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［摘 要］ 本文以2005年我国A股上市公司的公司治理和财务数据为基础，实证检验了股权结构、治理机制与盈余管理水平之间的关系。结果表明，盈余管理与股权集中度、控股股东性质、董事会规模(公司法规定的合理范围内)、独立董事的比例、管理者薪酬显著负相关。为了抑制上市公司的盈余管理行为，应当改善公司股权结构，加强董事会的独立性，强化对管理者的激励措施，优化上市公司的质量。
［关键词］ 盈余管理；股权结构；治理机制；董事会
［中图分类号］F275［文献标识码］A［文章编号］1673-0194（2008）16-0057-04
盈余管理现象的普遍存在已是一个不争的事实。许多学者对此从各个方面进行了实证研究，如管理人员报酬计划、债务契约、股票发行、公司治理、资源配置、市场反应等。Trueman and Titman（1988）认为盈余管理是为了更低的收益变动（lower variance income）；Schipper K.（1989）则认为主要是因为契约摩擦（contracting friction）和信息沟通受阻（blocked communication）。Healy 和Wahlen（1999）认为盈余管理是“管理当局在编制财务报告和规划交易的过程中运用个人判断来改变财务报告的数字，达到误导那些以公司的经营业绩为基础的利益关系人的决策或者影响那些以会计报告的数字为基础的契约结果的目的”。
陆建桥（2002）将盈余管理定义为：企业管理人员在会计准则允许的范围之内，为了实现自身效用的最大化和企业价值的最大化作出的会计选择。黄志忠（2003）认为“盈余管理是指当管理当局运用职业判断编制财务报告和通过规划交易以变更财务报告时，旨在误导那些以公司的经济业绩为基础的利益关系人的决策或者影响那些以会计报告数字为基础的契约的后果的行为”。
国外常用的盈余管理计量方法是应计利润分离法，在盈余管理的实证研究中，通常用操纵性应计利润指标DA反映公司盈余管理水平。本文研究股权结构和治理机制对盈余管理的影响。
一、 文献回顾和研究假设
1998年世界经济合作与发展组织（OECD）颁布的
《OECD公司治理原则》指出，公司治理的功能在于解决代理问题和利益冲突问题。一方面，公司治理要保证公司管理层能够最大限度地从维护投资者利益的角度出发经营公司，避免盈余管理行为的滥用。另一方面，公司治理要解决“股东如何保证非持股管理者的利益问题”。因此，如何实现对管理层盈余管理行为的制约，成为现代公司治理研究的重要课题。
（一）股权结构与盈余管理的关系
Shleifer and Vishney（1986）认为股权的集中或控股股东的存在会降低管理者机会主义的幅度，减少股东和管理者之间的代理冲突。许多研究将控股股东持股比例与股权集中度结合在一起，认为控股股东通过公司治理过程能约束和监督管理者。刘立国、杜莹（2003），梁杰等（2004）研究表明，股权集中度与财务报告舞弊显著负相关。但是蔡吉甫（2007），蔡宁、梁丽珍（2003）认为，股权集中度越高的上市公司越容易发生财务舞弊。本文用赫芬达尔指数（Herfindahl）即前三大股东持股比例的平方和，描述公司的股权集中度，本文提出假设1：股权集中度与盈余管理水平负相关。
刘立国、杜莹（2003）认为，当上市公司的第一大股东为国有资产管理局时，公司更有可能发生财务报告舞弊。聂长海等（2003）研究发现，第一大股东为国有行政性单位的上市公司较第一大股东为非行政单位的上市公司的综合业绩要差；而且，当第一大股东为国有资产管理局、行政机构或国有资产经营公司等非生产经营单位时，由于其较弱的监督动力，公司更容易进行盈余管理。而蔡宁、梁丽珍（2003）通过实证研究证明，控股股东性质与财务舞弊并不存在显著相关性。本文提出假设2：控股股东为国有股份性质，盈余管理动机更大。
（二）董事会结构与盈余管理的关系
