【摘 要】 文章基于盈余管理的內(nèi)在影響因素，構建盈余管理評價模型，以A股上市公司2009—2011年度數(shù)據(jù)為樣本對其進行實證測算，構建股權集中度、股權制衡度對盈余管理影響的計量模型并進行實證分析顯示：上市公司盈余管理行為嚴重，異常應計利潤占非可操性應計利潤的比重大；高股權集中度主要源自于控股股東所持股份的過度集中，而非控股股東所持股份過于分散，從而對其盈余管理行為產(chǎn)生顯著負面影響，控股股東對上市公司的控制能力十分強，但非控股股東與控股股東的制衡能力差；控股股東對上市公司的控制程度越高，其盈余管理行為越嚴重；非控股股東的股權集中度提升對盈余管理行為產(chǎn)生了積極影響，股權制衡度與盈余管理質(zhì)量系數(shù)成負相關關系。該研究為有效控制我國上市公司的盈余管理問題提供了理論與實證基礎。

【關鍵詞】 股權集中度； 股權制衡度； 盈余管理

一、引言

我國上市公司中普遍存在股權過度集中的現(xiàn)象，而股東之間相互制衡能力又相對較小，從而使得公司治理中缺乏對控股股東行為的有效約束。因此，圍繞公司股權結構改革，促進控股股東行為優(yōu)化，非控股股東能夠理性地行使監(jiān)督上市公司行為的權力將是監(jiān)管部門的重要職責之一。2010年5月14日國務院發(fā)布了《關于鼓勵和引導民間投資健康發(fā)展的若干意見》明確提出鼓勵民間資本以控股、參股等方式參與國有股權改革，推進投資主體多元化。2012年5月23日印發(fā)《關于國有企業(yè)改制重組中積極引入民間投資的指導意見》更加明確地提出積極引入民間投資參與國有企業(yè)改制重組，建立現(xiàn)代產(chǎn)權制度，民間投資主體可以通過出資入股、收購股權、認購可轉(zhuǎn)債、融資租賃等多種形式參與國有企業(yè)改制重組，從而推進企業(yè)股權結構優(yōu)化。這些法律體系的構建為我國上市公司股權結構優(yōu)化創(chuàng)造了良好的外部環(huán)境。

根據(jù)經(jīng)典的企業(yè)產(chǎn)權理論，企業(yè)所有權結構對其經(jīng)營績效率及其管理決策層的經(jīng)營理念、行為方式會產(chǎn)生顯著的影響。那么，企業(yè)產(chǎn)權結構肯定也會對其盈余管理行為及其經(jīng)濟效應存在顯著的積極或負面影響。因為在股權高度分散的公司，其公司治理的關鍵問題在于經(jīng)理人與股東之間的代理沖突，而在股權高度集中的公司，大股東對公司有足夠大的控制能力，其公司治理問題的本質(zhì)就發(fā)生了異化，從而演變?yōu)榇蠊蓶|與小股東之間的利益沖突，即大股東往往憑借其對公司的主導與控制地位對非控股股東的利益進行侵害。這種矛盾沖突在我國上市公司的盈余管理行為表現(xiàn)得更為突出（陳小林、林昕，2011）。

