一、引言
在股权分置改革后限售股份解禁前，大小股东不能在公开市场上减持或增持限售股
而大小非一旦解禁，限售股份的流通权即刻发生质的变化，大小股东希望其股价走向能与其减持或增持的目标一致，股价是与上市公司年报盈余状况正相关的，所以大小非股东有动机对其持股的上市公司进行盈余管理，做高正向盈余利于减持套现以获得超额投资收益，做低负向盈余利于有增强控股权目的大股东收购增持，1月至5月解禁的上市公司股价受其年报盈余状况影响较大
基于会计盈余的有用性，会计盈余信息具有经济后果，加之利益相关者之间的信息不对称，上市公司有自利和机会主义行为，大小非解禁上市公司的盈余管理行为应运而生
二、研究假设
有效市场理论认为，金融市场上的预期等于运用所有可知信息作出最佳预测，它是理性预期理论在证券定价上的应用
信号理论认为高质量的公司将通过传递信号将其与那些低质量的企业区别开来，市场也会做出积极的反应，这些公司的股票价格将会上涨，而那些不披露的企业则被认为是有不好的消息，其股价将会下降
诸如权益保值率、审计质量、资本结构、股利政策、会计政策的选择等均具有信号的性质
从减持市值占解禁市值的比例来看，“小非”减持的比例明显要高于“大非”，这主要是由于“大非”往往要更多地考虑到控制权的问题，所以并不能像小非股东那样大比例的减持手中的股份
影响非流通股减持的主要因素由于“大非”和“小非”对于控制权要求的不同，影响其减持的因素不尽相同；此外，按照持股人主体性质的不同，其减持动力和影响因素也有很大的差别
故提出：假设一有大小非解禁的上市公司盈余管理程度较大；
假设二大小非解禁比例高的上市公司盈余管理程度更高
三、研究设计
1、数据来源与样本筛选
本文选取2006—2007年我国沪深两市的全部A股上市公司为研究样本
鉴于我国上市公司盈余管理的动因是多方面的，而本文考察的重点是以大小非解禁增持减持为动机的盈余管理行为，为尽可能避免非大小非解禁增持减持动因的盈余管理对本研究所产生的“噪音”影响，有效提高模型中盈余管理测度的精确性和实证结果的有效性，确定总体研究样本为810个公司年度观测值，其中2006年样本数为434家，2007年样本数为431家
数据来源于Wind数据库
2、检验模型
本文采用修正后的横截面 Jones 模型来计量上市公司利用可操纵应计项目进行盈余管理的程度：
TAt/At-1=α1(1/At-1)+α2[(△REVt-△RECt)/At-1)+α3(PPEt/At-1)+α4(IAt/At-1)+ξt
可操纵应计利润DAt/At-1=ξt=TAt/At-1-NDAt/At-1
利用上述方法得到各年操纵性应计额的统计值
四、研究结果及分析
1、可操控性应计利润DA检验
我们对在2008年1至5月大小非解禁的431个样本与712个对照样本的2007年可操控性应计利润进行了独立样本T检验和非参数检验
解禁组操控性应计利润DA的均值是0.00555，对照组均值是-0.00111，差异为0.00444，T值为-0.696，Sig为0.486，结果不显著;解禁组DA中位数是0.00019，对照组中位数是-0.00895，差异为0.00913，Z值为-1.621， 显著性水平为0.105，结果不显著；综合上述两个检验结果，总体不显著
综合上述两个检验结果，总体不显著
原因分析如下：基本面好的上市公司大股东为增强控股目的进行负向调低盈余，以增持股权，而基本面不好，已高估值的上市公司可能正向调高盈余，以减持套现，正负向操控盈余的样本混合在一起检验，导致结果不显著
所以下面我们将正向和负向操控性利润样本分开与相应的样本分别比较
对操控性应计利润按正负符号分为正向DA样本和负向DA样本，2007年年报大小非解禁组有正向DA样本217家和负向DA样本214家，2007年报对照组有正向DA样本409家和负向DA样本490家
表1-2对解禁组217家正向DA与对照组409家正向DA进行了独立样本T检验和非参数检验，均值差异为0.02186，T值为-1.339，显著性水平为0.181，T检验结果不显著；中位数差异为-0.00767，Z值为-1.013，显著性水平为0.312，非参数检验结果不显著；综合总体不显著，但比未正负分组前显著程度要高
表1-6对在2008年1至5月大小非解禁的214个负向操控性应计利润样本与490个负向操控性应计利润对照样本进行了独立样本T检验和非参数检验
综合两个检验结果，总体不显著
原因是在1至5月合并解禁比例占总股本比例不同，管理盈余动机不同
5%，10%是持股比例临界阈值点，将217家解禁正向和214家负向DA样本分别细分为持