摘要： 公司治理已經(jīng)成為國內(nèi)外學(xué)術(shù)界研究的重要課題。本文選取2010年滬深A(yù)股市場上市公司數(shù)據(jù)，通過實證分析的方法檢驗盈余管理與公司內(nèi)部治理之間的關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上提出完善公司治理結(jié)構(gòu)，抑制企業(yè)盈余管理行為的建議。
關(guān)鍵詞：盈余管理 公司治理 實證檢驗
一、概述
公司治理被認(rèn)為是現(xiàn)代公司制度的產(chǎn)物，是基于所有權(quán)、經(jīng)營權(quán)相分離的基礎(chǔ)上而建立起來的決策、激勵和監(jiān)督約束機(jī)制，試圖解決所有者與經(jīng)營者的委托代理問題（Berle & Means，1932）。盈余管理指管理當(dāng)局運用職業(yè)判斷編制財務(wù)報告和安排交易來改變財務(wù)報告以誤導(dǎo)利益相關(guān)者對公司業(yè)績的理解或者影響以報告會計數(shù)字為基礎(chǔ)的合約的結(jié)果（Healy and Wahlen，1999）。事實上，正是基于委托代理關(guān)系的公司治理，為盈余管理的產(chǎn)生和發(fā)展提供了基本條件。盈余管理通常是由公司高層管理者實施的，而高層管理者來源于公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)。著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家吳敬璉教授（1994）指出：“所謂公司治理，是指由所有者、董事會和高級執(zhí)行人員即高級經(jīng)理人員組成的一種組織結(jié)構(gòu)。完善公司治理結(jié)構(gòu)，就要明確劃分股東、董事會、經(jīng)理人員各自權(quán)力、責(zé)任和利益，從而形成三者之間的制衡關(guān)系?！睂局卫愍M義的理解即是認(rèn)為公司治理就是通過股東大會、董事會、監(jiān)事會及管理層所構(gòu)成的公司治理結(jié)構(gòu)的內(nèi)部治理。本文基于這種狹義意義上的公司治理，選取股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會特征和高管人員持股狀況等研究其對盈余管理行為的影響。
二、理論分析與研究假設(shè)
公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)對高管層實施盈余管理的動機(jī)具有決定性影響。本文基于此，在理論分析的基礎(chǔ)上，提出有關(guān)公司治理結(jié)構(gòu)與盈余管理行為的研究假設(shè)。
（一）股權(quán)結(jié)構(gòu)與盈余管理。股權(quán)結(jié)構(gòu)主要包括股權(quán)集中度和股權(quán)構(gòu)成兩部分。
1.股權(quán)集中度。本文選取第一大股東持股比例和赫爾芬德指數(shù)來度量上市公司股權(quán)集中度。其中，赫爾芬德指數(shù)等于上市公司前10位股東持股比例的平方和。股權(quán)越集中，赫爾芬德指數(shù)越大；反之，赫爾芬德指數(shù)越小。
另外，在我國資本市場中，隨著股權(quán)分置改革的實施，法人股上市流通，公司并購行為不斷出現(xiàn)以及股東大會制度的不斷完善，第2-10大股東可能會聯(lián)合起來對第一大股東產(chǎn)生一定的制衡作用， 2-10大股東持股比例越高，其力量就越強(qiáng)，對盈余管理起到抑制作用。由此假設(shè)：H1：第一大股東持股比例與盈余管理正相關(guān)。H2：赫爾芬德指數(shù)（簡稱H）與盈余管理正相關(guān)。H3：第2-10大股東持股比例與盈余管理負(fù)相關(guān)。
2.股權(quán)構(gòu)成。股權(quán)構(gòu)成主要包括國有股、法人股和社會流通股。本文主要研究國有股和法人股與盈余管理的關(guān)系。本文假設(shè)：H4：國有股與盈余管理正相關(guān)。H5：法人股與盈余管理正相關(guān)。
?。ǘ┒聲c盈余管理。董事會特征主要包括董事會規(guī)模、董事會獨立性、董事長與總經(jīng)理兼任情況以及董事會會議次數(shù)。本文假設(shè)：H6：董事會規(guī)模與盈余管理正相關(guān)。H7：獨立董事比例與盈余管理負(fù)相關(guān)。H8：董事長與總經(jīng)理兩職合一與盈余管理正相關(guān)。H9：董事會年度會議次數(shù)與盈余管理正相關(guān)。
