盈余管理主要分为投机性盈余管理和信息性盈余管理。以往关于公司治理对盈余管理影响的文献主要从投机性盈余管理的研究视角出发，而忽视了信息性盈余管理积极健康的一面。信息性盈余管理是管理者将盈余操控视为一种向外界投资者传递公司盈余期望的手段。公司治理有助于公司利益相关者监督和制约管理者的行为，降低股东与其他外部利益相关者之间的信息不对称，保障财务报告的真实性和可靠性。

HOLTHAUSEN等[1]最早提出信息性盈余管理(informative earnings management)的概念，认为盈余管理能够增加财务报告的会计信息含量。GUAY等[2]及GUL等[3]根据行为目的，将盈余管理行为划分成增加财务报告数字信息能力的信息性盈余管理和管理者为实现特定目标而扭曲报告盈余的投机性盈余管理。研究结果表明收益平滑能够增强盈余可持续性和可预测性，操控性应计利润能够传递公司未来的现金流量和经营成果等信息，但实证结果与普遍的投机性盈余管理视角中应计操控扭曲盈余信息所得出的结果不一致。JIRAPORN等[4]的研究支持了信息性盈余管理的视角并且承认了盈余管理对公司发展是有益的，因为盈余管理可能会提高盈余信息含量。纪茂利等[5]研究发现管理层发布盈余预测的好消息会比坏消息能够引起更大的不对称及时性，说明了盈余管理可以作为管理层信息传递的手段来缓解与外部信息使用者之间的信息不对称。LIN等[6]研究发现股权资本结构会影响上市公司进行信息性盈余管理的动机，董事会和监事会活跃程度与信息性盈余管理正相关。

许多实证研究从不同的治理角度证实了公司治理与财务报告质量之间的正相关关系。刘淑花等[7]利用2007-2014年上市公司数据，研究发现在外部治理机制中区域经营环境越好，会计盈余质量越高。DUNN等[8]指出财务报告欺诈更可能发生在具有较高比例所有权的公司中。林钟高等[9]指出在拥有大股东持股比例较高的上市公司中，其公司治理水平较低，均衡持股能够提高公司治理水平。杜亭[10]以A股主板上市公司为研究样本，发现股权分散程度的高低会影响财务报告会计信息质量。王昌锐等[11]利用非金融类上市公司2007-2010年的公司数据进行实证分析研究，发现上市公司股权集中度与盈余管理二者存在正相关关系，即盈余管理程度随着上市公司股权集中度提高而增大，说明控股股东会运用盈余管理的手段为自己谋取私人利益。陆唯文等[12]研究发现随着公司治理机构的完善，更多债权人的融入能够降低投机性盈余管理行为发生的概率。

关于抑制控股股东利益侵占行为的研究主要集中在关于股权分散制衡方面，通过其他大股东股权制衡抑制大股东掏空的行为，这也为管理者进行信息性盈余管理提供了可能性[13-14]。CONGER等[15]研究发现提高董事会效率的一个重要因素是董事会会议召开的频率，即董事会活跃程度越高，对管理者的制约能力越强，董事会活动有助于公司治理水平的提高。于东智[16]从董事会行为中董事会会议频率的视角出发，对企业绩效和董事会行为之间的关系进行研究，发现董事会会议召开次数与企业绩效存在正相关关系，并指出董事会有效运作的前提是董事会会议质量的提高。沈艺峰[17]的研究结果也支持了于东智的研究成果，经常召开会议的董事会更具责任心，更能提升公司业绩。李常青等[18]研究发现上年度净资产收益率会受到董事会会议召开频率的影响，当公司作出重大决策时，董事会会议召开的次数会增加。夏俊彬[19]通过实证多元回归分析研究发现董事会行为特征能够影响上市公司会计信息质量。

从以往公司治理对盈余管理影响的研究中可以发现，国内外学者大量研究了在投机性盈余管理视角下公司治理对盈余管理的影响，得出的结论大多是盈余管理对外部利益相关者的消极作用。而在信息性盈余管理视角下公司治理对盈余管理影响的研究还不多见，公司管理者可以将盈余管理作为一种信息传递手段向外部利益相关者传递内部信息，在一定程度上盈余管理具有积极作用。鉴于此，本文对信息性盈余管理与投机性盈余管理加以区分，在信息性盈余管理视角下探究公司治理对盈余管理的影响。

