股權(quán)結(jié)構(gòu)對盈余管理動機下資產(chǎn)剝離影響的研究

□牛朦

（山東科技大學經(jīng)濟管理學院 山東青島266590）

一、引言

隨著我國證券市場和相關(guān)法律、法規(guī)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(yè)所重視。其中，資產(chǎn)剝離的行為呈連年上升的趨勢。學者們最早研究的是關(guān)于資產(chǎn)剝離的財富效應，同時做出相應的經(jīng)濟動因解釋，但隨著研究的深入，發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)剝離行為不能只解釋為出于經(jīng)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(nèi)部人控制的現(xiàn)象下，企業(yè)資產(chǎn)剝離的動機很難確定只是出于經(jīng)濟動因。研究資產(chǎn)剝離行為前提是應結(jié)合實際情況區(qū)別不同的動機，在此基礎上才能得到有效的結(jié)論。本文重點探尋約束盈余管理動機下的資產(chǎn)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(xiàn)。而不同的股權(quán)結(jié)構(gòu)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(quán)結(jié)構(gòu)能夠?qū)τ喙芾韯訖C的資產(chǎn)剝離行為有制約的作用。因此本文將在區(qū)分不同動機的前提下，探究股權(quán)結(jié)構(gòu)對資產(chǎn)剝離的影響，從而為今后防治此類資產(chǎn)剝離行為所帶來的危害提供思路。

二、文獻回顧

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

國內(nèi)有關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，ROE的頻數(shù)分布介于0—2%的微利企業(yè)和介于6%—7%的企業(yè)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(guān)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(chǎn)出售的企業(yè)，當年其ROE更可能出現(xiàn)在微利或配股線區(qū)域內(nèi)。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(yè)盈余指標分布斷層的形成與資產(chǎn)出售行為是有聯(lián)系的。本文則將在此基礎上，繼續(xù)研究資產(chǎn)剝離行為是否與此類有盈余管理動機的企業(yè)有一定聯(lián)系。

國內(nèi)有關(guān)股權(quán)結(jié)構(gòu)對資產(chǎn)剝離影響的研究中有發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與資產(chǎn)剝離的發(fā)生呈正相關(guān)。也有支持第一大股東持股與資產(chǎn)剝離發(fā)生的可能呈負相關(guān)。從已有文獻可以看出，股權(quán)結(jié)構(gòu)對基于盈余管理動機下的資產(chǎn)剝離行為，在理論上是有影響的。但國內(nèi)相關(guān)的研究并沒有對資產(chǎn)剝離的動機進行區(qū)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(chǎn)剝離行為會帶來不良的經(jīng)濟后果，而良好的股權(quán)結(jié)構(gòu)對盈余管理行為有一定的約束作用，因此，本文在首先區(qū)分動機的前提下，探究股權(quán)結(jié)構(gòu)對資產(chǎn)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(chǎn)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(fā)行管理辦法》規(guī)定：以扣除非經(jīng)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(jù)。但另規(guī)定要求資產(chǎn)質(zhì)量良好，上市公司則可直接利用資產(chǎn)剝離在短時間內(nèi)剝離不良資產(chǎn)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(chǎn)剝離行為。

隨著我國證券市場的逐漸發(fā)展，更多擁有專業(yè)化團隊的機構(gòu)投資者進入了證券市場。機構(gòu)投資者有較強的信息獲得能力和專業(yè)的決策能力，更重視企業(yè)的長遠發(fā)展，投機的動機則較弱，并且由于其募集資金數(shù)額一般較大，常在企業(yè)中占有一定席位，并能為企業(yè)做出更為專業(yè)和客觀的決策，使得企業(yè)的資產(chǎn)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(gòu)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(chǎn)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(shù)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(quán)轉(zhuǎn)讓規(guī)定了限制條件，從而對管理層利用內(nèi)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(yè)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(chǎn)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(chǎn)剝離行為。

