最新(审计研究)大小非减持中的盈余管理汇编.doc

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1、“大小非”减持中的盈余管理蔡 宁 魏明海蔡 宁 中山大学工商管理博士后通信地址：广州市新港西路135号中山大学656-3-502 510275联系电话：13719233915电子邮箱：caining1023魏明海 中山大学管理学院教授、博士生导师通信地址：广州市新港西路135号中山大学管理学院 510275联系电话：020-84114179电子邮箱：mnswmh“大小非”减持中的盈余管理* 蔡宁，中山大学工商管理博士后流动站，邮编：510275，电子信箱:caining1023；魏明海，中山大学管理学院。本文是国家自然科学基金重点项目“产权保护导向的会计控制研究”（批准号：70532003）、

2、国家自然科学基金项目“股权分置改革与资本市场动机盈余管理研究”（批准号：70802024）的阶段性成果。感谢匿名专家的有益建议！但文责自负。蔡 宁 魏明海【摘要】本文以股权分置改革后，“大小非”减持中的盈余管理为研究对象，考察我国证券市场是否存在资本市场动因的盈余管理行为。研究发现，在原非流通股股东所持股份解禁或减持之前的季度期间，公司的可操纵应计显著为正，并且盈余管理的程度与相应期间公司股票的市场表现正相关。这一发现表明，我国证券市场存在比较普遍的以配合减持为目的的盈余管理行为，资本市场动因的盈余管理为人们思考“大小非”交易监管和信息披露监管提供了新的思路。【关键词】非流通股股东；“大小非”

3、减持；盈余管理；资本市场动因一、引言2005年4月29日，中国证监会发布关于上市公司股权分置改革试点有关问题的通知，正式启动股权分置改革。2006年6月19日，股改第一家试点企业三一重工的法人股东象征性地抛售了100股三一重工法人股，由此拉开我国证券市场“大小非”减持的序幕。但减持过程中“大小非”是否利用了本身的信息优势、相关行为是否有违公平原则等，已成为市场关注的焦点。2008年4月20日，证监会发布上市公司解除限售存量股份转让指导意见，规定预计未来一个月内减持量超过总股本1%的，必须通过交易所大宗交易系统转让；上市公司控股股东在公司年报、半年报公告前30日内不得转让解除限售的存量股份。前者

4、主要是缓解“大小非”减持对市场的冲击，后者则旨在遏制利用信息优势的内幕交易。表1 我国证券市场“大小非”解禁与减持规模解禁规模（万股）减持规模（万股）减持市值（万元）2006年1,048,01043,884497,3022007年5,635,596555,2338,391,1202008年7,995,257152,7882,295,6442009年20,366,860N/AN/A2010年4,343,368N/AN/A2011年3,780,393N/AN/A2012年819,933N/AN/A根据WIND金融研究数据库数据整理，其中2008年减持数据截至2008年4月30日。股权分置改革之前，

5、股份无法自由转让、正常获益渠道不通畅，被认为是导致上市公司大股东转而寻求非市场化途径掠夺中小投资者的重要原因，割裂的股权结构也使得市场机制在约束股东、高管等方面无法发挥应有的作用（吴敬琏，2001）。随着非流通股份限售规定逐步解除，原非流通股股东的利益实现方式与市场的关联性越来越直接。较好的市场行情、低持股成本、减持过程中可能采取的一些关联性策略等，都被认为是促使股东减持的有利外部条件。但在法律、监管相对滞后的情况下，这也有可能诱发股东新的掠夺行径。相应地，原非流通股股东所具有的信息优势可能在其中发挥重要的作用，从而引发上市公司基于资本市场动因的盈余管理。从表1可以看出，2009年我国证券市场

