摘 要：基于CEO和董事會相對權(quán)力的視角，研究了CEO權(quán)力和董事會穩(wěn)定性對盈余質(zhì)量的影響。研究發(fā)現(xiàn)，CEO權(quán)力越大，上市公司盈余管理程度越高；而穩(wěn)定的董事會能夠有效削弱CEO權(quán)力與盈余管理之間的正相關(guān)關(guān)系。區(qū)分企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)后發(fā)現(xiàn)，上述研究結(jié)論主要體現(xiàn)在民營企業(yè)中。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，CEO任期較短時，CEO相對董事會的權(quán)力較小，穩(wěn)定的董事會能夠有效削弱CEO權(quán)力與盈余管理之間的正相關(guān)關(guān)系。但隨著CEO任期的增長，CEO相對于董事會的權(quán)力越強(qiáng)，董事會并不能有效監(jiān)督CEO操縱盈余管理行為。

關(guān)鍵詞： CEO權(quán)力；董事會穩(wěn)定性；盈余管理；CEO任期

中圖分類號： F234.4 文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A 文章編號：1003-7217（2014）06-0045-08

一、引言

董事會和CEO之間的關(guān)系一直是公司治理領(lǐng)域備受關(guān)注的問題。CEO 作為經(jīng)理層的領(lǐng)導(dǎo)人物，肩負(fù)著執(zhí)行董事會具體決策與領(lǐng)導(dǎo)企業(yè)日常經(jīng)營活動的重大責(zé)任，而董事會則履行著決策與監(jiān)督職能。因此，董事會與CEO在職能、權(quán)力和責(zé)任方面相互作用與聯(lián)系，董事會與CEO之間良好的關(guān)系，能夠協(xié)調(diào)所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)相分離導(dǎo)致的各種委托代理問題，是公司最終業(yè)績好壞的決定性因素之一。

CEO在公司具體經(jīng)營決策上具有絕對權(quán)力，而在一些戰(zhàn)略決策中也具有重要的影響力，其經(jīng)營能力和努力水平會在很大程度上決定公司業(yè)績，而公司業(yè)績決定了CEO薪酬和聲譽的高低。當(dāng)上市公司設(shè)置了CEO薪酬激勵和職業(yè)契約時，CEO為了滿足盈余門檻具有強(qiáng)烈的盈余管理的動機(jī)。如Malmendier和Tate（2009）[1]研究發(fā)現(xiàn)，明星CEO為了滿足市場的高業(yè)績預(yù)期而操縱其盈余，上市公司的正向盈余管理程度較高，當(dāng)CEO權(quán)力越大時，CEO操控盈余管理的傾向越明顯。那么作為履行監(jiān)督職能的董事會，其是否能有效遏制CEO盈余管理的傾向呢？

隨著2006年股權(quán)分置改革的基本完成，我國上市公司的大股東減持現(xiàn)象越來越多，導(dǎo)致上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)趨于分散的狀態(tài)，CEO實質(zhì)上掌控上市公司的現(xiàn)象越來越多。因此，研究作為公司股東代表的董事會如何監(jiān)督CEO的自利行為顯得尤為重要。二、文獻(xiàn)回顧、理論分析與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)回顧

1.CEO權(quán)力與盈余管理。

盈余管理作為會計學(xué)理論研究的重要組成部分，一直是理論界和實務(wù)界的研究熱點。公司管理層會通過操縱盈余來滿足不同的盈余目標(biāo)，如扭虧、大清洗、“保殼”以及再融資等等[2-4]。隨著我國市場化進(jìn)程的不斷推進(jìn)，上市公司經(jīng)過不斷增發(fā)新股和并購交易，創(chuàng)始人股權(quán)比例逐漸下降，股權(quán)隨之分散或多元化，而股權(quán)分置改革實現(xiàn)了上市公司股份的全流通，致使許多原非流通股股東能夠減持其持有的股票，上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)日趨分散化[5]。股權(quán)的分散將會導(dǎo)致以高管人員為代表的管理層在企業(yè)中的權(quán)力逐漸擴(kuò)大，其地位逐漸提高，有些人事實上成長為企業(yè)的實際掌控者，不僅將企業(yè)所有者的權(quán)力逐漸架空，還使所有者與管理者之間出現(xiàn)嚴(yán)重的信息不對稱[6]。企業(yè)管理層掌握著財務(wù)信息，他們可以決定是否對外提供真實的信息。管理層為了自身的利益，往往會在會計準(zhǔn)則允許的范圍內(nèi)采用最符合自己利益的會計政策，或“構(gòu)造”真實的交易事項，對企業(yè)的盈余信息進(jìn)行調(diào)整或控制。