1 理论分析与研究假设

1.1 控股股东与信息性盈余管理

H3：董事会的活跃程度越高，信息性盈余管理程度越高。

总之，儿童矮身材是儿科内分泌领域的一个重要且复杂的疾病，首诊医师在条件允许的情况下应将病人转至专业儿科内分泌医生处理，没有条件时要进行全面检查与评估，尽量明确矮身材病因，与家长进行充分沟通，较为合理地做出是否rhGH治疗的结论，而且要在治疗开始后进行长期随访，切实做到有效治疗。避免只是身高偏矮或家长要求就盲目rhGH治疗，开始治疗后又随意停药，浪费时间和金钱，还可能有副作用。

H1：控股股东持股比例越高，信息性盈余管理程度越低。

1.2 股权制衡与信息性盈余管理

很多学者在相关文献中指出股权制衡能够加强对上市公司大股东和管理者的监督，以提高公司治理水平。在上市公司中当控股股东拥有绝对控制权时，若想减弱其对中小股东的利益侵占行为，需要其他大股东对控股股东的监督和制约。其他大股东的持股比例越高，对控股股东的监督作用越明显，就能更有效地抑制大股东的投机性盈余管理行为，并促使管理者进行信息性盈余管理。这是因为其他大股东并不以利己主义为目的，更愿意去监督控股股东以缓解大股东的利益侵占行为。上市公司前2～5位大股东的持股比例之和可以度量股权制衡度，由此衡量对第一大股东的监督制约能力。据此提出假设H2。

第二，股权集中度与信息性盈余管理的相关性不显著。LA PORTA研究发现上市公司股权集中度与财务报告质量负相关，大股东对中小股东和管理层进行控制时通常会运用失真的会计信息[22]。本文认为股权集中度具有的两面性可能导致实证结果不显著。为了最大限度地实现公司利益，大股东有足够的动力来监督和控制公司的经营行为。但当股权高度集中在大股东手中时，可能导致大股东利用控制权优势侵占公司利益。

1.3 董事会行为与信息性盈余管理

董事会活动是公司治理结构中重要的组成部分，董事会的作用主要通过董事会会议的频率、履行职责的方式以及对会议决议的执行效果来体现。因此，董事会会议召开频率将会影响董事会的监督作用。董事会会议频率越高，发现并抑制投机性盈余管理的机会越大，可以合理地推测信息性盈余管理的机会也越多。先前的研究表明，基于投机性盈余管理的视角，董事会和投机性盈余管理存在负相关关系。因此，积极负责的董事会会议能够增加管理者进行信息性盈余管理的机会。据此提出假设H3。

股权集中是一种普遍现象。由于资本市场形成的时间不长，公司治理环境相对较弱，因而股权集中的程度较高。作为控股股东可能会有动机和权利去约束管理者，同时其利益并不总是和中小股东、管理当局的利益一致，他们有机会获取更多的私人收益。因此，上市公司控股股东的控制能力越强,就越可能以投机性盈余管理为目的侵占中小股东的利益，这样的公司不愿意向外界传递公司的内部信息。据此提出假设H1。

2 研究设计

2.1 数据来源与样本选择

本文以沪深证券交易所2014—2016年的上市公司为样本，所用的样本数据来源于2014—2016年度财务报告，年度数据资料主要从CSMAR数据库获得，公司治理相关数据主要从上、深证券交易所官方网站发布的上市公司季度报告中获得。通过以下方式对数据资料进行删选和整理，形成最终的样本。第一，删除金融行业上市公司样本；第二，剔除ST和*ST的公司样本；第三，剔除数据异常的公司样本。

2.2 变量的选择和定义

2.2.1 信息性盈余管理的衡量

对于信息性盈余管理的衡量，本研究在参照现有研究文献的基础上，从总操控性应计盈余中识别出信息性盈余管理部分。见式(1)。

TAi/Ai= α1(1/Ai)+α2(ΔREVi/Ai)+

α3(PPEi/Ai)+εi，

相对于例(24)，例(23)较为明显地表现出了广告宣传的意味，而例(24)更容易引起读者兴趣。广告似乎是大家最不愿意理会的帖子，但是通过“确认过眼神X”构式表达出来，却增添了一丝风趣。如例(24)借助“确认过眼神X”构式，勾起了原本不愿理会的读者的好奇心，反而想“一睹芳容”。