6、将迎来股改后最大规模的解禁高潮，如何加强减持过程中的交易监管和信息披露监管，保护中小投资者利益、维护证券市场稳定发展，构成了未来市场监管的重中之重。基于此，本文尝试以股权分置改革后，原非流通股股东减持股份过程中的盈余管理为研究对象，考察股东利益实现机制嬗变是否会引发上市公司新的盈余管理行为。研究发现，在解禁和实际减持之前，公司的可操纵性应计显著为正；在解禁和减持的相应期间里，公司股票的市场收益显著为正；并且，盈余管理的程度与股票的市场收益正相关。这表明自身利益对二级市场股价变动的敏感性，确实为原非流通股股东提供了操纵盈余的激励，并且市场也被暂时性地误导了。由此对原非流通股股东的减持行为、以及可

7、能被用以配合减持的信息优势，提出了新的监管要求。全文结构安排如下：第二部分对资本市场动因盈余管理的国内外研究文献进行评述：第三部分在分析有关案例和制度背景的基础上提出研究的待检验假说；第四部分是研究设计；第五部分包括对描述性统计和回归结果的讨论；第六部分在前文研究的基础上，对未来的市场监管提出建议。二、文献评述（一）国外研究Healy and Wahlen（1999）从行为动因出发，将盈余管理分为资本市场动因、契约动因和监管动因三类。其中基于资本市场动因的盈余管理指的是，由于会计信息被投资者和财务分析师广泛用于对公司股票的估价，因此内部人有可能通过操纵盈余达到影响股价的目的。国外盈余管理研究考

8、察的资本市场动因主要有股票发行、股权激励、管理层收购、收购兼并等，研究通常会检验两个相关联的问题：特定市场动因是否导致盈余管理；盈余管理是否可能影响市场定价。内部人可能以其所具有的信息优势来配合某些资本市场行为，这种优势既包括对重大、非公开信息的提前获知（Noe，1999；Cheng and Lo，2006），也包括对信息加工、披露过程的直接介入（Elitzer and Yaari，1995；Bar-Gill and Bebchuk，2003）。Teoh et al.（1998a）针对新股发行的研究表明，新股发行当年公司通常会报告异常高的应计项目。Rangan（1998）和Teoh et al

9、.（1998b）都发现，在后续融资之前公司通常会进行旨在提高盈余的会计调整。Park and Park（2004）针对公司高管出售股权的研究发现，如果管理层计划在后续期间出售股票，那么就可能通过调整可操纵应计来达到报告较高当期会计盈余的目的。Cheng and Warfield（2005）发现具有较高权益动机的高管，在公司业绩符合分析师预测后更有可能出售所持股份。Bergstresser and Philippon（2006）发现当管理层的未来薪酬与股价及期权激励密切相关时，管理层更有可能通过主观应计来操纵利润。Perry and Williams（1994）发现在管理层收购前，为了降低收购成

10、本，公司可能报告较高的负的非预期应计。Erickson and Wang（1999）发现在换股合并中，为了降低对目标公司的购买成本，主并公司有激励在合并协议达成之前进行正向的盈余管理。对盈余管理与相应期间市场反应相关性的检验，主要是考察盈余披露后市场是否会被暂时性误导。目前研究取得的较为一致的结论是，盈余管理的当期投资者通常都会被误导，但是后续期间随着应计转回、其他信息披露等，投资者会修正之前对公司的价值判断。Rangan（1998）发现，配合后续融资目的的盈余管理会误导市场暂时性高估公司价值，但是随后应计转回带来的盈余下降，又引发市场重新修正之前的估价。Teoh et al.（1998a、1

11、998b）分别发现，新股发行或再融资之前报告应计项目越高的公司，权益发行之后的股价表现也就越差。Park and Park（2004）发现，管理层操纵盈余并出售股权之后，市场股价会有一个回落的过程，并且之前较高的操纵性应计项目对交易后的股价表现具有增量解释力。（二）国内研究目前国内的盈余管理研究主要关注以规避或者迎合政府监管为目的的盈余管理行为，包括首次发行（林舒、魏明海，2000）、增发配股（孙铮、王跃堂，1999；陈小悦等，2000；陆正飞等，2006）、保牌（陆建桥，1999；吴联生等，2007）等事件，还不存在严格意义上的基于资本市场动因的盈余管理研究。这很大程度上是因为，股改之前有关