2. 董事會監(jiān)督與盈余管理。

作為公司治理核心內(nèi)容之一的董事會能夠有效地保護(hù)投資者利益，遏制管理層的盈余管理行為[7]。文獻(xiàn)中較多地研究了董事會的活動、規(guī)模和獨立性等特征對公司盈余管理的影響，如公司的獨立董事能夠有效遏制公司管理層盈余管理行為，公司董事會規(guī)模越大，盈余管理行為發(fā)生的可能性越大[8]。但張逸杰等（2006）研究發(fā)現(xiàn)，獨立董事的比例和盈余管理的程度之間存在U型曲線關(guān)系，董事會獨立性的增加在一定程度上減少了盈余管理[9]。楊清香等（2008）研究則發(fā)現(xiàn)，董事會規(guī)模與盈余管理的關(guān)系不確定，獨立董事比例以及審計委員會與盈余管理之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系并不顯著，董事會會議頻度則與盈余管理呈顯著的正相關(guān)關(guān)系[10]。周冬華和趙玉潔（2014）研究發(fā)現(xiàn)，不同的董事會特征對公司管理層的盈余管理遏制作用并不一致，董事會規(guī)模、董事長與總經(jīng)理的雙職合一、獨立董事比例并沒有對上市公司扭虧和大清洗盈余管理行為發(fā)揮出一致有效的遏制作用[11]。綜上所述，文獻(xiàn)對董事會監(jiān)管與盈余管理之間的關(guān)系并不一致，究其原因，上述文獻(xiàn)都較少考慮董事會自身的監(jiān)督能力這一內(nèi)生變量[12]。董事會監(jiān)督遏制盈余管理的效果取決于上市公司董事會監(jiān)督能力和管理層權(quán)力之間的角力結(jié)果。

（二）理論分析與研究假設(shè)

根據(jù)管理層權(quán)力理論，由于不完善的公司治理結(jié)構(gòu)，管理者實質(zhì)上成為了其薪酬制定的控制者，從而旨在降低代理成本的股權(quán)激勵機(jī)制實際上成為了管理層尋租的工具。此外，為了掩蓋尋租行為，管理層通常會進(jìn)行盈余管理或操縱信息披露或其他偽裝[13，14]。雖然上市公司的薪酬業(yè)績契約可以激勵管理層為實現(xiàn)契約目標(biāo)而努力工作，但也誘發(fā)了管理層從事盈余管理的動機(jī)。Healy（1985）研究發(fā)現(xiàn)，存在上下限的管理層獎金計劃的上市公司，若當(dāng)期盈利高于上限，管理層有動機(jī)降低當(dāng)期盈余，以避免永久喪失這部分紅利；若當(dāng)期盈利低于下限，則管理層有可能采取“大洗澡”的盈余管理方式來獲取獎金[15]。當(dāng)CEO薪酬更多使用股票和期權(quán)激勵時，管理層更傾向進(jìn)行盈余管理，而且應(yīng)計項目比較高的企業(yè)CEO更傾向執(zhí)行期權(quán)以及出售股票[16，17]。

財經(jīng)理論與實踐（雙月刊）2014年第6期2014年第6期（總第192期）周冬華：CEO權(quán)力、董事會穩(wěn)定性與盈余管理

隨著CEO權(quán)力的增大，公司內(nèi)部股東、董事會與高管的權(quán)力制衡將趨于失效，此時，董事會對他們的監(jiān)督能力更加低下，CEO可能對董事們的選聘施加影響而控制董事會，限制董事會職能的發(fā)揮[17]。在董事會監(jiān)督失衡的狀態(tài)下，CEO利用盈余管理來滿足其薪酬契約或者資本市場預(yù)期的可能性越大?；诖耍岢鲅芯考僭O(shè)1。

假設(shè)1：CEO權(quán)力越大，上市公司盈余管理程度越高。

在代理理論框架內(nèi)，董事會與CEO的關(guān)系表現(xiàn)為董事會對CEO的監(jiān)督控制。董事會通過選拔、聘任CEO、指定臨時CEO、培養(yǎng)現(xiàn)任CEO的繼任者；制定高管人員的薪酬、獎勵CEO及其團(tuán)隊；審批公司中長期發(fā)展戰(zhàn)略、監(jiān)督戰(zhàn)略實施來監(jiān)督管理層以約束CEO的自利行為，遏制公司管理層機(jī)會主義行為的發(fā)生。但根據(jù)管理者霸權(quán)理論（ Managerial Hegemony Theory），當(dāng)CEO權(quán)力過大時，董事會實際上被管理層支配，無法解決代理問題。因此，董事會對CEO的監(jiān)督能力取決于董事會和CEO權(quán)力的角力結(jié)果。

董事會穩(wěn)定性特征可以作為量化董事會監(jiān)督的有效性指標(biāo)，公司董事會穩(wěn)定性主要表現(xiàn)為董事會成員變動的頻繁程度，并主要通過董事會規(guī)模變動或規(guī)模不變時董事會成員的更迭來表現(xiàn)[12]。從具體形式來看，穩(wěn)定性機(jī)制是利用內(nèi)外部控制和聲譽機(jī)制，通過董事會規(guī)模結(jié)構(gòu)的調(diào)整和董事成員的任免和激勵，監(jiān)督、激勵董事會有效運作，進(jìn)而控制管理者的經(jīng)營活動不偏離企業(yè)的長遠(yuǎn)規(guī)劃和股東利益最大化目標(biāo)，因此，董事會成員越穩(wěn)定，其監(jiān)督效果越明顯[12]。董事會成員越穩(wěn)定，很多先于CEO加入公司的董事會成員會繼續(xù)留在公司，董事會被CEO架空的可能性越小，其監(jiān)督公司管理層的效果越明顯?；诖?，提出研究假設(shè)2。

假設(shè)2：董事會的穩(wěn)定性有利于削弱CEO權(quán)力與盈余管理之間正相關(guān)關(guān)系。

三、數(shù)據(jù)來源及研究設(shè)計

（一）研究樣本與數(shù)據(jù)來源

選取滬深A(yù)股主板市場（不含創(chuàng)業(yè)板）2007～2012年非金融類上市公司。樣本篩選過程為：（1）剔除上市年限不足3年的上市公司；（2）剔除采用證監(jiān)會2位代碼行業(yè)分類后，年度行業(yè)數(shù)據(jù)不足10家的行業(yè)上市公司；（3）剔除財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的上市公司。執(zhí)行上述篩選過程后共收集到6835個樣本數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于CSMAR、CCER、WIND數(shù)據(jù)庫，個別數(shù)據(jù)進(jìn)行了手工收集，收集源于巨潮資訊和證券時報網(wǎng)站的年度財務(wù)報告。本文主要使用統(tǒng)計分析軟件Stata12.0和SPSS15.0來處理相關(guān)數(shù)據(jù)并進(jìn)行后續(xù)的計量分析。

