CEO權力、董事會穩定性與盈余管理

摘 要：基于CEO和董事會相對權力的視角，研究了CEO權力和董事會穩定性對盈余質量的影響。研究發現，CEO權力越大，上市公司盈余管理程度越高；而穩定的董事會能夠有效削弱CEO權力與盈余管理之間的正相關關系。區分企業產權性質后發現，上述研究結論主要體現在民營企業中。進一步研究發現，CEO任期較短時，CEO相對董事會的權力較小，穩定的董事會能夠有效削弱CEO權力與盈余管理之間的正相關關系。但隨著CEO任期的增長，CEO相對于董事會的權力越強，董事會并不能有效監督CEO操縱盈余管理行為。

關鍵詞： CEO權力；董事會穩定性；盈余管理；CEO任期

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

一、引言

董事會和CEO之間的關系一直是公司治理領域備受關注的問題。CEO 作為經理層的領導人物，肩負著執行董事會具體決策與領導企業日常經營活動的重大責任，而董事會則履行著決策與監督職能。因此，董事會與CEO在職能、權力和責任方面相互作用與聯系，董事會與CEO之間良好的關系，能夠協調所有權與經營權相分離導致的各種委托代理問題，是公司最終業績好壞的決定性因素之一。

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

隨著2006年股權分置改革的基本完成，我國上市公司的大股東減持現象越來越多，導致上市公司股權結構趨于分散的狀態，CEO實質上掌控上市公司的現象越來越多。因此，研究作為公司股東代表的董事會如何監督CEO的自利行為顯得尤為重要。二、文獻回顧、理論分析與研究假設

（一）文獻回顧

1.CEO權力與盈余管理。

盈余管理作為會計學理論研究的重要組成部分，一直是理論界和實務界的研究熱點。公司管理層會通過操縱盈余來滿足不同的盈余目標，如扭虧、大清洗、“保殼”以及再融資等等[2-4]。隨著我國市場化進程的不斷推進，上市公司經過不斷增發新股和并購交易，創始人股權比例逐漸下降，股權隨之分散或多元化，而股權分置改革實現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，上市公司的股權結構日趨分散化[5]。股權的分散將會導致以高管人員為代表的管理層在企業中的權力逐漸擴大，其地位逐漸提高，有些人事實上成長為企業的實際掌控者，不僅將企業所有者的權力逐漸架空，還使所有者與管理者之間出現嚴重的信息不對稱[6]。企業管理層掌握著財務信息，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，往往會在會計準則允許的范圍內采用最符合自己利益的會計政策，或“構造”真實的交易事項，對企業的盈余信息進行調整或控制。

2. 董事會監督與盈余管理。

作為公司治理核心內容之一的董事會能夠有效地保護投資者利益，遏制管理層的盈余管理行為[7]。文獻中較多地研究了董事會的活動、規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，公司董事會規模越大，盈余管理行為發生的可能性越大[8]。但張逸杰等（2006）研究發現，獨立董事的比例和盈余管理的程度之間存在U型曲線關系，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）研究則發現，董事會規模與盈余管理的關系不確定，獨立董事比例以及審計委員會與盈余管理之間的負相關關系并不顯著，董事會會議頻度則與盈余管理呈顯著的正相關關系[10]。周冬華和趙玉潔（2014）研究發現，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，董事會規模、董事長與總經理的雙職合一、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揮出一致有效的遏制作用[11]。綜上所述，文獻對董事會監管與盈余管理之間的關系并不一致，究其原因，上述文獻都較少考慮董事會自身的監督能力這一內生變量[12]。董事會監督遏制盈余管理的效果取決于上市公司董事會監督能力和管理層權力之間的角力結果。

（二）理論分析與研究假設

根據管理層權力理論，由于不完善的公司治理結構，管理者實質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激勵機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績契約可以激勵管理層為實現契約目標而努力工作，但也誘發了管理層從事盈余管理的動機。Healy（1985）研究發現，存在上下限的管理層獎金計劃的上市公司，若當期盈利高于上限，管理層有動機降低當期盈余，以避免永久喪失這部分紅利；若當期盈利低于下限，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CEO薪酬更多使用股票和期權激勵時，管理層更傾向進行盈余管理，而且應計項目比較高的企業CEO更傾向執行期權以及出售股票[16，17]。

