| 标题 | 董事会独立性与盈余管理的关联性研究 |
| 范文 | 马祎颿 【摘 要】 文章以2008—2012年的上市家族企业为样本，样本期内，其最终控制人都没有发生变化，由此对上市家族企业董事会独立性水平与盈余管理的关系进行了讨论。研究结果发现，无论是对上市家族企业还是非家族企业，董事会独立性与盈余管理水平都存在显著负相关的关系，即董事会独立性越高，越能够起到抑制盈余管理行为的作用。但是在上市家族企业中，这种抑制作用被削弱了。 【关键词】 董事会独立性； 家族上市公司； 盈余管理 中图分类号：F275 文献标识码：A 文章编号：1004-5937（2014）13-0029-05 一、引言 自2001年以来，随着一系列财务造假、财务欺诈案件的频频曝光，内部控制风险问题受到了中外会计学者的广泛关注。投资者和监管部门逐渐意识到，一家具有投资价值的公司，不仅需要具有良好的经营业绩和发展潜力，而且应该具备合理有效的董事会治理结构，以便于对管理层决策实施更为有效的监督是内部控制信息的重要方面，提高董事会独立性就是其中的一种途径。由于管理层拥有企业现金流的支配和管理权，出于公司稳定经营和自身利益的考虑，往往会进行一定程度的盈余管理，这便是管理层决策中比较重要的一个方面。前人的研究发现，在一个具有高度独立的董事会的公众上市公司中，内部控制制度较为严格，管理层的盈余管理行为被抑制了。但对于家族企业，董事会独立性对管理者盈余管理行为所产生的影响及程度如何，则很少有人研究。 由于家族企业在组织结构和对企业经营控制上的特殊性，其本身很容易出现各式各样的代理问题，因此对家族上市公司单独展开研究很有必要。本文以2008—2012年的上市家族企业为样本，由此对上市家族企业董事会独立性水平与盈余管理的关系进行了讨论。在研究中，将用如下两个参数来衡量企业董事会的独立性水平：（1）董事会中独立董事的人数所占比例；（2）董事会主席与公司CEO是否两职独立，即是否由同一人担任了这两种角色。实证研究结果发现，无论是对上市家族企业还是非家族企业，董事会独立性与盈余管理水平都存在显著负相关的关系，即董事会独立性越高，越能够起到抑制盈余管理行为的作用。但是在上市家族企业中，这种抑制作用被削弱了。 二、文献回顾 董事会作为公司内部治理的重要组成部分，在制定内控机制、监管管理者行为、财务报告的审批等方面都发挥着作用，因而可以认为，董事会独立性能够影响到公司对外财务报告的可靠性。研究表明在较差的内部控制环境下，管理层会有更多的机会去进行会计舞弊。因为董事会既是内部治理环境的重要组成部分，又负责建立其他的内部控制机制，所以一个独立的董事会被认为能够控制会计操作，并且改善财务报告的可靠性。已有的实证结果大部分支持了这一观点：提高董事会独立性有利于降低盈余管理水平、减少出具错误财务报告的可能性（Beasley，1996；Dechow，Sloan和Sweeney，1996；Clein，2002）。Klein（2002）研究发现董事会独立性越高，会计选择盈余管理水平越低。此外，还发现在家族企业中董事会独立性对于盈余管理的影响实际上减弱了，对于CEO与董事会主席处于两职独立的情形时，该结果亦没有发生变化。并且当CEO是家族成员时，这种影响甚至更加削弱了。但是他们的研究中选用的样本太少，而且在盈余管理的代理变量选取上没有使用经典的Jones模型，所以研究结果还值得进一步考证。 而在国内对于董事会独立型与盈余管理的研究尚未得出统一结论。胡奕明、唐松莲（2008）发现，如果董事会的独立董事成员如果具有财务或者会计方面的专业背景、独立董事在董事会中占有较高比例的上市公司，其盈余信息质量相对较好。独立董事参加公司会议的次数越多，表示他们在行使自身职能方面投入的精力越大，更多地代表公司股东解决问题，公司的盈余管理程度相对较低。但是，在独立董事报酬与公司盈余信息质量两个变量之间，没有发现有显著关系存在。王建新（2007）用2001—2004年所有A股上市公司作为样本，实证研究结果发现，在CEO与董事会主席两职不独立、公司的薪酬不具有外部竞争优势以及没有有效的内审委员会存在的情况下，公司的盈余管理质量较低；但是他选择的变量有限，不能够充分反映公司治理结构。