（二）模型設(shè)計與變量定義

根據(jù)研究假設(shè)，采用多元回歸方程檢驗CEO權(quán)力、董事會穩(wěn)定性與盈余管理之間的關(guān)系，具體模型如式（1）和式（2）所示。

DA=α+β1CEO+β2LEV+β3Size+β4BM+

β5ROA+β6Growth+β7NK+β8Ins+

β9Big4+β10Opinion+β11SOE+

β12MShare+β13OutDir+ε （1）

DA=α+β1CEO+β2Stability+β3CEO×

Stability+β4LEV+β5Size+β6BM+

β7ROA+β8Growth+β9NK+β10Ins+

β11Big4+β12Opinion+β13SOE+

β14MShare+β15OutDir+ε（2）

其中被解釋變量DA為盈余管理程度。當(dāng)上市公司存在異常經(jīng)營績效的情況下，采用Jones模型（包括修正后的Jones模型）估計存在一定的偏誤[18，19]。Kothari等（2005）針對此問題提出了業(yè)績調(diào)整的方法，采用資產(chǎn)收益率來修正異常應(yīng)計項目的估計方法，該模型發(fā)生錯誤的概率均低于修正后的Jones模型。因此，本文采用Kothari等（2005）業(yè)績修正后的Jones模型來估算上市公司的盈余管理程度，具體如式（3）所示。

TAijtAijt-1=αjt+β1jt1Aijt-1+β2jtΔREVijt-ΔRECijtAijt-1+

β3jtPPEijtAijt-1+β4jtROAijt+εijt （3）

式（3）中，TAijt為第j行業(yè)中第i公司在第t期的總應(yīng)計項目，以營業(yè)利潤減去經(jīng)營活動現(xiàn)金流量的余額來度量；Aijt-1為第j行業(yè)中第i公司在第t-1期的資產(chǎn)總額；△REVijt為第j行業(yè)中第i公司在第t期的營業(yè)收入較上年度的變動額；△RECijt為第j行業(yè)中第i公司在第t期的應(yīng)收賬款較上年度的變動額；PPEijt為第j行業(yè)中第i公司在第t期的固定資產(chǎn)原值；ROAijt為第j行業(yè)中第i公司在第t期的資產(chǎn)報酬率；εijt為第j行業(yè)中第i公司在第t期的殘差。對模型（3）進(jìn)行分年度分行業(yè)回歸得到參數(shù)估計值，并據(jù)此計算模型擬合值。根據(jù)被解釋變量的實際值和擬合值計算殘差，取其絕對值來度量盈余管理程度。

解釋變量CEO為CEO權(quán)力。本文對于CEO權(quán)力強(qiáng)度的度量參考Finkelstein（1992）[21]和權(quán)小峰、吳世農(nóng)（2010）[22]的研究，他們認(rèn)為，CEO的中心任務(wù)是處理不確定性，這就意味著權(quán)力基礎(chǔ)在于有能力來處理內(nèi)部和外部的不確定性。內(nèi)部不確定性主要來自于董事會和其他高管人員，而外部的不確定性則主要來自于公司的目標(biāo)和外部制度環(huán)境。因此，他們將CEO的權(quán)力具體劃分為組織權(quán)力、專家權(quán)力、所有制權(quán)力和聲望權(quán)力。將CEO權(quán)力從以上四個維度進(jìn)行劃分，并從每個維度各自選取兩個虛擬變量來度量權(quán)力強(qiáng)度的大小，對上述四個維度和八個測度指標(biāo)進(jìn)行主成分分析，采用主成分分析結(jié)果來構(gòu)建CEO權(quán)力的度量指標(biāo)。具體指標(biāo)的定義和解釋如表1所述。

表1 CEO權(quán)力的維度指標(biāo)

權(quán)力緯度

指標(biāo)

指標(biāo)解釋

組織權(quán)力

Dual

是否兼任董事長，是取1，否取0

Insiderdirector

是否是公司內(nèi)部董事，

是取1，否取0

專家權(quán)力

Rank

是否具有高職稱，是取1，否取0

Tenure

任職時間是否超過同年度同行

業(yè)中位數(shù)，是取1，否取0

所有制權(quán)力

CEO_share

是否持有本公司股權(quán)，是取1，否取0

Istitute_share

機(jī)構(gòu)投資者持股比例是否低于

行業(yè)中位數(shù)，是取1，否取0

聲譽權(quán)力

Education

是否具有高學(xué)歷，碩士以上學(xué)歷取1，其它取0

Parttime job

是否在本企業(yè)之外兼職，是取1，否取0

解釋變量Stability為董事會穩(wěn)定性，借鑒Crutchley等（2002）的研究方法，采用衡量董事會成員的變動比例來度量，如式（4）所示。該穩(wěn)定性指標(biāo)的計算結(jié)果介于0～1之間，數(shù)值越大表明該公司的董事會越穩(wěn)定，反之亦然。

