实证检验分析

3．4　实证检验分析

3．4．1　样本描述性分析

本书选取了股权集中度、股权制衡度、独立董事占比、监事会开会频率、高管持股比例作为解释变量，对可控应计利润DA进行回归分析，通过对样本数据的初步分析，可以得到如表3．4至表3．6所示的描述性的统计数据。

表3．4　所有样本的描述性统计数据

表3．5　国有上市公司的样本描述性统计数据

表3．6　民营上市公司的样本描述性统计数据

由表3．4可以看出，我国上市公司样本中第一大股东持股比例最高的达86.42%，均值也达到了近35%，股权非常集中，“一股独大”的现象也是非常严重。除了第一大股东以外，第二至第十大股东的所持股份占比最高的有63.54%，最低的只有0.56%，平均也只有18.07%，远远低于第一大股东持股比例。因此，单从持股比例上来看，第二至第十大股东对于第一大股东的制衡作用还是不够的。从独立董事占比来看，不同公司之间的差距还是较大，但大部分还是满足了证监会规定的独立董事占比1／3以上的要求。虽然数量上的要求满足了，但独立董事究竟有没有起到应有的作用，还是值得商榷，在接下来的实证研究中我们将会进一步阐述。其余两个指标，监事会开会频率和高管持股比例，不同公司也是相差巨大。对于高管持股比例，从均值和方差上可以看出，我国的高管持股比例相对来说还是很低的，对于盈余管理究竟有没有起到作用还有待研究。

表3．5和表3．6按照上市公司最终控制人的性质进行了分类。由于各个指标的标准差都相差不大，要比较可以从均值来看。从中可以看出，相比国有上市公司而言，民营上市公司有着更低的股权集中度、更高的股权制衡度、更高的独立董事占比、更高的监事会开会频率以及更高的高管持股比例。因此，总体而言，民营上市公司从各方面，公司治理结构都要好于国有上市公司。然而，对于可操控应计利润，不管是均值，还是方差，国有上市公司都要低于民营上市公司，这与我们之前所提出的假设6相符。分析其原因，本书认为可能是因为国有上市公司的薪酬激励机制还不到位，管理人员的薪酬与会计盈余挂钩不明显，导致国有上市公司的管理层可以通过其他途径来谋取私人利益，没有动力去进行盈余管理来修改会计盈余。

3．4．2　计量结果分析

首先由式（3.1），获得盈余质量度量模型的各个参数，再根据式（3.3）算出可操控应计利润的绝对值DA，再将DA与公司治理结构各变量以及控制变量按照式（3.4）进行回归，EViews运行结果如表3．7所示。

表3．7　盈余管理与公司治理结构变量回归结果

回归方程的拟合优度以及其他指标如表3．8所示。

表3．8　回归结果的效果和拟合优度分析

从表3．8可以看出，回归方程的F值为5.05，对应的显著性概率为0，非常显著，因此方程整体是有意义的。模型的拟合优度为0.067，调整后的拟合优度为0.053 。总体应计利润模型的拟合优度较低是学术界一直比较关注的问题，一般认为，由于影响盈余管理的因素非常多，它们之间的关系也非常复杂，本书所选取的变量不可能全面地解释盈余管理。另外，根据计量经济学中的大样本理论，当样本数量大于30时，该样本可以被认为是大样本，拟合优度低也是正常的。另外，DW统计量的值接近2，证明方程的残差不存在自相关。

由表3．7的回归结果，我们可以看出：

（1）第一大股东持股比例（Top¹ ）的系数为－0.133，并且该系数在5%的显著性水平下是显著的，而持股比例的平方项（Top¹‐Square）前的系数为0.255，在1%的显著性水平下显著。该结果充分表明了在我国的上市公司中，大股东持股比例与盈余管理程度存在着U形关系。即在持股比例较低时，大股东持股比例的增高有利于盈余管理程度的降低，而一旦超过了某个限度后，大股东持股比例再升高，盈余管理程度反而越厉害，该结论与假设1相符。这是由于一旦大股东获得了控制地位以后，其会利用这个控制权进行“隧道挖掘”，有能力和有条件进行盈余管理，侵害中小股东利益。笔者根据系数的计算，该持股比例的转折点在26.1%，而我国上市公司第一大股东平均持股比例为35%，在转折点右边的上市公司占比为68.3% 。由此可见，我国上市公司“一股独大”的局面对于盈余管理有着非常显著的负面影响，加大了上市公司的盈余管理行为。