12、主体的利益实现方式与市场相割裂，以及会计盈余在我国证券市场监管过程中扮演着相当重要的角色。基于监管动因的盈余管理通常不涉及市场层面，因此国内的盈余管理研究对经济后果的考察比较少。蔡祥、张海燕（2004）发现资产减值政策的具体选择以及背后所反映的经济动机差异，显著影响了投资者的评价行为，市场对应收帐款减值占主导的公司做出了更为消极的反应。三、研究假设（一）案例分析2008年5月福建证监局向冠福家用（002102）发出了关于限期整改的通知（闽证监公司字200814号），对公司随意变更会计核算方法等问题提出整改要求。冠福家用2006年12月在深交所中小企业板上市，主营业务为日用工艺美术品加工制造，主

13、要采用经销商销售模式。公司在2007年之前一直采用“委托代销”方式确认销售收入，2007年实施新会计准则后改为“一般销售” “委托代销”即各分销商实际售出商品、向公司报送已销产品清单后，公司才确认销售收入实现。“一般销售”即公司在向分销商发出商品、并在对方确认收到商品后，就直接确认收入，而不考虑分销商是否真正实现或完成了对外销售。显然“一般销售”能够提前确认更高的销售收入。2007年季报、半年报和年度业绩快报均采用了“一般销售”，其中2008年2月29日公告的2007年度业绩快报，预告了0.35元的EPS。但公司在3月19日又发布了2007年度业绩快报修正公告，决定2007年度财务报告恢复采用

14、“委托代销” 公司对此做出的解释是：采用的“一般销售”核算方式“无法更全面和准确反映2007年的经营成果”，“为坚持会计核算的谨慎原则”，2007年度财务报告继续采用“委托代销”方式进行核算。，EPS随即调减为0.22元。前后不足二十天，会计政策变更直接导致2007年度业绩下降37%。表2 冠福家用有关事件时间顺序及相应期间股价表现日期有关事件股价2008.1.22624.6285万股非流通股解禁上市收盘价28.80元/股截至2008.2.29共计减持598.3907万股，占解禁股份的22.08%（未作及时披露）1月份均价25.62元/股2月份均价22.17元/股2008.2.29公布2007

15、年度业绩快报收盘价21.15元/股2008.3.19公布2007年度业绩快报修正公告收盘价14.86元/股2008.3.31公布澄清公告收盘价12.65元/股进一步考察冠福家用会计政策变更前后原非流通股股东在资本市场的相关行为可以看到：2008年1月2日冠福家用部分限售股取得流通权，公司11位发起人股东中除了前4位股东，其余7位所持股份全部解禁。次日公司股价创出历史最高31.07元，之后公司并未公告解禁股份的减持情况。直至3月31日公司针对某财经报道的澄清公告才披露 2008年3月29日，经济观察报以“冠福家用年报质疑，21天核销3成利润”为题，质疑冠福家用频繁变革会计政策是为了配合“小非”解

16、禁出货。针对该财经报道，冠福家用在3月31日发布澄清公告，声称公司并无违法违规行为。也正是通过这一澄清公告，市场才了解到1月2日解禁的非流通股份的减持情况。，截至2月29日解禁的2624余万股非流通股中22.08%已被减持，公司发起人、原第5大股东福建华兴创业投资有限公司更是将持有的4.62%股份悉数抛售完毕。也正是在2月29日这一天，公司公布了2007年度业绩快报。从公司的股价表现可以看出，在减持最有可能发生的1、2月份，公司股票的平均交易价格在20元以上。2月底公布业绩快报后则持续走低，3月底公布澄清公告时，公司股价还不及历史最高的一半。如此随意的变更行为、变更前后公司业绩的重大差异、“巧