(1)

式中：TAi是公司i本季度总应计利润；Ai是公司i的上季度期末总资产；ΔREVi是上市公司i相邻两季度主营业务收入的差值；PPEi是公司i当期期末固定资产价值。残差εi为本季度盈余管理观测值。

2.2.2 信息性盈余管理与公司治理的检验

从内容和运行逻辑来看，法律与科技均注重规则性。首先，法律注重规则性。法律的规则性主要体现在两个方面：第一，法律的主要内容由规则构成。第二，法律的运行或功能的发挥主要依靠规则。规则为人们提供明确的行为指向，法律的运行实际上就是规则的运行。人们遵守法律，主要是遵守法律制定的规则。

年度盈余(YE)和季度操控性应计利润(QDA)两两组合会有4种不同的组合方式。如图1所示，在Ⅰ和Ⅳ区域部分，这种QDA与YE符号方向一致的组合被视为管理者进行信息性盈余管理行为，管理者可能将公司内部信息通过季度财务报告向外部利益相关者传递。而在Ⅱ和Ⅲ区域部分，QDA和YE的符号方向不一致，这种盈余管理行为更可能误导投资者，向外部投资者传递错误的盈余信号，QDA与YE方向不一致的组合本文视为公司管理层没有进行信息性盈余管理行为。

  

图1 信息性盈余管理的定义Fig.1 Definition of informative earnings management

为了从总操控性应计利润中识别出信息性盈余管理，首先利用模型(1)对每个季度的数据进行回归。根据IEM的定义，季度操控性应计利润(QDA)对于投资者在预测公司年度盈余(YE)变化具有重要作用。如果管理层预测当年的年度盈余比上一年度的年度盈余上升，管理者将会通过当年的季度盈余操控向外部投资者传递公司当年盈余利好消息的信号。反之，管理层预测当年的年度盈余比上一年度盈余有所下降，他们会选择以较低的季度盈余信息向外部投资者传递消极的年度盈余信号。

IEM(1，2)= a0+a1Sh1+a2Sh2+a3BD+

a4S+a5R+a6L+ε，

(2)

式中：IEM1，IEM2代表信息性盈余管理；Sh1代表股权集中度；Sh2代表股权制衡；BD代表董事会活动；S代表公司规模；R代表总资产收益率；L代表资产负债率。

Transactions of Atmospheric Sciences Total Contents of Vol.41,2018

 

表1 变量定义Tab.1 Variable definition

  

变量名称(符号)变量类型定义变量信息性盈余管理(IEM1)被解释变量季度操控与年度盈余方向一致的季度操控信息性盈余管理(IEM2)被解释变量在IEM1基础上季度操控幅度大于年度盈余的幅度股权集中度(Sh1)解释变量第1大股东所持股份比例股权制衡度(Sh2)解释变量第2～5大股东持股比例之和董事会活动(BD)解释变量季度内召开的董事会会议次数公司规模(S)控制变量总资产的自然对数总资产收益率(R)控制变量净利润/总资产余额资产负债率(L)控制变量总资产的自然对数

3 实证分析与结果

3.1 描述性统计

表2的数据是对描述性统计进行的检验分析结果。可以看出，IEM1和IEM2的平均值分别为0.028和0.031，说明上市公司管理层不仅通过财务报告进行投机性盈余管理行为，而且还存在着通过信息性盈余管理行为传递公司内部信息的可能性。信息性盈余管理的最小值是0.001，最大值是0.113，表明不同样本公司进行信息性盈余管理的程度有所不同。上市公司第1大股东的平均持股比例高达0.333，表明我国上市公司的股权集中度较高。公司的所有权主要集中在大股东手中,大多数上市公司的最大股东是控股股东。第2至第5大股东持股比例平均为0.171，最小值为0.111，最大值为0.462，这表明少数股东有一定的约束作用，在控股股东与股权制衡机制发挥了重要作用，对大股东的监督和控制作用，但也表明中国上市公司的股权制衡作用之间存在差距。在控制变量方面，公司规模的平均值是21.984，最小值是20.479，最大值是23.947，说明我国上市公司规模年度内变化不大。总资产收益率的平均值是1.054，最小值是-2.671，最大值是6.723，说明季度内公司的盈利状况相对平稳。