由于制度性的原因，盈余管理現(xiàn)象在我國上市公司較為普遍，往往被上市公司用來包裝上市、規(guī)避摘牌和實現(xiàn)配股、增發(fā)等目的。根據(jù)我國《公司法》的相關規(guī)定，企業(yè)必須在近三年內(nèi)連續(xù)盈利，才能申請上市，上市公司最近三年內(nèi)凈資產(chǎn)收益率每年都必須在10%以上才能申報配股。為達到上市或配股等目的，企業(yè)便采用盈余管理及其財務包裝，盈余粉飾的報表還有助于企業(yè)獲取非正常的資本性收益。通常，當公司的經(jīng)營業(yè)績不佳時，控股股東為了從上市公司中獲取更多的利益，會通過管理盈余達到配股資格。在股權集中的上市公司，控股股東為了獲得控制權私人利益，往往會控制若干上市公司和非上市公司，導致公司控制權與現(xiàn)金流量權的分離，使得他們在控制的不同子公司之間進行利益侵占，如通過資金占用、債務擔保、資產(chǎn)轉(zhuǎn)移、股利支付等手段侵占中小股東利益，也即所稱的“掏空”。而大股東為了掩飾其對中小股東的利益侵占行為，往往會采取盈余管理手段?？毓晒蓶|享有的控制權私人利益越多，他們?yōu)榱搜陲椆緲I(yè)績而進行的盈余管理的動機也越強。由于控股股東采取“掏空”、盲目“圈錢”等手段轉(zhuǎn)移企業(yè)資源增加自身財富，其對企業(yè)的盈余管理產(chǎn)生負面影響（劉洪渭、榮蓬，2010）。因此，大力培育非控股股東的股權集中度，不斷提高非控股股東對控股股東的制衡能力，構建完善的上市公司的內(nèi)部治理機制，可以在很大程度上約束控股股東對上市公司的盈余管理行為，在一定程度上防止控股東對非控股股東與中小投資者的利益的侵占行為。

基于上述分析可知，股權集中度、股權制衡度對公司盈余管理行為產(chǎn)生了顯著的影響，因此，對我國上市公司的股權集中度、股權制衡度與盈余管理行為的研究具有十分重要的理論與實際意義，這將更加有利于深入剖析我國上市公司股權結構的內(nèi)在特征、盈余管理行為的異質(zhì)性差異及其內(nèi)在影響。本研究的主要貢獻在于如下幾個方面：一是剖析我國上市公司的股權集中度、股權制衡度的基本特征；二是構建盈余管理評價模型，并以我國A股上市公司2009—2011年的實證資料對其進行準確計量；三是構建股權集中度、股權制衡度對盈余管理行為影響的理論模型，并對其內(nèi)在影響關系進行實證檢驗，為構建高效的企業(yè)股權結構體系提供一定理論與實證參考。

二、理論分析與研究假設

股權集中度是指企業(yè)的全部股東因持股比例及其相互影響關系不同所表現(xiàn)出來的股權集中化與股權分散化的數(shù)量化指標。它既是衡量企業(yè)股權分布狀態(tài)的關鍵指標，也是衡量企業(yè)治理結構體系穩(wěn)定性強弱的重要指標。公司股權集中度的高低對盈余管理行為的影響具有較大的不確定性。Berle和Means（1932）最早研究了股權結構對公司盈余管理行為的影響，其通過實證研究發(fā)現(xiàn)過于分散的股權結構體系會削弱企業(yè)股東對管理層的有效監(jiān)督以及限制企業(yè)管理層的在職消費行為，其主要原因在于分散股權擁有者——股東在監(jiān)督過程當中會存在較高的邊際成本。因此，在股權過度分散的公司當中，巨大的分散股東群體便存在較強的“搭便車”的動機，而不愿意去付出巨大的監(jiān)督成本。也就是說，股權集中度太低會導致企業(yè)的管理人員掌握企業(yè)的控制權，使得他們有能力通過經(jīng)濟決策和會計職業(yè)判斷來影響報送的會計信息，進而影響他們在企業(yè)契約中的利益，從而影響公司的盈余管理行為。Peasnel（2000）通過實證研究發(fā)現(xiàn)上市公司股權集中度與盈余管理質(zhì)量存在顯著的正相關的關系；Fernando（2008）以智利上市公司為例進行研究發(fā)現(xiàn)：過度分散的股權集中度會在一定程度上降低盈余管理質(zhì)量。

與之相對應的是，隨著公司股權結構的不斷聚集，公司的股權集中度將不斷提升，尤其是當公司股票被幾個主要大股東同時持有時，這些股東因為持有公司較大份額的股份，出于自我利益保護動機而具有強烈的監(jiān)督動力，其監(jiān)督效率會相對較高，對公司的會計信息質(zhì)量及其盈余管理的影響更為正面、積極。也就是說，股權集中度的提高會對公司盈余管理質(zhì)量產(chǎn)生顯著的積極影響。Tsai（2009）基于神經(jīng)網(wǎng)絡模型與決策樹分析進行理論與實證研究發(fā)現(xiàn)當公司股權集中度超過一定的閾值后，它與公司績效、盈余管理質(zhì)量存在正相關系。Antonio（2011）基于董事會結構特征與審計委員會屬性視角，構建股權集中度與公司盈余管理的內(nèi)在影響關系的理論模型研究發(fā)現(xiàn)，股權集中程度會對董事會與審計委員內(nèi)部結構體系產(chǎn)生積極影響，從而間接地影響到公司盈余管理質(zhì)量。