周英等（2012）选取1996—2010年因财务舞弊而受到证监会处理的26家上市公司作为样本展开研究，他们从公司的股权结构和董事会结构特征两方面考虑了公司治理与盈余管理水平的关系，研究结果发现，法人股比例、监事会规模、执行董事比例等都与发生财务舞弊的可能性正向相关，而流通股比例、独立董事比例与其负相关。不足的是，他们的研究选择的样本范围过小，且没有考虑公司治理其他方面对盈余管理造成的影响。王俊秋、张奇峰（2008）研究了家族企业利用其绝对控股地位私权进行控制性“掏空”行为对会计盈余质量产生的影响，发现“掏空”行为与盈余管理程度显著正相关，即控股家族对公司“掏空”越严重，公司越有可能进行较大程度的盈余管理，从而导致盈余信息质量降低，财务报告中不真实成分的比重加大。 综上所述，无论是国外还是国内研究，在公司董事会独立性方面，大多数文章将研究的重点放在董事会独立性对上市公司业绩的影响上，对于董事会独立性与盈余管理的关系方面的研究比较缺乏，单独研究家族企业董事会独立性与盈余管理的关系的文章更少。而本文在研究董事会独立性与盈余管理基本关系的基础上，将家族企业和非家族企业进行分样本，采用规范研究和实证检验相结合并得出结论，是对董事会独立性与盈余管理关系这一研究问题成果的丰富和补充。 三、研究假设 在本部分，将通过两个方面来分析董事会的独立性：（1）独立董事的比例；（2）CEO与董事会两职分开。通过研究文献，本文发现前人的研究一般认为这两个因素能够降低盈余管理的水平。但假设在家族企业中，这两个公司治理变量在抑制盈余管理方面要弱于非家族企业。笔者作出这一假设主要基于两个方面的考虑：一方面，家族企业的董事会中包含了家族中的成员，并且家族企业能够影响董事会成员和管理层的任命。董事会和管理层成员的选择过程中更多地会考虑家族的关系网络，控股家族任命独立董事是为了寻求专业或者战略性的建议，而不是赋予他们监督和控制管理层行为的权利。因此，尽管形式上是独立的，但董事会成员与家族企业之间隐藏着很多联系。另一方面，当一个家族通过股权或者任命家族成员担任董事的形式来控制一个企业时，因为家族成员能够控制独立董事的解聘或者任命，所以独立董事往往会妥协，他们不太可能去违背控股家族的意愿。 综上所述，董事会与家族之间的联系以及缺乏真正意义上的独立董事可能会导致共谋行为的发生，董事会对于控股股东在盈余管理方面的决策缺乏必要的监管。同样的道理，当CEO和董事会主席的任命大多数情况下受到家族的影响时，形式上的分离不能导致董事会和管理层实际上的独立。在这种情况下，董事会无法对家族企业管理层的决策形成实质性的监督，导致盈余管理行为的发生。 四、研究设计 （一）样本的选取 本文选取了2008—2012年在沪深两市上市的公司作为基础总样本，之所以选取这个期间年度的数据，是由于作者试图采取最新年度的数据进行验证，而2007年是我国新会计准则实行的第一年，公允价值计量基础的引入可能导致较为严重的盈余管理，2008年又发生了席卷全球的金融危机，对我国很多上市公司也有诸多影响，因此2008之后的年份可能存在一些极端值，基于这种分析，选取2007年后的数据更能代表较为正常的情况。选择观测样本的时候，按照以下的方式进行处理：（1）金融保险行业；（2）剔除观测期间内退市的公司；（3）剔除被施以ST、PT的公司；（4）剔除研究期间股权性质发生变化的公司，这里的“股权性质发生变化”是指在2008—2012年期间上市公司由家族控股转变为非家族控股，或是从非家族控股转变为家族控股；（5）剔除财务数据缺失的企业，所有数据均来源于国泰安数据库和上市公司的财务报表数据；（6）考虑到在计算盈余管理水平时需要用到前一期的财务数据，因此，本文所收集的财务数据实际上涉及的会计期间为2007—2012年。 最终，筛选出符合要求的总样本观测值为2 346个，其中家族控股企业数量为830个，非家族企业数量为1 516个。研究所使用的家族企业样本根据上市公司公布的年报以及万德数据库公布的相关最终控制人的信息，按照本文定义的家族企业判定标准手工筛选得到。 （二）模型设计 五、实证研究结果分析 （一）描述性统计 同时，表2还显示总样本平均的独立董事比例为0.36，略高于证监会要求的董事会中至少包括1/3的独立董事的规定。