公司治理对盈余管理影响的实证研究(3)

６．９０Ｅ一０６（Ｏ．３９６２）

Ｏ．０００７４（Ｏ．２０３５）

Ｏ．５４３９０Ｏ．３９０８０３．５５４０００．００００

Ｏ．５５０１０Ｏ．３９８８０３．６３６００Ｏ．００００

０．５４４０Ｏ．３９１９３．５６４５７Ｏ．００００

Ｒ２Ｏ．３８７８３．５２００Ｏ．００００

Ｆ检验Ｐ值

注：括号外数字为该变量的估计系数，括号内为该系数的显著性水平

７０

好文章

王虹，毛道维，李恒：公司治理对盈余管理影响的实证研究

２００９年第６期

１．分别按解释变量进行的样本整体回归结果与分析。由表５可以看出，所有模型的判定系数Ｒ２均大于ｏ．５，调整判定系数ＡｄＲ２均接近ｏ．４，Ｆ检验值均大于３．５，显著性水平均为Ｏ．０００００。说明模型拟合效果较好。

从解释变量的系数和显著性水平可知。（１）董事会规模与盈余管理程度呈不显著的负相关关系，

假设一得到验证。即较大规模的董事会在一定程度上有利于控制盈余管理。本文的结果与张逸杰

等［１２］的结论基本一致。（２）两职合一与盈余管理程度呈显著负相关关系，假设二在采用全部样本的

模型中未得到验证，需要结合调增利润、调减利润的结果进一步讨论。（３）独立董事比例与盈余管理

程度呈不显著正相关关系，与假设三相反。与以往大多数研究得出结论不一致的是，本次研究发现，随着独立董事人数在董事会比例的增加，上市公司盈余管理程度反而有增无减。这说明我国目前独立董事制度在实际执行时存在漏洞。独立董事只有形式上的独立，其产生机制却并不具备本质上的“独立”，往往是受上市公司董事会或管理层的邀请，再取得形式上的独立。（４）股权集中度与盈余管理程度呈现显著的正相关关系。为验证股权集中度与盈余管理是否存在“Ｕ”型关系，我们采用了二次方程进行验证，结果并没有“Ｕ”型关系存在。假设四未能完全得到验证。（５）董事会会议与盈余管理程度呈不显著的正相关关系，说明董事会次数的增加并没有降低盈余管理的程度，假设五未能得到验证，也需要结合调增利润、调减利润的结果进一步讨论。

从三个控制变量的系数和显著性水平可知，资产负债率与盈余管理程度呈显著的正相关关系，说

明资产负债率越高的企业越存在通过盈余管理调增利润的可能性。资产对数值与盈余管理程度呈显著

的负相关关系，说明规模越大的企业盈余管理程度越低，这与杜江［１７］的结论相同。我们认为，对于

规模大的企业除了广受关注、监管严厉影响其进行盈余管理外，从盈余管理的动机也可以解释：即规模大的企业一般是国有控股的大型上市公司，具有规模经济效益，或者可以影响政府的政策制定获得制度性好处（如成品油的定价机制确定），因而较少具有调增利润的需求；同时，对大型企业的管理层来讲，盈利状况好证明了自己的能力，调减利润带来的税务好处也不归管理层，因此较少具有调减利润的动机。ＲＯＥ虽然与盈余管理程度呈正相关，但显著性水平很低，原因可能在于与盈余管理动机的结合不够紧密。根据杨旭东、莫小鹏［１８］的研究，ＲＯＥ对盈余管理的影响与配股政策的变化密切

