大股東“占款”、董事會特征與信息披露質(zhì)量
——基于浙江省和江蘇省創(chuàng)業(yè)板上市公司數(shù)據(jù)比較研究

嘉興廣播電視大學 周昌紅

大股東“占款”、董事會特征與信息披露質(zhì)量
——基于浙江省和江蘇省創(chuàng)業(yè)板上市公司數(shù)據(jù)比較研究

嘉興廣播電視大學 周昌紅

本文以2011-2014年浙江省和江蘇省創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究樣本，基于股東治理、董事會治理特征，探討了創(chuàng)業(yè)板上市公司信息披露的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)：（1）大股東“占款”行為越嚴重，創(chuàng)業(yè)板上市公司信息披露質(zhì)量越差；（2）獨立董事比率的提高促進了創(chuàng)業(yè)板上市公司信息披露質(zhì)量的提高；（3）董事會規(guī)模的擴大促進了創(chuàng)業(yè)板上市公司信息披露質(zhì)量的提高。進一步研究發(fā)現(xiàn)，相比于江蘇省創(chuàng)業(yè)板公司，這些影響在浙江省創(chuàng)業(yè)板上市公司中更顯著。

大股東“占款”獨立董事 董事會規(guī)模 信息披露

一、引言

繼主板上市公司“藍田股份”、中小板上市公司“綠大地”被曝出財務(wù)造假丑聞后，2012年下半年創(chuàng)業(yè)板萬福生科財務(wù)造假丑聞，使得我國A股市場最后一塊上市公司凈土——創(chuàng)業(yè)板也難逃財務(wù)造假風波的影響。由此可見，萬福生科財務(wù)造假事件嚴重打擊了投資者的投資信心，也無疑讓公眾對創(chuàng)業(yè)板上市公司信息披露質(zhì)量產(chǎn)生懷疑。因此，剖析創(chuàng)業(yè)板上市公司信息披露影響因素，不僅僅對于創(chuàng)業(yè)板上市公司信息披露質(zhì)量的提高，而且也對監(jiān)管層對于創(chuàng)業(yè)板上市公司信息披露質(zhì)量監(jiān)管具有重要的現(xiàn)實意義。因此，本文以2011-2014年浙江省和江蘇省創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究樣本，基于股權(quán)制衡、董事會治理特征，分別研究了大股東“占款”、董事會特征（包括董事會總?cè)藬?shù)規(guī)模、董事會的獨立性等）對創(chuàng)業(yè)板上市公司信息披露質(zhì)量的影響。更進一步地，本文進行了江蘇省和浙江省創(chuàng)業(yè)板上市公司的研究。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）大股東“占款”與信息披露質(zhì)量 Alietal.（2008）研究發(fā)現(xiàn)，公司兩權(quán)的分離增加了經(jīng)理層采用會計技術(shù)進行盈余管理謀求自身財富最大化的機會，在小型上市公司中，管理層持股比例的增加降低了公司盈余管理的程度，從而提高了小型上市公司的信息披露質(zhì)量。Al-Fayoum ietal.（2010）通過對新興市場中上市公司財務(wù)信息披露質(zhì)量影響因素的研究后發(fā)現(xiàn)，降低上市公司財務(wù)信息披露質(zhì)量的可能原因是，由于缺乏諸如機構(gòu)投資者等外部投資者對內(nèi)部投資者的股權(quán)制衡，從而使得新興市場中的公司更容易發(fā)生大股東“占款”等損害中小股東利益的行為；此外，可能是新興市場制度固有缺陷，即使增加機構(gòu)持股比例也不能顯著改善內(nèi)部人持股對于信息披露質(zhì)量的影響。Reyna（2012）通過對私有企業(yè)信息披露質(zhì)量研究后研究發(fā)現(xiàn)，相比于非家族控制的企業(yè)，家族控制的企業(yè)信息披露質(zhì)量更高。Kazem i an and Zurai dah（2015）認為經(jīng)理層往往利用盈余管理的手段去謀求自身利益的最大化，從而給公司帶來因財務(wù)造假而帶來的巨大損失，并且研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)制衡程度越高、機構(gòu)持股比例的提高有助于提高公司的信息披露質(zhì)量。張祥建和郭嵐（2007）研究發(fā)現(xiàn)，大股東會利用盈余管理的手段提高公司的業(yè)績、降低公司信息披露質(zhì)量的方法去獲取配股資格，這種影響顯著體現(xiàn)在配股前前3個年度和當年，并在配股后使得公司價值顯著下降。陳政（2008）研究發(fā)現(xiàn)，我國上市公司大股東“占款”損害中小股東利益的行為越嚴重，上市公司更傾向采用向上的盈余管理行為來掩蓋對中小股東的利益侵占，進而使得公司的信息披露質(zhì)量降低。陸正飛和王鵬（2013）研究發(fā)現(xiàn)，上市公司通過控股股東通過同業(yè)競爭關(guān)系進行的利益輸送行為顯著降低了公司的信息披露質(zhì)量。李文洲等（2014）研究發(fā)現(xiàn)，大股東謀取控制權(quán)私利的“占款”行為降低了經(jīng)理層薪酬的敏感性，從而使得經(jīng)理層與大股東合謀采用盈余管理的手段進行以損害中小股東利益為目的上市公司的利益侵占行為，由此降低了上市公司的信息披露質(zhì)量。孫光國等（2015）大股東控制降低了上市公司的信息披露質(zhì)量，但是機構(gòu)投資者持股比例的增加顯著降低了大股東控制對上市公司信息披露質(zhì)量的影響。綜上所述，可以發(fā)現(xiàn)，大股東“占款”行為嚴重侵占了廣大中小股東的合法利益，提高了公司股東之間的委托代理成本，并且加劇了股東之間的利益沖突，與此同時，此時經(jīng)理層更可能與大股東合謀進行損害中小股東利益的“隧道行為”，從而影響上市公司的信息披露質(zhì)量。雖然這些研究更多地是基于大型企業(yè)的研究，但是，在小型企業(yè)中也可能存在大股東“占款”降低上市公司信息披露質(zhì)量的現(xiàn)象。因此，本文提出如下研究假設(shè)：