董事会作为一种治理机制，通常是作为股东的代表监督管理层以控制包括盈余管理在内的代理问题。Fama and Jensen（1983）指出董事会人数较少监管更有效，因为董事会规模较大也就更多地注重“礼节”，从而比较容易受到CEO的控制；另一方面，董事会规模较大则可以给公司提供更好的社会关系和经验知识。Beasley（1996），Dechow等（1995）研究发现，董事会规模越大，有效监督管理层的可能性越低，管理者更有可能从事盈余管理。因此，本文提出假设3：董事会规模与盈余管理水平正相关。
在董事会规模给定的前提下，董事会独立性是影响董事会监督效率的关键。Jensen（1993）证实了独立董事能有效地监督经营者的机会主义行为。Beasley（1996）发现独立董事比例较高的公司发生财务报表欺诈的可能性更小。Dechow等（1995）和Peasnell等（2005）研究也发现，董事会中独立董事的比例越高，董事会对管理层的盈余管理行为约束越强。我国在2001年引入独立董事制度，独立董事因为其良好的专业背景，比起其他董事，被认为更能起监督作用；并且基于“声誉”的影响，独立董事也有动力监督公司和为公司发展献计献策。因此，本文提出假设4：独立董事比例与盈余管理水平负相关。
董事会独立性的另一个表现在于董事长和CEO的两职分离上。如果CEO和董事长由一人担当，董事会作为公司治理机制的功能将大打折扣，损害了董事会对管理层的监督能力。Fama and Jensen（1983）的实证研究发现，如果董事长和CEO两职合一时，容易导致公司发生盈余管理。王俊秋、张奇峰（2007）实证研究发现，董事长和CEO两职合一会影响内部监控和信息披露质量，两职合一与公司内部监控存在负相关关系。经分析，本文提出假设5：董事长和CEO两职合一与盈余管理水平正相关。
（三）管理者报酬与盈余管理的关系
由于委托代理关系的存在，Cheng（2005）进一步分析了存在管理层利益壕沟（managerial entrenchment）的企业，高管薪酬对盈利企业的业绩敏感度更高，而对亏损企业的业绩敏感度更低。杜兴强、温日光（2006）研究发现，具有适当信息含量的激励机制和薪酬能够很好地激励高层管理当局与企业利益目标尽可能趋同，从而减少盈余管理的动机，提高会计信息质量。王建新（2007）研究发现，公司管理层报酬在一定程度上激励其为实现股东财富最大化的目标而努力工作。随着中国上市公司内部薪酬制度的不断完善，诸如经理人员和技术骨干股票期权激励制度的引入，内部收入差距也在不断地拉大，在一定程度上显著地正面激励了管理层人员以公司价值最大化为职业目标，减少盈余管理行为。因此本文提出假设6：管理层薪酬水平与盈余管理水平负相关。
Jensen and Meckling（1976）应用代理理论，提出管理者持股有助于管理者和外部股东的利益趋同，减少管理者在职消费、剥夺股东财富和进行其他非价值最大化行为的动机。但由于中国制度的某些特殊性，闫绪奇（2006），肖作平（2004）统计发现，中国上市公司管理者持股比例普遍偏低，管理者持股对代理成本和盈余管理的影响可能不够显著。因此，本文提出假设7：管理者持股与盈余管理不呈显著关系。
二、 样本选取和研究设计
（一）研究样本和数据来源
本文以2005年我国A股上市公司作为研究对象，应用沪深两市上市公司的截面数据，对盈余管理中的公司治理因素进行研究。截至2005年底，沪深两市共有1 347家A股上市公司。为了满足研究需要，剔除了金融类公司和数据不全的样本，共得到1 342家样本公司。样本观察值的所有股权结构数据、治理结构数据和财务数据均来源于CSMAR数据库。文中相关数据采用Stata10.0进行统计分析。
（二）盈余管理水平的衡量
国外常用的盈余管理计量方法是应计利润分离法，在盈余管理的实证研究中，通常用操纵性应计利润指标DA反映公司盈余管理水平。Jones模型和截面修正的Jones模型能更好地揭示公司的盈余管理水平。
DAi = TAi /Ai - NDAi（1）
NDAi = a1（1/Ai） a2（ΔREVi-ΔRECi）/Ai a3（PPei /Ai）（2）
TAi /Ai = a′1（1/Ai） a′2（ΔREVi/Ai） a′3（PPei /Ai） ei（3）