相关，因而出现了ｌｏ％现象、６％现象、４％～６％现象。本文未对ＲＯＥ与配股、增发政策结合进行

分析，可能是导致显著性水平低的重要原因。

表６盈余管理与公司治理回归分析结果（分别按解释变量进行的调增利润样本回归）模型ｌ

常数项

０．１４６

模型２

Ｏ．０６４

模型３

一Ｏ．０２８（Ｏ．６９１）

Ｏ．０３９

模型４

Ｏ．０１６

模型５

Ｏ．１６６

模型６

一０．０３０（Ｏ．２９５）

０．０４０

（Ｏ．ＯＯＯＯ）

０．０３９

（Ｏ．００００）

Ｏ．０４０

（Ｏ．７０３）

Ｏ．０４０

（Ｏ．１１７）

Ｏ．０４０

ＤＥＢｌ

（Ｏ．ＯＯＯＯ）

０．０２１

（Ｏ．００００）

Ｏ．０２１

（Ｏ．００００）

Ｏ．０２０

（０．００００）

Ｏ．０２１

（Ｏ．００００）

Ｏ．０２１

（Ｏ．００００）

０．０２１

ＲＯＥ

（０．００００）—Ｏ．００１（Ｏ．９５２０）一Ｏ．００８（Ｏ．０６８０）

（Ｏ．Ｏ０００）一Ｏ．００２（Ｏ．９２６０）

（Ｏ．０００）一Ｏ．００１（Ｏ．９７６）

（０．００００）

Ｏ．００１

（Ｏ．００００）

Ｏ．００２

（Ｏ．００００）一Ｏ．００２（０．９０８０）

ＬＮＡＳ

（Ｏ．９６５）（Ｏ．９２ｌＯ）

Ｍ舳

ＳＡＭ旺

Ｏ．１０２

（Ｏ．００１０）

０．２９５

ＤＵＬｌ

（Ｏ．１２６）

０．００１

ＭＡＤｉ

（Ｏ．１０６）

一Ｏ．００５（Ｏ．２１８）

７１

好文章

四川大学学报（哲学社会科学版）总第１６５期

～队Ｄ巾２

ＢＯＭＥＲｚ

ＡｄＲ２

Ｏ．１５５Ｏ．１５２６０．４０２０．０００

Ｏ．１６０Ｏ．１５７６２．７４５Ｏ．ＯＯＯ

０．１５４Ｏ．１５２６０．１０６０．０００

０．１５４０．１５２６０．１８９０．０００

５．２６Ｅ一００５（０．１２４）

Ｏ．００５

（０．０４５０）

Ｏ．１５６０．１５３４８．６７６０．０００

Ｏ．１５５Ｏ．１５３６０．６０９０．０００

Ｆ检验Ｐ值

注：括号外数字为该变量的估计系数，括号内为该系数的显著性水平

２．分别按解释变量进行的调增利润样本回归结果与分析。由表６可知，所有模型的判定系数Ｒ２

和调整判定系数ＡｄＲ２虽然较低，但Ｆ检验值均较高，显著性水平均为ｏ．ｏｏｏ。说明模型拟合效果较好。

从调增利润解释变量的系数和显著性水平可知：（１）董事会规模与盈余管理程度呈显著的负相关

关系，假设一进一步得到验证。即对于调增利润的盈余管理行为，较大规模的董事会更有约束力。（２）两职合一与盈余管理程度呈显著正相关关系，假设二得到验证。说明对于调增利润的企业，董事长、总经理两职分离更有利于约束其虚增利润。（３）独立董事比例与盈余管理程度呈不显著正相关关

系，再次证明独立董事对于控制企业盈余管理行为失效。（４）股权集中度与盈余管理程度呈现显著的

正相关关系。股权集中度与盈余管理程度的“Ｕ”型关系不显著。（５）董事会会议与盈余管理程度呈

显著的正相关关系。说明对于调增利润的公司，董事会会议次数的增加并没有降低盈余管理的程度，反而是增加了盈余管理程度。根据这个结果，似乎可以合理推断：对于需要调增利润的企业来讲，如

何通过盈余管理避免亏损、提升盈利水平成为了董事会的重要议题。

从三个控制变量的系数和显著性水平可知，资产负债率与盈余管理程度仍然呈显著的正相关关

系。资产对数值与盈余管理程度关系不显著，且方向不一致。ＲｏＥ与盈余管理程度呈显著的正相关

关系。这两个控制变量与盈余管理关系与全部样本相比发生了变化，我们认为根本的原因在于盈余管理动机的作用。说明对于有调增利润压力或动机的企业，监管约 …… 此处隐藏：1122字，全部文档内容请下载后查看。喜欢就下载吧 ……