17、合”的减持时间安排以及相应期间公司股价的“应景”表现，都不能不让人怀疑，这一切的背后很可能是部分股东有计划地促成管理层选择会计处理方法，以达到配合减持套现的目的。（二）制度背景股权分置改革前，割裂的股权结构是我国证券市场的一个显著特征。由于所有制等方面的原因，原国有企业股份制改造产生的国有股一直处于暂不流通的状态，公开发行前的社会法人股、自然人股等非国有股份也做出了暂不流通的安排，由此形成我国证券市场股权分置的格局。这部分非流通股股东很大程度上掌握了对上市公司的控制权，但由于无法通过在市场上转让原始股权获取资本性收益，非流通股股东的利益主要由非证券价格渠道获得。有关上市公司大股东掏空行为（tu

18、nneling）的研究也发现，控股股东有可能通过关联交易（刘峰等，2004）、现金股利（李增泉等，2004）、并购重组（李增泉等，2005）等方式转移中小投资者财富。股权分置改革的初衷是期望通过推动资本市场转换机制，消除非流通股与流通股的流通差异性，强化市场对上市公司的约束机制（尚福林，2005）。改革后，随着股份逐步解禁、取得流通权，原非流通股股东的利益实现途径也开始发生变化。原非流通股份在满足特定条件后，可在市场上以市值变现，这使得股东利益与二级市场股价直接挂钩。由于会计信息在引导投资者对公司股票进行估价的过程中具有重要作用（Scott，2003），对股价波动的敏感性可能引发股东以影响市场

19、预期为主要目的的操纵行为。因此可以预期，出于减持的需要，原非流通股股东可能有动力通过操纵会计盈余来影响公司的股价表现。另一方面，改革之前原非流通股股东对上市公司的控制力，也令其有能力影响公司的会计政策，甚至会计信息的加工与披露。这种控制力主要来自两个途径：一是股东的直接持股优势，二是股东的隐性影响力。直接持股优势主要是原非流通股股东中的第一大股东，根据WIND金融研究数据库统计，截至2005年底我国A股上市公司第一大股东平均持股比例为40.42%，如此高的持股比例令这部分股东很容易左右公司的会计政策。隐性影响力则是原非流通股东中第一大股东以外的其他股东，这部分股东虽然持股比例可能较低，但其中多

20、数所具有的发起人身份可能使其对公司具有一定的影响力。首先，同为发起人的身份使得原非流通股东之间可能具有某种默契性质的战略合作关系，因此这部分股东可能借助具有持股优势的股东来实现利益诉求。其次，发起人认购股份、构建公司治理时，其委派的高管也可能是这部分股东影响公司决策的途径。此外，发起人股东之间存在的其他关联甚至某些利益链条，也可能成为其施加影响力的途径。（三）研究假设股权分置改革后原非流通股股东的减持行为，为本文考察股东利益实现机制嬗变是否引发资本市场动因的盈余管理提供了一个良好的契机。股份的自由流通赋予了股东最为直接的操纵激励，这一过程需要区分解禁和减持两个事件点。解禁指的是股改方案规定的限

21、售期结束后，原非流通股份取得上市流通权。虽然这一事件可能并不涉及事实上的出售行为，但也给股东提供了确定的可出售预期，因此股东可能在解禁来临之前就开始盈余管理，为未来的减持需要做准备。减持指的是原非流通股获准上市流通后，股东以市价在市场上公开出售所持有的股份。可以说，按市价减持为原非流通股股东操纵最接近期间的会计盈余、影响市场预期提供了最为直接的动力。目前国内有关盈余管理的研究多以年度盈余为考察对象，但原非流通股份的解禁和减持是一个连续过程，并且多次行为之间的时间间隔较短，相形之下对季度财务数据的操纵可更为及时地配合股东在资本市场上的各种意图（Erickson and Wang，1999；Par

22、k and Park，2004）。由于盈余管理的目的是为了配合股东出售股份，因此相应的盈余管理应该是一种正向操纵（upward），并以提升股价为目的（Rangan，1998；Erickson and Wang，1999）。基于此，研究提出以下待检验假设：H1：为配合减持需要，原非流通股股东有可能对解禁或减持之前最近季度的财务数据进行正向盈余管理。H2：解禁或减持相应期间公司股票的市场收益显著为正，并且与盈余管理的程度正相关。四、研究设计（一）数据来源本文以截至2007年12月31日，上交所上市公司原非流通股股东的解禁和减持事件为研究对象。剔除金融和保险行业上市公司、以及财务数据和交易数据缺失的