TAi是公司i的总应计利润，为公司净利润NIi与经营现金流量OCF之差；Ai是公司i上期期末总资产；NDAi是经过上期期末总资产调整后的公司i的非操纵性应计利润；ΔREVi是公司i当期主营业务收入和上期主营业务收入的差额；ΔRECi是公司i当期应收账款和上期应收账款的差额；PPei是公司i当期期末厂房设备等固定资产的价值； a1、a2、a3，a′1、a′2、a′3是行业特征参数，ei为误差项。
（三）研究模型与变量说明
根据以上理论分析，我们构建如下多元回归模型来检验研究假设：
abs_da=α β1herf_top β2gov β3num_d β4por_id β5ceo_dua β6ln_sala_t3 β7por_exce_sh β8roa β9 size_s ε
其中，α为截距项，β1～β9为回归系数，ε为随机误差项。
模型中各变量含义如下：
1． 被解释变量
abs_da是用截面修正的Jones模型计算的操纵性应计利润的绝对值，代表上市公司盈余管理的程度或水平。使用绝对值的原因是由于盈余管理分为调增和调低利润两种情况，在不能明确预测盈余管理的方向时，使用操纵性应计利润的绝对值衡量上市公司的盈余管理行为应该更合适。
2． 解释变量
herf_top是赫芬达尔指数，表示股权集中度，等于前三大股东持股比例的平方和；gov是虚拟哑变量，表示控股股东是否为国有性质，当是国有时为1，否则为0；num_d是董事会规模（人数）；por_id是独立董事的比例；ceo_dua是虚拟哑变量，当董事长与CEO两职合一时取1，否则取0；ln_sala_t3是前三高管薪酬的对数，这里高管统指董事会、监事会和管理层中的高层管理人员；por_exce_sh是管理层持股比例。
3． 控制变量
roa是总资产收益率；size_s是以主营业务收入来衡量的公司规模，等于公司主营业务收入的自然对数。
三、实证结果与分析
（一）数据描述
表1是对样本公司各变量特征情况的描述。
表1 变量的描述性统计
首先从操纵性应计利润的绝对值abs_da来看，平均值为0.752 6，最小值为0.001 1，最大值为8.532 5，其标准差为0.7，说明不同公司可操纵性应计利润差异较大，各公司盈余管理水平差异很大。
在股权结构的解释变量中，股权集中度herf_top的平均值为0.211 9；gov均值为0.5，表明上市公司具有国有股权性质为半数，这与裘宗舜（2007）研究中gov为0.72有些差异，原因可能是设定dummy变量gov时，对控股股东性质的判定会存在一些误差。
在治理机制的解释变量中，董事会规模num_d，最小值为5人，最大值为19人，平均人数为9.6人，符合我国公司法规定的上市公司董事会规模在5~19人之间，而且平均值与Singh and Davidson Ш（2003）的研究中董事会平均由9.27个成员构成相一致。独立董事比例por_id的平均值为0.35，与我国《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》要求“董事会成员中应当至少包括1/3独立董事”相一致；也与世界经济合作与发展组织（OECD）1999年调查的独立董事比例（英国0.34，法国0.29）基本一致，但与美国的0.62有一定差异（美国没有监事会，监督工作主要有董事会中的独立董事担任）。关于CEO与董事长两职合一，ceo_dua的均值为0.11，表明大多数上市公司是两职分离的情况。前三高管薪酬之和的对数ln_sala_t3d的均值为13.9。管理者持股比例por_exce_sh，最小值为0，最大值为32%，平均值0.028%，低于肖作平（2006）研究中的管理者持股比例（0.675%），表明由于我国制度中的特殊性，上市公司管理者持股比例普遍偏低，并且远低于Singh and Davidson Ш（2003）的研究中管理者持股比例的均值（15.62%）。
在控制变量中，总资产收益率roa的平均值为
-0.023 4，显示上市公司收益情况不够乐观。公司规模size_s平均值为20.51，与王泽霞（2006）研究中的公司规模均值（20.36）基本一致。
（二）多元回归分析
现在我们对设计模型进行多元回归分析，见表2。