H 1：創(chuàng)業(yè)板上市公司大股東“占款”行為顯著降低了上市公司的信息披露質(zhì)量

（二）董事會治理與信息披露質(zhì)量 Klein（2002）、Peasnelletal.（2005）通過對美國上市公司信息披露質(zhì)量影響因素的研究后發(fā)現(xiàn)，上市公司的外部董事（包括獨立董事）在董事會總?cè)藬?shù)中占比的增加，有助于增強上市公司董事會的獨立性，進而改善公司的財務(wù)信息透明度。另外，以獨立董事為主要構(gòu)成成員的董事會下屬的審計委員會專業(yè)勝任能力越強，也越有利于改善公司的財務(wù)信息透明度。Xieetal.（2003）研究發(fā)現(xiàn)，董事會成員以及所屬的審計委員會成員財務(wù)專業(yè)能力越強，公司的財務(wù)信息披露質(zhì)量顯著得到改善。Rahman and Ali（2006）以馬來西亞的上市公司為例，研究發(fā)現(xiàn)，馬來西亞上市公司的董事會人數(shù)規(guī)模與上市公司財務(wù)信息透明度存在統(tǒng)計上顯著的負向相關(guān)關(guān)系，也就是前者規(guī)模的加大反而顯著抑制了后者質(zhì)量的提高。這主要是因為董事會規(guī)模的增大可能會導(dǎo)致一定程度上對經(jīng)理層的無效監(jiān)管，從而使得經(jīng)理層以損害上市公司的信息披露質(zhì)量來謀求自身利益的最大化。Laux and Laux（2009）董事會對經(jīng)理層的監(jiān)管越強，有助于改善公司的信息透明度，從而顯著促進了公司的財務(wù)信息披露質(zhì)量的提高。張逸杰等（2006）研究發(fā)現(xiàn)，獨立董事與上市公司的信息披露質(zhì)量呈現(xiàn)U型的關(guān)系，即在一定范圍內(nèi)，獨立董事人數(shù)比例的提高會顯著提高上市公司的信息披露質(zhì)量；但是，超出一定的比例范圍，獨立董事人數(shù)比例的提高會顯著降低上市公司的信息披露質(zhì)量。此外，董事會總?cè)藬?shù)規(guī)模對上市公司的信息披露質(zhì)量產(chǎn)生的影響并不顯著。楊清香等（2008）研究發(fā)現(xiàn)，獨立董事人數(shù)比例的提高能夠?qū)Χ聲莫毩⑿援a(chǎn)生顯著的促進作用，進而能夠改善上市公司的財務(wù)信息披露質(zhì)量，不過，這兩者關(guān)系并不顯著。此外，并不能準確確定上市公司董事會規(guī)模和財務(wù)信息披露質(zhì)量的關(guān)系。江維琳等（2011）通過對民營上市公司董事會特征與信息披露質(zhì)量關(guān)系的研究后發(fā)現(xiàn)，較多的獨立董事及時參加董事會會議次數(shù)、以及上市公司董事會中存在較多的與總部不在同一地點的獨立董事，民營上市公司的信息披露質(zhì)量也就越顯著得到改善。此外，存在董事會規(guī)模越大促進上市公司的信息披露質(zhì)量提高的關(guān)系，但是這種關(guān)系并不顯著。高明華和方芳等（2014）研究發(fā)現(xiàn)，高質(zhì)量的董事會治理特征顯著提高了上市公司的信息披露質(zhì)量，而且這種關(guān)系尤其體現(xiàn)在獨立董事獨立性和董事會成員激勵程度上。也就是，上市公司董事會中獨立董事獨立性越高越能改善上市公司財務(wù)信息披露的質(zhì)量，董事會成員薪酬激勵機制的完善越能顯著改善上市公司信息披露質(zhì)量。陳共榮等（2015）研究發(fā)現(xiàn)，董事會監(jiān)督效率的提高，有助于顯著改善上市公司的財務(wù)信息披露質(zhì)量。綜上所述，張逸杰等（2006）、楊清香等（2008）等都發(fā)現(xiàn)獨立董事在董事會中人數(shù)比例的提高顯著改善了上市公司信息披露質(zhì)量。雖然我國監(jiān)管機構(gòu)明確了獨立董事占比不得少于董事會總?cè)藬?shù)的三分之一，但是我國的監(jiān)管機構(gòu)并沒有明確規(guī)定上市公司獨立董事人數(shù)的上限。因此，至少可以認為，在沒有上市公司獨立董事人數(shù)上限的前提下，獨立董事人數(shù)比例的提高是顯著促進了上市公司信息披露質(zhì)量的提高。由此，本文提出如下研究假設(shè)：

