利润的影响因素，因此导致其存在一定的 估计误差。而具体应计利润法能够有针对 董事会特征对资产处置行为影响的 实证研究 ■ 牛 朦 姚庆国教授（山东科技大学经济管理学院 山东青岛２６６５９０） ◆ 中图分类号：Ｆ２３０文献标识码：Ａ 盈余下降的盈余管理动机。盈余管理行为 内容摘要：本文选取２０１１—２０１３年沪深 性的提出具体应计项目的影响因素，从而 减少估计的噪音。其中有代冰彬等（２００７） 研究了上市公司资产减值的计提动机。罗 进辉（２０１ ０）发现上市公司长期资产和流 动资产减值准备行为中都存在扭亏等盈余 管理动机。综合看应计利润法的应用多局 限在利用会计方法而进行的盈余管理行为 上。关于真实盈余管理计量，目前的文献 多采用Ｒｏｙｃｈｏｗｄｈｕｒｙ（２００６）的计量方 法，而具体真实盈余管理的计量方法却少 有应用，目前有白云霞（２００５）的关于业 绩低于阈值公司在控制权转移后，资产处 置的盈余管理行为的研究。 主要是基于委托代理和信息不对称理论而 产生的，而公司治理的作用正是调节这一 关系，因此公司治理结构与资产处置这一 盈余管理的分类一般分为：应计项目 盈余管理和真实活动盈余管理。关于真实 两市上市公司样本作为研究对象，首 先对扭亏、防止盈余下降的盈余管理 动机下资产处置行为的存在性进行了 验证，其次对基于扭亏等盈余管理动 机下董事会和监事会特征对资产处置 行为的影响进行了实证研究。本文所 研究内容以期对今后就如何针对不同 真实盈余管理行为之间必然有一定联系。 而由于近年来我国上市公司高管频频出现 问题，使我们不得不思考我国现阶段双重 监督模式下的董事会与监事会是否完善。 因此本文意在通过研究公司治理结构因素 盈余管理所运用的手段中利用资产处置手 段进行盈余管理方面的文献有：Ｈｅｒｒｍａｎｎ 等（２００３）验证了公司经理利用长期资产 的处置损益进行管理盈余，从而缩小与预 测盈余的差距。王福胜（２０１３）主要验证 动机下特定项目的真实盈余行为来完 善公司治理结构有一定意义。 了企业存在通过资产处置对盈余进行操纵 的行为及其动机。目前针对资产处置的盈 关键词：董事会 监事会 资产处置 盈余管理 中的董事会、监事会特征对不同盈余管理 动机下资产处置行为的影响，为今后针对 余管理行为的研究多为规范性的，多是描 述资产处置行为是盈余管理方式的一种， 而较少有涉及到这一特定真实盈余管理行 为的相关实证性研究。 在现有的研究中关于对盈余管理的制 抑制不同真实活动盈余管理行为而建立的 公司治理结构而提供思路。 引言 １９９０年上海证券交易所和１９９１年深 圳证券交易所的成立，标志着我国证券市 场的建立，同时也为我国的资源配置提供 了新的渠道。我国证券交易市场要求上市 公司定期披露其会计信息，其中盈余信息 尤为重要，是投资者用来判断企业投资潜 盈余管理与公司治理结构的 研究现状 盈余管理的计量问题是在开始盈余管 理实证研究时首要确定的问题，但学术界 对于盈余管理的计量仍然存在较多的争议。 目前针对两类盈余管理手段，学者们也提 约因素主要有：公司治理、外部审计和会 计准则。