Stabilityj，j+i=Mj-#Sj＼Sj+iMj×Mj+iMj+Mj+i+

Mj+i-#Sj+i＼SjMj+i×MjMj+Mj+i （4）

其中，Mj表示第j期的董事會人數(shù)，Sj表示第j期的董事會成員的集合。#（Sj＼＼Sj+i）表示原來屬于第j期的董事會成員集合，但已不屬于第j+i期的董事會成員集合的人數(shù)。#（Sj+i＼＼Sj）表示屬于第j+i期的董事會成員集合，但不屬于第j期的董事會成員集合的人數(shù)。

根據(jù)姜付秀（2013）等相關(guān)文獻(xiàn)[24]，模型中還加入了財務(wù)杠桿、公司規(guī)模、盈利能力、增長率等公司層面的控制變量，以控制其他變量對盈余管理的影響。各控制變量的具體含義如下所示：財務(wù)杠桿LEV，采用公司的資產(chǎn)負(fù)債率來表示；資產(chǎn)規(guī)模Size，采用公司年度資產(chǎn)規(guī)模取自然對數(shù)來衡量；盈利能力ROA，采用公司的資產(chǎn)利潤率來衡量；增長率Growth，采用前3年的主營業(yè)務(wù)收入增長率來衡量；扭虧動機(jī)NK，若上市公司上年度凈利潤為負(fù)，當(dāng)年度凈利潤為正，則為1，否則為0；配股資格Ins，若上市公司前三年平均凈資產(chǎn)收益率介于6%～7%之間，取值為1，否則為0；賬面市值比MB，采用公司的每股凈資產(chǎn)/（年末流通股市值+非流通股×每股賬面價值每股市價）來衡量；審計意見Opinion，若上市公司當(dāng)年度被出具的審計報告為標(biāo)準(zhǔn)無保留意見，則為0，若為無保留意見加強(qiáng)調(diào)事項段或說明事項段，則為-1，若為無法表示意見，則為-2，否則為-3。會計師事務(wù)所Big4，若當(dāng)年度上市公司審計事務(wù)所為四大會計師事務(wù)所，則為1，否則為0；公司性質(zhì)SOE，采用實際控制人類別來劃分公司的所有權(quán)性質(zhì)，若為國有控制，則為1，否則為0；管理層持股比例Mshare，采用當(dāng)年度管理層持股占總股本的比例來度量；獨立董事比例OutDir，采用上市公司當(dāng)年度獨立董事占董事會人數(shù)的比例來度量。

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

根據(jù)研究模型中所涉及的主要變量，計算各變量的描述性統(tǒng)計量，結(jié)果如表2所示。研究發(fā)現(xiàn)，樣本公司的盈余管理整體表現(xiàn)為正向盈余管理，盈余管理DA變量均值為2.7798，表明我國上市公司存在著向上的盈余管理現(xiàn)象，但該變量的最大值和最小值差異非常大，標(biāo)準(zhǔn)差為499.8228，變量存在極端異常值現(xiàn)象。采用主成分因子分析后，CEO權(quán)力的均值為-0.0777，中位數(shù)為-0.0534，總體上我國上市公司的CEO權(quán)力較小。董事會穩(wěn)定性的均值為0.8355，中位數(shù)為0.8889，表明我國上市公司董事會穩(wěn)定性較強(qiáng)，董事會成員的更迭并不明顯。公司特征變量方面，各變量體現(xiàn)出一定的差異性。部分變量存在異常的極端值，后續(xù)回歸處理時將對上述所有連續(xù)變量進(jìn)行1%數(shù)值的縮尾（Winsorized）處理。

表2 樣本公司描述性統(tǒng)計

變量

最大值

最小值

平均值

中位數(shù)

標(biāo)準(zhǔn)差

25分位數(shù)

75分位數(shù)

DA

38195.41

-14606.33

2.7798

-0.0354

499.8228

-0.6526

0.4576

CEO

1.0110

-0.8999

-0.0777

-0.0534

0.3459

-0.3260

0.1426

Stability

1

0

0.8355

0.8889

0.1968

0.7605

1

LEV

124.0223

0

0.6530

0.5314

2.5097

0.3793

0.6699

Size

28.2821

13.7633

21.7134

21.6358

1.3424

20.8633

22.4828

BM

31.3026

-13.2294

0.3191

0.2721

0.6514

0.1673

0.4458

Growth

13271.13

-1.7443

4.8348

0.1581

205.1613

0.0315

0.3395

ROA

758.7382

-51.2978

0.1435

0.0332

9.2195

0.0111

0.0629

NK

1

0

0.0837

0

0.2769

0

0

Ins

1

0

0.0543

0

0.2266

0

0

Big4

1

0

0.0631

0

0.2431

0

0

Opinion

0

-3

-0.0947

0

0.3889

0

0

SOE

1

0

0.5384

1

0.4986

0

1

MShare

0.75

0

0.0215

0.0001

0.0860

0

0.0003

OutDir

0.7143

0.0909

0.3640

0.3333

0.0516

0.3333

0.3750

（二）回歸結(jié)果分析

首先基于混合數(shù)據(jù)采用最小二乘法檢驗CEO對上市公司盈余管理的影響，回歸結(jié)果如表3所示。表3列示了模型回歸結(jié)果，其中模型1研究CEO權(quán)力對上市公司盈余管理的影響，模型2和模型3進(jìn)一步將盈余管理劃分為正向盈余管理和負(fù)向盈余管理，研究CEO權(quán)力對正向盈余管理和負(fù)向盈余管理的影響。