假設1：在排除控股股東有效控制的前提下，公司股權集中度的提升對其盈余管理質(zhì)量產(chǎn)生了積極的影響。

但是，隨著公司股權集中度的進一步提高，公司的股權會聚集在少數(shù)或者是一個大的控股股東的手中，當上市公司的股權集中度達到了一定程度時，控股股東就能夠?qū)ι鲜泄緦嵤┯行У膬?nèi)部優(yōu)化與控制，此時，公司治理的最基本代理問題就會從企業(yè)投資者和職業(yè)經(jīng)理人之間的沖突轉(zhuǎn)移到上市公司控股股東和中、小股東之間的利益沖突，從而導致上市公司控股股東具有以犧牲中、小股東經(jīng)濟利益為代價來掠奪公司財富的強烈動機。黃少安和張崗（2001）認為我國上市公司處于股權分置的特殊背景造成了上市公司的大股東與中、小股東之間存在較為嚴重的利益沖突，上市公司的控股股東有足夠的能力與權力來操縱和管理盈余數(shù)字。Tsai（2009）研究認為高股權集中度的上市公司容易導致控股股東的“特權行為”，其內(nèi)部管理層和董事會、控股股東之間存在更為密切的利益關系，促使它們更加有可能形成“內(nèi)部合謀”現(xiàn)象，這種現(xiàn)象會對上市公司的盈余管理產(chǎn)生顯著的消極影響，從而出現(xiàn)前幾大股東持股比例過高的公司內(nèi)部權力制衡效果反而較差的現(xiàn)象，盈余質(zhì)量下降。Nurwati（2011）通過理論研究得出，控股股東在上市公司配股過程中實施盈余管理的最直接原因突出表現(xiàn)在為獲得配股資格和提高上市公司的股票發(fā)行價格?？毓晒蓶|為了將稀缺的資本配置到優(yōu)秀上市公司中和避免惡意融資，這也將直接誘發(fā)上市公司的盈余管理行為。Kiridaran（2010）通過研究上市公司股權結構與會計盈余信息之間內(nèi)在影響關系發(fā)現(xiàn)：上市公司控制權與現(xiàn)金流權的分離使得其控股股東與中、小投資者之間的代理沖突，控制性股東將在不同時期根據(jù)自己的偏好和利益來披露上市公司的會計盈余信息，從而削弱了報告盈余對中、小投資者的可信性，為盈余管理創(chuàng)造了良好的外部環(huán)境?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦掠嘘P控股股東與盈余管理的內(nèi)在影響關系。