財經理論與實踐（雙月刊）2014年第6期2014年第6期（總第192期）周冬華：CEO權力、董事會穩定性與盈余管理

隨著CEO權力的增大，公司內部股東、董事會與高管的權力制衡將趨于失效，此時，董事會對他們的監督能力更加低下，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揮[17]。在董事會監督失衡的狀態下，CEO利用盈余管理來滿足其薪酬契約或者資本市場預期的可能性越大?；诖耍岢鲅芯考僭O1。

假設1：CEO權力越大，上市公司盈余管理程度越高。

在代理理論框架內，董事會與CEO的關系表現為董事會對CEO的監督控制。董事會通過選拔、聘任CEO、指定臨時CEO、培養現任CEO的繼任者；制定高管人員的薪酬、獎勵CEO及其團隊；審批公司中長期發展戰略、監督戰略實施來監督管理層以約束CEO的自利行為，遏制公司管理層機會主義行為的發生。但根據管理者霸權理論（ Managerial Hegemony Theory），當CEO權力過大時，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的監督能力取決于董事會和CEO權力的角力結果。

董事會穩定性特征可以作為量化董事會監督的有效性指標，公司董事會穩定性主要表現為董事會成員變動的頻繁程度，并主要通過董事會規模變動或規模不變時董事會成員的更迭來表現[12]。從具體形式來看，穩定性機制是利用內外部控制和聲譽機制，通過董事會規模結構的調整和董事成員的任免和激勵，監督、激勵董事會有效運作，進而控制管理者的經營活動不偏離企業的長遠規劃和股東利益最大化目標，因此，董事會成員越穩定，其監督效果越明顯[12]。董事會成員越穩定，很多先于CEO加入公司的董事會成員會繼續留在公司，董事會被CEO架空的可能性越小，其監督公司管理層的效果越明顯?；诖耍岢鲅芯考僭O2。

假設2：董事會的穩定性有利于削弱CEO權力與盈余管理之間正相關關系。

三、數據來源及研究設計

（一）研究樣本與數據來源

選取滬深A股主板市場（不含創業板）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）剔除采用證監會2位代碼行業分類后，年度行業數據不足10家的行業上市公司；（3）剔除財務數據缺失的上市公司。執行上述篩選過程后共收集到6835個樣本數據。數據來源于CSMAR、CCER、WIND數據庫，個別數據進行了手工收集，收集源于巨潮資訊和證券時報網站的年度財務報告。本文主要使用統計分析軟件Stata12.0和SPSS15.0來處理相關數據并進行后續的計量分析。

（二）模型設計與變量定義

根據研究假設，采用多元回歸方程檢驗CEO權力、董事會穩定性與盈余管理之間的關系，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。當上市公司存在異常經營績效的情況下，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績調整的方法，采用資產收益率來修正異常應計項目的估計方法，該模型發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行業中第i公司在第t期的總應計項目，以營業利潤減去經營活動現金流量的余額來度量；Aijt-1為第j行業中第i公司在第t-1期的資產總額；△REVijt為第j行業中第i公司在第t期的營業收入較上年度的變動額；△RECijt為第j行業中第i公司在第t期的應收賬款較上年度的變動額；PPEijt為第j行業中第i公司在第t期的固定資產原值；ROAijt為第j行業中第i公司在第t期的資產報酬率；εijt為第j行業中第i公司在第t期的殘差。對模型（3）進行分年度分行業回歸得到參數估計值，并據此計算模型擬合值。根據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權力。本文對于CEO權力強度的度量參考Finkelstein（1992）[21]和權小峰、吳世農（2010）[22]的研究，他們認為，CEO的中心任務是處理不確定性，這就意味著權力基礎在于有能力來處理內部和外部的不確定性。內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和外部制度環境。因此，他們將CEO的權力具體劃分為組織權力、專家權力、所有制權力和聲望權力。將CEO權力從以上四個維度進行劃分，并從每個維度各自選取兩個虛擬變量來度量權力強度的大小，對上述四個維度和八個測度指標進行主成分分析，采用主成分分析結果來構建CEO權力的度量指標。具體指標的定義和解釋如表1所述。

表1 CEO權力的維度指標

權力緯度

指標

指標解釋

組織權力

Dual

是否兼任董事長，是取1，否取0

Insiderdirector

是否是公司內部董事，

是取1，否取0

專家權力

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

業中位數，是取1，否取0

所有制權力

CEO_share

是否持有本公司股權，是取1，否取0

Istitute_share

機構投資者持股比例是否低于

行業中位數，是取1，否取0

聲譽權力

Education

是否具有高學歷，碩士以上學歷取1，其它取0

Parttime job

是否在本企業之外兼職，是取1，否取0

解釋變量Stability為董事會穩定性，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。該穩定性指標的計算結果介于0～1之間，數值越大表明該公司的董事會越穩定，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，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。#（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。

