一大股东盈余管理行为的约束能力。前2-10大股东的持股集中度（赫芬德尔指数）可以表示为：
（5）
其中，是前2-10股东持股集中度的赫芬德尔指数，该值越大表明第一大股东受到其他股东的挑战也越大。表示第个股东的持股数量，表示公司的总股本。可操纵应计利润与之间应该具有负相关关系 。
2．管理层持股比例
高层管理人员（包括总裁、董事长、执行董事等）是上市公司运营的实际操作者，他们持有的股份度量了高管人员在公司的利益。Warfield等(1995)发现经理层持股比例的增加能够提高盈余信息含量和价值相关性，可操纵应计利润与经理层持股比例之间具有负相关关系。而在我国，第一大股东能够控制高层管理人员，较高的管理层持股意味着管理层的利益与控制股东的利益更加一致，大股东的盈余管理行为更容易得到管理层的支持与合作。Fama和French(1997)认为高层管理人员能够导致共谋行为并转移公司的资源和利益。如果高层管理人员在公司拥有较多的股份，增加了高层管理人员与控制性股东共谋的可能性，高层管理人员的持股比例越多，他们具有更强烈的动机粉饰财务报表，并期望分享更多的私有收益，因此管理层持股比例与可操纵应计利润之间存在正相关关系。
3．公司规模
公司规模能够对控制性大股东盈余管理行为的成本和收益产生重要影响。较大规模公司可以调整报告盈余的领域比较广泛(Watts 和Zimmerman,1990)，因此公司规模越大大股东从上市公司资源和其他股东获取的收益也就越多，大股东就越具有实施盈余管理的动力。而Rajan 和 Zingdes(1998)认为大公司较倾向于向公众提供更多信息，规模可能与内部人和外部投资人信息不对称水平负相关。规模大的公司容易受到来自政府监管部门、机构投资者、证券分析师和其他利益相关者等的监督和关注，公司运作相对比较规范，信息也比较透明，中小投资者面临的信息不对称问题不太严重，从而增加了大股东实施盈余管理的难度和成本，因此相对小公司而言大公司实施盈余管理的可能性较小。良好的公司治理结构和内部审计也能够缓解盈余管理和提高财务报告质量(Beasley,1996)，大公司通常具有强大的内部控制体系，拥有内部专业审计人员，非常关心其声誉，并得到著名会计公司的服务，这些因素在一定程度上能够制约盈余管理行为，有助于提高盈余信息披露的质量。关于公司规模与盈余管理关系的研究并没获得一致结论，因此公司规模对控股性股东盈余管理行为的影响是不确定的。本文用总资产的自然对数来衡量公司规模。
4．负债比率
负债比率代表了企业的债务风险，衡量了企业债务融资约束(financial constraints)程度，面临融资约束和财务危机的企业具有调增报告盈余的激励，因为真实地报告财务状况可能增加融资成本。负债假说认为高财务杠杆能够促使企业实施增加应计利润的盈余管理行为，面临强制性债务契约的企业具有较高的可操纵应计利润(DeFond 和 Jiambalvo,1994)。负债比率越高的上市公司实施盈余管理的可能性就越大，因此负债比率与可操纵应计利润之间存在负相关关系。
5．资本支出
资本支出水平直接影响到企业的资本密度(capital intensity ratio)，即总固定资产与总资产的比率，并影响企业盈余管理的程度。企业进行盈余管理的能力随着流动资产和非流动资产的比重而变动，有些企业拥有较高的流动资产和流动负债，因此就具有更高的通过营运资本来操纵应计利润的能力。Francis和Schipper (1999)认为企业的资本密度主要是影响长期应计利润，资本密度越低，盈余管理的可能性就越大。Burgstahler和Dichev(1997)研究表明在盈余管理发生前拥有较高水平流动资产和流动负债的企业面临的盈余管理成本比拥有较低水平流动资产和流动负债的企业低，拥有较高水平流动资产和流动负债的企业拥有盈余管理的更大空间。因此过度投资支出容易导致负的应计利润，因为企业的折旧费用会大幅度增加，造成公司净利润的下降，资本支出应该与可操纵应计利润之间具有反向相关关系。资本支出通过固定资产增加额与当年折旧发生额之和来衡量，并用年初总资产进行标准化处理。
（四）多元回归模型
为了研究盈余管理与股权集中度及上述各因素之间的关系，本文建立了一个多元回归模型，其中被解释变量是衡量盈余管理程度的可操纵应计利润，而解释变量是上述各种影响因素，相关变量的定义和符号见表1。在多元回归模型中，将第一大股东持股比例及其平方项都引入模型来捕捉大股东控制程度与盈余管理行为之间的关系。实证分析模型如下：
