1. 引言
近年来，大股东增持本公司股票已逐渐成为上市公司所青睐的提振市场信心方式之一。由于2015年股灾的发生，证监会出于稳定市场股价和投资者情绪的目的，放宽了对大股东增持本公司股票的限制要求，从而进一步激发了大股东增持热情。在此基础上，市场上出现新一轮增持浪潮。
事实上，大股东增持本公司股票背后的真实动机并不如其增持公告中所宣称的原因那般简单。从信息不对称理论的角度来说，市场中信息的不对称状况会加大外部投资者与企业内部人之间的信息差距。相对于外部投资者，大股东作为内部人具有天然的信息优势，更为清楚企业的经营状况和潜在风险。这易导致大股东利用该信息优势并凭借控制权地位，通过操控盈余信息等方式以使之低价增持本公司股票，从而实现扩大控制权的目的。但是已有文献中对大股东增持动机的研究主要集中在信号传递动机这方面。实际上，不容忽视的是大股东增持往往可能出于利益转移、扩大控制权等隐含动机。
此外，相较于应计盈余管理，真实盈余管理因具备不易被识别且能更好地规避合规风险的特点，已逐渐成为上市公司进行盈余操纵的主要方式。基于此，本文通过对大股东增持与企业真实盈余管理行为之间的关系进行探讨，在丰富对大股东增持动机的研究视角之余，同样以求揭示A股上市公司中是否存在以配合大股东增持的真实盈余管理行为，并进一步分析股权集中度和分析师关注对大股东增持与真实盈余管理之间的关系是否存在显著的调节作用，以此为上市公司股权治理和部门监管提供一定的政策借鉴。
2. 文献回顾
目前国内外学者大多数是在内部人交易理论框架下研究大股东增持本公司股份动机，且对此主要提出了信号传递、择时动机和扩大控制权三类假说。其中，最为主流的是信号传递假说，该假说表明由于不对称信息的存在导致股价所反映的企业价值偏离其真正的内在价值，当公司内部人认为本公司现有股价被市场所低估时，其大股东可通过增持本公司股份从而间接向市场传递该信息，以使股价向预期靠拢 [1]。Ikenberry等(1995) [2] 研究也指出，当上市公司的回购公告发布后，短期内市场存在显著的正股价效应，因而表明外部投资者认同该回购公告所间接向市场传递地积极信号。而择时动机假说则认为大股东增持本公司股份实际上是种信息优势下的机会主义行为，通过在股价表现较好时抛售并在股价表现低迷时增持，从而赚取股票价差收益 [3]。并且大股东择时能力还会受其公司近期股价走势、增持规模、持股性质和未来成长性的影响 [4]。此外，扩大控制权假说则认为大股东出于巩固其控制权地位和赚取控制权私利的目的，可能会存在更强的增持动机，以避免高管持有过多公司股份来分散其控制权 [5]，也更方便其运用控制权优势，通过资金占用、关联交易等手段来为自身攫取更多收益 [6]。
与此同时，许多学者从市场反应的角度对大股东增持行为进行了较为丰富的研究，但具体研究结论存在分歧。大部分文献认为，市场对大股东增持行为呈正股价效应 [7] [8]。我国证券市场存在多个人投资者、高投机性等特点，因而大股东发布增持公告会引来许多投资者积极跟风，促使股价上涨。但该公告效应并不具有持续性，在公告发布日市场反应最强烈，随后逐渐减弱 [9]。不过，也有少数学者对此持不同观点。比如，王建文和李蓓(2012) [10] 研究发现增持事件无显著的市场效应。黄幸娟等(2014) [11] 则发现大股东增持后投资者未获得显著的超额收益。
综上所述，针对大股东增持的动机和市场反应的已有文献较为丰富，但很少有学者从盈余管理角度对大股东增持行为进行研究。本文以2016~2020年大股东增持行为作为研究样本研究其与企业盈余管理行为之间是否存在显著相关关系，也进一步研究股权集中度是否会明显影响大股东增持与盈余管理之间的关系，以此验证大股东增持行为背后的真实动机。
3. 理论分析与研究假设
根据委托代理理论，两权分离导致大股东责权不匹配，从而助长大股东凭借控制权优势对上市公司资产和利润实现利益输送的机会主义行为，由此造成第二类代理成本增加。当大股东权力得不到制衡时，公司高管会逐渐沦落为其代言人，致使其更够基于私人利益以隧道的方式背后掏空公司资源，侵占中小股东利益，从而实现自身利益最大化 [12]。因而大股东增持的背后，除信号传递作用之外，也可能是出于控制权私利和控制权分享利益的双重目的 [13]。所以大股东基于该目的增持时，为能够以低价购买本公司相应数量的股份以扩大控制权，有动机对企业盈余信息进行操纵，以尽可能实现低价增持的目的。故本文提出如下假设：
假设一：大股东增持比例越高，企业真实盈余管理程度越深。