首先，我们分析股权变量，股权集中度herf_top与盈余管理在10%的水平上负相关，但不显著，这表明前三大股东的股权集中度越高，一定程度上可操纵性应计利润越小，盈余管理水平越低，与假设1相符。第二，控股股东性质gov，即是否为国有控股股东，与盈余管理在1%的水平上显著负相关，假设2未通过检验。第三，董事会规模num_d与盈余管理在1%的水平上显著负相关，假设3未通过检验。我国公司法规定，上市公司董事会规模在5~19人之间，这一限制使得董事会规模不够大，没有超过我们理论假设的合理范围。在这一范围内，董事会人数的增加又符合我国公司重大决策多进行“集体决策”的特点，所以对盈余管理有了一定抑制。第四，独立董事的比例por_id与盈余管理在5%的水平上显著负相关，与假设4相符。表明独立董事的比例越高，可操纵性应计利润越少，有效抑制了盈余管理水平。第五，董事长与CEO两职合一，ceo_dua与盈余管理没有显著相关关系，这与假设5不相符。可能与CEO与董事长两职合一均值较低有关。第六，管理者薪酬ln_sala_t3与盈余管理在1%的水平上显著负相关，这与假设6相符。这说明公司管理层报酬在一定程度上激励其为实现股东财富最大化的目标而努力工作，有效抑制了盈余管理行为。第七，管理者持股比例por_exce_sh与盈余管理的相关性关系不显著，这与假设7相符。这说明由于特殊的制度环境，中国上市公司管理者持股比例普遍偏低，股权激励对管理者的激励作用不是很大。
表2 股权结构、治理机制与盈余管理的回归分析结果
注：***，**和*分别表示在0.01，0.05和0.10水平以下统计显著；*** num_d，ln_sala_t3，gov，roa，size_s，常数；** por_id； * herf_top。
四、研究结论与建议
（一）研究结论
本研究基于这样一个前提：高效率的公司治理机制因能够对管理者和控股股东的机会主义行为构成有效约束而减少公司的盈余管理问题。本文以2005年我国A股上市公司的公司治理和财务数据为基础，实证检验了股权结构、治理机制与盈余管理水平之间的关系。我们发现，盈余管理与股权集中度、控股股东性质、董事会规模（公司法规定的合理范围内）、独立董事的比例、管理者薪酬显著负相关，而且这些相关关系并非由于样本选择的偏差所致。这说明股权结构、治理机制显著地影响了盈余管理行为。我国上市公司股权结构的不合理性、治理结构的缺陷性，导致盈余管理行为频繁发生。占有信息优势的公司管理层（信息优势）在和公司利益相关者（信息劣势）签订基于会计数据的契约时，可获得非正常收益，可在一定程度上侵害利益相关者的利益并扰乱资本市场的秩序，并间接地影响到证监会或其他监管机构的监管行为。
（二）政策建议及研究局限
基于研究分析，我们提出一些政策性的建议。
第一，改善股权结构，提高股权集中度，抑制盈余管理行为。由于我国控股股东为国有控股的上市公司较多，应增加第二、第三非控股股东的持股比例，形成一定程度上对第一大股东的制衡，即改“一股独大”为“多股同大”，防止国家股所有者缺位时导致公司治理缺失和管理舞弊行为的发生。第二，在合理范围内增加董事会成员，加强董事会的独立性，实行CEO与董事长两职分离，建立和完善独立董事制度，充分发挥董事会对管理层的监督职能。第三，建立合理有效的高管薪酬制度，激励高管（包括董事会、监事会和管理层）以企业价值最大化为目标而努力工作，减少盈余管理行为的发生。
整体来说，本文的实证研究证明了股权结构和治理机制对盈余管理的影响因素，改善股权结构、加强董事会的独立性、加强对管理者的激励措施、解决监事会虚化问题，是我们提出抑制上市公司盈余管理行为的具体措施。同时，我们对资本市场提出建议：制定严格科学的公司内控制度，塑造和谐的企业文化以弱化公司道德风险，完善证监会对上市公司的监管依据，规范信息披露制度以压缩盈余管理空间，提高资本市场对盈余管理信息的解读能力。
主要参考文献
［1］ 蔡吉甫. 会计盈余管理与公司治理［J］. 当代财经，2007（6）：109－113.
［2］ 黄志忠. 财务信息与证券市场：经验的分析［M］. 大连：东北财经大学出版社，2003.
［3］ 刘立国，杜莹. 公司治理与会计信息质量关系的实证研究［J］. 会计研究，2003（2）：28－36.