而且家族企业的平均独立董事比例要高于非家族企业。88%的上市公司CEO与董事长是两职分开的，在家族企业中CEO两职独立的比例要低于非家族企业（81.8%vs89.2%）。 表3是总体样本各变量间的Spearman相关性矩阵，从表中的结果可以看出独立董事的比例以及CEO没有兼任董事会主席与盈余管理水平显著负相关，说明独立董事的比例越高越能对盈余管理形成抑制作用，CEO在没有兼任董事会主席的情况下盈余管理水平也较低。同时，还可以发现，企业财务杠杆水平与盈余管理水平显著正相关，说明企业在杠杆水平较高的情况下倾向于进行盈余管理，从而可能隐藏企业真实的经营和业绩水平。公司规模与盈余管理水平显著负相关，而营业收入增长率与盈余管理水平是显著正相关的关系。 （二）多元回归分析 分别对总样本和家族、非家族分样本进行回归分析，具体的回归结果在表4中。 1.全样本回归。从表4的多元回归结果我们可以看到，FAM的系数为-0.029，表明在家族企业中盈余管理水平低于非家族企业。这一结果与美国上市公司的实证结果一致（例如，Wang，2006；Ali，Chen和Radhakrishnan，2007）。但是，尽管家族控股企业似乎比非家族控股的企业能够减少盈余管理行为，但是这并不说明家族企业中不存在盈余管理行为。因此，我们关注的问题是在家族企业和非家族企业中，公司治理机制怎样影响盈余管理水平。在模型1中INDIR和NODUAL的系数都是负的（-0.36和-0.025），而且在0.01的水平下显著。这一结果与前人的研究结论保持一致，表明董事会中独立董事的比例较高，以及在企业CEO与董事会主席是两职分离的情况下，能够抑制管理层的盈余管理行为。这一结果证实了假设1和假设2。模型1中的交互变量FAM*INDIR的系数是正的（0.20）在0.05的水平下显著。而且两个系数之和（β2+β4=-0.15）表示在家族企业中独立董事比例对盈余管理总的影响。这一结果证实了假设3，表明在家族企业中，独立董事对管理层盈余管理的监督效果比较低。FAM*NODUAL的系数是负的（-0.0045），而且没有通过t检验，假设4不成立。这一结果说明在家族企业中CEO与董事会主席两职分离的情况下，能够对盈余管理行为产生抑制作用，而且这种作用在家族企业和非家族企业中没有显著差异。 2.家族企业和非家族企业分样本回归。为了保证结果的稳健性和更好地解释实证结果，将家族企业和非家族企业两个样本分别进行回归。从分样本的回归结果中看出，INDIR在家族企业和非家族企业中的系数都显著为负，但是非家族企业中INDIR的系数大于家族企业中INDIR的系数（-0.36 vs. -0.17）这一结果也证实了假设3。在家族企业中独立董事的监督效果被弱化了。另外，董事会主席与企业CEO两职独立的变量（NODUAL）的检验结果来看，无论是在家族企业还是非家族企业，董事会主席与CEO两职独立都能对盈余管理形成抑制，而在家族与非家族企业中的这种作用仍然不存在显著差异。 六、研究结论与启示 本文在研究董事会独立性与盈余管理基本关系的基础上，将家族企业和非家族企业进行分样本研究，是对董事会独立性与盈余管理关系这一研究问题成果的丰富和补充。研究发现，董事会独立性的提高能够有效的监督企业管理者，董事会独立性水平越高，管理层进行盈余操纵的可能性越小，反映在盈余管理指标上是公司较低的可操纵应计利润，它表明在股东和公司管理者之间的代理成本较低。通过本文的研究有助于认识和理解当前中国上市公司董事会治理存在的问题，以及由于董事会治理结构的不完善而导致的盈余管理行为。上市公司有必要通过对公司治理结构特别是董事会组织结构的改善，增强董事会独立性水平，使之充分有效地对管理者行为进行监督，减少公司盈余管理行为，提高盈余信息质量，对公司健康稳定发展和保护投资者来说都是具有积极意义的。 【参考文献】 [1] Dechow P.M.