H 2：創(chuàng)業(yè)板上市公司獨立董事人數(shù)比例的提高顯著提高了上市公司的信息披露質(zhì)量

此外，Rahman and Ali（2006）研究發(fā)現(xiàn)上市公司董事會規(guī)模越大會導(dǎo)致上市公司的信息披露質(zhì)量顯著降低；張逸杰等（2006）研究發(fā)現(xiàn)董事會規(guī)模對改善上市公司的財務(wù)信息透明度的作用并不明顯；楊清香等（2008）研究發(fā)現(xiàn)董事會規(guī)模與上市公司信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系在統(tǒng)計上很難得到一致的觀點；江維琳等（2011）研究發(fā)現(xiàn)董事會規(guī)模增大在一定程度上能夠促進上市公司的信息披露質(zhì)量的提高。雖然這些研究發(fā)現(xiàn)關(guān)系不一，但是有關(guān)我國董事會規(guī)模與上市公司信息披露質(zhì)量的關(guān)系研究，近年來，學術(shù)界逐漸呈現(xiàn)出董事會規(guī)模越大上市公司信息披露質(zhì)量越高的特征。因為我國頒布的《公司法》明確限制了上市公司董事會具體的總?cè)藬?shù)規(guī)模，所以，本文認為，在董事會規(guī)模限制人數(shù)范圍內(nèi)，董事會規(guī)模的增大越能促進上市公司信息披露質(zhì)量的提高。由此，本文提出如下研究假設(shè)：

H 3：創(chuàng)業(yè)板上市公司董事會規(guī)模的增大能夠顯著提高上市公司的信息披露質(zhì)量

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源 本文涉及到的所有財務(wù)數(shù)據(jù)均來源于深圳國泰安（CSM AR）數(shù)據(jù)庫。此外，本文主要以2011年-2014年浙江省和江蘇省創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究樣本，再剔除缺失值數(shù)據(jù)后，本文最終得到2011年-2014年128個浙江省和江蘇省創(chuàng)業(yè)板上市公司的研究數(shù)據(jù)，其中，屬于浙江省創(chuàng)業(yè)板上市公司的研究數(shù)據(jù)有65個，屬于江蘇省創(chuàng)業(yè)板上市公司的研究數(shù)據(jù)有63個。此外，本文對連續(xù)變量進行了1%與99%分位數(shù)水平的Winsorize處理，旨在消除異常值影響。表1為研究樣本公司的行業(yè)分布狀況。具體地，樣本公司中有75%的企業(yè)為制造業(yè)上市公司，而且在這些制造業(yè)創(chuàng)業(yè)板上市公司中，計算機、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)上市公司占了總樣本上市公司的25%，電氣機械和器材制造業(yè)上市公司占了總樣本上市公司的21%，通用設(shè)備制造業(yè)上市公司占了總樣本上市公司的14%。而非制造業(yè)創(chuàng)業(yè)板上市公司中，信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)上市公司占了總樣本上市公司的14%，是非制造業(yè)公司占比最多的公司。總之，本文樣本的行業(yè)分布比較均勻（見表1）。