?。ㄈ└吖軐?。本文假設(shè)：H10：高管層持股比例與盈余管理正相關(guān)。
三、研究設(shè)計
?。ㄒ唬┳兞慷x。相關(guān)變量定義見下頁表1。
?。ǘ┠Ｐ徒?。根據(jù)研究的需要并考慮模型中解釋變量可能存在自相關(guān)性，建立如下模型：
DAt=β0+β1LNSIZE+ β2ROE+ β3ZCFZ+ βk（k=4,5,...,14）INDUSTRYi（i=4,5,...,14）+β15FIRSTOCK+β16DEDS+β17GJG+β18DSH+β19DLDS+β20LZHY+β21DSHY+β22GGC+ε（模型I）
DAt=β0+β1LNSIZE+ β2ROE+ β3ZCFZ+ βk（k=4,5,...,14）INDUSTRYi（i=4,5,...,14）+β15H+β16DEDS+β17FRG+β18DSH+β19DLDS+β20LZHY+β21DSHY+β22GGC+ε（模型II）
?。ㄈ┯喙芾淼亩攘?。國外大量研究發(fā)現(xiàn)，截面修正Jones模型估計出的操縱性應(yīng)計利潤能夠有效地衡量盈余管理程度。基于此，本文擬采用截面修正的Jones模型計算樣本公司的盈余管理程度。衡量盈余管理的可操縱性應(yīng)計利潤（DA）等于總應(yīng)計利潤（TA）減去非可操縱性應(yīng)計利潤（NDA）。其中，總應(yīng)計利潤（TA）=凈利潤（NI）-經(jīng)營現(xiàn)金流量凈額（CFO）。具體模型如下：
TAi,t/Ai,t-1=αi1/Ai,t-1+β1,i（△REVi,t-△RECi,t）/Ai,t-1+β2,iPPEi,t/Ai,t-1+εi,t
NDAi,t/Ai,t-1=αi1/Ai,t-1+β1,t（△REVi,t-△RECi,t）/Ai,t-1+β2,iPPEi,t/Ai,t-1
DAi,t=TAi,t/Ai,t-1-NDAi,t/Ai,t-1
其中，TAi,t 指 i公司t年總應(yīng)計利潤；Ai,t-1 指i公司t-1年總資產(chǎn)；△REVi,t 指i公司t年營業(yè)收入變化量；△RECi,t 指i公司t年應(yīng)收賬款凈額變化量；PPEi,t 指i公司t年固定資產(chǎn)原值；DAi,t 指i公司t年操控性應(yīng)計利潤；NDAi,t指i公司t年非操控性應(yīng)計利潤；εi,t 指i公司t年的殘差，即以總資產(chǎn)衡量的i公司的t年的操控性應(yīng)計利潤。
模型對上市公司進(jìn)行了分行業(yè)處理，所采用的上市公司行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)來自中國證監(jiān)會2001年頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》，該《指引》將上市公司分為13個行業(yè)，但因金融業(yè)存在行業(yè)特殊性以及傳播與文化業(yè)樣本量過?。ㄐ∮?0），不適合盈余管理計量模型的分行業(yè)回歸，將其剔除，本文共將上市公司分為11個行業(yè)。
（四）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源。本文選取滬深A(yù)股上市公司2010年度樣本公司作為研究窗口，并遵循以下原則進(jìn)行篩選：（1）因計算操控性應(yīng)計利潤時，需使用前一年度部分財務(wù)數(shù)據(jù)，因此剔除當(dāng)年首次上市的公司；（2）為了保證模型的效度和信度，剔除S、ST、SST、S*ST、*ST類公司；（3）剔除金融類和傳播與文化業(yè)上市公司；（4）剔除樣本信息不全的上市公司。根據(jù)上述樣本篩選原則，共獲得708家有效公司樣本。模型回歸中變量所需財務(wù)數(shù)據(jù)均來自國泰安CSMAR中國股票市場研究數(shù)據(jù)庫，公司治理數(shù)據(jù)均來自CCER上市公司治理結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)庫。相關(guān)數(shù)據(jù)處理和檢驗均采用SPSS19.0統(tǒng)計軟件。
四、研究結(jié)果與分析