，R.G Sloan，A.P.Sweeney. Causes and Consequences of Earnings Manipulation： An Analysis of Firms Subject to Enforcement Actions By the SEC[J]. Contemporary Accounting Research，1996（13）：1-36. [2] Klein A.Audit committee，board of director characteristics，and earnings management[J].Journal of Accounting and Economics，2002，33（3）：375-400. [3] 胡奕明，唐松莲. 独立董事与上市公司盈余信息质量[J].管理世界，2008（9）：149-160. [4] 王建新.公司治理结构、盈余管理动机与长期资产减值转回——来自我国上市公司的经验证据[J].会计研究，2007（5）：60-96. [5] 周英，王梓淇，王丹瑰.公司治理、审计任期与盈余管理研究[J].湖南财政经济学院学报，2012（12）： 102-108. [6] 王俊秋，张奇峰.家族企业的“掏空”行为与会计盈余质量[J].上海立信会计学院学报，2008（1）：58-64. [7] 陈晓红，尹哲，吴旭雷.“金字塔”结构、家族控制与企业价值——基于沪深股市的实证分析[J].南开管理评论，2007，10（5）：47-54. [8] 黄梅，夏新平.操纵性应计利润模型检测盈余管理能力的实证分析[J].南开管理评论，2009，12（5）：136-143. 综上所述，董事会与家族之间的联系以及缺乏真正意义上的独立董事可能会导致共谋行为的发生，董事会对于控股股东在盈余管理方面的决策缺乏必要的监管。同样的道理，当CEO和董事会主席的任命大多数情况下受到家族的影响时，形式上的分离不能导致董事会和管理层实际上的独立。在这种情况下，董事会无法对家族企业管理层的决策形成实质性的监督，导致盈余管理行为的发生。 四、研究设计 （一）样本的选取 本文选取了2008—2012年在沪深两市上市的公司作为基础总样本，之所以选取这个期间年度的数据，是由于作者试图采取最新年度的数据进行验证，而2007年是我国新会计准则实行的第一年，公允价值计量基础的引入可能导致较为严重的盈余管理，2008年又发生了席卷全球的金融危机，对我国很多上市公司也有诸多影响，因此2008之后的年份可能存在一些极端值，基于这种分析，选取2007年后的数据更能代表较为正常的情况。选择观测样本的时候，按照以下的方式进行处理：（1）金融保险行业；（2）剔除观测期间内退市的公司；（3）剔除被施以ST、PT的公司；（4）剔除研究期间股权性质发生变化的公司，这里的“股权性质发生变化”是指在2008—2012年期间上市公司由家族控股转变为非家族控股，或是从非家族控股转变为家族控股；（5）剔除财务数据缺失的企业，所有数据均来源于国泰安数据库和上市公司的财务报表数据；（6）考虑到在计算盈余管理水平时需要用到前一期的财务数据，因此，本文所收集的财务数据实际上涉及的会计期间为2007—2012年。 最终，筛选出符合要求的总样本观测值为2 346个，其中家族控股企业数量为830个，非家族企业数量为1 516个。研究所使用的家族企业样本根据上市公司公布的年报以及万德数据库公布的相关最终控制人的信息，按照本文定义的家族企业判定标准手工筛选得到。 （二）模型设计 五、实证研究结果分析 （一）描述性统计 同时，表2还显示总样本平均的独立董事比例为0.36，略高于证监会要求的董事会中至少包括1/3的独立董事的规定。而且家族企业的平均独立董事比例要高于非家族企业。88%的上市公司CEO与董事长是两职分开的，在家族企业中CEO两职独立的比例要低于非家族企业（81.8%vs89.2%）。 表3是总体样本各变量间的Spearman相关性矩阵，从表中的结果可以看出独立董事的比例以及CEO没有兼任董事会主席与盈余管理水平显著负相关，说明独立董事的比例越高越能对盈余管理形成抑制作用，CEO在没有兼任董事会主席的情况下盈余管理水平也较低。同时，还可以发现，企业财务杠杆水平与盈余管理水平显著正相关，说明企业在杠杆水平较高的情况下倾向于进行盈余管理，从而可能隐藏企业真实的经营和业绩水平。公司规模与盈余管理水平显著负相关，而营业收入增长率与盈余管理水平是显著正相关的关系。 （二）多元回归分析 分别对总样本和家族、非家族分样本进行回归分析，具体的回归结果在表4中。 1.全样本回归。从表4的多元回归结果我们可以看到，FAM的系数为-0.029，表明在家族企业中盈余管理水平低于非家族企业。这一结果与美国上市公司的实证结果一致（例如，Wang，2006；Ali，Chen和Radhakrishnan，2007）。但是，尽管家族控股企业似乎比非家族控股的企业能够减少盈余管理行为，但是这并不说明家族企业中不存在盈余管理行为。因此，我们关注的问题是在家族企业和非家族企业中，公司治理机制怎样影响盈余管理水平。在模型1中INDIR和NODUAL的系数都是负的（-0.36和-0.025），而且在0.01的水平下显著。这一结果与前人的研究结论保持一致，表明董事会中独立董事的比例较高，以及在企业CEO与董事会主席是两职分离的情况下，能够抑制管理层的盈余管理行为。这一结果证实了假设1和假设2。模型1中的交互变量FAM*INDIR的系数是正的（0.20）在0.05的水平下显著。而且两个系数之和（β2+β4=-0.15）表示在家族企业中独立董事比例对盈余管理总的影响。这一结果证实了假设3，表明在家族企业中，独立董事对管理层盈余管理的监督效果比较低。FAM*NODUAL的系数是负的（-0.0045），而且没有通过t检验，假设4不成立。这一结果说明在家族企业中CEO与董事会主席两职分离的情况下，能够对盈余管理行为产生抑制作用，而且这种作用在家族企业和非家族企业中没有显著差异。 2.家族企业和非家族企业分样本回归。为了保证结果的稳健性和更好地解释实证结果，将家族企业和非家族企业两个样本分别进行回归。从分样本的回归结果中看出，INDIR在家族企业和非家族企业中的系数都显著为负，但是非家族企业中INDIR的系数大于家族企业中INDIR的系数（-0.36 vs. -0.17）这一结果也证实了假设3。在家族企业中独立董事的监督效果被弱化了。另外，董事会主席与企业CEO两职独立的变量（NODUAL）的检验结果来看，无论是在家族企业还是非家族企业，董事会主席与CEO两职独立都能对盈余管理形成抑制，而在家族与非家族企业中的这种作用仍然不存在显著差异。 六、研究结论与启示 本文在研究董事会独立性与盈余管理基本关系的基础上，将家族企业和非家族企业进行分样本研究，是对董事会独立性与盈余管理关系这一研究问题成果的丰富和补充。研究发现，董事会独立性的提高能够有效的监督企业管理者，董事会独立性水平越高，管理层进行盈余操纵的可能性越小，反映在盈余管理指标上是公司较低的可操纵应计利润，它表明在股东和公司管理者之间的代理成本较低。通过本文的研究有助于认识和理解当前中国上市公司董事会治理存在的问题，以及由于董事会治理结构的不完善而导致的盈余管理行为。上市公司有必要通过对公司治理结构特别是董事会组织结构的改善，增强董事会独立性水平，使之充分有效地对管理者行为进行监督，减少公司盈余管理行为，提高盈余信息质量，对公司健康稳定发展和保护投资者来说都是具有积极意义的。 【参考文献】 [1] Dechow P.M.，R.G Sloan，A.P.Sweeney. Causes and Consequences of Earnings Manipulation： An Analysis of Firms Subject to Enforcement Actions By the SEC[J]. Contemporary Accounting Research，1996（13）：1-36. [2] Klein A.Audit committee，board of director characteristics，and earnings management[J].Journal of Accounting and Economics，2002，33（3）：375-400. [3] 胡奕明，唐松莲. 独立董事与上市公司盈余信息质量[J].管理世界，2008（9）：149-160. [4] 王建新.公司治理结构、盈余管理动机与长期资产减值转回——来自我国上市公司的经验证据[J].