中國上市房地產(chǎn)公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與盈余管理相關(guān)性實證研究

鄭曉云 夏厚意

(重慶大學(xué)建設(shè)管理與房地產(chǎn)學(xué)院，重慶 400000)

0 引言

近年來，盈余管理一直是實證會計研究的重要領(lǐng)域。盈余管理作為公司治理和財務(wù)信息披露的熱點問題，其研究有助于制定和完善會計準(zhǔn)則。在我國，隨著證券市場的不斷發(fā)展，上市公司盈余管理問題也日益突出。實際上，盈余管理的本質(zhì)更多是一種管理行為，導(dǎo)致該問題的根本原因是公司治理結(jié)構(gòu)的缺陷(王生年，2009)[1]。股權(quán)結(jié)構(gòu)作為公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)的重要組成，必然對盈余管理有重大影響。近年來，對上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)和盈余管理的相關(guān)研究已經(jīng)取得了不少成果，不過絕大多數(shù)研究在分析這兩者之間關(guān)系的時候并沒有考慮不同行業(yè)間的差異性。行業(yè)的差異性決定了不同行業(yè)的盈余管理水平可比性差，因此，有必要分行業(yè)進(jìn)行深化研究。房地產(chǎn)行業(yè)在中國對國民經(jīng)濟(jì)的影響巨大，同時與其他行業(yè)相比具有明顯的行業(yè)特質(zhì)，因此本文選擇基于中國房地產(chǎn)這一特定行業(yè)對股權(quán)結(jié)構(gòu)和盈余管理進(jìn)行實證研究，以豐富房地產(chǎn)行業(yè)會計研究的相關(guān)理論。

1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

孫永祥等(1999)認(rèn)為股權(quán)結(jié)構(gòu)是上市公司治理結(jié)構(gòu)的重要組成之一，對公司治理機(jī)制有很大的影響，包括公司的收購兼并、經(jīng)營激勵等[2]。李常青等(2004)認(rèn)為，股權(quán)結(jié)構(gòu)會體現(xiàn)出股東之間的實力對比[3]。股權(quán)結(jié)構(gòu)的特征直接導(dǎo)致每個公司在權(quán)利安排上的不同，同時也進(jìn)一步影響了公司的治理方式和會計行為。因此，企業(yè)控制權(quán)分配會具體表現(xiàn)在股權(quán)結(jié)構(gòu)上，與企業(yè)治理方式和治理效率有很大的關(guān)聯(lián)。

Porta RL等(1998)研究發(fā)現(xiàn)，許多現(xiàn)代公司在權(quán)力結(jié)構(gòu)上呈現(xiàn)出大股東控股這一特征，相應(yīng)的，盈余管理的重點也由董事會和管理層間的委托代理關(guān)系變成了中小投資者和大股東間的代理關(guān)系[4]。另外，他們還發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與公司財務(wù)報告質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)，大股東會借助會計信息的失真來掠奪和控制中小投資者財富。Johnson等將控制性股東掠奪公司資源來增加自身財富的行為稱為“隧道行為”(Tunneling)。公司出現(xiàn)股權(quán)集中的情形下，為了獲取更多的私有收益，控股大股東有很大可能會利用盈余管理行為來剝奪中小投資者的財富，控股股東持股比例越大，對上市公司的控制力也就越強(qiáng)，可通過控制權(quán)獲取的私有利益也就越多，因此盈余操縱的動機(jī)也就越強(qiáng)烈(Fan和Wong，2002)[5]。我國上市公司股權(quán)高度集中，主要集中于終極控制人手中(葉勇等，2005)[6]。另外，由于國有股在大部分上市房地產(chǎn)公司中處于絕對控股權(quán)地位，大小股東間的利益沖突成為主要代理問題。因此，本研究提出假設(shè)1：國上市房地產(chǎn)公司股權(quán)集中度與盈余管理呈正相關(guān)。