公司股权结构会对其内部经营决策制定、战略实施等产生重要影响。我国上市公司普遍存在“一股独大”的现象。而相对于其他中小股东，大股东本身作为公司内部人，掌握着较强的控制权和内部信息的双重优势，所以其存在更明显的动机和能力去实现利益转移，以促使其为自身牟取最大利益。当只有少数股东手握公司控制权时，此时公司股权的高度集中会导致大股东的行为更得不到合理制约和监督，这促使他们根据自身意愿和利益来制定和调整公司政策等，从而产生壕沟防御效应 [14]，且导致该企业对外披露的会计信息失去可比性 [15]。在这种情况下，企业信息透明度大大降低，而外部投资者也更加难以获悉企业真实经营状况和潜在风险，此时大股东与外部投资者之间的信息鸿沟进一步扩大。这种信息的极度不对称成会更加促使大股东对企业盈余信息进行管理，从而实现利益侵占的目的。此时，当大股东预期将要增持时，高股权集中度公司的大股东相对更容易实现对企业盈余信息的操纵。基于上述分析，故本文提出如下假设：
假设二：股权集中度对大股东增持比例与企业真实盈余管理程度之间的关系起到正向调节作用。
根据信息不对称理论，外部投资者查阅上市公司对外披露信息并不足以了解其全部真实情况。而分析师作为资本市场中外部治理机制的一环，具备较丰富的专业知识和较强的信息分析能力，并通过对特定公司进行长期的持续跟踪调查，能够鉴别出该公司所对外披露的财务信息是否存在重大错报或舞弊，从而发挥其对上市公司的监督作用 [16]。同时，分析师可以通过发布研报等方式向外部投资者传递更多关于上市公司的有效信息 [17]，提升上市公司信息透明度 [18]，填补上市公司与外部投资者之间的信息差距，从而有效抑制上市公司操纵地盈余管理程度 [19]。因此，当上市公司受到较多的分析师关注时，大股东增持过程中的真实盈余管理行为会受到一定程度上的抑制，以避免被分析师发现后波及公司声誉和损害投资者信心。故本文提出如下假设：
假设三：分析师关注度对大股东增持比例与企业真实盈余管理程度之间的关系起到负向调节作用。
4. 研究设计
4.1. 数据来源与样本建立
本文以2016~2020年沪深A股非金融类上市公司作为研究对象。为研究大股东增持对企业真实盈余管理的影响，本文剔除了当年大股东持股比例低于或等于上年持股比例的样本公司，即只保留了在样本期间大股东增持比例为正的企业作为观测值。在此基础上，剔除了该期间被ST、ST*的样本公司、数据存在缺失值的样本公司和当年新上市、已退市或暂停上市的样本公司，最终保留了1602个样本值。本文所有数据均来自CSMAR数据库，并利用Stata15对数据进行处理分析。
4.2. 变量选取与模型构建
4.2.1. 变量选取
1) 被解释变量
真实盈余管理(|RM|)。借鉴张岩(2020) [20] 的方法，将经营活动的异常现金净流量、酌量性费用和异常产品成本相加并取绝对值后来衡量上市真实盈余管理水平。该值越大，表明该公司真实盈余管理程度越严重。
2) 解释变量
大股东增持(InRa)。借鉴倪慧萍(2020) [21] 的做法，该指标取第一大股东持股比例本年年末数与上年年末数之差，当差为负数时取值为0，最终仅保留差值为正的公司样本。
3) 调节变量
股权集中度(Hefin)。参考李经路(2017) [22] 的做法，用前五大股东持股比例的Herfindal指数来衡量股权集中度。该方法能更容易反映出股权向较大股东集中的情况。
分析师关注度(Analyst)。参考陈钦源等(2017) [23] 的做法，该指标采用当年对某公司进行跟踪调查的分析师数量加1去自然对数表示。
4) 控制变量
除大股东增持以外，还有其他因素会对企业真实盈余管理产生影响。故借鉴已有研究，本文选取了审计质量(Ten)、成长性(Growth)、资产负债率(Lev)、总资产收益率(Roa)、公司规模(Size)、亏损情况(Loss)、机构投资者持股比例(Instit)、年度(Year)和行业(Ind)作为控制变量，并加以控制。同时对年度和行业进行控制。具体的变量定义如下表1所示。
Table 1. Description table of relevant variables
表1. 相关变量说明表
4.2.2. 模型构建
为验证假设1，本文建立回归模型(1)：
(1)
为验证假设2，本文建立回归模型(2)：
(2)
为验证假设3，本文建立回归模型(3)：
(3)
4.3. 描述性统计
表2报告了本文主要研究变量的描述性统计结果。其中，真实盈余管理(|RM|)的均值和中位数分别为0.072和0.048，这说明我国上市公司所实施地真实盈余管理程度整体偏高。其次，大股东增持(InRa)的均值为0.021，表明上市公司大股东平均增持比例为2.1%。对于调节变量，股权集中度(Hefin)最小值为0.003，最大值为0.733，表明我国上市公司股权分布情况差别较大；分析师关注度(Analyst)的均值为2.009，即对应的样本公司平均被6个分析师团队跟踪调查，且其最小值和最大值分别为0.693和4.127，分别对应的分析师团队数量为1和61，说明不同上市公司所面临来自分析师的外部监督程度存在明显差异。其他控制变量与已有文献分布基本相似。