会计研究，2007（5）：60-96. [5] 周英，王梓淇，王丹瑰.公司治理、审计任期与盈余管理研究[J].湖南财政经济学院学报，2012（12）： 102-108. [6] 王俊秋，张奇峰.家族企业的“掏空”行为与会计盈余质量[J].上海立信会计学院学报，2008（1）：58-64. [7] 陈晓红，尹哲，吴旭雷.“金字塔”结构、家族控制与企业价值——基于沪深股市的实证分析[J].南开管理评论，2007，10（5）：47-54. [8] 黄梅，夏新平.操纵性应计利润模型检测盈余管理能力的实证分析[J].南开管理评论，2009，12（5）：136-143. 综上所述，董事会与家族之间的联系以及缺乏真正意义上的独立董事可能会导致共谋行为的发生，董事会对于控股股东在盈余管理方面的决策缺乏必要的监管。同样的道理，当CEO和董事会主席的任命大多数情况下受到家族的影响时，形式上的分离不能导致董事会和管理层实际上的独立。在这种情况下，董事会无法对家族企业管理层的决策形成实质性的监督，导致盈余管理行为的发生。 四、研究设计 （一）样本的选取 本文选取了2008—2012年在沪深两市上市的公司作为基础总样本，之所以选取这个期间年度的数据，是由于作者试图采取最新年度的数据进行验证，而2007年是我国新会计准则实行的第一年，公允价值计量基础的引入可能导致较为严重的盈余管理，2008年又发生了席卷全球的金融危机，对我国很多上市公司也有诸多影响，因此2008之后的年份可能存在一些极端值，基于这种分析，选取2007年后的数据更能代表较为正常的情况。选择观测样本的时候，按照以下的方式进行处理：（1）金融保险行业；（2）剔除观测期间内退市的公司；（3）剔除被施以ST、PT的公司；（4）剔除研究期间股权性质发生变化的公司，这里的“股权性质发生变化”是指在2008—2012年期间上市公司由家族控股转变为非家族控股，或是从非家族控股转变为家族控股；（5）剔除财务数据缺失的企业，所有数据均来源于国泰安数据库和上市公司的财务报表数据；（6）考虑到在计算盈余管理水平时需要用到前一期的财务数据，因此，本文所收集的财务数据实际上涉及的会计期间为2007—2012年。 最终，筛选出符合要求的总样本观测值为2 346个，其中家族控股企业数量为830个，非家族企业数量为1 516个。研究所使用的家族企业样本根据上市公司公布的年报以及万德数据库公布的相关最终控制人的信息，按照本文定义的家族企业判定标准手工筛选得到。 （二）模型设计 五、实证研究结果分析 （一）描述性统计 同时，表2还显示总样本平均的独立董事比例为0.36，略高于证监会要求的董事会中至少包括1/3的独立董事的规定。而且家族企业的平均独立董事比例要高于非家族企业。88%的上市公司CEO与董事长是两职分开的，在家族企业中CEO两职独立的比例要低于非家族企业（81.8%vs89.2%）。 表3是总体样本各变量间的Spearman相关性矩阵，从表中的结果可以看出独立董事的比例以及CEO没有兼任董事会主席与盈余管理水平显著负相关，说明独立董事的比例越高越能对盈余管理形成抑制作用，CEO在没有兼任董事会主席的情况下盈余管理水平也较低。同时，还可以发现，企业财务杠杆水平与盈余管理水平显著正相关，说明企业在杠杆水平较高的情况下倾向于进行盈余管理，从而可能隐藏企业真实的经营和业绩水平。公司规模与盈余管理水平显著负相关，而营业收入增长率与盈余管理水平是显著正相关的关系。 （二）多元回归分析 分别对总样本和家族、非家族分样本进行回归分析，具体的回归结果在表4中。 1.全样本回归。从表4的多元回归结果我们可以看到，FAM的系数为-0.029，表明在家族企业中盈余管理水平低于非家族企业。这一结果与美国上市公司的实证结果一致（例如，Wang，2006；Ali，Chen和Radhakrishnan，2007）。但是，尽管家族控股企业似乎比非家族控股的企业能够减少盈余管理行为，但是这并不说明家族企业中不存在盈余管理行为。因此，我们关注的问题是在家族企业和非家族企业中，公司治理机制怎样影响盈余管理水平。在模型1中INDIR和NODUAL的系数都是负的（-0.36和-0.025），而且在0.01的水平下显著。