根據姜付秀（2013）等相關文獻[24]，模型中還加入了財務杠桿、公司規模、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：財務杠桿LEV，采用公司的資產負債率來表示；資產規模Size，采用公司年度資產規模取自然對數來衡量；盈利能力ROA，采用公司的資產利潤率來衡量；增長率Growth，采用前3年的主營業務收入增長率來衡量；扭虧動機NK，若上市公司上年度凈利潤為負，當年度凈利潤為正，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/（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，若上市公司當年度被出具的審計報告為標準無保留意見，則為0，若為無保留意見加強調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。會計師事務所Big4，若當年度上市公司審計事務所為四大會計師事務所，則為1，否則為0；公司性質SOE，采用實際控制人類別來劃分公司的所有權性質，若為國有控制，則為1，否則為0；管理層持股比例Mshare，采用當年度管理層持股占總股本的比例來度量；獨立董事比例OutDir，采用上市公司當年度獨立董事占董事會人數的比例來度量。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計分析

根據研究模型中所涉及的主要變量，計算各變量的描述性統計量，結果如表2所示。研究發現，樣本公司的盈余管理整體表現為正向盈余管理，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象，但該變量的最大值和最小值差異非常大，標準差為499.8228，變量存在極端異常值現象。采用主成分因子分析后，CEO權力的均值為-0.0777，中位數為-0.0534，總體上我國上市公司的CEO權力較小。董事會穩定性的均值為0.8355，中位數為0.8889，表明我國上市公司董事會穩定性較強，董事會成員的更迭并不明顯。公司特征變量方面，各變量體現出一定的差異性。部分變量存在異常的極端值，后續回歸處理時將對上述所有連續變量進行1%數值的縮尾（Winsorized）處理。

表2 樣本公司描述性統計

變量

最大值

最小值

平均值

中位數

標準差

25分位數

75分位數

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）回歸結果分析

首先基于混合數據采用最小二乘法檢驗CEO對上市公司盈余管理的影響，回歸結果如表3所示。表3列示了模型回歸結果，其中模型1研究CEO權力對上市公司盈余管理的影響，模型2和模型3進一步將盈余管理劃分為正向盈余管理和負向盈余管理，研究CEO權力對正向盈余管理和負向盈余管理的影響。

表3中模型1表明，CEO權力與上市公司的可操控應計絕對值呈正相關關系，表明CEO權力越大，上市公司盈余管理程度越大。模型2表明，上市公司CEO權力與正向盈余管理顯著正相關，模型3回歸結果顯示，上市公司CEO權力與負向盈余管理顯著負相關，這表明，上市公司CEO權力越大，其會向上操控盈余以滿足薪酬契約和資本市場對其的業績預期。同樣地，當上市公司業績超過預期時，CEO也存在向下操控盈余的動機，以避免永久喪失這部分紅利[15]。

表3 CEO權力與盈余管理關系回歸結果

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

0.752***

4.76

-0.945***

-5.35

-2.087***

-9.37

年度效應

控制

控制

控制

行業效應

控制

控制

控制

調整后的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，公司資產規模Size、資產負債率LEV以及賬面市值比BM與盈余管理程度顯著負相關。其原因可能是，上市公司資產規模越大，資產負債率越高以及賬面市值比越高，越容易受到監管機構監督，導致盈余管理程度下降。上市公司的資產凈利率ROA與盈余管理程度顯著正相關，與正向盈余管理和負向盈余管理都顯著負相關，這表明上市公司資產凈利率越高，向上進行盈余管理程度的可能性越低，但向下進行負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NK和再融資動機Ins與盈余管理程度顯著正相關，而且正相關關系主要體現在正向盈余管理子樣本中，這表明具有扭虧動機和再融資動機的上市公司，越可能向上盈余管理以達到監管機構的要求。產權性質SOE與盈余管理程度顯著負相關，這表明相對于非國有企業，國有企業的盈余管理程度較低。

表4回歸結果表明，董事會穩定性Stability與盈余管理顯著負相關，表明董事會成員越穩定，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。董事會穩定性與CEO權力的交乘項（Stability×CEO）與盈余管理顯著負相關，表明董事會的穩定性能夠有效削弱CEO權力與盈余管理之間的正相關關系，董事會成員越穩定，對CEO監督能力越強。進一步研究發現，這種監督能力主要體現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格，而對于CEO負向盈余管理行為可能持默許態度，因此監督效果并不明顯。