Table 2. Descriptive statistical results
表2. 描述性统计结果
5. 实证过程与结果分析
5.1. 大股东增持对企业真实盈余管理的影响
为了验证假设一，对模型(1)的回归结果如表3列(1)所示。可以发现在控制其他可能存在影响的因素后，大股东增持比例对真实盈余管理的回归系数为0.422，在1%水平上显著为正。该回归结果支持了假设一，即发生大股东增持的上市公司真实盈余管理程度会明显提高，大股东为实现低价增持会进行相应的真实盈余管理，且随着其增持比例上升，其所实施地真实盈余管理程度也更为严重。
控制变量方面，可以发现高质量的外部审计能够缓解公司的代理冲突，对其真实盈余管理程度起到有效的抑制作用。由于规模越大的上市企业所面临的市场关注更多且监督更严格，因而其不敢实施过于严重的真实盈余管理。与此相反，成长性更好的企业、资产负债率高的企业、总资产收益率高的企业，其真实盈余管理程度更高，这与熊凌云(2020)的结论大体保持一致。
Table 3. Results of multiple regression analysis
表3. 多元回归分析结果
5.2. 股权集中度和分析师关注度的调节效应
表3列(2)报告了股权集中度对大股东增持与企业真实盈余管理行为之间关系调节效应的回归结果。可以看出，大股东增持比例与股权集中度的交互项系数为1.194，且在1%水平下显著。该实证结果支持了假设二，这表明股权集中度对大股东增持比例与上市公司真实盈余管理程度之间的正相关关系存在加剧效应，即当公司股权高度集中于少数大股东时，大股东更容易凭借控制权优势实施真实盈余管理以配合其增持本公司股份的行为。
表3列(3)显示了将分析师关注度作为调节变量纳入模型后的回归结果。可以发现大股东增持比例与分析师关注度交乘项的回归结果在10%水平下显著为负，系数为−0.100，由此检验了假设三成立。这表明大股东增持比例对企业真实盈余管理的正向影响被抑制，即分析师关注对大股东增持比例与公司真实盈余管理程度的关系起到负向调节作用。
5.3. 稳健性检验
借鉴熊凌云(2020) [24] 的做法，本文同样采用替换真实盈余管理的度量方法来对前文的研究结果进行稳健性检验。根据李增福等(2011) [25] 对真实盈余管理的计算方法，在考虑利润调节方向的情况下，采用正向的异常产品成本分别加上负向的异常酌量性费用和负向的异常经营活动现金流后的绝对值来重新衡量。表4为采用新度量方法后回归的结果，首先可以看出大股东增持比例与其真实盈余管理程度之间的回归结果仍在1%水平下显著为正；其次，股权集中度和分析师关注度的调节效应仍均通过显著性检验，且调节方向与前文保持一致，即实证结果稳健。
Table 4. Results of robustness tests
表4. 稳健性检验结果
此外，为进一步保证结果的稳健性和实效性，本文将原研究期间扩展到2021年，具体回归结果如下表4中的列(4)、列(5)、列(6)所示。可以发现主效应回归仍显著为正，股权集中度与大股东增持的交互项仍显著为正，分析师关注度与大股东增持的交互项也显著为负，与上文结论基本一致。
6. 结论与建议
本文以2016~2020年沪深A股上市公司作为研究样本，从扩大控制权私利的动机视角验证了大股东增持本公司股份的背后还可能同时伴随着进行真实盈余管理活动，从而实现对中小股东的利益侵占。具体研究结论如下：大股东增持比例的提高，会进一步促使该公司进行更为严重的真实盈余管理活动；上市公司股权的过于集中会对大股东增持比例与真实盈余管理程度之间的关系起到激化作用，不利于维护中小股东利益；而分析师关注对二者则起到显著的负向调节作用。
本文的研究结论对维护中小股东利益提出如下对策建议：第一，监管部门应细化大股东增持的相关规则条款，并加强对大股东增持交易信息披露的管理，尤其是大额增持，进而规范大股东增持行为；第二，优化上市公司股权结构，以形成大股东多元化和内部股权相对制衡的治理机制，并加强对大股东监管，以弱化其凭借控制权优势进行利益转移的能力；第三，加强并完善分析师行业制度建设，增强分析师作为外部治理机制的独立性，以减少分析师与其关注对象之间的利益牵扯，充分发挥分析师的信息传递中介作用，从而降低大股东通过盈余管理进行低价增持的动机和能力。
NOTES
*通讯作者。