这一结果与前人的研究结论保持一致，表明董事会中独立董事的比例较高，以及在企业CEO与董事会主席是两职分离的情况下，能够抑制管理层的盈余管理行为。这一结果证实了假设1和假设2。模型1中的交互变量FAM*INDIR的系数是正的（0.20）在0.05的水平下显著。而且两个系数之和（β2+β4=-0.15）表示在家族企业中独立董事比例对盈余管理总的影响。这一结果证实了假设3，表明在家族企业中，独立董事对管理层盈余管理的监督效果比较低。FAM*NODUAL的系数是负的（-0.0045），而且没有通过t检验，假设4不成立。这一结果说明在家族企业中CEO与董事会主席两职分离的情况下，能够对盈余管理行为产生抑制作用，而且这种作用在家族企业和非家族企业中没有显著差异。 2.家族企业和非家族企业分样本回归。为了保证结果的稳健性和更好地解释实证结果，将家族企业和非家族企业两个样本分别进行回归。从分样本的回归结果中看出，INDIR在家族企业和非家族企业中的系数都显著为负，但是非家族企业中INDIR的系数大于家族企业中INDIR的系数（-0.36 vs. -0.17）这一结果也证实了假设3。在家族企业中独立董事的监督效果被弱化了。另外，董事会主席与企业CEO两职独立的变量（NODUAL）的检验结果来看，无论是在家族企业还是非家族企业，董事会主席与CEO两职独立都能对盈余管理形成抑制，而在家族与非家族企业中的这种作用仍然不存在显著差异。 六、研究结论与启示 本文在研究董事会独立性与盈余管理基本关系的基础上，将家族企业和非家族企业进行分样本研究，是对董事会独立性与盈余管理关系这一研究问题成果的丰富和补充。研究发现，董事会独立性的提高能够有效的监督企业管理者，董事会独立性水平越高，管理层进行盈余操纵的可能性越小，反映在盈余管理指标上是公司较低的可操纵应计利润，它表明在股东和公司管理者之间的代理成本较低。通过本文的研究有助于认识和理解当前中国上市公司董事会治理存在的问题，以及由于董事会治理结构的不完善而导致的盈余管理行为。上市公司有必要通过对公司治理结构特别是董事会组织结构的改善，增强董事会独立性水平，使之充分有效地对管理者行为进行监督，减少公司盈余管理行为，提高盈余信息质量，对公司健康稳定发展和保护投资者来说都是具有积极意义的。 【参考文献】 [1] Dechow P.M.，R.G Sloan，A.P.Sweeney. Causes and Consequences of Earnings Manipulation： An Analysis of Firms Subject to Enforcement Actions By the SEC[J]. Contemporary Accounting Research，1996（13）：1-36. [2] Klein A.Audit committee，board of director characteristics，and earnings management[J].Journal of Accounting and Economics，2002，33（3）：375-400. [3] 胡奕明，唐松莲. 独立董事与上市公司盈余信息质量[J].管理世界，2008（9）：149-160. [4] 王建新.公司治理结构、盈余管理动机与长期资产减值转回——来自我国上市公司的经验证据[J].会计研究，2007（5）：60-96. [5] 周英，王梓淇，王丹瑰.公司治理、审计任期与盈余管理研究[J].湖南财政经济学院学报，2012（12）： 102-108. [6] 王俊秋，张奇峰.家族企业的“掏空”行为与会计盈余质量[J].上海立信会计学院学报，2008（1）：58-64. [7] 陈晓红，尹哲，吴旭雷.“金字塔”结构、家族控制与企业价值——基于沪深股市的实证分析[J].南开管理评论，2007，10（5）：47-54. [8] 黄梅，夏新平.操纵性应计利润模型检测盈余管理能力的实证分析[J].南开管理评论，2009，12（5）：136-143. |
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