表3中模型1表明，CEO權(quán)力與上市公司的可操控應(yīng)計絕對值呈正相關(guān)關(guān)系，表明CEO權(quán)力越大，上市公司盈余管理程度越大。模型2表明，上市公司CEO權(quán)力與正向盈余管理顯著正相關(guān)，模型3回歸結(jié)果顯示，上市公司CEO權(quán)力與負(fù)向盈余管理顯著負(fù)相關(guān)，這表明，上市公司CEO權(quán)力越大，其會向上操控盈余以滿足薪酬契約和資本市場對其的業(yè)績預(yù)期。同樣地，當(dāng)上市公司業(yè)績超過預(yù)期時，CEO也存在向下操控盈余的動機(jī)，以避免永久喪失這部分紅利[15]。

表3 CEO權(quán)力與盈余管理關(guān)系回歸結(jié)果

模型1：|DA|（N=6835）

模型2：DA>0（N=3269）

模型3：DA<0（N=3566）

CEO

0.041***

2.74

0.026*

1.66

-0.051**

-2.38

LEV

-0.306***

-7.75

0.261***

6.14

0.689***

12.12

Size

-0.013*

-1.69

0.056***

6.77

0.074***

7.03

BM

-0.516***

-12.03

-0.072

-1.61

0.790***

12.58

Growth

0.043*

1.67

0.060**

2.22

-0.049

-1.38

ROA

2.837***

15.92

-2.167***

-10.25

-5.061***

-19.84

NK

0.399***

20.67

0.611***

38.51

0.019

0.22

Ins

0.120***

5.30

0.195***

5.81

-0.024

-1.04

Big4

0.032

1.43

-0.025

-1.04

-0.063**

-1.97

Opinion

-0.172***

-11.89

-0.150***

-10.94

0.252***

10.76

SOE

-0.033***

-2.91

0.011

0.91

0.084***

5.08

MShare

4.167***

2.91

-3.244*

-1.67

0.949

0.53

OutDir

0.263*

1.88

0.009

0.07

-0.443**

-2.21

常數(shù)

0.752***

4.76

-0.945***

-5.35

-2.087***

-9.37

年度效應(yīng)

控制

控制

控制

行業(yè)效應(yīng)

控制

控制

控制

調(diào)整后的R2（%）

22.73

42.77

33.47

F值

53.92***

65.27***

48.20*** 注： *、**、***分別表示在p值0.1、0.05、0.01下顯著。

其他控制變量方面，公司資產(chǎn)規(guī)模Size、資產(chǎn)負(fù)債率LEV以及賬面市值比BM與盈余管理程度顯著負(fù)相關(guān)。其原因可能是，上市公司資產(chǎn)規(guī)模越大，資產(chǎn)負(fù)債率越高以及賬面市值比越高，越容易受到監(jiān)管機(jī)構(gòu)監(jiān)督，導(dǎo)致盈余管理程度下降。上市公司的資產(chǎn)凈利率ROA與盈余管理程度顯著正相關(guān)，與正向盈余管理和負(fù)向盈余管理都顯著負(fù)相關(guān)，這表明上市公司資產(chǎn)凈利率越高，向上進(jìn)行盈余管理程度的可能性越低，但向下進(jìn)行負(fù)向盈余管理來隱藏利潤的可能性越高。上市公司的扭虧動機(jī)NK和再融資動機(jī)Ins與盈余管理程度顯著正相關(guān)，而且正相關(guān)關(guān)系主要體現(xiàn)在正向盈余管理子樣本中，這表明具有扭虧動機(jī)和再融資動機(jī)的上市公司，越可能向上盈余管理以達(dá)到監(jiān)管機(jī)構(gòu)的要求。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)SOE與盈余管理程度顯著負(fù)相關(guān)，這表明相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)的盈余管理程度較低。

表4回歸結(jié)果表明，董事會穩(wěn)定性Stability與盈余管理顯著負(fù)相關(guān)，表明董事會成員越穩(wěn)定，越有利于遏制上市公司的盈余管理行為，降低上市公司盈余管理程度。董事會穩(wěn)定性與CEO權(quán)力的交乘項（Stability×CEO）與盈余管理顯著負(fù)相關(guān)，表明董事會的穩(wěn)定性能夠有效削弱CEO權(quán)力與盈余管理之間的正相關(guān)關(guān)系，董事會成員越穩(wěn)定，對CEO監(jiān)督能力越強(qiáng)。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，這種監(jiān)督能力主要體現(xiàn)在正向盈余管理子樣本中，表明公司董事會成員對于CEO正向盈余管理行為要求比較嚴(yán)格，而對于CEO負(fù)向盈余管理行為可能持默許態(tài)度，因此監(jiān)督效果并不明顯。

（三）進(jìn)一步研究：CEO權(quán)力、董事會穩(wěn)定性與盈余管理基于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下，CEO對公司業(yè)績的敏感程度不同，從而盈余管理的動機(jī)可能存在差異。與國有控股上市公司相比，非國有控股管理層進(jìn)行盈余管理尤其是正向盈余管理的動機(jī)是比較強(qiáng)的[24]。同時，國有控股企業(yè)的CEO由控股股東單位委派，且大多數(shù)總經(jīng)理同時兼任董事長，形成了高管自己聘用自己，自己監(jiān)督自己的局面，這勢必降低股東和董事會對高管的監(jiān)督和約束，賦予了高管較大的控制權(quán)[17]。因此，根據(jù)管理者霸權(quán)理論，此時董事會實際上被管理層支配，董事會對CEO的監(jiān)督可能流于形式。