 

表2 主要变量的描述性统计Tab.2 Descriptive statistics of main variables

  

变量样本数均值标准差最小值最大值IEM196300.0280.0160.0010.113IEM296300.0310.1560.0010.110Sh196300.3330.1450.0070.770Sh296300.1710.1070.1110.462BD96301.2600.7060.0002.708S963021.9840.81420.47923.947R96301.0541.335-2.6716.723L96300.3970.2010.0290.908

3.2 相关性分析

在新闻摄影中，肖像拍摄占据一定比重，高质量的肖像拍摄可为大众传达出更多的新闻信息，反映出被拍摄人的生存状态及精神面貌等。随着摄影技巧及艺术手法的快速发展，新闻肖像摄影的重要性得到各领域的高度重视，通过肖像拍摄及构图也能够切实反映出大众的工作状态及环境，具有更高的纪实性。

 

表3 主要变量的相关系数Tab.3 Correlation coefficient of main variables

  

IEM1IEM2Sh1Sh2BDRLLIEM11IEM20.609***1Sh10.021*0.045**1Sh20.026***0.035***-0.312***1BD0.152***0.157***-0.594***0.030***1R0.119***0.118***0.124***0.105***0.0031L0.109***0.173***0.034***-0.176***0.107***-0.319***1L0.070***0.201***0.145***-0.094***0.126***0.0010.519***1

3.3 实证结果与分析

表4和表5对公司内部治理各变量与信息性盈余管理的关系进行多元回归检验，回归结果如下。

 

表4 公司治理对信息性盈余管理(IEM1)的影响Tab.4 Regression result for the effects of corporate governance on IEM1

  

变量被解释变量一季度二季度三季度Constant-0.041***0.048***0.100***Sh10.006**0.0010.002Sh20.007**0.011***0.005*BD-0.002-0.0010.004***R0.002***0.002***0.016***L0.013***0.013***0.004***L'0.003***-0.002***0.100***N214232053209R20.090.0570.04F24.51718.57515.976I控制控制控制Y控制控制控制

注：***，**，* 分别表示在 1%，5%和10% 的显著水平。

 

表5 公司治理对信息性盈余管理(IEM2)的影响Tab.5 Regression result for the effects of corporate governance on IEM2

  

变量被解释变量一季度二季度三季度Constant-0.103***-0.0140.039***Sh10.010***0.0020.003Sh20.013***0.013***0.007*BD-0.001-0.002-0.001R0.002***0.002***0.002***L0.013***0.014***0.017***L'0.005***0.001**-0.001N118417551756R20.1520.100.047F24.63318.7408.924I控制控制控制Y控制控制控制

注：***，**，*分别表示在1%，5%和 10% 的显著水平。

表4和表5展现了公司治理对信息性盈余管理影响研究的多元回归结果。回归结果表明多元回归中F值通过了统计检验，表明模型整体显著性较好，从R2值来看，不同季度回归检验的R2值虽有所差异，但模型整体拟合较好。

从股权制衡度对信息性盈余管理的回归结果来看，股权制衡度与信息性盈余管理正相关，假设H2成立，说明中小股东能够对大股东的决策权和控制权进行分权，对大股东的利益侵占行为起到监督和制约作用。公司治理对信息性盈余管理的显著性水平在不同季度的表现不同，说明不同季度中小股东对大股东的监督和制约存在差异性。大股东持股比例与信息性盈余管理的检验结果不显著，原因可能是由于集中的股权结构本身具有两面性，控股股东既有动机和权利去约束管理者维护股东权益，同时由于对企业驾驭能力较强，会对财务报告施加影响，投机性盈余管理仍是管理层进行盈余管理的首要动机，抑制了信息性盈余管理行为。董事会活动次数都没有通过显著性检验，这说明上市公司治理结构的监督机制并没有真正发挥应有的监督职能，这可能与资本市场环境有关。控制变量方面，资产负债率与信息性盈余管理在0.01水平上存在正相关关系。这说明公司资产负债率越高，越会对信息性盈余管理行为产生促进作用，越能够激发管理者的信息性盈余管理行为。