（2）第二至第十大股东持股比例（Top^2－10 ）的系数在1%的显著性水平下显著，但其系数为0.08大于零。这与我们的假设2（股权制衡度与盈余管理成负相关）刚好相反。因此我们可以得出结论，除了第一大股东以外，其他大股东的制衡作用在我国上市公司中并不明显。究其原因，笔者认为，这是因为股权制衡度相对于“一股独大”来说，还是偏低的。第二至第十大股东平均持股比例为18.07%，与第一大股东平均持股35%相比，并不能对其产生很大的约束作用。相反，在这种情况下，其很有可能与大股东进行合谋，共同操纵会计信息进行盈余管理，谋取这些大股东的共同利益。

（3）独立董事（ID）的系数为－0.00039，在10%的显著性水平下能通过检验。该检验结果支持假设3（独立董事比例与盈余管理程度负相关）。虽然系数为负，但其绝对值相当小，由此可见，独立董事虽然对盈余管理有作用，但这个作用也是非常小的。这主要是由于我国独立董事制度不完善，独立董事不独立，不“懂事”，而使得其形同虚设造成的。

（4）监事会开会次数（FR）变量未能通过显著性检验。这说明假设4（监事会开会次数越多，盈余管理程度越小）不成立。这是由于我国的监事会有名无实，监事会成员多为大股东委派或为各部门负责人，缺乏相应的激励和约束机制，没有监督的动力，造成了我国上市公司监事会制度的整体失效。

（5）高管持股（Share）变量也未能通过显著性检验。这也说明假设5（高管持股比例越大，盈余管理程度越高）不成立。结果不显著可能的原因是，我国上市公司高管持股比例总体偏低，起不到应有的激励作用。

（6）控股股东股权属性（SC）系数为0.004，且在接近5%的显著性水平下通过了检验。这证明了民营上市公司的盈余管理程度要高于国有上市公司，假设6成立。这个结果也和描述性分析中的结果一样。一般国有上市公司由于国有股“一股独大”，所有人缺位而造成董事会被经理层控制，其盈余管理较民营公司更为严重。然而实证研究结果推翻了这个推论。这可能是因为国有上市公司本身制度上的特点，公司并不是以利润最大化为唯一目的，更注重社会责任因素。上市公司高管的目标函数也不仅仅是薪酬，还有职位升迁、级别提升等。而民营上市公司更加注重经营业绩，考核也更注重这一指标。这样一来，国有上市公司高管对盈余管理的激励程度没有民营上市公司的高管强烈。

（7）在三个控制变量，即公司规模（Size）、资产负债率（LEV）、净资产收益率（ROE）中，只有净资产收益率的系数在1%的置信水平下显著，其他两个变量都不显著。这表明在我国上市公司中，公司规模不会对盈余管理程度有很大影响，同时，盈余管理的债务契约动机在我国可能也不是很普遍。而净资产收益率系数非常显著且为负，表明亏损公司有非常强烈的动机进行盈余管理，这也与本章的理论分析一致。