表6的回歸結(jié)果顯示，在非國有上市公司子樣本中，董事會穩(wěn)定性Stability與CEO權(quán)力的交乘項Stability×CEO與盈余管理顯著負(fù)相關(guān)，表明董事會穩(wěn)定性能夠有效削弱非國有上市公司CEO權(quán)力與盈余管理之間的正相關(guān)關(guān)系，而這種監(jiān)督機(jī)制主要體現(xiàn)在正向盈余管理子樣本中。但我們并沒有發(fā)現(xiàn)國有上市公司的董事會能夠有效監(jiān)督CEO權(quán)力對盈余管理的操縱，表明在國有上市公司中可能存在CEO控制董事會的現(xiàn)象，國有上市公司董事會監(jiān)督能力較弱。

表4 CEO權(quán)力、董事會穩(wěn)定性與盈余管理

模型1：|DA|（N=6835）

模型2：DA>0（N=3269）

模型3：DA<0（N=3566）

CEO

0.052*

1.82

0.118*

1.91

-0.067

-0.69

Stability

-0.065**

-2.46

-0.160***

-6.07

0.019

0.49

CEO×stability

-0.016**

-2.22

-0.120*

-1.65

0.019

0.18

LEV

-0.308***

-7.78

0.261***

6.17

0.690***

12.13

Size

-0.012*

-1.66

0.057***

6.92

0.074***

7.03

BM

-0.515***

-11.99

-0.065

-1.47

0.789***

12.57

Growth

0.042*

1.66

0.054**

1.98

-0.050

-1.39

ROA

2.836***

15.91

-2.206***

-10.49

-5.059***

-19.81

NK

0.396***

20.45

0.603***

38.11

0.019

0.23

Ins

-0.120***

-5.30

-0.025

-1.11

0.194***

5.80

Big4

0.032

1.43

-0.023

-0.99

-0.063**

-1.97

Opinion

-0.170***

-11.71

-0.144***

-10.53

0.252***

10.70

SOE

-0.034***

-2.93

0.009

0.84

0.083***

5.07

MShare

4.307***

3.00

-3.065

-1.59

0.895

0.50

OutDir

0.254*

1.82

-0.029

-0.20

-0.442**

-2.21

常數(shù)

0.806***

5.05

-0.815***

-4.61

-2.102***

-9.34

年度效應(yīng)

控制

控制

控制

行業(yè)效應(yīng)

控制

控制

控制

調(diào)整后的R2（%）

22.78

43.42

33.44

F值

51.40***

63.70***

45.77*** 注： *、**、***分別表示在p值0.1、0.05、0.01下顯著。

表5 CEO權(quán)力、董事會穩(wěn)定性與盈余管理：基于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

SOE=1

SOE=0

模型1：|DA|

模型2：DA>0

模型3：DA<0

模型4：|DA|

模型5：DA>0

模型6：DA<0

CEO

0.049**

0.138*

-0.110

0.050**

0.092**

0.012

Stability

-0.084**

-0.127***

0.091

-0.035***

-0.189***

-0.026

CEO×Stability

-0.027

-0.131

0.055

-0.018**

-0.111***

-0.039

LEV

-0.192***

0.276***

0.632***

-0.441***

0.210***

0.726***

Size

0.025**

0.064***

0.044***

-0.057***

0.056***

0.109***

BM

-0.342***

-0.030

0.557***

-0.693***

-0.142*

0.980***

Growth

0.025

0.096***

-0.002

0.067*

0.005

-0.101**

ROA

2.713***

-2.600***

-6.039***

2.965***

-1.830***

-4.249***

NK

0.488***

0.604***

-0.331*

0.305***

0.600***

0.130

Ins

-0.114***

-0.006

0.182***

-0.132***

-0.053

0.226***

Big4

-0.005

-0.035

-0.019

0.081**

0.000

-0.103*

Opinion

-0.194***

-0.177***

0.256***

-0.151***

-0.123***

0.228***

MShare

12.643***

-4.732

-12.134***

1.382

-2.856

2.758

OutDir

-0.089

-0.150

-0.033

0.372*

0.059

-0.701***N368019611719315513081847

調(diào)整后的R2（%）

21.22

44.04

32.29

26.29

42.92

34.28

F值

27.07***

41.59***

22.56***

29.85***

26.20***

25.69*** 注：*、**、***分別表示在p值0.1、0.05、0.01下顯著。

（四）進(jìn)一步研究：CEO權(quán)力、董事會穩(wěn)定性與盈余管理基于CEO任期的視角

董事會監(jiān)督CEO的能力也會隨著CEO任期的變化而變化，在CEO任職早期，新上任CEO 可能有強(qiáng)烈的動機(jī)專注于領(lǐng)導(dǎo)力發(fā)展以適應(yīng)新的工作環(huán)境、熟悉公司競爭環(huán)境、發(fā)展新的工作關(guān)系、學(xué)習(xí)新的技能和知識來滿足新職位的需求，而這些都要求CEO和董事會建立良好的合作關(guān)系，通過董事會的重重考驗，得到董事會的認(rèn)可[25]。因此，此時CEO相對董事會權(quán)力較弱，董事會能夠有效地阻止這些任期較短的CEO犧牲股東的利益，去追求個人利益。而隨著CEO任職時間的增長，說明CEO通過了董事會的績效考察，其經(jīng)營公司的能力得到了肯定，CEO獲得了更多的公司經(jīng)營運作的信息，掌握了更大的權(quán)力，董事會對CEO的約束力減弱。因此，在CEO任職晚期，CEO權(quán)力的顯著增加使得其對董事會的控制力逐漸增強(qiáng)，董事會相對CEO權(quán)力較弱，董事會并不能有效監(jiān)督CEO操縱盈余管理行為。