23、上市公司，最后取得175家样本公司，共计219起解禁事件、531起减持事件。解禁和减持数据来自上交所“上市公司诚信记录”，财务数据和市场交易数据来自CSMAR中国股票市场研究数据库和WIND金融研究数据库。表3是解禁和减持事件在研究期间内各季度的分布情况。表3 解禁和减持事件时间分布06 III06 IV07 I07 II07 III07 IV合计解禁事件62942544840219减持事件27102146171103531（二）盈余管理的季度性财务期间图1说明了如何确定最可能进行盈余管理的季度性财务期间。如果解禁或减持发生在季度N，解禁或减持之前最近公布的财务报告所归属的季度（N-1），则确

24、定为最有可能进行盈余管理的财务期间T0，期间T1、T-1等依次顺推。同一家公司、受同一期间盈余管理影响的解禁或减持事件可能会有若干次，但是在研究中只认定为该公司的一次盈余管理行为。解禁/减持财务报告（N-1）NN -1T 0T -1T 1N -2期间季度图1 盈余管理的财务期间T0 还存在一种情况，解禁或减持发生在季度N，但季度N-1的财务报告尚未公布，因此追溯季度N-2的财务报告为最可能配合资本市场行为的财务报告，季度N-2确定为盈余管理的财务期间T0。（三）操纵性应计和市场收益1、操纵性应计（DA）研究采用应计利润分离法计量上市公司的盈余管理规模。夏立军（2003）针对多个应计利润分离模型

25、在中国市场的比较研究发现，分行业估计、采用营业性总应计作为因变量估计行业特征参数的截面Jones模型，能够更为有效的揭示出上市公司的盈余管理。因此，本文以营业性总应计（OA）作为因变量、采用分行业和分季度的截面Jones模型分离营业性操纵应计（ODA）。在非营业性操纵利润（DNOI）的估计上，研究采用经公司规模调整的、分行业、分期间的非营业性利润均值作为相应行业和期间的非营业性非操纵利润，其与各公司非营业性利润之间的差值作为非营业性操纵利润。操纵性应计（DA）的计算如下：其中：OAi为营业性总应计；ONDAi为营业性非操纵应计；ODAi为营业性操纵应计；NOIi为非营业性利润；DNOIi为非营

26、业性操纵利润；NNOIi为非营业性非操纵利润；DAi为操纵性应计；OIi为当期营业利润；CFOi为当期经营活动现金流量；NIi为当期净利润； REVi为当期主营业务收入与上期主营业务收入差额；PPEi为当期期末厂场设备等固定资产原值。上述各项目均除以当期期初资产总额，期间以季度为单位。如果确实存在基于解禁或减持目的的盈余管理，那么样本公司的操纵性应计（DA）在T0期间应该显著大于0，并呈现出在T0之前逐步上升，但之后转为下降的趋势（Erickson and Wang，1999；Teoh et al.，1998a、1998b）。2、市场收益（RET）借鉴Teoh etc.（1998a、1998b

27、），研究以经市场调整后的长时窗累计超常收益测度解禁、减持期间样本公司的市场收益。由于长时窗市场收益结果容易受计算方法的影响，本文采用了两种不同的计算方法：其中，rit为公司i在t月的个股收益率；mt为t月的市场收益率；T为设定的研究期间长度；N为t月的样本公司数。研究采用了月度和季度两种期间。以月为单位时，解禁或减持发生的当月设定为0期，计作M0，前后月份顺推。以季为单位时，解禁或减持发生的当季度设定为0期，计作Q0，前后季度顺推。Q0的季度期间不采用年历季度，而是以受同一季度财务数据影响的多次解禁或减持行为中最后一次行为所在的月份为起点，向前追溯两个月，合计三个月计算 之所以这样确定Q0是基