关于公司治理结构对盈余管理影 响的研究较多，如Ｂｅａｔｒｉｚ等（２００８）研 究发现企业独立董事人数比例与企业所进 行的真实盈余管理的强度呈负相关。金玉 力与利益相关者做出相关决策的重要依据。 由于其重要性，部分企业股东和管理者选 出了不同的计量方法，主要有：总体应计 利润法、具体应计利 润法、盈余分布法和 变量符号 变量名称 娜（２０１３）发现董事会规模、会议次数和 表１变量定义 变量解释 择了盈余管理行为。这严重影响了会计信 息的质量，干扰了其他利益相关者做出正 真实盈余管理计量。 ＰＬｎＡ ＥＰＵ）＾ 本期资产处置损益 本期过度资产处置损益 ＰＬＤＡ＝￣流动资产处置损益÷期初资产总额×１００％ ＥＰＬＤ＾＝ＰＬＤＡ一本期行业ＰＬＤＡ的中位数 确投资等决策的判断力。上市公司常采用 的盈余管理手段大致可以分应计项目盈余 管理和真实活动盈余管理两类。由于会计 准则的不断完善，应计项目盈余管理的操 作范围在缩小，实施的成本也在上升，而 真实活动盈余管理一般在会计准则的允许 范围内设置真实的交易。具有一定的隐蔽 这四类计量方法中， 总体应计利润法使 用的最为广泛，具代 表性的研究有： Ｈｅａｌｙ模型（１ ９８５）、 Ｄ ｅ Ａ ｎ ｇ Ｉ Ｏ模型 Ｓ口ｌ Ｓｐ２ 扭亏动机变量 防止盈余下滑变量 当真实盈余＜Ｏ，且本；昵净利润≥Ｏ时为ｌ；否则为０ 真实盈余＜上期净利润，且本期净利润≥上期净利 润时为１；否则为０ ＢＯＤｌ Ｂ０。２ 董事会规模 独立董事比例 董事会人数 ＣＧＳ２＝独立董事人数÷董事会规模 （１９８６）、Ｊｏｎｅｓ模型 Ｂ０Ｄ３ ＤＲ Ｓｉｚｅ ＣＦＰＳ 监事会规模 资产负债率 企业规模 每段经营现金流 监事会人数 ＤＲ＝负债总额÷资产总额 Ｓｉｚｅ＝ｌｎ（总资产） 每股经营现金流＝经营活动产生现金流量净额÷年 度末普通股总股本 性。因此，如何抑制真实活动盈余管理行 为是急需研究的问题。真实盈余管理行为 包括多种，本文选择涉及损益额较大的资 产处置行为为研究对象，并通过这一真实 （１９９１）等。这一方法 可以较综合的反映 企业的各种应计操 纵行为，但由于这类 模型无法全面的考 活动产生的盈余对盈余管理行为进行计量。 并探究这一特定的行为是否有扭亏、防止 ８４商业经济研究ＬＥＰＬｎＡ 上期过度资产处置损益 上一年度的过渡资产处置损益 虑到非操控性应计 （曾更名《商业时代》）２０１ ５年２９期 薪酬激励都能对公司真实盈余管理行为 产生显著影响。现有的文献虽然分别探 究了董事会特征变量与真实活动盈余管 理行为的关系，但大部分运用的是 Ｒｏｖｃｈｏｗｄｈｕ ｒｖ的真实盈余管理计量法， 董事会由股 东选举产生，代 表了不同股东的 权利，对企业有 决策、管理和监 ＳＰ１ 表３模型一回归结果 Ｆｉｘｅｄ ｅｆｆｅｃｔ ０．０２３７￣ Ｒａｎｄｏｍ ｅｆｆｅｃｔ ０．０２７０＊＊＊ ０ＬＳ ０．０２７０＊＊＊ ０．００３１ ０．００２７ ０．００２７ 并没有深入的将真实盈余管理行为具体到 某一特定项上研究两者的关系。因此，本 文将从董事会与监事会特征变量出发，研 究其与特定的资产处置盈余管理行为的关 督的权利，是协 调管理层与股东 的一个重要组 成，并能够有效 的降低由于两权 分离所带来的代 理成本。