［4］ 王建新. 长期资产减值转回研究［J］. 管理世界，2007（3）：47－50.
［5］ Mark S Beasley. An Empirical Analysis of the Relation between Board of Director Composition and FinanCial Statement Fraud［J］. The AccountingReview,1996，71（4）：443-465.
［6］ E F Fama，M C Jensen. Agency Problem and Residual ClAims［J］． Journal of Law and Economics,1983，26（2）：327-349.
［7］ Jennifer J Jones. Earnings Management During Import Relief Investigations［J］． Journal of Accounting Research，1991，29（2）：193-228.
［8］ Rafael La Porta，FlowrenCio Lopez-de-Silanes，and Andrei Shleifer. CorporateOwnership around the World［J］． Journal of Finance，1999，54（2）：471-517.
［关键词］ 盈余管理；股权结构；治理机制；董事会
［中图分类号］F275［文献标识码］A［文章编号］1673-0194（2008）16-0057-04
盈余管理现象的普遍存在已是一个不争的事实。许多学者对此从各个方面进行了实证研究，如管理人员报酬计划、债务契约、股票发行、公司治理、资源配置、市场反应等。Trueman and Titman（1988）认为盈余管理是为了更低的收益变动（lower variance income）；Schipper K.（1989）则认为主要是因为契约摩擦（contracting friction）和信息沟通受阻（blocked communication）。Healy 和Wahlen（1999）认为盈余管理是“管理当局在编制财务报告和规划交易的过程中运用个人判断来改变财务报告的数字，达到误导那些以公司的经营业绩为基础的利益关系人的决策或者影响那些以会计报告的数字为基础的契约结果的目的”。
陆建桥（2002）将盈余管理定义为：企业管理人员在会计准则允许的范围之内，为了实现自身效用的最大化和企业价值的最大化作出的会计选择。黄志忠（2003）认为“盈余管理是指当管理当局运用职业判断编制财务报告和通过规划交易以变更财务报告时，旨在误导那些以公司的经济业绩为基础的利益关系人的决策或者影响那些以会计报告数字为基础的契约的后果的行为”。
国外常用的盈余管理计量方法是应计利润分离法，在盈余管理的实证研究中，通常用操纵性应计利润指标DA反映公司盈余管理水平。本文研究股权结构和治理机制对盈余管理的影响。
一、 文献回顾和研究假设
1998年世界经济合作与发展组织（OECD）颁布的
《OECD公司治理原则》指出，公司治理的功能在于解决代理问题和利益冲突问题。一方面，公司治理要保证公司管理层能够最大限度地从维护投资者利益的角度出发经营公司，避免盈余管理行为的滥用。另一方面，公司治理要解决“股东如何保证非持股管理者的利益问题”。因此，如何实现对管理层盈余管理行为的制约，成为现代公司治理研究的重要课题。
（一）股权结构与盈余管理的关系
Shleifer and Vishney（1986）认为股权的集中或控股股东的存在会降低管理者机会主义的幅度，减少股东和管理者之间的代理冲突。许多研究将控股股东持股比例与股权集中度结合在一起，认为控股股东通过公司治理过程能约束和监督管理者。刘立国、杜莹（2003），梁杰等（2004）研究表明，股权集中度与财务报告舞弊显著负相关。但是蔡吉甫（2007），蔡宁、梁丽珍（2003）认为，股权集中度越高的上市公司越容易发生财务舞弊。本文用赫芬达尔指数（Herfindahl）即前三大股东持股比例的平方和，描述公司的股权集中度，本文提出假设1：股权集中度与盈余管理水平负相关。