28、于以下考虑：（1）3个月的RET计算期间与季报期间相对应；（2）不采用解禁或减持所在的年历季度作为RET的计算期间，是为了避免把解禁或减持后月度的市场收益计算在内（例如：最后一次减持发生在5月份，本文的确定方法Q0包括3、4、5三个月，年历季度则为4、5、6三个月）。通常认为减持信息披露后，市场的反应将为负，如果把减持后（如6月份）的市场收益计算在内，会扭曲对实际减持期间RET的计算（如果最后一次减持发生在6月份，那么Q0就和年历季度重合）；（3）如果前溯的第二个月早于季报公布的实际日期（承上例：3月份为前溯的第二个月，而第一季度的季报在4月份公布），研究认为将该月纳入Q0对RET准确性的影响

29、可以忽略。因为通常在季报正式公布之前会有业绩预增（减）公告发布，或者市场还能通过其他渠道获知即将公布的业绩情况，因此市场会开始有所反应。研究预期样本公司的市场收益在M0和Q0期间应该会有一个显著走高的趋势。（四）检验模型1、资本市场动因的盈余管理为进一步检验季度性盈余管理与后续资本市场行为之间的相关性，研究设置了模型（1）： （1）（1）因变量。DAi为公司i在T0期间的操纵性应计。（2）测试变量。Transactioni为公司i公布了T0期间的季度性盈余后，到T1期间季度财务报告披露之前，这一期间内的总交易规模。如果这一期间内公司发生了多次解禁或减持事件，那么各次事件的交易规模之和为Tran

30、sactioni，这些交易可视为受同一期间财务报告的影响。借鉴Park and Park（2004）的研究，Transaction=（交易量交易价格）/期初资产总额。对解禁事件而言Transaction为解禁规模，交易量为期间内取得上市流通权的股份总数，交易价格采用取得上市流通权当月公司股票的交易均价；对减持事件而言Transaction为减持规模，交易量为期间内实际减持的股份总数，交易价格为减持价格 没有披露减持价格的，采用减持期间公司股票的交易均价。研究预期Transaction和DA正相关。（3）控制变量。Levi为公司i在T0的财务杠杆，以负债总额除以资产总额计量，控制公司负债水平；S

31、izei为公司i在T0的规模，采用资产总额的自然对数计量，控制公司规模；CFOi为公司i在T0的经营活动产生的现金流量净额，以期初资产总额标准化，控制当期现金流；DA-1，i为公司i在T-1期间的操纵性应计，E+1，i为公司i在T1期间的净利润，以期初资产总额标准化，两者控制可能影响DA的企业其他特征（DeFond and Park，1997；Subramanyam，1996） 模型同时采用DA与DA-1，可能会出现时间序列相关问题。借鉴张国清、赵景文（2008）的研究，Newey etc.（1987）所提出的方法能有效克服这一问题。该方法不会改变参数估计，只是以更为稳健的方法估计参数标准差，

32、以获得更为一致的t统计值。研究采用Newey etc.（1987）的方法估计标准差，进而估计各参数的t统计量并进行假设检验，研究结果并无重大差异。；QUA为虚拟变量，对财务报告所属的季度期间进行控制。2、盈余管理的经济后果为进一步检验盈余管理与相应期间市场收益之间的相关性，研究设置了模型（2）： （2）（1）因变量。RETi为公司i在Q0期间的市场收益，分别采用CAR和BH计量。（2）测试变量。DAi为公司i在T0期间的操控性应计，预期DA与RET之间正相关。（3）控制变量。ROAi为公司i在T0期间的总资产收益率，控制当期报告盈余对市场收益的影响；B/Mi为公司i在T0期间的期初资产账面价值