（三）進一步研究：CEO權力、董事會穩定性與盈余管理基于不同產權性質

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

表6的回歸結果顯示，在非國有上市公司子樣本中，董事會穩定性Stability與CEO權力的交乘項Stability×CEO與盈余管理顯著負相關，表明董事會穩定性能夠有效削弱非國有上市公司CEO權力與盈余管理之間的正相關關系，而這種監督機制主要體現在正向盈余管理子樣本中。但我們并沒有發現國有上市公司的董事會能夠有效監督CEO權力對盈余管理的操縱，表明在國有上市公司中可能存在CEO控制董事會的現象，國有上市公司董事會監督能力較弱。

表4 CEO權力、董事會穩定性與盈余管理

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

0.806***

5.05

-0.815***

-4.61

-2.102***

-9.34

年度效應

控制

控制

控制

行業效應

控制

控制

控制

調整后的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權力、董事會穩定性與盈余管理：基于不同產權性質

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）進一步研究：CEO權力、董事會穩定性與盈余管理基于CEO任期的視角

董事會監督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 可能有強烈的動機專注于領導力發展以適應新的工作環境、熟悉公司競爭環境、發展新的工作關系、學習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系，通過董事會的重重考驗，得到董事會的認可[25]。因此，此時CEO相對董事會權力較弱，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，其經營公司的能力得到了肯定，CEO獲得了更多的公司經營運作的信息，掌握了更大的權力，董事會對CEO的約束力減弱。因此，在CEO任職晚期，CEO權力的顯著增加使得其對董事會的控制力逐漸增強，董事會相對CEO權力較弱，董事會并不能有效監督CEO操縱盈余管理行為。

表6 CEO權力、董事會穩定性與盈余管理：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任期的數據缺失，致使總樣本公司的數量下降為5614個。

表6的回歸結果列示了不同CEO任期下CEO權力、董事會穩定性與盈余管理的回歸結果。結果顯示，在CEO任期較短（Low CEO Tenure）的子樣本中，董事會穩定性Stability與CEO權力的交乘項Stability×CEO與盈余管理顯著負相關，表明董事會穩定性能夠有效削弱任期較短時CEO權力與盈余管理之間的正相關關系，而這種監督機制僅體現在正向盈余管理情形，表明公司董事會能夠有效監督CEO的正向盈余管理行為，但對于CEO負向盈余管理行為可能持默許態度。但未發現董事會能夠有效監督任期較長的CEO對盈余管理的操縱，這表明隨著CEO任期的增長，CEO相對于董事會權力越強，可能存在CEO控制董事會的現象，導致董事會對CEO的監督機制失效。

（五）穩健性檢驗

1.重新定義應計項目盈余管理指標。

前文采用Kothari等（2005）模型計算了盈余管理程度，為了增強結論的穩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，進行上述回歸分析，研究結論保持不變。

2.重新定義CEO權力。

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

3.重新定義了董事會穩定性。

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致影響董事會的穩定性，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定性，進行上述回歸分析，研究結果不變。

五、研究結論

上市公司的盈余管理行為阻礙了真實會計信息的傳遞，誤導投資者對公司真實價值的判斷，損害了投資者利益并嚴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管的重點內容。研究CEO權力和董事會穩定性對盈余質量的影響，結果發現：（1）CEO權力越大，上市公司盈余管理程度越高，穩定的董事會能夠有效削弱CEO權力與盈余管理之間的正相關關系，而這種監督機制主要體現在正向盈余管理中，董事會對于CEO的負向盈余管理行為并無明顯的遏制作用；（2）進一步劃分不同產權性質后發現，上述研究結論主要體現在民營上市公司中，國有控股企業的CEO由控股股東單位委派，CEO相對于董事會的權力更強，董事會的穩定性并不能有效監督CEO的盈余管理行為。（3）進一步區分CEO任期后發現，CEO任期較短時，CEO相對董事會的權力較小，穩定的董事會能夠有效削弱CEO權力與盈余管理之間的正相關關系。但隨著CEO任期的增長，CEO相對于董事會的權力越強，董事會并不能有效監督CEO操縱盈余管理行為。

本文的研究結論揭示了抑制公司管理層盈余管理行為的關鍵在于提高董事會監督能力和出臺制約CEO權力的機制。因此，監管部門除了制定和完善相關法律法規外，還可以要求上市公司保持董事會成員的穩定性，提高董事會的監督能力，更有利于監督CEO的經營決策，提高上市公司的盈余質量。

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（責任編輯：漆玲瓊）