理论上 ＳＰ２ ０．００５４＊＊＊ ０．００１８ ０．００５７＊＊＊ ０．００１６ ０．００１５＂＊＊ ０．０００３ 一０．０００２ ０．０００１ ０．００００ ０．００５７＊＊＊ Ｏ．ＯＯ１６ ０．００１５料肆 ０．０００３ —０．０ＯＯ２ ０．０００１ ０．００００ ＤＲ ０．０００９＊＊ ０．０００５ 系。从而为今后对公司治理结构进行有针 对性的改善提供思路。 Ｓ工ＺＥ ０．００５３＊＊＊ ０．０００５ 研究假设 中国证监会２００１年规定：连续亏损两 董事会的规模与 其效率应存在关 系，因为容纳越 多代表不同股东 的董事会能更全 Ｕ１ｆｌＬＤＡ ＣＦＰＳ ０．０００２ 年的上市公司退市风险警示处理，连续三 年亏损暂停上市。２０１４年１ １月１６日在之 ０．０００３ ０．０００２ ０．０００２ 前制度的基础上又推出了更加严格的退市 制度。企业一旦被ＳＴ，融资的难度和成本 也随之加大。由于企业筹集资本的方式中， 上市筹资是最为有效风险较低的方式，因 此为了避免退市，上市公司有着强烈的扭 —Ｏ．３ｌ１１牺 水 ０．０２５６ Ｏ．２Ｏ８５冲嗥术 ０．Ｏ２ｌＯ －０．０００７＊ ０．２０８５＊＊＊ ０．Ｏ２１０ 一０．０００７＊ 面的保障利益相 关者的权益。因 此较大的董事会 规模能更有效的 ｙｅａｒｌ ０．０００８＊ ０．０００４ ｙｅａｒ２ ０．０００２ ０．０００４ ０．０００４ ０．０００４ ０．０００４ 亏动机。除了退市有关规定外，还有来自 抑制管理层进行 扭亏和防止盈余 下降动机的盈余 管理行为。本文 提出假设： 债权人和其他投资者的压力，例如为了控 制契约成本以及债务违约风险、为了传递 企业良好发展的信息等。因此，在上市公 司处于亏损状态时，极有可能处置一项大 宗资产，使企业扭亏为盈，达到其盈余管 理目的。因此提出假设： Ｈ 有扭亏动机的上市公司会对应一 项比例较高的资产处置行为。 若企业利润连续增长，必定会传递给 各利益相关者企业成长性较高的信号，这 ０．０００４ ＣｏｎＳ 一０．１１１０－＊＊ Ｏ．Ｏｌ１３ ０．０００４ ０．００３８ ０．００２３ ０．ＯＯＯ４ ０．００３８ ０．００２３ Ｈ 基于扭 亏动机的上市公 Ｒ ０．０８９８ ０．２８１９ ０．０４４３ 司，其董事会规 注：其中…表示ｔ检验在１％水平显著，¨表示＃检验在５％水平显著，・表示ｃ检验在１ ０％水平显著，对应下 方表格中为每个估计系数的标准差 模与资产处置的比例负相关。 盈余管理行为有着较好的抑制作用。本文 提出假设： Ｈ 基于扭亏动机的上市公司，其独 Ｈ 相关。 基于防止盈余下降动机的上市 公司，其董事会规模与资产处置的比例负 独立董事不在企业任职，与企业无重 要业务的往来，能更加客观的监督企业事 务。独立董事多具有相应领域较高的专业 水平，同时处于维护自身的声誉的角度考 样可增强投资者与债权人的信心，不仅有 利于吸引投资，也有利于降低契约成本。因 此提出假设： Ｈ 有防止盈余下降动机的上市公司 董比例与资产处置的比例负相关。 