李亞靜等(2010)研究發(fā)現(xiàn)，政府的干預(yù)會導(dǎo)致國有控股公司出現(xiàn)較為嚴(yán)重的盈余操縱行為[7]。徐華新(2005)發(fā)現(xiàn)，我國國有上市公司管理層與股東的目標(biāo)存在較大差異，管理層常常會因為謀求自身政治和經(jīng)濟(jì)利益而進(jìn)行盈余操控[8]。我國上市房地產(chǎn)公司依據(jù)實際控股人性質(zhì)劃分可分為國有控股上市公司和非國有控股上市公司?；谝陨戏治?，本研究提出假設(shè)2：國有控股上市房地產(chǎn)公司的盈余管理程度大于非國有控股上市房地產(chǎn)公司。

余桂明等(2007)的研究發(fā)現(xiàn)，我國的上市公司大小股東之間的代理問題很嚴(yán)重，尤其當(dāng)政府是公司的控制股東時，存在更加嚴(yán)重的代理問題[9]。從上述理論分析可以看出股權(quán)的集中度和股權(quán)性質(zhì)在一定程度上存在相互作用。因此，本研究提出假設(shè)3：中國上市房地產(chǎn)公司股權(quán)集中度和股權(quán)性質(zhì)的交互作用會影響盈余管理水平。

2 研究設(shè)計

2.1 模型構(gòu)建

本文采用修正Jones模型來估計盈余管理，如式(1)～式(3)所示

(1)

(2)

(3)

式中，TAt是第t年的總應(yīng)計項目，具體等于第t年的營業(yè)利潤與經(jīng)營活動所產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流量的差值；NDAt為第t年非操縱性應(yīng)計利潤額，At-1為第t-1年總資產(chǎn)；ΔREVt為第t年銷售收入的增長額；ΔRECt為第t年應(yīng)收賬款的增長額；PPEt為第t年的固定資產(chǎn)總額。

由公式(3)結(jié)合公式(1)、公式(2)可知，模型(1)的殘差ε為上市公司的操縱性應(yīng)計利潤指標(biāo)EM，其絕對值A(chǔ)bsEM為企業(yè)進(jìn)行盈余管理程度大小的衡量指標(biāo)，AbsEM的值越大，說明上市房地產(chǎn)公司的盈余管理程度越高。

本文采用模型(4)來檢驗中國上市房地產(chǎn)企業(yè)的股權(quán)性質(zhì)與盈余管理的相關(guān)性

AbsEM=α0+α1TOP1+α2NSOE+α3TOP1×NSOE+
α4Z+α5DAR+α6ln(A)+α7ROA++ε

(4)

式中，AbsEM為被解釋變量，其大小表示盈余管理程度;TOP1、NSOE和TOP1×NSOE為解釋變量，TOP1代表第一大股東持股比例，其大小表示股權(quán)集中程度；NSOE為上市公司實際控制人性質(zhì)的虛擬變量，當(dāng)上市公司實際控制人性質(zhì)為國有時取0，否則取1；TOP1×NSOE為股權(quán)集中度和股權(quán)性質(zhì)的交互項。模型(4)還控制了股權(quán)制衡度、資產(chǎn)負(fù)債率、公司規(guī)模和資產(chǎn)回報率等因素。具體的，Z為股權(quán)制衡度指標(biāo)，等于公司第二大到第五大持股股東比例之和；DAR為公司的資產(chǎn)負(fù)債率，等于總負(fù)債與總資產(chǎn)之比；ln(A)為衡量公司規(guī)模的變量，等于年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；ROA為資產(chǎn)回報率，等于凈利潤與總資產(chǎn)之比。

2.2 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文樣本為2011—2016年的中國上市A股房地產(chǎn)公司。部分變量需要上一期的數(shù)據(jù)，所以實際數(shù)據(jù)窗口為2010—2016年。本文還剔除了數(shù)據(jù)缺失的觀測值，最終得到102家房地產(chǎn)上市公司共612個年公司樣本。所有數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。所有的數(shù)據(jù)處理和統(tǒng)計分析均通過Excel和STATA12.0等統(tǒng)計軟件完成。

