| 表3 回归方程系数表
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变量
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预期符号
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回归系数
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标准差
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T值
|
P值
|
|
C
|
?
|
0.327546***
|
0.091183
|
3.592195
|
0.0004
|
|
DSIZE
|
-
|
-0.001778
|
0.002417
|
-0.735525
|
0.4623
|
|
JSSIZE
|
-
|
-0.006419*
|
0.003454
|
-1.858668
|
0.0636
|
|
INDDIR
|
-
|
-0.082817
|
0.092502
|
-0.895296
|
0.3710
|
|
DUALITY
|
-
|
-0.013857
|
0.012830
|
-1.080049
|
0.2805
|
|
BOARDM
|
+
|
0.001825
|
0.001228
|
1.486502
|
0.1377
|
|
DUMW
|
-
|
0.018143**
|
0.009124
|
1.988398
|
0.0472
|
|
GSP
|
-
|
-0.36985 2
|
0.343525
|
-1.076638
|
0.2821
|
|
FSR
|
+
|
7.72E-06
|
1.81E-05
|
0.427310
|
0.6693
|
|
CSP
|
-
|
0.000637**
|
0.000261
|
2.436522
|
0.0151
|
|
SR
|
-
|
-0.032371**
|
0.015160
|
-2.135261
|
0.0331
|
|
LNASSET
|
-
|
-0.009110**
|
0.004187
|
-2.175661
|
0.0300
|
|
ROE
|
+
|
0.011034***
|
0.001606
|
6.869473
|
0.0000
|
|
GROWTH
|
+
|
0.035622***
|
0.009684
|
3.678578
|
0.0003
|
|
DEBT
|
+
|
-0.029084
|
0.018522
|
-1.570212
|
0.1169
|
|
OPINION
|
-
|
-0.001270
|
0.019272
|
-0.065912
|
0.9475
|
|
FSNA
|
+
|
0.002637
|
0.010129
|
0.260319
|
0.7947
|
|
R-squared
|
0.190210
|
F-statistic
|
8.940410
|
|
Adjusted R-squared
|
0.168934
|
Prob(F-statistic)
|
0.000000
|
注：***、**、*分别表示回归系数在此1%、5%和10%的置信水平显著。
利用EVIEWS 3．1软件对样本公司盈余管理程度进行了最小二乘（OLS）回归，对模型回归分析结果如表3。对回归方程的显著性进行分析，由于F=8.940，（p=0.000），因此，回归方程在显著性水平为0.01的假设上通过了检验。
从表3中得知，在1%的显著水平下，净资产收益率、公司成长性通过检验；在5%的显著水平下，审计委员会设立情况（DUMW）、流通股股比例（CSP）、股权制衡度（SR）、资产规模（ASSET）通过了检验；在10%的显著水平下，监事会规模 （JSIZE）也通过了检验；其他指标没有通过检验，相关关系不显著。
五、研究结论与政策含义
（一）研究结论
由上述实证结果可以得出如下结论：
相关关系显著的包括：
模型中有关董事会结构变量中的监事会规模的系数至少在10%的水平上统计显著，监事会规模的参数符号与预期方向一致，与薛祖云等（2004）的研究结论一致。说明我国企业中的监事会制度在会计信息披露质量控制与监督过程中发挥其应有的作用。然而审计委员会设立情况至少在5%的水平上统计显著，与本文的预测不相符，原因可能是审计委员会毕竟是公司内部治理的机构，设立审计委员会是应付监管部门要求，同时其易受到大股东的影响和控制，难以发挥应有的监督财务报告等作用。
有关股权特征变量中仅有流通比例、股权制衡度的系数至少在5%的水平上统计显著，股权制衡度的参数符号与预期方向一致。流通股比例的参数符号与我们的预测不相符，可能原因是我国上市公司依然普遍存在“一股独大”的现象，即使是股权结构趋于合理、社会流通股所占比例较大的上市公司，股东的权益没有得到切实的保证，由于中小股东的权利不能得到保证，外部监督和约束的作用也难以得到发挥，内部经理人的盈余管理行为相当严重。
其余变量与盈余管理程度的关系不明显，包括：
盈余管理程度与董事会规模负相关，但不显著，原因可能为大规模董事会在为企业提供多角度的决策咨询，帮助企业获得必要的资源方面的作用明显，使董事会不容易受到 CEO 控制，董事会规模越大能够监督高级管理人员机会主义行为的能力越强。盈余管理程度与董事会会议次数弱正相关，说明董事会会议对上市公司会计信息质量起到了负向作用。盈余管理程度与两职分离情况弱负相关，原因可能是两职分离在一定程度上能促使管理当局更好地遵循法律法规和各种会计准则，管理当局操纵盈余的活动也有所减少，提高了会计盈余的质量，但是其所起的作用并不明显。 独立董事比例与盈余管理程度是负相关，但不显著论文怎么写，这反映独立董事所占比重越大，公司财务就会越透明，信息质量就越高，意味着独立董事在财务报告质量控制过程中发挥积极作用。
第一大股东持股比例与盈余管理弱正相关，说明控制性股东的所有权集中会导致利润的信息质量降低，所有权越集中，利润的信息质量越小。管理层持股与盈余管理负相关，但不显著，可能原因是上市公司中董事、高级管理层以及监事会成员持股比例普遍很低，虽然近几年来有部分上市公司试点实行股票期权制，但仍然没有普及化，对管理层的激励还不够。
（二）政策建议
要减少公司的盈余管理程度，提高公司盈余信息质量应从控制信息源头开始，从决定信息源的公司治理结构的完善入手。针对目前公司治理中各因素对公司盈余信息质量的制约状况，可从以下几方面考虑完善我国上市公司的治理结构：适当降低第一大股东的股权集中度，加强其他股东对第一大股东的股权制衡作用；完善独立董事制度，保证独立董事的独立性，适当增加独立董事比例，落实和增强独立董事的责任感和监督权利，以加大对上市公司内部管理层的监督作用，完善对上市公司管理者的激励约束机制；适当加大实施对管理者的股票激励机制，以增强管理者与外部股东利益的一致性，缓解代理冲突，降低代理成本，继续鼓励和发展机构投资者；壮大机构投资者力量，以加强对上市公司的外部监督力量。
参考文献：
[1]陆建桥：《中国亏损上市公司盈余管理实证研究》，《会计研究》1999年第9期。
[2]章永奎、刘峰：《盈余管理与审计意见相关性实证研究》，《中国会计与财务研究》2002年第3期。
[3]刘立国、杜莹：《公司治理与会计信息质量关系的实证研究》，《会计研究》2003年第2期。
[4]张逸杰、王艳、唐元虎、蔡来兴：《上市公司董事会特征和盈余管理关系的实证研究》，《管理评论》2006年第3期。
[5]傅蕴英：《盈余管理与公司治理》，《重庆大学博士学位论文》2004年。
[6]王颖、王平心、吴清华：《审计委员会特征对上市公司盈余管理的影响研究》，《当代经济管理》2006年第12期。
[7]吴联生、薄仙慧、王亚平：《避免亏损的盈余管理程度：上市公司与非上市公司的比较》，《会计研究》2007年第2期
[8]杨兴全、石芳：《董事会特征与盈余管理控制实证研究》，《重庆科技学院学报（社会科学版）》2007年第3期。
[9]ensenM. AFA presidential address: The modern in-dustrial revolution exit and thefailure of internal control systems[J]. The Journal of Finance 1993. 48 (3).
[10]Dechow P.M., Rechard G. Sloan, Amy P.Sweeney Detecting Earnings Management [J]. TheAccountingReview, 1995. April.
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