Ｈ 相关。 基于防止盈余下降动机的上市 公司，其独董比例与资产处置的比例呈负 会对应一项比例较高的资产处置行为。 表２描述性统计 Ｍｅａｎ ＥＰＬＤＡ ＳＰ１ ＳＰ２ ０．００１０６９ ０．００４６５８ ０．０１２８１１ 监事会有检查企业财务并对董事会与 管理层的违法、违规行为进行监督。与独 立董事不同的是监事会不能对公司决策做 出表决，并且成员不来自董事会，这就决 定了监事会的特殊职能，代表股东对董事 会和管理层进行监督，防止有损于股东利 虑，能相对独立 Ｍｉｎｉｍｕｍ ０．０１４４２ ０ ０ Ｍｅｄｉａｎ ０ ０ ０ Ｍａｘｉｍｕｍ ０．４８８９３７ １ １ Ｓｔｄ．Ｄｅｖ． Ｏ．０ｌ２２８７ ０．０６８１ ０．１１２４６７ 客观的对决策等 问题做出判断， 并能提高对公司 管理的监督效 率。且基于我国 企业“一股独大” 益的行为发生。但监事会与独立董事的目 的是一致的，即维护投资者的利益。监事 会规模越大其对公司的监督力度与范围必 定也越大，对各种动机的盈余管理行为的 抑制性也会越好。本文提出假设： Ｈ 基于扭亏动机的上市公司，其监 事会规模与资产处置的比例负相关。 Ｈ 基于防止盈余下降动机的上市公 司，其监事会规模与资产处置的比例呈负 《中文核心期刊要目总览》贸易经济类核心期刊 ８５ ＤＲ ＳＩＺＥ ＣＦＰＳ ０．５３５７５ ２１．２０３５５ ０．３３０２２７ ０．５ｌ０６８４ ２１．１５６６２ ０．Ｚ １８．８３７５３ ２７．７ｏ０６４ １２．８ ０．００７０８ １２．９２１０３ ｌＩ＿２５ ０．５６３７１９ １．７嘴１７６ １＿０００３７３ 的国情，独立董 事能缓解“内部 人控制”的现象。 因此，从独立董 ＬＥＰＬｎＡ Ｂ０Ｄ１ ｎ ０００８９ ９．０１１６４６ ０ ９ ｎ ４０１５２８ １８ —０．０１４４２ ４ ０．００８７ｌ８ Ｌ ８ｚ９５２９ Ｂ０Ｄ２ Ｂ０Ｄ３ ０．３７０５５１ ３．８３４０４５ ０．３３３３３３ ３ ０．７１４２８６ １２ ０．１８１８１８ １ ０．０５５９５３ １．２２９２２３ 事的职能可推断 其对扭亏和防止 盈余下降动机的 相关。 ＋ ７ ＋ａＳＰ２＊ＢＯＤ２＋ａ９ＳＰ２＊ＢＯＤ３ ＢＯＤ１ｉｔ８ｉ三种面板数据回归模型分别进行回归分析， 结果如表３、表４所示。 资产处置盈余管理与公司治 理结构模型构建 本文选择沪深两市２０１ １—２０１ ３年的 样本，并剔除了金融保险行业和数据缺失 的样本，共得到三年５４２１个样本。本文样 本数据来源于ＣＳＭＡＲ数据库，以及从巨 潮资讯网所登企业的年度财务报告中整理 得出。 （一）模型构建 ＋口ｌｏＤＲ ＋ ｌｌＳＩＺＥｆｆ＋ １２ｃ Ｆ Ｐ ｃ＋ １３ＬＥＰＬＤＡ“ ＋＋ｙｅａｒｄｕｍｍｙ＋ｕ ｒ８ 现在对两个模型中的三种回归模型 进行选择，以确定正确的回归模型。首先 通过构建Ｆ统计量对混合回归模型与固 定效应模型进行筛选得到结果，如表５、 表６所示。 从表５与表６看出对于模型一与模型 表４模型二回归结果 （二）变量定义 由于年末的资产总额会受到本期非流 动资产处置的影响，因此选择年初资产总 额来计算本期资产处置损益的比例 （Ｐ Ｌ Ｄ Ａ）。