33、与市值之比，控制公司成长性对市场收益的影响；QUA为虚拟变量，对解禁或减持发生的具体季度期间进行控制。五、研究结果及分析13() FDP中，X、Y、D片段均可妨碍纤维蛋白单体聚合。Y、E片段有抗凝血酶作用。多数碎片可与血小板膜结合，降低血小板的黏附、聚集、释放等功能。此外，其还可增加血管通透性。（一）描述性统计A.修改与完善系统模型B.征求用户对系统原型的评价和改进意见A、单核吞噬细胞系统功能低下 B、血液处于高凝状态 C、微循环血流淤滞 D、纤溶系统活性增高 E、血中促凝物质含量增加图2 解禁事件DA趋势（均值） 图3 减持事件DA趋势（均值）A收到政府拨付的房屋补助款应冲减所取得房屋的成本

34、表4 各期间DA均值E以公允价值进行后续计量的投资性房地产持有期间公允价值发生变动【答案】：BT-34.D-二聚体（D-dimer）T-2讨论题：T-1C.人、数据资源D.计算机硬件、软件和数据资源T0讨论题：T1T2T3解禁DA均值0.0068440.007600*0.008053*0.009868*0.0020440.0016920.004383t 值1.3252.1952.0592.4550.5380.4370.777减持DA均值0.009894*0.011184*0.0040590.008925*-0.0019970.0011370.001609t 值2.1263.9171.1392.

35、485-0.5370.2330.231* 在0.01的显著性水平上不为0；* 在0.05的显著性水平上不为0。图2和图3是解禁和减持前后公司DA的变化趋势。从图2可看出，在解禁之前，DA有一个逐步走高的趋势，并在最接近解禁时点的T0期间达到最大值。DA在T1期间随即下降，一直到T3期间才开始缓慢上升。解禁的时点在股改完成时就已确定，因此公司可以在解禁之前，开始逐步为将来的资本市场行为做准备。之后期间DA的再次上升，可能是为了配合后续的减持需要。从图3可看出，减持前后的DA也存在类似变化趋势。DA在T0期间达到较大值，T1期间迅速回落，T2期间才开始逐步上升，基本上印证了公司存在配合实际减持的盈

36、余管理。相形之下，T0之前DA的波动性比较大。一方面可能是因为减持不像解禁那样具有确定的可预期性，另一方面减持之前的解禁行为也可能影响DA的变化。表4各期间DA的独立样本T检验结果进一步支持了上述结论。图4 解禁事件市场收益（月度） 图5 减持事件市场收益（月度）表5 解禁事件市场收益（季度）期间CARBH季度值t 值累计值季度值t 值累计值Q-2（-8-6）-0.010192-0.471-0.010192-0.005947-0.221-0.005947Q-1（-5-3）0.062311*2.1570.0521190.098368*2.6080.103717Q 0（-2 0）0.064218*

37、2.3290.1163380.069476*1.9610.244218Q 1（1 3）0.075391*2.7620.1917290.077260*2.2530.362565Q 2（4 6）-0.003862-0.1480.187867-0.014118-0.4450.226867Q 3（7 9）0.0148630.4030.2033030.0238100.5300.243957* 在0.01的显著性水平上不为0；* 在0.05的显著性水平上不为0。表6 减持事件市场收益（季度）期间CARBH季度值t 值累计值季度值t 值累计值Q-2（-8-6）0.070695*2.8790.0706950.

38、094463*2.9980.094463Q-1（-5-3）0.041484*1.6150.1121790.0458371.3870.173240Q 0（-2 0）0.119529*4.4400.2317080.142868*4.0360.455523Q 1（1 3）0.0259670.9650.2576760.0083740.2610.411808Q 2（4 6）-0.051242*-1.6520.206434-0.060320*-1.6520.201175Q 3（7 9）-0.038099-0.9920.168335-0.059225-1.4660.206740* 在0.01的显著性水平上不