假設2：控股股東對上市公司的控制程度越高，其盈余管理質(zhì)量則越低。

但與之相反的是，隨著股權集中度的提高，上市公司內(nèi)部就會形成實力相當且相互制衡的大股東，大股東之間既存在利益共同點，也存在利益沖突，從而使得它們之間形成一種相互合作又互相監(jiān)督的“內(nèi)部制衡”關系。這種關系不僅對上市公司的經(jīng)營管理產(chǎn)生了顯著的積極影響，也對上市公司的盈余管理行為產(chǎn)生顯著的積極影響。從股權制衡的角度研究企業(yè)管理行為及其經(jīng)營績效的文獻較多，如朱紅軍、汪輝（2004）考察我國民營上市公司股權制衡的效果，認為股權制衡模式并不比“一股獨大”更有效率；Kin（2008）基于企業(yè)經(jīng)營績效的角度分析大股東之間股權制衡的程度的影響，它不僅對公司績效的存在顯著的正向影響，而且對公司內(nèi)部控制有效性與盈余管理行為產(chǎn)生顯著正向影響，多數(shù)上市公司的除控股股東后的前九大股東股權集中度的提高有利于提高公司價值，在抑制第一大股東私利行為方面發(fā)揮了積極的制衡作用。Antonio（2011）基于經(jīng)營范圍假設、監(jiān)督假設、談判假設檢驗了上市公司盈余管理質(zhì)量與主要大股東規(guī)模和結構的內(nèi)在影響關系，研究發(fā)現(xiàn)上市公司重大信息披露與經(jīng)營決策執(zhí)行均受到股權結構、大股東規(guī)模的影響，在公司監(jiān)督成本與收益的共同影響，公司盈余管理質(zhì)量與股東“內(nèi)部制衡度”存在顯著的正相關性。George（2009）分析股權集中度、股權制衡度對公司盈余管理行為的共同影響的研究顯示：在控制股權制衡度的前提下，股權集中類上市公司的盈余管理質(zhì)量明顯好于股權分散類的上市公司，在控制股權集中度的前提下，股權制衡類的上市公司的盈余管理行為好于股權集中類公司，而顯著地大于由單一控股股東控制的上市公司?；谏鲜鲅芯浚P者提出如下關于股權制衡度與上市公司盈余管理行為的內(nèi)在影響關系。

假設3：上市公司股權制衡度與盈余管理質(zhì)量存在顯著的正相關關系。

三、研究設計

基于以上理論分析，本文的實證研究設計主要是構建公司盈余管理質(zhì)量測度方法，并以此為基礎構建公司盈余管理質(zhì)量與股權集中度、股權制衡度的計量分析模型。

（一）盈余管理質(zhì)量的測定方法設定

基于應計制的會計管理模式可以知道，公司的盈余由經(jīng)營現(xiàn)金流與應計利潤構成，由于經(jīng)營現(xiàn)金流的可操作性的空間比較小，應計利潤的操作彈性大，盈余管理行為也就主要通過公司利潤調(diào)整來實現(xiàn)。正基于此，本文參照修正的Jones模型①來測算上市公司的盈余管理質(zhì)量。

從理論上講，公司的非可操性應計利潤是其主營業(yè)務收入變動額、應收賬款變動額和公司特征變量的函數(shù)，即：

NDAit=α0+α1（1/Assetit-1）+α2[（△REVit-△RECit）/Assetit-1]+α3（PPEit/Assetit-1）+α4Rassetit-1 （1）

其中NDAit為i公司第t年度的非可操縱應計利潤總額；△REVit為i公司第t年度主營業(yè)務收入的變動額；△RECit為i公司第t年度的應收賬款的變動額；PPEit為i公司第t年度固定資產(chǎn)總額；Assetit-1為i公司第t-1年末的總資產(chǎn)的數(shù)額；Rassetit-1為i公司第t-1年末的國有股權在總資產(chǎn)中所占份額。方程（1）式中的系數(shù)α0、α1、α2、α3、α4可以使用橫截面樣本數(shù)據(jù)通過如下的方程（2）式進行估計而得到：

TAit/Assetit-1=α0+α1（1/Assetit-1）+α2（△REVit/Assetit-1）

+α3（PPEit/Assetit-1）+α4Rassetit-1+εit （2）

TAit=NIit-CFOit （3）

其中，TAit是i公司第t年度的應計利潤總額，等于凈利潤減去經(jīng)營現(xiàn)金流量的差額。NIit表示i公司第t年度的凈利潤；CFOit表示i公司第t年度的經(jīng)營現(xiàn)金流的總額。α0、α1、α2、α3、α4分別是待估參數(shù)α0、α1、α2、α3、α4的估計值。εit是隨機誤差擾動項。然后，用總應計利潤減去非可操性應計利潤，就可以測算出i公司第t年度的盈余管理的異常應計利潤。則盈余管理質(zhì)量系數(shù)（IDAit）為：