本期过渡资产处置损益 （ＥＰＬＤＡ）是将本期行 业资产处置损益的中厂——— 位数剔除，标不受行业因素的影 使得样本指ｒ ＿＿１一 为了检验假设Ｈ Ｈ 考察不同动 机资产处置行为是否存在明显差异，需要 响。为了控制其他盈余 做以本期过渡资产处置损益（ＥＰＬＤＡ）为 管理行为对盈余的贡 被解释变量，虚拟变量扭亏动机（ＳＰ１）、防 献，本文直接将真实盈 止盈余下降（ＳＰ２）为解释变量，并且增加 余定义为扣除了非流 ｌ控制变量与年度虚拟变量的面板数据回归 动资产处置损益的净分析。首先建立模型一，并且会对模型一 利润（见表１）。的混合回归，固定效应，随机效应分别考 察，具体建立模型一如下： 模型应用及结混合回归模型： 论分析 ＥＰＬＤＡ ｎｎ＋ １ ＳＰ１ ｆ＋口２ ２ 『＋ａ３ＤＲ ｆ＋ ａ４ＳＩＺＥｉ＋ａ ＦＰｓ ａ６ＬＥＰＬＤＡ ＋ｙｅａｒｄｕｍｍｙ 分析 （一）描述性统计ｒ十ＵⅡ 表２对模型中的主固定效应回归模型： 要变量进行了描述性统 ＥＰＬＤＡ ＝ａｎ＋￣ａ＋ ｉ１ ＳＰ１ ＋ ２ ＳＰ２ ＋口ｆ３ 计。从本期过度资产处 Ｉ！ＤＲ ｆ＋ ４ ＳＩＺＥ ｆ＋ ５ ＣＦＰＳ ＋ ｆ６ ＬＥＰＬＤＡ ｆ＋ 置损益（ＥＰＬＤＡ）均值 ｙｅａｒｄｕｍｍｙ＋ｕ ｆ ０ ００１与标准差０．０１可 随机效应回归模型： 以看出这三年我国上市ＥＰＬＤＡ ＝ａ０＋ｎ ＳＰ１ ＋ ２ 打＋口３ＤＲ ＋ ｆ１公司资产处置多为正 ａ４ＳＩＺＥ ｎＩＣＦＰｓ１＋ａ６ＬＥＰＬＤＡ ＋ｙｅａｒｄｕｍｍｙ 的，且资产处置行为比＋“＋ ｆｒ例较低。扭亏动机变量 为了检验假设Ｈｂ１、Ｈｂ Ｈ。１、Ｈ。，、Ｈｄ１、 （ＳＰ１）平均值为０ ５％， Ｈ ，考察不同动机下，董事会规模，独立董 说明有扭亏动机的企业 事比例以及监视规模对资产处置的影响是 只占少数。防止盈余下 Ｉ否存在差异，本文建立了模型二： 滑变量（ＳＰ２）的均值为混合回归模型： １．３％，说明有防止盈余ＥＰＬＤＡｉ＝ａｎ＋ ｔ１ ＢＯＤ１ ＋口２ＢＯＤ２ ＋口ｒ３ 下滑动机的企业比例也 ｌＢＯＤ３ 十ｎ Ｐ ＢＯＤ１ｉｔ＋ａｙｅｊ ＢＯＤ２ｉｔ＋ａ６ＳＰ１ 较少，但高于扭亏动机 ＢＯＤ３ ｆ＋ａ７ＳＰ２ ＢＯＤ１ ｎ８ＳＰ２ ＢＯＤ２ ｒ＋口９ 的企业。董事会规模 ＳＰ２ ＢＯＤ３ｉ＋ａｔｌｐＲ ｆ＋口ｌ ｌＳＩＺＥｅｔ＋ａｌ２ ｆ＋ａｌ３ （ＣＧＳ１）人数设置较为 ＬＥＰＬＤＡ ＋ｙｅａｒｄｕｍｍｙ＋ｕ （ＣＧＳ２）平均３７％基本适当。独立董事比例固定效应回归模型： ＥＰＬＤＡ￣＝ａｏ＋ａｐｏＤ、 ａ ＯＤ２ ａ ｏ璐 都能达到证监会要求。＋ １ ＢＯＤ１￣ｔ＋ａ５ １ ＢＯＤ２￣＋ａＳＰ１＊ＢＯＤ３ ｔ６监事会规模（ＣＧＳ３）平 ｌ＋口 ＢＯＤｌｉ＋ａ８ＳＰ２ ＢＯＤ２ｉ＋ａ ＢＯＤ３ 均４人，基本符合《公 ＋以ｌｏＤＲ ＋ １ １ＳＩＺＥ ，＋以１２ｃ ＦＴ尸 ｆ＋ 】３ＬＥＰＬＤＡ 司法》规定。 ＋ｙｅａｒｄｕｍｍｙ＋ｕ ，＋ （二）回归分析与随机效应回归模型： 模型筛选ＥＰＬＤＡｉ＝ａｏ＋ａ１ＢＯＤ１＋ａｚＢＯＤ２＋ａ３ＢＯＤ３ 采用ｓｔａｔａ１２ ０对 ，＋ １ ＢＯＤ１￣ｔ＋ａ５ＳＰＩ＊ＢＯＤ２ｉ＋ａ６ＳＰＩ ＢＯＤ３ 第三部分中两个模型的 ８６商业经济研究（曾更名《商业时代》）２０１ ５年２９期 ———＋ Ｉ Ｉ ｌ ＢＯＢ２ ｆ Ｉ ｌ ＢＯＤ３ ｌ ｒ——— 卜ｌ ＿＿Ｓ———十ＰＩ＊ＢＯＤ１｛ 广———广 ｒ ＿ｒ 广 卜一———＿Ｌ＿ ————＋一 ！！！ ｆ ｌ ｉ ｆ ＳＰ２＊ＢＯＤ２｛ ｒ————广 卜———＋ Ｉ ｌｌ ＤＲ Ｉ Ｉ ｝Ｉ ＳＩＺＥ ｉ 广———Ｔ 卜．———十 ！ Ｉ ｌ Ｉ ｌ ＬＥＰＬＤＡ ｌ Ｉ ｊ广 ： ｝－＿———— ｝＿＿———— ！！：！ ｌ Ｉ Ｉ ｌ ｃｏｎｓ ｊ 广————广 卜— —＿＿１一 注 其中…表示ｔ检验在１％水平显著，・・表示ｔ检验在５％水平显著， 表示ｔ检驻在１ ０％水平显 著，对应下方表格中为每个估计系数的标准差 表５模型一Ｆ检验 Ｔｅｓｔ Ｓｕｍｍａｒｙ ｆｉｘｅｄ ｅｆｆｅｅｔ Ｃｈｉ—Ｓｑ．Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ １．４８ Ｃｈｉ～Ｓｑ．ｄ．ｆ． １８０６．３６０５ Ｐｒｏｂ． ｎ ｏ０００ 董事处于维护自身 职业尊严的前提，会 对资产处置行为进 性，并在此基础上推行连带责任制度，增 强对独立董事的约束，从而使得其在企业 真正存在盈余管理动机的时候能有效抑制 资产处置等行为。相比之下。监事会对企 业基于扭亏动机下的资产处置行为的监管 灵敏度要高，因此应继续大力发展监事会 的监管作用。最后，基于防止盈余下降的 行约束，而当企业有 表６模型二Ｆ检验 重大的扭亏动机时， ｌ Ｔｅ ｔ ｓｕｆｌＩｌａ ｙ Ｃｈｉ－Ｓｑ．Ｓｔａｒｉｓｔｉｅ Ｃｂｉ－Ｓｑ．ｄ．ｆ． ｌｆｉｘｅｄ ｅｆｆｅｃｔ １＿５７ １７２１，３４１５ Ｐ 。ｏｂ・ ０．００００ 由于独立董事缺乏 对企业真正经营情 况的了解与相应的 表７模型一Ｈａｏｓｍａｎ检验结果 动机下的董事会、监事会特征变量都不显 著，说明，董事会与监事会针对这一动机 并没能发挥有效的监管作用，因此今后可 以从增加董事会与监事会组成成员的多元 化角度来提高其对细微的盈余管理动机的 监管经营，加之多数 独立董事只是期望 一 ｌＴｅｓｔ Ｓｕｍｍａｒｙ Ｃｈｉ～Ｓｑ．Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ Ｃｈｉ—Ｓｑ．ｄ．ｆ． Ｐｒｏｂ． Ｉｃｒ。ｓｓ ｓｅｃｔｔ。ｎ ｒａｎｄｏｍ Ｉ６２４．６２ ８ ０．００００ 份较为稳定的报 酬，这些原因造成当 袁８模型＝Ｈａｕｓｍａｎ检验结果 企业出现重大决策 ｌ Ｔｅｓｔ ｓｕｍｍａｒｙ Ｃｈｉ—Ｓｑ．Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ Ｃｈｉ—Ｓｑ．ｄ．ｆ． Ｐｒｏｂ． 时，独立董事无法有 Ｉ ｃ 。 。。ｔｉＯｉｌ ａｎｄ。 ２１９７．１１ １５ ０．００００ 效的进行监督。 董事会规模 二来说，显著性概率均小于０．