表6 CEO權(quán)力、董事會穩(wěn)定性與盈余管理：基于CEO任期的視角

High CEO Tenure

Low CEO Tenure

模型1：|DA|

模型2：DA>0

模型3：DA<0

模型4：|DA|

模型5：DA>0

模型6：DA<0

CEO

0.004

0.119**

0.027

0.216*

0.151**

-0.274

Stability

-0.078**

-0.172***

0.057

-0.009

-0.154***

-0.087

CEO×Stability

0.051

-0.132

-0.090

-0.232*

-0.192**

0.306

LEV

-0.200***

0.349***

0.578***

-0.375***

0.219***

0.783***

Size

-0.029***

0.043***

0.092***

0.000

0.076***

0.067***

BM

-0.459***

-0.044

0.697***

-0.533***

-0.093

0.835***

Growth

0.066*

0.026

-0.106**

0.040

0.070

0.002

ROA

2.752***

-2.043***

-5.169***

2.843***

-2.428***

-4.985***

NK

0.382***

0.591***

0.000

0.411***

0.619***

-0.044

Ins

-0.109***

-0.035

0.167***

-0.125***

-0.032

0.211***

Big4

0.029

-0.045

-0.065

0.095**

0.038

-0.055

Opinion

-0.135***

-0.127***

0.218***

-0.221***

-0.175***

0.281***

SOE

-0.035**

0.016

0.096***

-0.034*

0.010

0.077***

MShare

5.385***

-2.210

-0.994

3.663

-0.041

2.613

OutDir

0.327*

-0.091

-0.729***

0.049

-0.417

-0.207

N

3348

1578

1770

2266

1110

1156

調(diào)整后的R2（%）

22.19

44.72

32.19

24.45

43.66

35.44

F值

24.86***

32.89***

21.99***

19.33***

22.48***

16.85*** 注：（1） *、**、***分別表示在p值0.1、0.05、0.01下顯著。（2）在考慮CEO任期后，由于上市公司CEO任期的數(shù)據(jù)缺失，致使總樣本公司的數(shù)量下降為5614個。

表6的回歸結(jié)果列示了不同CEO任期下CEO權(quán)力、董事會穩(wěn)定性與盈余管理的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，在CEO任期較短（Low CEO Tenure）的子樣本中，董事會穩(wěn)定性Stability與CEO權(quán)力的交乘項Stability×CEO與盈余管理顯著負(fù)相關(guān)，表明董事會穩(wěn)定性能夠有效削弱任期較短時CEO權(quán)力與盈余管理之間的正相關(guān)關(guān)系，而這種監(jiān)督機(jī)制僅體現(xiàn)在正向盈余管理情形，表明公司董事會能夠有效監(jiān)督CEO的正向盈余管理行為，但對于CEO負(fù)向盈余管理行為可能持默許態(tài)度。但未發(fā)現(xiàn)董事會能夠有效監(jiān)督任期較長的CEO對盈余管理的操縱，這表明隨著CEO任期的增長，CEO相對于董事會權(quán)力越強(qiáng)，可能存在CEO控制董事會的現(xiàn)象，導(dǎo)致董事會對CEO的監(jiān)督機(jī)制失效。

（五）穩(wěn)健性檢驗

1.重新定義應(yīng)計項目盈余管理指標(biāo)。

前文采用Kothari等（2005）模型計算了盈余管理程度，為了增強(qiáng)結(jié)論的穩(wěn)健性我們又分別采用修正后的Jones模型重新計算公司的盈余管理水平，進(jìn)行上述回歸分析，研究結(jié)論保持不變。

2.重新定義CEO權(quán)力。

前文采用了主成分因子分析法度量了CEO權(quán)力，由于本文研究的是CEO權(quán)力和董事會穩(wěn)定性對盈余管理的影響，直接表現(xiàn)為CEO相對于董事會的權(quán)力。因此，采用CEO相對于前3董事會薪酬比例來度量CEO權(quán)力，該數(shù)值越大，表明CEO相對于董事會的權(quán)力越大[12]。進(jìn)行上述分析，研究結(jié)論保持不變。

3.重新定義了董事會穩(wěn)定性。

前文采用公司董事會成員的變動比例來度量，但該比例可能受到董事會正常換屆的影響，董事會成員正常換屆時，該比例越大。因此，為了避免董事會正常換屆導(dǎo)致影響董事會的穩(wěn)定性，本文手工整理了董事會離職人員中的任期和離職原因，扣除了任期到期后正常換屆的董事會人員后，采用董事會成員非正常變動比例程度來重新度量董事會的穩(wěn)定性，進(jìn)行上述回歸分析，研究結(jié)果不變。

五、研究結(jié)論

上市公司的盈余管理行為阻礙了真實會計信息的傳遞，誤導(dǎo)投資者對公司真實價值的判斷，損害了投資者利益并嚴(yán)重干擾了資本市場的正常運作。因此，遏制上市公司盈余管理行為一直是各國資本市場監(jiān)管的重點內(nèi)容。研究CEO權(quán)力和董事會穩(wěn)定性對盈余質(zhì)量的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）CEO權(quán)力越大，上市公司盈余管理程度越高，穩(wěn)定的董事會能夠有效削弱CEO權(quán)力與盈余管理之間的正相關(guān)關(guān)系，而這種監(jiān)督機(jī)制主要體現(xiàn)在正向盈余管理中，董事會對于CEO的負(fù)向盈余管理行為并無明顯的遏制作用；（2）進(jìn)一步劃分不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)后發(fā)現(xiàn)，上述研究結(jié)論主要體現(xiàn)在民營上市公司中，國有控股企業(yè)的CEO由控股股東單位委派，CEO相對于董事會的權(quán)力更強(qiáng)，董事會的穩(wěn)定性并不能有效監(jiān)督CEO的盈余管理行為。（3）進(jìn)一步區(qū)分CEO任期后發(fā)現(xiàn)，CEO任期較短時，CEO相對董事會的權(quán)力較小，穩(wěn)定的董事會能夠有效削弱CEO權(quán)力與盈余管理之間的正相關(guān)關(guān)系。但隨著CEO任期的增長，CEO相對于董事會的權(quán)力越強(qiáng)，董事會并不能有效監(jiān)督CEO操縱盈余管理行為。

