| 本文采用第二至第十大股东持股比例之和作为股权制衡度的衡量指标。因此，本文提出假设六：第二至第十大股东持股比例之和与盈余管理大小正相关。
二、样本选取
考虑到本文研究的是股权分置改革后的资本市场情况，因此本文选取2006年至2009年为研究的时间范围，按照证监会行业分类标准，本文选取制造业为研究的空间范围。考虑到上市的制造业公司大多数由国有企业改制而来，且公司管理制度经过多年磨合而日趋完善，加之上市的制造业企业数据虽然多但是获得数据并不困难，在做实证研究部分时结果更加显著。为保证研究结果的准确性和客观性，在数据选择过程中剔除了以下样本：（1）ST类上市公司；（3）当年新上市公司；（4）相关数据确实或异常的公司。经过数据处理后，在2006年至2009年间，共获得1860个样本。这些数据主要来自北京聚源锐思数据科技有限公司RESSET数据库、股权分置改革专网以及中国证监会网站。
本文所使用的统计以及数据处理软件为SPSS17.0和Excel。其中，基本数据处理使用了Excel软件，变量回归分析使用了SPSS统计软件。
三、变量选择
（一）因变量
本文采用加入线下项目进行修正后的Jones模型计算出的可操控性应计净利润（DA）作为盈余管理程度的衡量指标。具体计算方法如下：
TA=NI-CFO（1）
其中，TA表示i公司总应计利润，NI表示i公司净利润，CFO表示i公司的经营净现金流量。
 （2）
其中， 表示第t期主营业务收入与第t-1期主营业务收入之差； 表示第t期应收账款与第t-1期应收账款之差； 表示第t期固定资产价值； 表示第t期存货净额与第t-1期存货净额之差； 表示第t期线下项目与第t-1期线下项目之差，IBL=投资收入+营业外收入-营业外支出； 表示第t-1期期末总资产， 是随机误差项。
 （3）
其中， 为第t期非可操纵性应计利润；通过普通最小二乘法计算出（2）式中6个系数，然后将6个系数代入（3）式中计算得出非可操作性应计利润。最后将计算出的NDA和TA代入（4）式计算得出可操纵性应计利润(DA)。
DA=TA-NDA(4)
（二）自变量
本文选择国家股比例、法人股比例、高管持股比例、流通股比例、第一大股东持股比例、第二至第十大股东持股比例作为自变量。具体变量定义如见表1。
表1自变量定义
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变量名称
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变量定义
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国家股比例（STATE）
法人股比例(LP)
高管持股比例（MANAGER）
流通股比例（TRADABLE）
第一大股东持股比例（CR1）
第二至第十大股东持股比例（CR2-5）
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国家股股数/总股数
法人股股数/总股数
高管持股数/总股数
流通股股数/总股数
第一大股东持股数/总股数
第二至第十大股东持股数之和/总股数
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（三）控制变量
表3控制变量定义
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变量名称
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变量定义
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资产负债率（DEBT）
公司规模 (INSIZE)
净资产收益率（ROE）
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公司期末负债总额/期末总资产
公司期末总资产对数值
净利润/净资产
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四、模型设计
（一）股权构成与盈余管理关系的回归模型
|DA|=α+α*STATE+α*LP+α*MANAGER+α*TRADABLE+α*DEBT+α*INSIZE+α*ROE+ε（4）
由于国家股比例、法人股比例、高管持股比例、流通股比例不存在多重共线性，因此把这四个变量放在一个模型中进行回归分析。
（二）股权集中度与盈余管理关系的回归模型
|DA|=α+α*CR1+α*CR2-5+α*DEBT+α*INSIZE+α*ROE+ε（5）
以上模型的盈余管理程度采用可操纵性应计利润的绝对值来衡量，是考虑到计算出的DA值有正负之分，因此用绝对值的形式来衡量出盈余管理的程度。
五、实证结果及分析
通过SPSS软件对处理后数据进行回归，模型4和模型5的回归结果整理如下：
表3股权构成与盈余管理关系的回归结果
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变量
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系数
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t值
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|
常数项
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-0.016779
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-0.403256
|
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STATE
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0.047157
|
4.958868***
|
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LP
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0.051585
|
4.480372***
|
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MANAGER
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-0.072969
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-0.528082
|
|
TRADABLE
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0.032484
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1.832017*
|
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DEBT
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-0.034026
|
-3.204938***
|
|
INSIZE
|
-0.001152
|
-0.620750
|
|
ROE
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0.018363
|
4.121940***
|
|
F值 9.295959***
|
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AdjR2 0.030292
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注：*，**，***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著，以下同。
表4股权集中度与盈余管理关系的回归结果
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变量
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系数
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t值
|
|
常数项
|
0.027225
|
0.854887
|
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CR1
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0.028647
|
2.487355**
|
|
CR2-10
|
0.038899
|
2.898354**
|
|
DEBT
|
0.035589
|
4.096362***
|
|
INSIZE
|
-0.000675
|
-0.434405
|
|
ROE
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-0.004744
|
-1.298031
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|
F值 5.735579***
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AdjR2 0.012577
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从表3和表4中，我们可以发现无论是股权构成还是股权集中度，他们与盈余管理回归的结果中，修正可决系数都比较低。这是利用琼斯模型计算可操纵性应计利润的显著特点。由于应计利润本身包含的项目比较多而且非常复杂，而利用最小二乘法回归计算出的可操纵性应计利润是整体的应计利润基础上来考虑的，而不是在某一个项目上来考虑的，所以可决系数较低，但是反映方程整体的回归效果的F值是显著的。
从以上的回归结果中，我们可以得出以下结论：
（1）国家股比例与盈余管理大小显著正相关，这与假设1相符。说明国有股减持有利于抑制企业进行盈余管理。
（2）法人股比例与盈余管理大小显著正相关，这与假设2一致，证明了在上市公司中法人股股东并没有发挥对企业的有效监督和控制。
（3）高管持股比例与盈余管理大小不相关，这与假设3一致，虽然从结果上看高管持股比例与盈余管理大小不显著，但是仍然可以发现高管持股比例与盈余管理大小反向变动，说明上市公司股东对高管才用股利的激励政策将有助于减少企业的盈余管理行为。
（4）流通股比例与盈余管理大小正相关，这与假设4一致。说明股权分置改革后，非流通股转变为流通股，降低了大股东侵占中小股东权利，使得股东利益一致，但是却没有减少企业进行盈余管理的行为。
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