刘立国、杜莹（2003）认为，当上市公司的第一大股东为国有资产管理局时，公司更有可能发生财务报告舞弊。聂长海等（2003）研究发现，第一大股东为国有行政性单位的上市公司较第一大股东为非行政单位的上市公司的综合业绩要差；而且，当第一大股东为国有资产管理局、行政机构或国有资产经营公司等非生产经营单位时，由于其较弱的监督动力，公司更容易进行盈余管理。而蔡宁、梁丽珍（2003）通过实证研究证明，控股股东性质与财务舞弊并不存在显著相关性。本文提出假设2：控股股东为国有股份性质，盈余管理动机更大。
（二）董事会结构与盈余管理的关系
董事会作为一种治理机制，通常是作为股东的代表监督管理层以控制包括盈余管理在内的代理问题。Fama and Jensen（1983）指出董事会人数较少监管更有效，因为董事会规模较大也就更多地注重“礼节”，从而比较容易受到CEO的控制；另一方面，董事会规模较大则可以给公司提供更好的社会关系和经验知识。Beasley（1996），Dechow等（1995）研究发现，董事会规模越大，有效监督管理层的可能性越低，管理者更有可能从事盈余管理。因此，本文提出假设3：董事会规模与盈余管理水平正相关。
在董事会规模给定的前提下，董事会独立性是影响董事会监督效率的关键。Jensen（1993）证实了独立董事能有效地监督经营者的机会主义行为。Beasley（1996）发现独立董事比例较高的公司发生财务报表欺诈的可能性更小。Dechow等（1995）和Peasnell等（2005）研究也发现，董事会中独立董事的比例越高，董事会对管理层的盈余管理行为约束越强。我国在2001年引入独立董事制度，独立董事因为其良好的专业背景，比起其他董事，被认为更能起监督作用；并且基于“声誉”的影响，独立董事也有动力监督公司和为公司发展献计献策。因此，本文提出假设4：独立董事比例与盈余管理水平负相关。
董事会独立性的另一个表现在于董事长和CEO的两职分离上。如果CEO和董事长由一人担当，董事会作为公司治理机制的功能将大打折扣，损害了董事会对管理层的监督能力。Fama and Jensen（1983）的实证研究发现，如果董事长和CEO两职合一时，容易导致公司发生盈余管理。王俊秋、张奇峰（2007）实证研究发现，董事长和CEO两职合一会影响内部监控和信息披露质量，两职合一与公司内部监控存在负相关关系。经分析，本文提出假设5：董事长和CEO两职合一与盈余管理水平正相关。
（三）管理者报酬与盈余管理的关系
由于委托代理关系的存在，Cheng（2005）进一步分析了存在管理层利益壕沟（managerial entrenchment）的企业，高管薪酬对盈利企业的业绩敏感度更高，而对亏损企业的业绩敏感度更低。杜兴强、温日光（2006）研究发现，具有适当信息含量的激励机制和薪酬能够很好地激励高层管理当局与企业利益目标尽可能趋同，从而减少盈余管理的动机，提高会计信息质量。王建新（2007）研究发现，公司管理层报酬在一定程度上激励其为实现股东财富最大化的目标而努力工作。随着中国上市公司内部薪酬制度的不断完善，诸如经理人员和技术骨干股票期权激励制度的引入，内部收入差距也在不断地拉大，在一定程度上显著地正面激励了管理层人员以公司价值最大化为职业目标，减少盈余管理行为。因此本文提出假设6：管理层薪酬水平与盈余管理水平负相关。
Jensen and Meckling（1976）应用代理理论，提出管理者持股有助于管理者和外部股东的利益趋同，减少管理者在职消费、剥夺股东财富和进行其他非价值最大化行为的动机。但由于中国制度的某些特殊性，闫绪奇（2006），肖作平（2004）统计发现，中国上市公司管理者持股比例普遍偏低，管理者持股对代理成本和盈余管理的影响可能不够显著。因此，本文提出假设7：管理者持股与盈余管理不呈显著关系。
二、 样本选取和研究设计
（一）研究样本和数据来源
本文以2005年我国A股上市公司作为研究对象，应用沪深两市上市公司的截面数据，对盈余管理中的公司治理因素进行研究。截至2005年底，沪深两市共有1 347家A股上市公司。为了满足研究需要，剔除了金融类公司和数据不全的样本，共得到1 342家样本公司。样本观察值的所有股权结构数据、治理结构数据和财务数据均来源于CSMAR数据库。文中相关数据采用Stata10.0进行统计分析。
（二）盈余管理水平的衡量