表1 樣本公司行業(yè)分布狀況

（二）變量定義與模型構(gòu)建 （1）被解釋變量：信息披露質(zhì)量（DACC）。本文選取信息披露質(zhì)量的替代變量為經(jīng)修正瓊斯模型計算后的可操控性應(yīng)計盈余（DACC）（Dechow etal.，1995）。具體地，可操控性應(yīng)計盈余數(shù)值越小，反映了創(chuàng)業(yè)板上市公司的信息披露質(zhì)量越高；反之，反映了創(chuàng)業(yè)板上市公司的信息披露質(zhì)量就越低。

（2）解釋變量。第一，大股東“占款”（OCU）。參考陳政（2008）、李文洲等（2014）等的方法，本文選取其他應(yīng)收款總額除以資產(chǎn)總額的比值（OCU）作為大股東“占款”的替代變量。具體地，當其他應(yīng)收款總額除以資產(chǎn)總額的比值越大，表明大股東“占款”程度越嚴重；當其他應(yīng)收款總額除以資產(chǎn)總額的比值越小，表明大股東“占款”程度越不嚴重。第二，獨立董事人數(shù)比例（IDR）。本文獨立董事人數(shù)比例為獨立董事人數(shù)在董事會總?cè)藬?shù)中的占比比例（IDR）。具體地，當獨立董事人數(shù)在董事會總?cè)藬?shù)中占比越多，表明了董事會獨立性就越強；反之，則表明了董事會的獨立性就越弱。第三，董事會規(guī)模（DS）。本文董事會規(guī)模為董事會總?cè)藬?shù)取對數(shù)后數(shù)值（DS）的計算結(jié)果。

（3）控制變量。第一，兩職分離（DUAL）。當董事長和總經(jīng)理由同一人擔任時，DUAL取值為1，表明兩職合一；反之，當董事長和總經(jīng)理不是由同一人擔任時，DUAL取值為0，表明兩職分離。第二，財務(wù)業(yè)績（ROA）。本文選取總資產(chǎn)收益率（凈利潤與資產(chǎn)總額的比值）作為財務(wù)業(yè)績（ROA）的替代變量。第三，公司規(guī)模（SIZE）。公司規(guī)模（SIZE）為期初資產(chǎn)總額取對數(shù)后的數(shù)值。第四，資本結(jié)構(gòu)（LEV）。資本結(jié)構(gòu)為負債總額除以資產(chǎn)總額后的數(shù)值。第五，虧損（LOSS）。虧損（LOSS）以凈利潤是否大于0作為判斷標準，取值為1，表明虧損；取值為0，表明未虧損。第六，所在省份（PROV）。如果創(chuàng)業(yè)板上市公司總部在江蘇省，則取值為1；反之，取值為0。此外，本文還控制了年度（YEAR）、行業(yè)（INDUSTRY）的影響。因此，本文構(gòu)建如下模型：