3．4．3　进一步的研究

为了进一步地证明公司治理结构对公司的盈余质量有着非常重要的影响，本书还将做进一步研究，检验是否治理结构得到改善的公司盈余质量也得到了提高。中国的上市公司在近几年治理水平逐年提高，得到了显著的改善，特别是在股权分置改革以后，我国资本市场的根本性制度问题得到解决，进入了全流通时代。 “一股独大”的局面也必将由于全流通的来临而有所缓解。随着大股东控制权的稀释，股权制衡机制必将加强，从而改善公司治理。这从南开大学公布的公司治理指数CCGI^NK(1)上也可以看出，从2003年到2008年，公司治理指数平均值从49.62上升到57.49，公司治理情况有了较大程度的改善。如果近年来公司治理的改善带来了盈余管理水平的降低，那么关于公司治理与盈余管理的关系就能得到进一步的验证。本书的进一步研究就是要在时间的维度上继续深入分析，使得本书的实证分析结论更加具有说服力，更好地为政策制定提供参考依据。

本书将使用平衡面板数据来验证是否盈余管理与公司治理的关系会随着时间的变化而变化。本模型的设计将引入时间虚拟变量与公司治理的交叉项，以截面数据的估计方法来估计面板数据，以期在总体上考察时间维度的影响。在剔除了数据不全的公司以后，本书选取了240家A股上市公司，时间跨度从2004年到2008年。用于估计的模型如下：

Time为时间虚拟变量，考虑到2007年以后基本上所有上市公司都完成了股改，因此，对于2007年、 2008年，Time赋值为1，2004—2006年，Time赋值为0 。为了控制其他变量，例如股改以来监管的加强，以及2007年以后新枟会计准则枠的实施的影响，除了交叉项以外，本书也单独加入了Time项。这里需要关注的是α₈～α₁₂的符号，我们预计随着公司治理结构的改善，盈余管理程度将会降低，则α₈＞0，α₉＜0，α₁₀＜0，α₁₁＜0，α₁₂＜0 。

方程（3.5）的估计结果如表3．9和表3．10所示。

表3．9　加入时间虚拟变量后的回归结果

表3．10　加入时间虚拟变量后回归的效果分析

由表3．10可知，方程（3.5）回归结果的F值为4.4，对应的显著性概率为0.0000，说明方程的整体效果显著。虽然新增了不少变量，但模型的总体拟合优度为0.056，比方程（3.4）没有下降多少。因此，回归效果不错。

由表3．9的回归结果可以看出，独立董事比例与时间虚拟变量的交叉项系数为负，并且在10%的置信水平下通过检验。因此，我们可以认为，近年来，随着独立董事占比的上升，上市公司的盈余管理行为也得到了一定程度的收敛。监事会开会频率和时间虚拟变量的交叉项系数也为负，并且通过了5%置信水平下的检验。虽然，从方程（3.4）的回归结果来看，监事会对于盈余管理的效果并没有体现，但从时间维度上来看，我国上市公司监事会制度确实得到了改善，而这种改善也对公司的盈余管理起到了制约作用。然而，从系数的绝对值非常小可以看出，这种制约作用也是非常不明显的。

第二至第十大股东持股比例与时间虚拟变量交叉项的系数亦为负，并且在10%的置信水平下通过了检验。这表明随着股权制衡度的逐年提高，大股东的盈余管理行为也受到了限制。近年来，以基金为代表的机构投资者越来越多，上市公司的十大股东名单中不乏机构投资者的名字。他们积极参与公司治理，通过股东大会、私下协商和基金联合等方式来参与公司治理，对“一股独大”的控股股东盈余管理行为起到了制约作用。

其他几个变量，如管理层持股、第一大股东持股比例与时间虚拟变量交叉项的系数都不显著。这表明我国近年来“一股独大”治理结构缺陷还没有得到根本性的改善，另外，对管理层的激励机制也还没有很好地落实到位，他们还是有动机进行盈余管理。

综上所述，近年来我国上市公司的治理结构整体上有了一定程度的改善，而这种改善也确实带来了盈余管理程度的降低，但降低的程度有限，其原因是公司治理没有从根本上得到改善。诸如“一股独大”之类的我国公司治理结构问题的根源未能得到解决，上市公司盈余管理的现象也就不会得到大幅度的减少。要从根本上改变我国上市公司盈余管理愈演愈烈的现象，就必须从公司治理结构入手，从各个方面完善我国的公司治理机制。