IDAit=（TAit-NDAit）/NDAit （4）

該系數(shù)值的大小表示上市公司盈余管理質(zhì)量的高低，數(shù)值越大，表示盈余管理質(zhì)量越差，反之，則越好。

（二）股權集中度、股權制衡度對盈余管理質(zhì)量的影響回歸模型設定

上市公司股權集中度有可能是由于第一大股東或控股股東所持股份增加所導致，也有可能是由于機構投資者或普通投資者所持股份的增加所至，因此，研究股權集中度與盈余管理的內(nèi)在關系必須考慮這兩種不同的情況。參照陳德萍（2011）、Nurwati（2011）等相關學者的研究方法，本研究構建其內(nèi)在影響關系的非線性計量分析模型。

IDAit=β0+β1FIRit+β2FIR2it+β3（1/Assetit-1）+β4

[（△REVit-△RECit）/Assetit-1]+β5（PPEit/Assetit-1）+β6Rassetit-1+εit （5）

IDAit=γ0+γ1FIVRit+γ2FIVR2it+γ3（1/Assetit-1）+γ4[（△REVit-△RECit）/Assetit-1]+γ5（PPEit/Assetit-1）+γ6Rassetit-1+εit （6）

IDAit=δ0+δ1TENRit+δ2TENR2it+δ3（1/Assetit-1）+δ4[（△REVit-△RECit）/Assetit-1]+δ5（PPEit/Assetit-1）+δ6Rassetit-1+εit （7）

其中模型（5）表示控股股東對上市公司的控制度對盈余管理質(zhì)量的影響的計量回歸模型，其模型為二次型的表示方式，F(xiàn)IRit是i公司第t年度的第一大控股股東所持公司股份份額占公司所有股份比重。從理論分析來看，β1大于0，β2小于0或者不顯著。其他變量為控制變量，即為影響盈余管理質(zhì)量的上市公司特征變量，其設置方式的理論基礎與模型（1）相同。模型（6）表示非控股股東所持有上市公司股份的股權集中度對盈余管理質(zhì)量的影響的計量回歸模型，其模型也為二次型的表示方式，F(xiàn)IVRit是i公司第t年度除控股股東以外的前五大股東所持公司股份份額公司占所有股份比重。從理論分析來看，γ1小于0，γ2大于0或者不顯著。其他變量為控制變量，即為影響盈余管理質(zhì)量的上市公司特征變量，其設置方式的理論基礎與模型（5）相同。為了驗證上述模型分析結論的穩(wěn)健性，設置模型（7）來進行相應的驗證。其設置方式是將變量FIRit改為TENRit，其模型為二次型的表示方式，TENRit是i公司第t年度除控股股東以外的前十大股東所持公司股份份額占公司所有股份的比重。其他變量為控制變量的設置方式的理論基礎與模型（6）相同。從理論分析來看，δ1小于0，δ2大于0或者在不顯著。

股權制衡度主要體現(xiàn)在大股東之間的相互影響關系上，在“以手投票”的公司運行模式下，這種影響關系就直接體現(xiàn)在各個大股東所持公司股份的大小，因此本文在研究股權制衡度對盈余管理質(zhì)量的關系時，直接以大股東與控股股東所持公司股份的比例關系進入計量回歸模型：

IDAit=φ0+φ1（FIVR/FIRit）+φ2（FIVR/FIRit）2+φ3（1/Assetit-1）+φ4[△REVit-△RECit]/Assetit-1]+φ5（PPEit/Assetit-1）+φ6Rassetit-1+εit （8）

IDAit=？漬0+？漬1（TENR/FIRit）+？漬2（TENR/FIRit）2+？漬3（1/Assetit-1）+？漬4[（REVit-△RECit）/Assetit-1]+？漬5（PPEit/Assetit-1）+？漬6Rassetit-1+εit （9）

模型（8）表示非控股股東與控股股東之間的股權制衡度對盈余管理質(zhì)量的影響的計量回歸模型，其模型也為二次型的表示方式，F(xiàn)IVR/FIRit是i公司第t年度除控股股東以外的前五大股東所持公司股份份額與第一大控股股東所持公司股份的比重。從理論分析來看，φ1小于0，φ2大于0或者不顯著。其他變量為控制變量，即為影響盈余管理質(zhì)量的上市公司特征變量，其設置方式的理論基礎與模型（5）相同。為了檢驗回歸計量模型的穩(wěn)健性，以TENR/FIRit作為替代變量構建回歸模型（9），即以i公司第t年度除控股股東以外的前十大股東所持公司股份份額與第一大控股股東所持公司股份的比重作為替代變量，以檢驗回歸結果的穩(wěn)健性。