（6）
其中，表示第一大股东持股比例，表示第一大股东持股比例平方，表示前2-10大股东的持股集中度，表示管理层持股比例，表示负债比率，表示公司规模，表示资本支出水平，表示随机误差项，表示公司，代表年度。
表1 相关变量的定义
变量
符号
定义
可操纵应计利润
DA
总应计利润减去非可操纵应计利润
第一大股东持股比例
TOP
公司第一大股东持有公司股票占公司股票总数的比例
第一大股东持股比例平方
TOP2
公司第一大股东持有公司股票占公司股票总数比例的平方
2-10大股东持股集中度
SHARE(2-10)
公司前2-10大股东持有公司股票比例的赫芬德尔指数
管理层持股比例
CEO
高级管理人员持有公司股票占公司股票总数的比例
负债比率
LEV
公司负债总额的账面价值除以总资产的账面价值
企业规模
SIZE
公司总资产的自然对数
资本支出
EXP
固定资产增加额与当年折旧发生额之和除以年初总资产
五、描述性分析
（一）配股公司盈余管理的分布特征
根据第四部分介绍的横截面修正Jones模型，可以计算出每家配股公司相关年度的非可操纵应计利润与可操纵应计利润。表2描述了样本公司配股前后7个年度的总应计利润、期望应计利润和异常应计利润的时间序列分布特征，表中数据都经过上年末总资产进行标准化处理。为了保证分析结果的可靠性，分别对相应变量均值和中位数的显著性进行了t检验和Wilcoxon符号秩检验。
表2 配股公司应计利润的时间序列分布状况
年度
-3
-2
-1
0
+1
+2
+3
TA
均值
***
***
*
***
***
***
中位数
***
***
***
***
***
***
标准差
NDA
均值
***
***
***
***
中位数
**
***
***
***
***
***
***
标准差
DA
均值
***
***
***
***
***
*
中位数
***
***
***
***
***
***
标准差
观测数量
416
438
456
456
456
448
387
注：相应指标都通过上年末总资产进行标准化处理。用t检验来检验均值的显著性水平，用Wilcoxon符号秩检验来检验中位数的显著性水平。***、**和*分别表示在1%,5%和10%显著性水平下显著（2-tailed）。
表2显示，从-3到0年配股公司的总应计利润一直保持在较高的水平，平均值（中位数）分别为、、和(、、和)，相应的t检验和Wilcoxon符号秩检验在1%显著性水平下显著，而在配股之后3个年度内配股公司的总应计利润显著为负值。代表盈余管理程度的可操纵应计利润与总应计利润的分布特征基本相同，从-3到0年可操纵应计利润的平均值（中位数）分别为、、和(、、和)，在统计上显著地异于0，而配股后的可操纵应计利润迅速下降，到第3年平均值（中位数）下降到()。总应计利润与可操纵应计利润的时间序列分布具有一致性，因此总应计利润主要是由可操纵部分构成的。而非可操纵应计利润并没有表现出类似的分布特征，除了配股前两年平均值为正外，其余年度均为负值，并表现出逐步降低的趋势。因此，配股公司在-3到0年存在系统的盈余管理行为，而在配股之后异常应计利润发生逆转，提升报告盈余的盈余管理现象减弱或消失。
我国证监会对配股融资条件的限制激励了上市公司实施盈余管理，配股前三个年度的盈余管理主要是为了迎合“配股资格线”的强制性业绩规定，以获取配股融资资格。同时，大股东试图操纵报告盈余以提高投资者对公司盈利能力的判断也是盈余管理的重要原因。上市公司的可操纵应计利润并不会在配股之后立即降低，从而使配股当年年报仍保持较高的净利润，以避免外部监管机构的查处和投资者的怀疑。在配股之后上市公司逐渐失去了实施盈余管理的动力，而配股前的高度盈余管理需要通过配股后的应计利润来进行调整，从而引起配股后可操纵应计利润发生逆转，并造成报告盈余下降。
（二）盈余管理与大股东控制的关系