3 實證結(jié)果及分析

3.1 主要變量描述性統(tǒng)計分析

表1對主要變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計，EM的最小值和最大值分別為-2.738和4.363，說明我國房地產(chǎn)上市公司既有正向盈余管理，又有負(fù)向盈余管理。AbsEM的平均值和中位數(shù)分別為0.117和0.070，說明樣本公司盈余管理程度的平均值和中位數(shù)分別為上期總資產(chǎn)的11.7%和7%。第一大股東持股比例(TOP1)的平均值為39.7%，最大值達(dá)89.4%，最小值為17.4%，表明樣本公司一股獨(dú)大現(xiàn)象比較普遍。公司實際控制人性質(zhì)(NSOE)平均值為0.440，表明非國有控股上市房地產(chǎn)公司占比44%。資產(chǎn)負(fù)債率(DAR)平均值為0.659，說明我國房地產(chǎn)上市公司的負(fù)債程度普遍較高。比較資產(chǎn)回報率(ROA)的最大值和最小值，容易發(fā)現(xiàn)樣本公司的資產(chǎn)回報率水平差異比較大。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

3.2 多重共線性檢驗

本研究對各變量進(jìn)行多重共線性檢驗，代入stata12得到各變量VIF值見表2。

表2 多重共線性檢驗結(jié)果

由表2的VIF值可知，各變量的VIF值均小于10，說明各變量之間不存在嚴(yán)重的共線性。

4 實證結(jié)果

采用固定效應(yīng)(FE)對模型(4)進(jìn)行回歸分析。將所有變量代入回歸模型，利用stata12對模型系數(shù)求解，得到的結(jié)果見表3。

表3 回歸結(jié)果

注：***，**，*分別表示被解釋變量與解釋變量在1%，5%和10%置信度水平上顯著相關(guān)。

從表3的回歸結(jié)果來看，樣本公司的盈余管理程度和股權(quán)集中度在1%顯著性水平上呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)，說明我國房地產(chǎn)上市公司的股權(quán)集中度越高，其盈余管理的程度就越高，直接驗證了本文的假設(shè)1。股權(quán)性質(zhì)與盈余管理的系數(shù)為-0.184，但是顯著性系數(shù)大于0.100，說明我國上市房地產(chǎn)公司的股權(quán)性質(zhì)不會單獨(dú)對盈余管理程度產(chǎn)生影響，然而股權(quán)性質(zhì)與股權(quán)集中度的互相作用在10%的顯著性水平上對盈余管理有顯著影響，顯著性系數(shù)為-0.648，說明國有控股的上市房地產(chǎn)企業(yè)通過交互作用的盈余管理程度大于非國有上市房地產(chǎn)企業(yè)，亦證明了假設(shè)2和假設(shè)3。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，股權(quán)制衡度與盈余管理在5%顯著性水平上正相關(guān)，說明其他股東對大股東的盈余管理行為并未起到制約作用。從表1主要變量的描述性統(tǒng)計也可以看出，我國上市房地產(chǎn)公司第一大股東的股份比例均值高達(dá)39.7%，說明第一大股東對公司的控制力極強(qiáng)，股權(quán)制衡度對盈余管理未能有限制效果，反而有聯(lián)合第一大股東對公司進(jìn)行更進(jìn)一步的控制的趨勢。

5 結(jié)語

本文對中國上市房地產(chǎn)公司的股權(quán)性質(zhì)和盈余管理進(jìn)行了全面系統(tǒng)的實證研究，結(jié)論如下：①中國上市房地產(chǎn)公司的股權(quán)集中度與盈余管理程度呈正相關(guān)；②國有控股上市房地產(chǎn)公司的盈余管理程度大于非國有控股上市房地產(chǎn)公司；③中國上市房地產(chǎn)公司股權(quán)集中度和股權(quán)性質(zhì)的交互作用同樣會影響盈余管理水平。

本文的研究具體到房地產(chǎn)這一特定行業(yè)，檢驗了中國上市房地產(chǎn)公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)和盈余管理之間的關(guān)系，因此提出如下建議：①進(jìn)一步完善我國上市房地產(chǎn)公司治理結(jié)構(gòu)，提高其會計信息質(zhì)量，抑制相關(guān)盈余管理行為；②建立完善的信息披露和監(jiān)管體系，規(guī)范引導(dǎo)房地產(chǎn)上市公司提高質(zhì)量會計信息，切實保護(hù)中小投資者利益。

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