一般而言，股權(quán)太過分散，股東對企業(yè)的監(jiān)督與治理的積極性會較低，更容易出現(xiàn)投機的心態(tài)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(jiān)督效率。針對資產(chǎn)剝離的行為，有別于其他盈余管理行為，大額的或者存在關(guān)聯(lián)方交易的資產(chǎn)剝離行為都應經(jīng)股東大會通過，這不僅受管理層的操控，且資產(chǎn)剝離行為多是企業(yè)處于保盈和保配等動機下迫不得已之舉。因為，有時資產(chǎn)剝離的行為不僅會向市場傳遞戰(zhàn)略調(diào)整的信息，也隨之會帶有企業(yè)經(jīng)營不善的信號。因此，從企業(yè)長遠戰(zhàn)略考慮，即使第一大股東絕對控股，也很難出現(xiàn)利用資產(chǎn)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(chǎn)剝離行為。

四、研究設計

SALE為資產(chǎn)剝離變量：一年中發(fā)生資產(chǎn)剝離的企業(yè)SALE=1，否則SALE=0；EM為盈余管理變量：企業(yè)ROE∈[0，2%]或[6%，7%]時 EM=1，否則為 0；CGS1為機構(gòu)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(yè)規(guī)模：SIZE=ln （總資產(chǎn)）；DEBT 為資產(chǎn)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(jié)合實證分析需要考察的經(jīng)濟意義，建立Logit模型如下：

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

五、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

首先對數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計 （見表1），觀測數(shù)據(jù)樣本的概況。

表1 描述性統(tǒng)計

從描述性統(tǒng)計可以看出5%的企業(yè)進行了資產(chǎn)剝離的行為，比例較低，說明資產(chǎn)剝離的手段并不是常用手段。ROE屬于0—2%與6%—7%的企業(yè)的比例為15%，說明有盈余管理動機的企業(yè)所占比例較高。機構(gòu)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(jié)果（見表2）。

表2 Logit模型回歸結(jié)果

從表2結(jié)果中來看，盈余管理變量 （EM）、 機 構(gòu) 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(shù)的Z統(tǒng)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(shù)Z統(tǒng)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(shù)為0.902791，說明當EM=1時，對數(shù)幾率比比EM=0時大0.902791，也就說明當EM=1時，發(fā)生SALE=1的概率更高。即屬于具有盈余管理動機的企業(yè)發(fā)生資產(chǎn)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(shù)分別為負數(shù)，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(shù)為負，說明CGS類變量每增加1單位，會引起對數(shù)幾率比減小相應的單位，從而導致SALE=1發(fā)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(shù)幾率比的變化均不變?？梢哉J為，CGS類變量對SALE=1發(fā)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(gòu)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(chǎn)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(yè)，機構(gòu)投資者、高管、第一大股東的持股比例對企業(yè)是否進行資產(chǎn)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(gòu)投資者、高管、第一大股東的持股比例與資產(chǎn)剝離行為的發(fā)生呈負相關(guān)，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(yè)都成立。

六、研究結(jié)論與啟示

根據(jù)上述研究結(jié)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(chǎn)剝離行為。這提示我們，當企業(yè)ROE處于微利和有配股動機的區(qū)域時，應注意區(qū)別此時的資產(chǎn)剝離行為是否真正出于為了企業(yè)長期發(fā)展戰(zhàn)略的經(jīng)濟動因，而不是為了盈余管理的目的，避免由于對企業(yè)資產(chǎn)剝離的動機判斷失誤而做出錯誤的決策。其次關(guān)于股權(quán)結(jié)構(gòu)對基于盈余管理動機的資產(chǎn)剝離行為的研究發(fā)現(xiàn)，我國機構(gòu)投資者、高管和第一大股東持股的比例對資產(chǎn)剝離行為都有較好的約束作用，但問題是無論企業(yè)是否有盈余管理的動機，三個因素均對資產(chǎn)剝離持否定態(tài)度，究其原因可能有兩方面：（1）由于我國證券市場、產(chǎn)權(quán)交易市場以及相關(guān)會計制度的不完善，導致目前我國的資產(chǎn)剝離多不能符合企業(yè)長遠的戰(zhàn)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(chǎn)剝離持消極態(tài)度。（2）企業(yè)對資產(chǎn)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(chǎn)剝離可以更有效地整合企業(yè)資源，與企業(yè)多元化是同等效力地手段，從而提高企業(yè)整體價值。因此，從研究的結(jié)果得到的啟示是我們應保持股權(quán)結(jié)構(gòu)中對基于盈余管理動機的資產(chǎn)剝離行為的良好約束作用，但也應改善企業(yè)對資產(chǎn)剝離的認識，使其真正能發(fā)揮戰(zhàn)略意義，而不只是局限于盈余管理行為。