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計 如表2所示，首先，DACC均值為0.026，中位數(shù)為0.020，表明樣本公司信息披露質(zhì)量集中于0.020-0.026水平左右，最大值和最小值相差0.511，表明樣本公司之間信息披露質(zhì)量參次不齊。其次，OCU均值為0.015，中位數(shù)為0.008，表明樣本公司之間大股東“占款”程度集中于0.008-0.015水平左右，最大值最小值相差0.110，表明樣本公司之間大股東“占款”程度差異比較大；IDR均值為0.385，中位數(shù)為0.375，表明樣本公司獨立董事人數(shù)比例處于0.380水平左右，最大值為0.600而最小值為0.333，符合我國《公司法》中有關(guān)獨立董事人數(shù)占比的要求；DS均值為2.069，中位數(shù)為2.079，表明樣本公司之間董事會規(guī)模處于2.075水平左右，最大值和最小值相差0.694，表明樣本公司之間董事會規(guī)模相差比較大。再者，DUAL均值為0.414，表明在樣本公司中有41.4%的上市公司董事長和總經(jīng)理是同一人擔任，58.6%的上市公司董事長和總經(jīng)理不是由同一人擔任；ROA均值為0.046，表明樣本公司財務(wù)業(yè)績處于0.046水平；LOSS均值表明95.3%的樣本公司為未虧損的公司，4.7%的樣本公司為虧損公司；PROV均值為49.2%，表明樣本公司總部在江蘇省的占比為49.2%，在浙江省的占比為50.8%；LEV最大值和最小值相差0.589，表明樣本公司資本結(jié)構(gòu)差異較大，而SIZE最大值和最小值差異較小，表明公司規(guī)模差異不大。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

（二）回歸分析 表3表示研究樣本的回歸結(jié)果。如模型（1）結(jié)果，OCU與DACC在10%水平上顯著正相關(guān)，表明創(chuàng)業(yè)板上市公司大股東“占款”程度越嚴重，促使采用盈余管理的手段提高了公司的可操控性應(yīng)計盈余，從而使得公司的信息披露質(zhì)量顯著下降，證實了假設(shè)H1。其次，IDR與DACC在1%水平上顯著負相關(guān)，表明創(chuàng)業(yè)板上市公司獨立董事人數(shù)比例的提高顯著降低了公司的可操控性應(yīng)計盈余，從而提高了公司的信息披露質(zhì)量，支持了假設(shè)H 2。再者，DS與DACC在1%水平上顯著負相關(guān)，表明創(chuàng)業(yè)板上市公司董事會規(guī)模越大，有助于加強對上市公司盈余管理的監(jiān)管，從而使得公司的可操控性應(yīng)計盈余得以減少，公司的信息披露質(zhì)量得到顯著的改善，支持了假設(shè)H 3。

表3 大股東“占款”、董事會特征和信息披露質(zhì)量回歸結(jié)果

（三）進一步分析 一般地，地域特征的差異可能導(dǎo)致大股東“占款”、獨立董事人數(shù)比例、董事會規(guī)模對信息披露質(zhì)量影響的顯著差異，因此，本文進一步對江蘇省和浙江省創(chuàng)業(yè)板上市公司大股東“占款”、獨立董事人數(shù)比例、董事會規(guī)模對信息披露質(zhì)量影響差異進行系統(tǒng)的比較。如表3，模型（2）表示創(chuàng)業(yè)板上市公司總部在浙江省的回歸結(jié)果，模型（3）表示創(chuàng)業(yè)板上市公司總部在江蘇省的回歸結(jié)果。首先，在模型（2）中，OCU與DACC在10%水平上顯著正相關(guān)，在模型（3）中，OCU與DACC呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，但這種關(guān)系并不顯著，表明相比于江蘇省創(chuàng)業(yè)板上市公司，浙江省創(chuàng)業(yè)板上市公司大股東“占款”行為更顯著降低了公司的信息披露質(zhì)量。其次，在模型（2）中，IDR與DACC在1%水平上顯著負相關(guān)，在模型（3）中，IDR與DACC在5%統(tǒng)計水平上顯著負相關(guān)，表明相比于江蘇省創(chuàng)業(yè)板上市公司，浙江省創(chuàng)業(yè)板上市公司獨立董事人數(shù)比例的提高更顯著提高了公司的信息披露質(zhì)量。再者，在模型（2）中，DS與DACC在1%水平上顯著負相關(guān)，在模型（3）中，DS與DACC呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系，但這種關(guān)系并不顯著，表明相比于江蘇省創(chuàng)業(yè)板上市公司，浙江省創(chuàng)業(yè)板上市公司董事會規(guī)模越大更顯著提高了公司的信息披露質(zhì)量。