四、實證分析

（一）實證研究樣本數(shù)據(jù)選擇

本文的實證分析是以中國上海證券交易所和深圳證券交易所的所有上市公司為對象，實證檢驗我國上市公司股權集中度、股權制衡度對盈余管理質(zhì)量的影響，上市公司的樣本數(shù)據(jù)主要來自于深圳國泰安公司開發(fā)的CSMAR數(shù)據(jù)庫，樣本數(shù)據(jù)為2009—2011年度上市交易的上市公司的面板數(shù)據(jù)。為保持樣本數(shù)據(jù)的一致性及其理論模型的內(nèi)在要求，對樣本數(shù)據(jù)進了如下篩選：首先是剔除執(zhí)行特殊會計制度的金融類公司等行業(yè)特性及法律規(guī)章異于一般行業(yè)的樣本觀測值，其次是剔除披露不完整以及2009—2011年度數(shù)據(jù)缺失的公司樣本，剔除當年退市、暫停交易等的公司年度樣本，最終本研究樣本數(shù)為1 127家上市公司。

（二）樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計分析

表1是樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計分析表，從控股股東所持上市公司股份數(shù)量來看，F(xiàn)IRit的均值達到47.45%，中位數(shù)達到45.37%，遠遠超過歐美成熟市場經(jīng)濟國家的20%的平均水平，而且最大值達到93.27%，最小值也達到了9.27%，標準差較大，達到22.49%，不同上市公司間分布極不平衡。從除控股股東以外的前五大控股股東所持股份數(shù)量來看，F(xiàn)IVRit的均值僅為16.53%，中位數(shù)僅為15.85%，最小值僅為了6.45%，最大值也僅為21.59%，標準差相對較小，為14.45%。從除控股股東以外的前十大控股股東所持股份數(shù)量TENRit來看也表現(xiàn)出相類似的數(shù)量特征，從而使得FIVR/FIRit、TENR/FIRit的數(shù)值相對較小，其均值分別僅為0.3484、0.4421，從此可以較好地看出上市公司的股權集中度十分高，控股股東對上市公司的控制能力十分強，但主要股東與控股股東之間相互制衡能力較差。而上市公司凈利潤NIit和經(jīng)營現(xiàn)金流CFOit的均值分別2.1201億元與0.0148億元，這也在一定程度上顯示出上市公司存在虛增利潤之嫌疑，盈余管理質(zhì)量也存在較大問題，初步印證了本文的理論分析與研究假設。

（三）盈余管理質(zhì)量實證分析結果

首先利用上市公司2009—2011年不同年度的截面數(shù)據(jù)，根據(jù)模型（2），采用極大似然估計（MLE）回歸方法，求得各上市公司盈余管理質(zhì)量的非可操性應計利潤計算模型的系數(shù)，其具體的回歸結果如下表2所示。其中模型（1）是以2009年度上市公司的截面數(shù)據(jù)進行計量回歸分析的結果，模型（2）是以2010年度上市司的截面數(shù)據(jù)進行計量回歸分析的結果，模型（3）是以2011年度上市司的截面數(shù)據(jù)進行計量回歸分析的結果。從回歸結果來看，大部分回歸變量的T-統(tǒng)計值在5%的顯著水平上顯著，調(diào)整Adjusted-R2值分別達到0.823、0.908、0.826，F(xiàn)-Value都在1%的顯著水平上顯著，因此，這種回歸方法是可行的。其回歸系數(shù)可用于預測上市公司盈余管理質(zhì)量的非可操性應計利潤模型各變量的系數(shù)。