由于配股公司在配股前3个年度和配股当年都存在显著的盈余管理行为，因此本文以-3到0年四个年度的盈余管理为主要研究对象。表3是-3到0年四个年度合并在一起的相关变量描述性分析结果。从表中可以看出，配股公司的操纵应计利润均值（中位数）为()，代表了-3到0年的平均盈余管理程度。第一大股东的平均持股比例（中位数）为()，说明配股公司第一大股东对公司具有超强的控制能力，是上市公司的实际控制者。前2-10大股东的持股集中度存在较大差异，平均持股集中度（中位数）为()，标准差为。而管理层持股比例相对较小，平均持股比例（中位数）为()，标准差为，并不具有明显的影响地位。样本公司的负债比率平均为，大约有一半公司的负债比率低于，这主要是由于上市公司股权融资偏好造成的（吴江和阮彤，2004）。相对于同期利率水平以及国外的经验数据而言，上市公司并未能有效地利用债务的财务杠杆效应实现公司价值最大化（黄少安和张岗，2001）。在大股东绝对控制下，公司即使拥有大量“自由现金流”也可以不向股东分配，许多绩优上市公司也在大量使用在发达国家资本市场上筹资成本最高的股权融资，将其视为无成本的“免费资本”。上市公司的资本支出平均（中位数）为()，代表了资本支出占总资产的比重。
表3 相关变量的描述性分析
变量
均值
中位数
标准差
1/4分位数
3/4分位数
DA
TOP
TOP2
SHARE(2-10)
CEO
SIZE
LEV
EXP
表4是变量之间的Pearson相关系数。从表中可以看出，可操纵应计利润与前2-10大股东持股平方和、管理层持股比例、企业规模具有不显著的正相关关系，而与负债比率和资本支出具有负相关关系。企业规模与负债比率具有正相关关系，表明大公司面临着较高的财务杠杆约束。
第一大股东持股比例与可操纵应计利润之间具有非常密切的关系，表5是第一大股东持股比例与可操纵应计利润的分布状况。表中数据表明第一大股东持股比例与操纵性应计利润之间不是简单的线性关系，而呈现出非线性的二次函数关系。随着第一大股东持股比例的提升，配股公司的操纵性应计利润基本呈现出上升的趋势，第一大股东持股比例越大对上市公司的控制能力就越强，从而有更大的可能实施盈余管理，因此盈余管理程度是第一大股东持股比例的增函数。当第一大股东的持股比例达到50%—60%时盈余管理达到最高点，而当超过60%后盈余管理程度开始下降，盈余管理程度与第一大股东持股比例之间表现出负相关关系。
表4 变量的相关性分析
DA
TOP
TOP2
SHARE
(2-10)
CEO
LEV
SIZE
EXP
DA
1
()
()
()
()
()
()
()
TOP
1
()
()
()
()
()
()
TOP2
1
()
()
()
()
()
SHARE(2-10)
1
()
()
()
()
CEO
1
()
()
()
LEV
1
()
()
SIZE
1
()
EXP
1
注：表中是变量之间的Pearsion 相关系数，括号内是显著性水平（2-tailed）。
表5 第一大股东持股比例与可操纵应计利润的分布
TOP
0-10%
10%-20%
20%-30%
30%-40%
40%-50%
50%-60%
60%-70%
70%以上
均值
中点
标准差
观测数量
136
211
239
259
262
245
233
181
六、多元回归分析
为了证明本文的假设和描述性分析结果，运用多元回归模型（6）来分析盈余管理与大股东控制程度之间的关系。分别用-3至0年各年度以及集合在一起的可操纵应计利润进行回归分析，以检验第一大股东持股比例是否影响了盈余管理程度。为了控制横截面数据异方差性(heteroscedasticity)的影响，采用WLS方法对模型进行估计，使用OLS估计的残差估计量绝对值的倒数作为权重。表6描述了样本公司分年度数据和合并数据的回归分析结果。
从估计结果可以看出，无论是分年度还是合并数据的回归结果都显示第一大股东系数为正值，第一大股东平方项的回归系数则为负值，与预测符号相同，并在统计上显著。因此，第一大股东持股比例与盈余管理程度之间不是简单的线性关系，而是具有非线性倒U-型关系，从而证明了假设1和假设2成立。根据合并数据的估计结果，可操纵应计利润达到“最大值”时第一大股东持股比例（TOPmax）为：