国外常用的盈余管理计量方法是应计利润分离法，在盈余管理的实证研究中，通常用操纵性应计利润指标DA反映公司盈余管理水平。Jones模型和截面修正的Jones模型能更好地揭示公司的盈余管理水平。
DAi = TAi /Ai - NDAi（1）
NDAi = a1（1/Ai） a2（ΔREVi-ΔRECi）/Ai a3（PPei /Ai）（2）
TAi /Ai = a′1（1/Ai） a′2（ΔREVi/Ai） a′3（PPei /Ai） ei（3）
TAi是公司i的总应计利润，为公司净利润NIi与经营现金流量OCF之差；Ai是公司i上期期末总资产；NDAi是经过上期期末总资产调整后的公司i的非操纵性应计利润；ΔREVi是公司i当期主营业务收入和上期主营业务收入的差额；ΔRECi是公司i当期应收账款和上期应收账款的差额；PPei是公司i当期期末厂房设备等固定资产的价值； a1、a2、a3，a′1、a′2、a′3是行业特征参数，ei为误差项。
（三）研究模型与变量说明
根据以上理论分析，我们构建如下多元回归模型来检验研究假设：
abs_da=α β1herf_top β2gov β3num_d β4por_id β5ceo_dua β6ln_sala_t3 β7por_exce_sh β8roa β9 size_s ε
其中，α为截距项，β1～β9为回归系数，ε为随机误差项。
模型中各变量含义如下：
1． 被解释变量
abs_da是用截面修正的Jones模型计算的操纵性应计利润的绝对值，代表上市公司盈余管理的程度或水平。使用绝对值的原因是由于盈余管理分为调增和调低利润两种情况，在不能明确预测盈余管理的方向时，使用操纵性应计利润的绝对值衡量上市公司的盈余管理行为应该更合适。
2． 解释变量
herf_top是赫芬达尔指数，表示股权集中度，等于前三大股东持股比例的平方和；gov是虚拟哑变量，表示控股股东是否为国有性质，当是国有时为1，否则为0；num_d是董事会规模（人数）；por_id是独立董事的比例；ceo_dua是虚拟哑变量，当董事长与CEO两职合一时取1，否则取0；ln_sala_t3是前三高管薪酬的对数，这里高管统指董事会、监事会和管理层中的高层管理人员；por_exce_sh是管理层持股比例。
3． 控制变量
roa是总资产收益率；size_s是以主营业务收入来衡量的公司规模，等于公司主营业务收入的自然对数。
三、实证结果与分析
（一）数据描述
表1是对样本公司各变量特征情况的描述。
表1 变量的描述性统计
首先从操纵性应计利润的绝对值abs_da来看，平均值为0.752 6，最小值为0.001 1，最大值为8.532 5，其标准差为0.7，说明不同公司可操纵性应计利润差异较大，各公司盈余管理水平差异很大。
在股权结构的解释变量中，股权集中度herf_top的平均值为0.211 9；gov均值为0.5，表明上市公司具有国有股权性质为半数，这与裘宗舜（2007）研究中gov为0.72有些差异，原因可能是设定dummy变量gov时，对控股股东性质的判定会存在一些误差。
在治理机制的解释变量中，董事会规模num_d，最小值为5人，最大值为19人，平均人数为9.6人，符合我国公司法规定的上市公司董事会规模在5~19人之间，而且平均值与Singh and Davidson Ш（2003）的研究中董事会平均由9.27个成员构成相一致。独立董事比例por_id的平均值为0.35，与我国《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》要求“董事会成员中应当至少包括1/3独立董事”相一致；也与世界经济合作与发展组织（OECD）1999年调查的独立董事比例（英国0.34，法国0.29）基本一致，但与美国的0.62有一定差异（美国没有监事会，监督工作主要有董事会中的独立董事担任）。关于CEO与董事长两职合一，ceo_dua的均值为0.11，表明大多数上市公司是两职分离的情况。前三高管薪酬之和的对数ln_sala_t3d的均值为13.9。管理者持股比例por_exce_sh，最小值为0，最大值为32%，平均值0.028%，低于肖作平（2006）研究中的管理者持股比例（0.675%），表明由于我国制度中的特殊性，上市公司管理者持股比例普遍偏低，并且远低于Singh and Davidson Ш（2003）的研究中管理者持股比例的均值（15.62%）。