4 结 论

本文以2014-2016年沪、深两市全部A股上市公司为研究对象，采用2014—2016年的公司财务数据，研究了公司治理对信息性盈余管理的影响。对样本进行实证研究与分析，研究结果如下。

采用SPSS 17.0统计学软件对数据进行处理，计量资料采用t检验，以P＜0.05为差异有统计学意义。

第一，股权制衡度与信息性盈余管理之间呈正相关关系。白重恩等[20]研究发现除控股股东持股外，其余大股东持股比例之和与公司价值存在正相关关系。王化成等[21]以我国上市公司为研究样本，发现其他股东持股比例越高，对控股股东的制约作用越强。笔者认为，以上研究结论证实了股权制衡有助于减少大股东对中小股东的利益侵占行为，监督大股东对管理层的操纵行为，从而抑制投机性盈余管理动机，促使管理层进行信息性盈余管理，提高财务报告质量。

627 Features of myocardial bridge based on computed tomography angiography

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H2：股权制衡度越高，信息性盈余管理程度越高。

第三，董事会活动整体上与信息性盈余管理的相关性不显著。有学者指出，大多数董事会会议都是围绕日常业务进行讨论，从而限制了外部董事有效管理企业的机会。所以，相对被动的董事会在遇到问题时，通常会被迫从事高频董事会活动。说明我国上市公司董事会在发挥治理效用方面还存在不足，部分上市公司的董事会会议并不能从真正意义上起到监督作用。

根据实证研究结果，市场监管者和投资者需要关注两种不同的盈余管理行为，投机性盈余管理更倾向于误导投资者，信息性盈余管理则是通过盈余管理的手段向投资者传递有用的内部信息。股权制衡对上市公司信息性盈余管理行为具有明显促进作用。促使管理层进行信息性盈余管理，就要优化股权结构，形成产权多样化的股东制衡机制，实现股权结构的合理优化。本文在信息性盈余管理视角下，研究公司治理结构对信息性盈余管理的影响，只是从总体上给出了二者关系的一个雏形，随着我国证券市场的改革与发展，未来可以寻找更加合理的代表变量来衡量信息性盈余管理行为。

参考文献/References：

在进行回归分析之前，本文对各变量相关系数进行分析以揭示各被解释变量、解释变量和控制变量之间的相关关系。具体相关系数结果见表3。 从样本数据相关性分析结果来看，信息性盈余管理与大股东持股比例、股权制衡度、董事会会议频率正相关，部分地验证了前面的研究假设。其中股权制衡度、董事会会议召开次数与被解释变量信息性盈余管理之间均在1%的水平上显著。公司规模、资产负债率和总资产收益率控制变量与被解释变量信息性盈余管理之间显著性水平为1%。解释变量中大股东持股比例与被解释变量信息性盈余管理之间分别在10%和5%的水平上正相关，相关系数分别为0.021和0.045。解释变量中其他大股东持股比例与信息性盈余管理正相关，相关系数为0.026和0.035，并且通过了1%的显著性水平检验。

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美方报道中的“对话性压缩”资源的使用频率远高于中方，表明美方媒体更加倾向关闭或缩小对话空间。其中，“不承认”资源在中美的报道中分别占85.8%和93.12%，而且双方均喜欢直接否定某些命题，以限制或缩小对话空间。在“否定”资源中，“not”的使用频率最高，例如：

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(2) 提取地质灾害风险性评价指标体系中各评价指标值，并以各指标的“最优值”构成参考数列x*={x1*,x2*,…,xm*},xj*=max xi(i=1,2,…,m)和比较数列xk(k=1,2,…,n)。

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3.1 物候期 如表2所示，连续3年的物候期调查发现，无核红宝石葡萄避雨栽培与露地栽培相比，前者的伤流期、萌芽期基本一致；始花期比露地提前1～2天，盛花期提前1～2天，末花期提前1～2天，枝条成熟期推迟4～6天，果实成熟期推迟6～8天。

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