当大股东能够实质上控制上市公司时，就有控制会计信息的产生和报告政策的动力和能力，大股东将根据自身的偏好和利益需求披露会计信息，而不是反映公司真实的经营成果与运营效率，从而降低了会计报告的信息含量，误导了投资者对企业价值的判断。在达到最大值点之前，第一大股东持股比例与盈余管理程度之间具有正相关关系，随着大股东持股比例的增加，他们对公司的控制能力就越强，来自其他股东的挑战和阻力就越小，因此大股东就有更大的能力实施盈余管理，并获得更高的控制权私有收益。而当第一大股东的持股比例达到最大值点后，大股东与其他股东利益的趋同性开始增强，大股东更加关注企业长期发展和价值增长，实施盈余管理的期望收益降低，而相应的边际成本增加，大股东实施盈余管理的可能性开始下降，因此第一大股东持股比例与盈余管理行为之间开始表现出负相关关系。需要特别指出的是，尽管第一大股东持股比例达到某个水平后盈余管理程度开始下降，但从绝对水平上来看，盈余管理还是保持在较高的水平上。
由于我国法律环境对投资者的保护程度相对较弱，大股东实施盈余管理来掠夺财富的成本非常低廉，因此实施盈余管理是大股东的最优策略。Leuz等(2003)研究发现大股东为了获得控制权私有收益，倾向通过盈余管理行为来侵害其他股东的利益，公司治理水平与盈余报告质量之间具有内在关联性，特别在法律保护较弱的国家中，大股东的盈余管理行为更加严重。大股东对上市公司具有极强的控制能力，有可能通过操纵相关信息（包括会计信息）和非公平关联交易来掠夺小股东的财富，因此在股权再融资过程中就有强烈的盈余管理动机。通过提供失真会计信息来骗取小股东投资，然后大股东无偿或以低于正常市场利率的资本成本长期占用上市公司的巨额资金。袁国良等(1999)指出由于企业内部还没有建立起规范的公司治理结构，企业内部和企业外部都没有建立起有效的激励约束机制，大股东基本上把股票市场当作一种“圈钱”的工具。通过直接掠夺来获取财富在数量和速度上也都要远大于和远快于通过分享剩余索取权来取得正常回报，因此剩余索取权对大股东来讲亦不再重要。
表6 盈余管理与大股东控制关系的回归分析结果（WLS）
预测符号
0年
-1年
-2年
-3年
合并数据
截距
？
**
()
***
()
***
()
*
()
***
()
TOP
+
***
()
**
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TOP2
-
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SHARE(2-10 )
-
**
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***
()
***
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***
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***
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CEO
+
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LEV
-
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SIZE
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EXP
？
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***
()
***
()
***
()
***
()
Adj-R2
DW
F
观测数量
456
456
438
416
1766
注：表中提供的是WLS回归系数，括号内是相应变量的t——统计量。***、**和*分别表示在1%、5%和10%显著性水平下显著（2-tailed）。
表6还显示，前2-10大股东平方和的回归系数为负值，表明其他大股东持股集中度能够在某种程度上制约第一大股东的盈余管理行为。前2-10大股东的持股集中度越大，对第一大股东盈余管理行为的制约能力就越强，因此其他大股东具有约束第一大股东盈余管理机会主义行为的作用。而管理层持股比例的回归系数主要为正值，说明高层管理人员的持股比例进一步促进了盈余管理行为。上市公司的管理层主要是第一大股东决定的，甚至由第一大股东的法人代表直接兼任，管理层与大股东在利益上具有极大的一致性，因此管理层持股比例与盈余管理程度之间主要表现为正相关关系。