在控制变量中，总资产收益率roa的平均值为
-0.023 4，显示上市公司收益情况不够乐观。公司规模size_s平均值为20.51，与王泽霞（2006）研究中的公司规模均值（20.36）基本一致。
（二）多元回归分析
现在我们对设计模型进行多元回归分析，见表2。
首先，我们分析股权变量，股权集中度herf_top与盈余管理在10%的水平上负相关，但不显著，这表明前三大股东的股权集中度越高，一定程度上可操纵性应计利润越小，盈余管理水平越低，与假设1相符。第二，控股股东性质gov，即是否为国有控股股东，与盈余管理在1%的水平上显著负相关，假设2未通过检验。第三，董事会规模num_d与盈余管理在1%的水平上显著负相关，假设3未通过检验。我国公司法规定，上市公司董事会规模在5~19人之间，这一限制使得董事会规模不够大，没有超过我们理论假设的合理范围。在这一范围内，董事会人数的增加又符合我国公司重大决策多进行“集体决策”的特点，所以对盈余管理有了一定抑制。第四，独立董事的比例por_id与盈余管理在5%的水平上显著负相关，与假设4相符。表明独立董事的比例越高，可操纵性应计利润越少，有效抑制了盈余管理水平。第五，董事长与CEO两职合一，ceo_dua与盈余管理没有显著相关关系，这与假设5不相符。可能与CEO与董事长两职合一均值较低有关。第六，管理者薪酬ln_sala_t3与盈余管理在1%的水平上显著负相关，这与假设6相符。这说明公司管理层报酬在一定程度上激励其为实现股东财富最大化的目标而努力工作，有效抑制了盈余管理行为。第七，管理者持股比例por_exce_sh与盈余管理的相关性关系不显著，这与假设7相符。这说明由于特殊的制度环境，中国上市公司管理者持股比例普遍偏低，股权激励对管理者的激励作用不是很大。
表2 股权结构、治理机制与盈余管理的回归分析结果
注：***，**和*分别表示在0.01，0.05和0.10水平以下统计显著；*** num_d，ln_sala_t3，gov，roa，size_s，常数；** por_id； * herf_top。
四、研究结论与建议
（一）研究结论
本研究基于这样一个前提：高效率的公司治理机制因能够对管理者和控股股东的机会主义行为构成有效约束而减少公司的盈余管理问题。本文以2005年我国A股上市公司的公司治理和财务数据为基础，实证检验了股权结构、治理机制与盈余管理水平之间的关系。我们发现，盈余管理与股权集中度、控股股东性质、董事会规模（公司法规定的合理范围内）、独立董事的比例、管理者薪酬显著负相关，而且这些相关关系并非由于样本选择的偏差所致。这说明股权结构、治理机制显著地影响了盈余管理行为。我国上市公司股权结构的不合理性、治理结构的缺陷性，导致盈余管理行为频繁发生。占有信息优势的公司管理层（信息优势）在和公司利益相关者（信息劣势）签订基于会计数据的契约时，可获得非正常收益，可在一定程度上侵害利益相关者的利益并扰乱资本市场的秩序，并间接地影响到证监会或其他监管机构的监管行为。
（二）政策建议及研究局限
基于研究分析，我们提出一些政策性的建议。
第一，改善股权结构，提高股权集中度，抑制盈余管理行为。由于我国控股股东为国有控股的上市公司较多，应增加第二、第三非控股股东的持股比例，形成一定程度上对第一大股东的制衡，即改“一股独大”为“多股同大”，防止国家股所有者缺位时导致公司治理缺失和管理舞弊行为的发生。第二，在合理范围内增加董事会成员，加强董事会的独立性，实行CEO与董事长两职分离，建立和完善独立董事制度，充分发挥董事会对管理层的监督职能。第三，建立合理有效的高管薪酬制度，激励高管（包括董事会、监事会和管理层）以企业价值最大化为目标而努力工作，减少盈余管理行为的发生。
整体来说，本文的实证研究证明了股权结构和治理机制对盈余管理的影响因素，改善股权结构、加强董事会的独立性、加强对管理者的激励措施、解决监事会虚化问题，是我们提出抑制上市公司盈余管理行为的具体措施。同时，我们对资本市场提出建议：制定严格科学的公司内控制度，塑造和谐的企业文化以弱化公司道德风险，完善证监会对上市公司的监管依据，规范信息披露制度以压缩盈余管理空间，提高资本市场对盈余管理信息的解读能力。
主要参考文献
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