（一）描述性統(tǒng)計分析。模型I、模型II中各變量描述性統(tǒng)計特征如表2所示：（1）操控性應(yīng)計利潤均值是-0.000000028248，而最大值和最小值分別是12.28618和-4.72429，說明公司進(jìn)行盈余管理的空間較大。（2）第一大股東持股比例均值為0.33216，最大值達(dá)到0.76953，說明我國上市公司中第一大股東持股比例比較高，平均持股1/3。（3）赫爾芬德指數(shù)H均值為0.14886，最大值為0.72605，最小值為0.00442，第2-10大股東持股比例均值為0.20380，最大值和最小值分別為0.83543和0.01059，說明我國上市公司股權(quán)比較集中于第一大股東，而其他股東持股水平一般。（4）國家股均值為0.48870，法人股均值為0.51130，說明我國上市公司國家控股和法人控股各占有一半的比例，表明我國上市公司中股權(quán)分置改革已經(jīng)取得一定的成效。（5）董事會人數(shù)均值為5.92796，符合我國《公司法》董事會規(guī)模5-9人的規(guī)定，獨立董事比例均值為0.63847，已經(jīng)大大超過證監(jiān)會規(guī)定達(dá)到30%的規(guī)定，表明近兩年來，上市公司比較重視獨立董事在董事會中的設(shè)置；樣本中大約有14.55％的上市公司存在董事長兼任總經(jīng)理的情況，說明這些公司的董事會獨立性較差，一定程度上弱化了其董事會的治理效率；年度董事會會議次數(shù)均值9.43220，最大47次，最小1次，表明董事會召開會議的次數(shù)各上市公司間差別較大，主要可能緣于不同公司的實際情況。（6）高管層持股比例平均值為0.04318，最大值和最小值分別為2.67650和0.0000001288，說明我國上市公司中高管層持股比例偏低（均值4.32%），且各個公司間差別也比較大。
（表略）
?。ǘ┒嘣貧w分析。運用上述多元回歸模型，分析各解釋變量和控制變量對盈余管理的影響及其程度，回歸結(jié)果如表3所示。兩模型各變量回歸結(jié)果基本一致，本文主要對模型I進(jìn)行分析。模型I的多元回歸結(jié)果表明：（1）第一大股東持股比例與盈余管理在5%水平上正相關(guān)；赫爾芬德指數(shù)（H）與盈余管理在5%水平上正相關(guān)（模型II所示）；第2-10大股東持股比例與盈余管理在10%水平上顯著正相關(guān)，說明假設(shè)1、假設(shè)2得到檢驗，假設(shè)3沒有通過檢驗，表明第2-10大股東持股比例越大，越有動機(jī)與大股東一起進(jìn)行盈余管理。（2）國有股與盈余管理在10%水平上顯著負(fù)相關(guān)；法人股與盈余管理在10%水平上顯著正相關(guān)，假設(shè)4沒有通過檢驗，而假設(shè)5通過了顯著性檢驗。表明股權(quán)分置改革的進(jìn)一步推進(jìn)，國有股“一股獨大”的現(xiàn)狀得到改善，其操控企業(yè)盈余的能力被削弱。（3）董事會規(guī)模、獨立董事比例、董事長與總經(jīng)理兩職設(shè)置情況及董事會會議次數(shù)未能通過顯著性檢驗，即假設(shè)6、假設(shè)7、假設(shè)8和假設(shè)9未得到驗證。說明董事會人數(shù)及獨立董事人數(shù)的增加并不能抑制公司盈余管理行為，主要原因可能是：規(guī)模較大的董事會因其能吸收更多有豐富管理經(jīng)驗和財務(wù)從業(yè)背景的人員加入，從而對管理層實施盈余管理行為具有一定的限制作用；獨立董事的聘任程序不規(guī)范，且對獨立董事沒有建立問責(zé)機(jī)制，使獨立董事缺乏風(fēng)險意識和責(zé)任感。（4）高管層持股比例與盈余管理在5%水平上與盈余管理正相關(guān)，假設(shè)10通過顯著性檢驗。此外，控制變量中公司規(guī)模與盈余管理正相關(guān)，表明公司越大，越有能力或動機(jī)進(jìn)行盈余管理；凈資產(chǎn)收益率與盈余管理正相關(guān)，表明公司盈利能力越高，越有動機(jī)通過操控盈余，來實現(xiàn)企業(yè)價值最大化。
五、對策與建議
通過上述實證分析可知，公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)在一定程度上影響著盈余管理行為。本文認(rèn)為可從以下幾個方面來完善公司治理機(jī)構(gòu)，以降低企業(yè)盈余管理程度：優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)，降低股權(quán)集中度；將國有股和法人股轉(zhuǎn)為優(yōu)先股，以優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)，切斷政府與企業(yè)的聯(lián)系，避免行政力量對企業(yè)治理的干預(yù)；進(jìn)一步加大對董事會的改革，優(yōu)化董事會的監(jiān)督效應(yīng)，提高董事會的治理效力；控制高管人員持股比例，若高管人員持股過高，則會導(dǎo)致其既有動機(jī)又有能力實施盈余管理行為。J
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