负债比率的回归系数在-1年和集合数据回归与预测符号一致，其余年度的回归系数与预测结果相反，但在统计上不显著，因此负债比率对上市公司盈余管理行为的影响是不确定的。上市公司负债比率对盈余管理的影响程度并不象国外那样显著，国外研究成果认为较高的负债比例可能导致较大程度盈余管理的现象在我国并不明显。
公司规模的回归系数为正值，在统计上大多是显著的，说明规模越大，大股东实施盈余管理的程度就越大，不仅因为大股东通过盈余管理可以获得更多的私有收益，而且因为可以通过更隐蔽的方式和更广泛的领域实施盈余管理。特别是集团控制的上市公司可以通过与母公司的关联购销、资产重组、资产租赁、资产托管和承包经营等多种手段，由母公司向上市公司注入利润(propping)，在短期内人为地提高上市公司的“经营业绩”和粉饰财务报表。而中小投资者和舆论的监督并没有对大规模公司的盈余管理发挥有效的制约作用。
从表6还可以看出，资本支出的回归系数为负值，并在1%显著性水平下显著，表明大股东没有通过增加资本支出来实施盈余管理和提升报告盈余。上市公司在配股之前可能缺乏资金进行大规模资本支出，并且如果资本支出过大必将导致企业的折旧费用上升，从而使公司的净利润降低，违背了大股东提升报告盈余的目标。因此，上市公司的盈余管理主要是通过调整流动资产和流动负债来实现的，这种方法相对容易操作且成本较低。
七、结论与展望
本文研究了上市公司配股融资过程中盈余管理行为的特征，并重点分析了大股东控制与盈余管理行为之间的关系。研究结果表明：（1）上市公司在配股前3个年度和配股当年都存在明显的虚增利润的盈余管理行为，而在配股后提升报告盈余的现象消失；（2）第一大股东持股比例与盈余管理程度之间具有显著的倒U-型关系，当第一大股东持股比例低于%时，盈余管理程度与第一大股东持股比例表现出正相关关系，而当这一比例超过%时，盈余管理程度与第一大股东持股比例则具有负相关关系；（3）管理层持股比例和公司规模能够促进上市公司的盈余管理行为，而前2-10股东的持股集中度、负债比率和资本支出则没有对配股公司的盈余管理行为表现出促进作用。过度的盈余管理行为降低了上市公司会计信息的可靠性，引起各契约关系人之间的财富再分配和利益冲突，从而误导了会计信息使用者的决策行为，并降低了上市公司的声誉，制约了其在证券市场上进一步融资的能力，导致资本市场萎缩，不利于我国证券市场健康持续地发展。
本文初步探讨了大股东控制与盈余管理行为之间的关系，但还有很多相关问题值得进一步深入研究：（1）一个研究的重要方向就是从大股东控制的微观结构来分析大股东控制权与现金流权分离程度对盈余管理的影响；（2）研究大股东控制下的盈余管理行为对公司经营业绩的影响，以检验大股东是否浪费和滥用了公司资源；（3）分析大股东控制下的盈余管理行为对股票长期收益和公司价值的影响程度，以揭示盈余管理行为是否损害了资本市场的配置效率和误导了投资者的决策行为；（4）采取有效措施来制约大股东的盈余管理行为也是具有重要意义的研究领域，以保护小股东的利益，促进资本市场的健康持续发展。
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Research on Control of the Largest Shareholder and Earnings Management Behavior
——Evidence from Seasoned Equity Offerings
Abstract: China’s listed companies have strong incentive to manage earnings upward by altering discretionary accruals to gain the rights issues and raise stock prices. This paper select 456 SEOs firms through 1998 to 2002 as sample and examines the time-series distribution of earnings management around the offerings based on the cross-sectional version of the modified Jones model, and studies the association between discretionary accruals and