39、为0；* 在0.05的显著性水平上不为0；* 在0.1的显著性水平上不为0。图4和图5是解禁和减持前后市场收益的变化趋势。从图4可看出，解禁之前样本公司的市场收益逐步由负转为正，Q-1、Q0和Q1期间均显著为正，Q2期间开始下降，Q3期间又转为上升。可见解禁当期样本公司的市场收益显著高于市场整体水平，这一情况还持续了一定期间，可能和后续的减持行为有关。从图5可看出，减持公司的市场收益从Q-2期间就开始显著为正，并在实际减持当期达到最大值，Q1期间的季度收益虽然仍为正，但值很小且没有通过显著性测试，Q2期间市场收益开始下降。这表明，减持期间样本公司股票的获利能力是高于市场整体水平的，之后由于信息

40、披露等原因，投资者修正了对公司的价值判断，股价开始转而走低。图6 解禁事件市场收益比较（BH） 图7 减持事件市场收益比较（BH）表7 激进组/稳健组Q0期间市场收益比较分组Q0均值Levenes Test forEquality of Variancest-test for Equality of MeansFSig.tSig. (2-tailed)解禁CAR稳健组0.0337636.5660.012-2.0790.040激进组0.169322-2.0790.040BH稳健组0.0124795.5420.020-1.9820.050激进组0.172248-1.9820.050减持CAR稳健组

41、0.0900033.2900.072-1.7580.081激进组0.207776-1.7640.081BH稳健组0.1092024.1090.045-1.6740.097激进组0.260429-1.6790.096为进一步检验盈余管理程度对相应期间市场收益的可能影响，研究对不同盈余管理水平的样本公司的市场收益进行比较。研究首先对样本公司在T0期间的DA进行三分位分组，DA值位于前1/3区间的样本公司，定义为稳健型公司，DA值位于后1/3区间的样本公司，定义为激进型公司，继而对这两组公司的市场收益进行比较。图6、图7分别是解禁和减持事件里两组公司市场收益比较，表7列示了解禁、减持事件里两组公司在

42、Q0期间市场收益的比较情况。从图6和图7可看出，不论解禁还是减持事件，虽然两组公司在Q-2和Q-1期间的市场收益没有显著的差异性，但是在Q0期间激进组的市场收益开始显著大于稳健组，这个趋势一直延续到后续期间。表7的配对样本T检验结果也显示，就解禁事件而言，Q0期间激进组的市场收益在0.05的水平上显著大于稳健组，就减持事件而言，Q0期间激进组的市场收益在0.1的水平上显著大于稳健组。操控性应计的值越大，相应期间的市场收益也就越高。这些结果初步检验出，盈余管理的程度与相应期间股价的市场表现正相关。（二）回归分析表8 模型（1）回归结果解禁减持Constant-0.093-0.137*（-1.55

43、1）（-2.583）Transaction0.014*0.067*（2.109）（3.425）Lev-0.028*-0.036*（-2.213）（-3.250）Size0.005*0.008*（1.891）（3.088）CFO-0.868*-0.949*（-20.408）（-21.937）DA-1-0.1180.076*（-1.104）（2.032）E+1-0.006-0.006（-1.032）（-0.329）QUA控制控制F52.554*58.278*Adj. R20.6810.679Number219245* 在0.01的水平上显著；* 在0.05的水平上显著；* 在0.1的水平上显著；括

44、号内为t值。表9 模型（2）回归结果解禁减持CARBHCARBHConstant-0.293*-0.457*-0.143-0.195（-2.155）（-2.604）（-1.113）（-1.138）DA1.071*1.341*0.981*1.148*（3.135）（3.036）（2.685）（2.356）ROA4.875*7.266*0.817*0.797*（2.700）（3.114）（2.047）（1.497）B/M-10.361*0.486*0.259*0.301*（2.316）（2.410）（1.719）（1.499）QUA控制控制控制控制F16.920*14.338*11.023*9.881*Adj. R20.3060.2690.1980.180Number219219245245* 在0.01的水平上显著；* 在0.05的水平上显著；* 在0.1的水平上显著；括号内为t值。表8列示了模型（1）的回归结果，从表中可看出，解禁和减持事件中，样本公司在特定期间的操纵性应计与相应期间的解禁或减持规模都存在显著的正相关关系。这表明，样本公司为了配