本文的研究結(jié)論揭示了抑制公司管理層盈余管理行為的關(guān)鍵在于提高董事會監(jiān)督能力和出臺制約CEO權(quán)力的機(jī)制。因此，監(jiān)管部門除了制定和完善相關(guān)法律法規(guī)外，還可以要求上市公司保持董事會成員的穩(wěn)定性，提高董事會的監(jiān)督能力，更有利于監(jiān)督CEO的經(jīng)營決策，提高上市公司的盈余質(zhì)量。

參考文獻(xiàn)：

[1]Malmendier， U.， Tate， G. Superstar CEOs[J]. Quaterly Journal of Economics， 2009， （4）：1593-1638.

[2]Healy， P. M.， J. M. Wahlen. A review of the earnings management literature and its implications for standard setting[J]. Accounting Horizons， 1999，（4）：365-383.

[3]王躍堂，周雪，張莉.長期資產(chǎn)減值：公允價值的體現(xiàn)還是盈余管理行為[J].會計研究，2005，（8）：30-36.

[4]張然，陸正飛，葉康濤.會計準(zhǔn)則變遷與長期資產(chǎn)減值[J].管理世界，2007，（8）：77-84.

[5]張亦春，孫君明.我國上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)、股利政策與公司治理研究綜述[J].當(dāng)代財經(jīng)，2009，（7）：123-129.

[6]林芳，馮麗麗.管理層權(quán)力視角下的盈余管理研究[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2012，（7）：96-104.

[7]周暉，左鑫.董事會監(jiān)管下的高管變更對盈余管理的影響研究[J].財經(jīng)理論與實踐，2013，（5）：79-83.

[8]Beasley， M. An empirical analysis of the relation between board of director composition and financial statement fraud[J]. The Accounting Review， 1996，（4）：443-465.

[9]張逸杰，王艷，唐元虎，蔡來興.上市公司董事會特征和盈余管理關(guān)系的實證研究[J].管理評論，2006，（3）：14-19.

[10]楊清香，張翼，張亮.董事會特征與盈余管理的實證研究：來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].中國軟科學(xué)，2008，（11）：133-140.

[11]周冬華，趙玉潔.公司治理結(jié)構(gòu)、盈余管理動機(jī)與可供出售金融資產(chǎn)處置[J].江西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報， 2014，（1）：70-81.

[12]周冬華，趙玉潔.CEO 權(quán)力、董事會穩(wěn)定性與管理層業(yè)績預(yù)告[J].當(dāng)代財經(jīng)，2013，（10）：118-129.

[13]Bebehuk， L. A.， J. M. Fried. Executive compensation as an agency problem[J]. Journal of Economic Perspectives， 2003，（17）：71- 92.

[14]王燁，葉玲，盛明泉.管理層權(quán)力、機(jī)會主義動機(jī)與股權(quán)激勵計劃設(shè)計[J].會計研究，2012，（10）：35-41.

[15]Healy. P. M. The effect of bonus schemes on accounting decisions[J]. Journal of Accounting and Economics， 1985，（7）： 85-107.

[16]Bergstresser， D，Philippon， T. CEO incentives and earnings management[J]. Journal of Financial Economics ， 2006，（80）： 511- 529.

[17]王克敏，王志超.高管控制權(quán)、報酬與盈余管理基于中國上市公司的實證研究[J].管理世界，2007，（7）：111-119.

[18]Dechow， P. M.， R. G. Sloan， A. P. Sweeney. Detecting earning management[J]. The Accounting Review， 1995，（2）： 193-226.

[19]Guay， W. R.， S. P. Kothari， and R. L. Watts. A market-based evaluation of discretionary accrual models[J]. Journal of Accounting Research， 1996，（3）：83-105.

[20]Kothari， S. P.， A. J. Leone， C. E. Wasley. Performance matched discretionary accrual measures[J]. Journal of Accounting and Economics， 2005，（1）：163-197.

[21]Finkelstein， S. Power in top management teams：dimensions，measurement， and validation[J]. Academy of Management Journal， 1992，（3）：505-538.

[22]權(quán)小鋒，吳世農(nóng)，文芳.管理層權(quán)力、私有收益與薪酬操縱[J].經(jīng)濟(jì)研究，2010，（11）：73-87.

[23]Crutchley， C.， Gamer， J.， Marshall， B. An examination of board stability and the longterm performance of initial public offerings[J]. Financial Management， 2002，（3）：63-90.

[24]姜付秀，朱冰，唐凝.CEO和CFO任期交錯是否可以降低盈余管理[J].管理世界，2013，（1）：158-167.

[25]Milbourn， T. CEO Reputation and Stockbased Compensation[J]. Journal of Financial Economics， 2003，（2）： 241-276.

（責(zé)任編輯：漆玲瓊）