（四）穩(wěn)健性檢驗 本文以O(shè)CU、IDR、DS均值為臨界點，采用啞變量的形式，將超過均值水平的部分取值為1，將不超過均值水平的部分取值為0，代入模型（1）中，證實了假設(shè)H 1、H 2、H 3的依舊成立。此外，將重新設(shè)定的變量按浙江省和江蘇省創(chuàng)業(yè)板上市公司分組重新進行回歸，依舊發(fā)現(xiàn)，相比于江蘇省創(chuàng)業(yè)板上市公司，浙江省創(chuàng)業(yè)板上市公司大股東“占款”行為更顯著降低了公司的信息披露質(zhì)量，浙江省創(chuàng)業(yè)板上市公司獨立董事人數(shù)比例提高、董事會規(guī)模越大顯著改善了公司的信息披露質(zhì)量。由此可見，本文得出的研究結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論 本文以2011年-2014年浙江省和江蘇省創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究樣本，基于股東治理、董事會治理特征，探討了創(chuàng)業(yè)板上市公司信息披露的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)：（1）大股東“占款”行為越嚴重，創(chuàng)業(yè)板上市公司信息披露質(zhì)量越差；（2）獨立董事比率的提高促進了創(chuàng)業(yè)板上市公司信息披露質(zhì)量的提高；（3）董事會規(guī)模的擴大促進了創(chuàng)業(yè)板上市公司信息披露質(zhì)量的提高。更進一步地，研究發(fā)現(xiàn)：相比于江蘇省創(chuàng)業(yè)板上市公司，浙江省創(chuàng)業(yè)板上市公司大股東“占款”行為更顯著降低了公司的信息披露質(zhì)量，浙江省創(chuàng)業(yè)板上市公司獨立董事人數(shù)比例提高、董事會規(guī)模的增大顯著增加了上市公司的信息披露質(zhì)量。

（二）建議 本文建議，在完善創(chuàng)業(yè)板上市公司信息披露質(zhì)量上可以從加強監(jiān)控大股東“占款”、在《公司法》規(guī)定的法定范圍內(nèi)可以適當提高獨立董事在董事會中的人數(shù)比例、增加董事會規(guī)模。另外，通過對江蘇省和浙江省創(chuàng)業(yè)板上市公司的比較研究，本文建議，監(jiān)管層應(yīng)有針對性的完善江蘇省創(chuàng)業(yè)板上市公司的股東保護和董事會治理制度，從而在完善這些治理機制的前提下提高江蘇省創(chuàng)業(yè)板上市公司的信息披露質(zhì)量。

［1］陳政：《大股東資金占用與盈余管理:問題掩飾還是揭露》，《證券市場導(dǎo)報》2008年第12期。

［2］高明華、方芳：《董事會治理和財務(wù)治理的作用效應(yīng)——基于應(yīng)計與真實活動盈余管理的實證檢驗》，《經(jīng)濟與管理研究》2014年第8期。

［3］江維琳、李琪琦、向銳：《董事會特征與公司盈余管理水平——基于中國民營上市公司面板數(shù)據(jù)的研究》，《中國軟科學》2011年第5期。

［4］孫光國、劉爽、趙健宇：《大股東控制、機構(gòu)投資者持股與盈余管理》，《南開管理評論》2015年第5期。

［5］李文洲、冉茂盛、黃?。骸洞蠊蓶|掏空視角下的薪酬激勵與盈余管理》，《管理科學》2014年第6期。

［6］陸正飛、王鵬：《同業(yè)競爭、盈余管理與控股股東利益輸送》，《金融研究》2013年第6期。

［7］楊清香、張翼、張亮：《董事會特征與盈余管理的實證研究》，《中國軟科學》2008年第11期。

［8］張祥建、郭嵐：《盈余管理與控制性大股東的“隧道行為”》，《南開經(jīng)濟研究》2007年第6期。

［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》，《管理評論》2006年第3期。

［10］Al-Fayoumi N,Abuzayed B,Al exander D.Ownership Structure and Earnings Management in Emerging Market s:The Case of Jordan.International Research Journal of Fi nance& Economics,2010.

［11］Kazemian S,Sanusi ZM.Earnings M anagem ent and Ownership Structure.Procedia Economics&Finance,2015.

［12］LauxC, LauxV. Board Committees, CEO Com pensation,and Earnings M anagem ent.Accounting Review, 2009.

［13］Mohd S,SallehN M,Hassan MS.Ownership Structure and Earnings Management in Malaysian Listed Companies:The Size Effect.Aan Jornalof Bn&Aonng,2008.

［14］PeasnellK V,Pope P F.Board Monitoring and Earnings Management:Do Outside Directors Influence Abnormal Accruals？Journalof Business Finance&Accounting,2005.

［15］Rahman RA,AliFHM.Board,Audit Committee, Culture and Earnings Management:Malaysi an Evidence. M anagerial Auditing Journal,2013.

（編輯 文 博）