the control of largest shareholder. The result suggest that listed companies, on average, have high positive discretionary accruals in 3 years preceding and the year of SEOs, and that there is an inverse U-shape relation between earnings management and the largest shareholder’s share. This paper also show that there is inverse relation between earnings management and three factors including 2-10 large shareholders’ concentration, debt ratio and capital expenditure, while there is positive relation between earnings management and two factors which are CEO’s shares and firm size. The largest shareholder expropriates outsider investors through earnings management in SEOs, and firm value, reputation and capability of refinancing are heavily damaged.
Key words: control of larger shareholder; seasoned equity offerings; earnings management; expropriation behavior
联系方式：张祥建, 上海市三泉路999弄81号202室；邮编200443；E-mail: xiangjianzhang@
电话：13764104851
1993年12月证监会开始规定上市公司只要“连续两年盈利”就能配股，1994年9月28日，中国证监会发布的通知要求配股公司“最近三年平均的净资产税后利润率在10%以上”(能源、原材料和基础设施类的公司可以略低)，1994 年12月20日要求“净资产收益率连续三年平均在10%以上”方可配股，而1996年1月24日要求公司最近三年内净资产税后利润率每年都在10% 以上(能源、原材料和基础设施类的公司可以略低，但不低于9%)。1999年3月17日要求“最近3个完整会计年度的净资产收益率平均在10%以上”(农业、能源、原材料、基础设施和高科技类的公司可以略低, 但不低于9% ) ，其中任何一年都不得低于6%。2001年3月证监会将配股条件进一步调整为“最近三个会计年度加权平均净资产收益率不低于6%”。
与时间序列模型相比，横截面模型具有以下优点：(1)模型估计的观察值数量比较大，从而提高了估计的效率和准确性；(2)时间序列模型存在潜在误差，因为一般要求至少10个年度的观察值才能满足估计的需要；(3)在满足时间序列模型对数据区间长度的要求下，时间序列模型可能由于非静态特性而产生衡量误差。实证研究普遍表明横截面模型比时间序列模型在衡量盈余管理方面具有较好的效果。
用间接法调整可以得到1998年之前的经营活动现金流量，计算公式为：经营现金流量=净利润+固定资产折旧额+无形资产、递延资产及其他资产摊销额+固定资产净盘亏额+清理固定资产净损失+递延税款贷项+财务费用-投资收益-(流动资产增加额-货币资金增加额-短期投资增加额-一年内到期助长期债券投资增加额) + (流动负债增加额-短期借款增加额-未付股利增加额-一年内到期的长期负债增加额)。
这种效应主要表现在3个方面：(1)其他大股东是第一大股东隧道行为的障碍；(2)他们提高了公司治理效率，当公司业绩下降时，他们可能参与控制权的争夺；(3) 其他大股东也具有监督管理层的功能。其他股东持股比例集中度越高，这些作用就越强。
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