然后，根據(jù)各個上市公司模型（1）中各個變量的具體數(shù)值及其表2中計算的各變量的系數(shù)值，計算出不同上市公司的盈余管理質(zhì)量系數(shù)IDAit值。由于涉及樣本數(shù)量的個體較多，在此不便全部列出，本文利用SPASS軟件對其進行統(tǒng)計分析，其統(tǒng)計分析圖表如圖1所示。圖1是將上市公司的盈余管理質(zhì)量系數(shù)分為（-∞，0]、（0，0.25]、（0.25，0.5]、（0.5，0.75]、（1，+∞]五個不同區(qū)間，分析不同年度所有上市公司的盈余管理質(zhì)量系數(shù)值在這五個不同區(qū)間分布狀況。從圖1的統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，2009—2011年度盈余管理質(zhì)量系數(shù)IDAit值小于0的公司所占比重十分少且逐年呈現(xiàn)出遞減趨勢，僅為9.19%、6.98%、4.75%，而在區(qū)間（0，0.25]的公司所占比重最多且逐年呈現(xiàn)出遞增的變化趨勢，分別達到30.44%、33.58%、37.85%，在區(qū)間（0.25，0.5]的公司所占比重次之，也逐年呈現(xiàn)出遞增的變化趨勢，分別達到28.23%、31.58%、32.81%，而在區(qū)間（0.5，0.75]的公司所占比重位居第三位且逐年呈現(xiàn)出遞減的變化趨勢，分別為22.88%、20.27%、19.26%、在區(qū)間（1，+∞]的公司所占比重最少，且逐年呈現(xiàn)出遞減趨勢，分別為9.26%、7.59%、5.33%。

（四）股權集中度、股權制衡度對盈余管理質(zhì)量的影響的實證計量分析結果

根據(jù)理論分析部分的計量經(jīng)濟學模型（5）—模型（9），基于2009—2011年度上市交易的上市公司的面板數(shù)據(jù)，經(jīng)協(xié)方差分析和hausman檢驗，拒絕了隨機效應的原假設，故選用等斜率的固定效應面板計量模型來實證分析股權集中度、股權制衡度對盈余管理質(zhì)量的影響，其實證分析結果如表3所示。

模型（5）是以控股股東所持股份比重為股權變量，以檢驗理論分析部分所提出的研究假設1，從其固定效應回歸結果來看，調(diào)整-R2為0.898，大部分回歸變量的T-統(tǒng)計量在5%以上的顯著水平的顯著。Wald x2為72.345，也在5%的顯著水平上顯著。控股股東所持股份比重這一變量的系數(shù)值為0.339，與研究假設2相一致，Best-S的值為23.67%，這與實際均值47.45%有較大差別。資產(chǎn)、主營業(yè)務收入的變動額、應收賬款的變動額、固定資產(chǎn)總額、產(chǎn)權比重等變量的數(shù)值與理論分析基本一致。模型（6）是排除控股股東以外的股權集中度為股權變量，股權集中度變量是以除控股股東以外的前五大股東所持股份所占比重來表示，以檢驗理論分析部分所提出的研究假設1，從其固定效應回歸結果來看，調(diào)整-R2為0.902，大部分回歸變量的T-統(tǒng)計量在5%以上的顯著水平的顯著。Wald x2為97.326，在1%的顯著水平上顯著。股權集中度這一變量的系數(shù)值分別為-0.423，即排除控股股東以外的股權集中度與盈余管理質(zhì)量系數(shù)成負相關關系，排除控股股東以外的公司股權集中度的提升對其盈余管理質(zhì)量產(chǎn)生了積極的影響，這印證了研究假設2的存在性，Best-S的值為30.13%，這遠遠大于16.53%的實際均值。資產(chǎn)、主營業(yè)務收入的變動額、應收賬款的變動額、固定資產(chǎn)總額、產(chǎn)權比重等變量的數(shù)值與理論分析也基本一致。模型（8）是以股權均衡度為股權變量，股權均衡度變量是以除控股股東以外的前五大股東所持股份與控股股東所持股份的比重來表示，以檢驗理論分析部分所提出的研究假設3，從其固定效應回歸結果來看，調(diào)整-R2為0.937，大部分回歸變量的T-統(tǒng)計量在5%以上的顯著水平的顯著。Wald x2為102.302，在1%的顯著水平上顯著。股權均衡度這一變量的系數(shù)值分別為-0.468，即股權均衡度與盈余管理質(zhì)量系數(shù)成負相關關系，公司股權均衡度的提升對其盈余管理質(zhì)量產(chǎn)生了積極的影響，這印證了研究假設3的存在性，Best-S的值為0.4021，這遠遠大于0.3484的實際均值。