０５，在５％水 （ＢＯＤ１）、监事会规模（ＢＯＤ３）的估计系 平拒绝原假设，认为两个模型的结果中，均 数不显著，说明当ＳＰ１＝０，ＳＰ２＝０时候， 应该剔除普通最ｄ＼－－乘法，保留固定效应。 ＢＯＤ１、ＢＯＤ３变量与ＥＰＬＤＡ相关性不显 采用ｓｔａｔａｌ２ ０进行Ｈａｕｓｍａｎ检验， 著，即不存在动机的时候董事会、监事 得到检验结果，如表７、表８所示。 会规模与资产处置行为无显著相关性。 从检验结果中看出，模型一与模型二 而ＳＰ１ ＢＯＤ３变量的估计系数显著且 的卡方检验的显著性概率均小于０ ０５，在 为一０．００５３１，说明当ＳＰ１＝１时，ＢＯＤ３变 ５％水平能够拒绝原假设，得到最终筛选结 量与ＥＰＬＤＡ变量呈负相关，即在扭亏的动 果：模型一与模型二的面板数据回归模型 机下，监事会规模越大，对资产处置行为 均应该选择固定效应模型。 的监管效果越好，假设Ｈ 成立。其他解释 （三）结论分析 变量ＳＰ１ ＢＯＤ１，ＳＰ２ ＢＯＤ１。ＳＰ２ 基于表３对模型一采用固定效应得到 ＢＯＤ２，ＳＰ２ ＢＯＤ３变量的估计系数均不 的面板数据回归结果可以看出，ＳＰ１变量 显著，说明在扭亏动机下时，董事会规模 的估计系数显著且为０．０２３６５４，说明企业 与资产处置行为相关性不显著，在防止盈 在扭亏的动机下，资产处置会有较高的期 余下降的动机下，三类公司治理结构特征 望值，假设Ｈ 成立；ＳＰ２变量的估计系数 与资产处置行为相关性均不显著。因此假 显著且为０．００５４３５，说明在企业防止盈余 设Ｈ ｎ１、Ｈ ｎ，、Ｈ＾’、Ｈｄ，均不成立。 下降的动机下，资产处置同样会有较高的 期望值，假设Ｈ 成立。不过，显然扭亏动 结论与启示 机下带来的资产处置的差异更大，即企业 通过上述的实证研究，本文证实了上 更倾向在扭亏为动机下进行资产处置。 市公司资产处置行为在不同盈余管理动机 从表４对模型二采用固定效应得到 下的存在性。并在此基础上，探究了董事 的面板数据回归结果可以看出，独立董 会特征与监事会特征基于不同的动机对资 事比例（Ｂ０Ｄ２）变量的估计系数显著且 产处置行为的约束性。从研究结论发现，在 为一０ ０１７４３，说明当ＳＰ１＝Ｏ，ＳＰ２＝０时 扭亏和防止盈余下降的盈余管理动机下， 候，ＢＯＤ２变量与ＥＰＬＤＡ变量呈负相关， 是显著存在资产处置行为的，并且，扭亏 即当企业不存在扭亏和防止盈余下降动机 动机要比防止盈余下降动机下进行的资产 时，独立董事的比例越高越有利于抑制资 处置行为更显著，这也提示今后对于真实 产处置的行为；但ＳＰ１ ＢＯＤ２变量的估计 盈余亏损的企业应格外注意其是否存在盈 系数显著且为０ １３３９９１，说明当ＳＰ１：１， 余管理行为，以及其所带来的影响。其次， ＳＰ２＝０时候，ＢＯＤ２变量与ＥＰＬＤＡ呈现正 我国虽然引进了独立董事的概念，但并没 相关，即在扭亏动机下，独立董事的比例 有使得其保持完全的独立性，在企业有重 与资产处置行为是正向相关的，假设Ｈ 不 大盈余管理动机时，独立董事缺乏监管力 成立。出现这一结果的可能的原因是当企 度，因此，今后应规范独立董事的聘任制 业不存在扭亏等重要动机时，企业的独立 度，使独立董事真正能发挥专业性与独立 觉察度。 １．Ｈｅ Ｐ．Ｔｈｅ Ｅｆｉｅｃｔ ｏｆＢｏｎｕｓ Ｓｃｈｅｍｅｓ ｏｎ Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ Ｄｅｃｉｓｉｏｎｓ［Ｊ】．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ａｃ— ｃｏｕｎｔｉｎｇ ａｎｄ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９８５（０７） ２．ＤｅＡｎｇｅｌｏ Ｌ．Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ Ｎｕｍｂｅｒｓ ａｓ Ｍａｒｋｅｔ Ｖａｌｕａｔｉｏｎ Ｓｕｂｓｔｉｔｕｔｅｓ：Ａ Ｓｔｕｄｙ ｏｆ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ Ｂｕｙｏｕｔｓ ｏｆ Ｐｕｂｌｉｃ Ｓｈａｒｅｈｏｌｄｅｒｓ Ｕ］．Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ Ｋｅｖｉｅｗ，１９８６，６１（０３） ３Ｊｏｎｅｓ Ｊ．Ｅａｒｎｉｎｇｓ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ Ｄｕｒｉｎｇ Ｉｍｐｏｒｔ Ｋｅｌｉｅｆ ＩｎｖｅｓｔｉｇａｔｉｏｎｓⅢ．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ Ｒｅｓｅａｒｃｈ，１９９１，２９（０２） ４．代冰彬，陆正飞，张然．资产减值： 稳健性还是盈余管理Ⅱ】．会计研究，２００７，１２ ５．罗进辉，万迪》Ｐ，李超．资产减值 准备净计提、盈余管理与公司治理结构 ——来自２００４－２００８年中国制造业上市公 司的经验证据Ｕ】．中国会计评论，２０１Ｏ，２ ６．Ｋｏｙｃｈｏｗｄｕｒｙ Ｓ．Ｅａｒｎｉｎｇｓ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ ｔｈｒｏｕｇｈ Ｒｅａｌ Ａｃｔｉｖｉｔｉｅｓ Ｍａｎｉｐｕｌａｔｉｏｎ［Ｊ］．Ｊｏｕｒ— ｎａｌ ｏｆ Ａｃｃｏｕｎｆｉｎｇ ａｎｄ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ２００６，４２ ７．白云霞，王亚军，昊联生．业绩低 于闽值公司的盈余管理——来自控制权 转移公司后续资产处置的证据【Ｉ］．管理世 界，２００５，５ ８．ＨｅｒｒｍａｒｍＤ，ＩｎｏｕｅＴ，ＴｈｏｍａｓＷＢ． Ｔｈｅ Ｓａｌｅ ｏｆＡｓｓｅｔｓ ｔＯ Ｍａｎａｇｅ Ｅａｒｎｉｎｇｓ ｉｎＪａｐａｎＤ］． Ｊｏｕｍａｔ ｏｆＡｃｃｏｕｎｆｉｎｇ Ｒｅｓｅａｒｃｈ，２００３，４１（１） ９．王福胜，程富，吉姗姗．基于资产 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