為了檢驗上述回歸結果的穩(wěn)健性，本文對模型（6）和模型（8）的股權變量的內(nèi)在構成進行了相應的修正，模型（7）是在模型（6）的基礎上將股權變量修改為除控股股東以外的前十大股東所持股份所占比重來表示，而模型（9）是在模型（8）的基礎上將股權變量修改為除控股股東以外的前十大股東所持股份與控股股東所持股份的比重來表示。其他變量設計及其回歸方法與統(tǒng)計檢驗都相同。從其固定效應回歸結果來看，調(diào)整-R2分別為0.864、0.895，大部分回歸變量的T-統(tǒng)計量在5%以上的顯著水平的顯著。Wald x2分別為96.322、54.378，分別在1%或5%的顯著水平上顯著。股權集中度這一變量的系數(shù)值分別為-0.497、-0.438，略微有所下降，但與前模型（6）與模型（8）所得到的結論基本一致，資產(chǎn)、主營業(yè)務收入的變動額、應收賬款的變動額、固定資產(chǎn)總額、產(chǎn)權比重等變量的數(shù)值與理論分析也基本一致，也進一步驗證回歸分析結果與研究假設的正確性。

五、結論

本文基于盈余管理的內(nèi)在影響因素，構建盈余管理質(zhì)量評價模型，并以我國A股上市公司2009—2011年實證資料對其進行準確計量。從理論上分析控股股東、股權集中度、股權制衡度對盈余管理的影響，構建其內(nèi)在影響的計量經(jīng)濟分析模型并進行相應的實證分析，得到如下主要結論：1.上市公司的股權集中度十分高，這種十分高的股權集中度主要源自于控股股東的股份聚集，從而導致控股股東對上市公司的絕對控制優(yōu)勢，但非控股股東與控股股東之間相互制衡能力十分差；2.上市公司盈余管理行為十分嚴重，從盈余管理質(zhì)量系數(shù)來看，有將近30%的上市公司的這一指標超過0.5，也就是說，這些公司的異常應計利潤占到非可操性應計利潤的50%以上；3.控股股東所持股份比重與盈余管理質(zhì)量系數(shù)的內(nèi)在影響系數(shù)值為0.339，二者存在顯著的正向影響關系，即控股股東對上市公司的控制程度越高，其盈余管理行為則越嚴重；4.在排除控股股東以外的股權集中度與盈余管理質(zhì)量系數(shù)的內(nèi)在影響系數(shù)值為-0.423，二者存在顯著的負相關關系，即非控股股東股權集中度的提升對其盈余管理行為產(chǎn)生了顯著的積極影響，股權均衡度與盈余管理質(zhì)量系數(shù)之間成負相關關系，公司股權制衡度的提升對其盈余管理行為產(chǎn)生了顯著的積極影響。

以上研究結果顯示：股權結構體系不合理是影響我國上市公司治理的關鍵因子，由于我國上市公司過高的股權集中度主要源自于控股股東所持股份的過度集中，而非控股股東所持股份過于分散，這同時也對其盈余管理行為產(chǎn)生顯著負面影響；過于分散的非控股股權集中度，又導致上市公司內(nèi)部過低的股權制衡度，使得上市公司本身缺乏有效的內(nèi)部約束機制，即上市公司內(nèi)部缺乏一種非控股股東與控股股東之間的內(nèi)在制衡能力，其他大股東不能夠?qū)毓晒蓶|起到真正的監(jiān)督作用。正基于此，本文認為在中國目前的制度背景下，應大力培育機構投資者和構建大股東多元化、股權相互制衡的治理機制，大力提升非控股股東的股權集中度，這將在很大程度上有助于解決我國上市公司目前所存在的盈余管理行為問題。

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