盈余管理與企業價值

【摘要】過度的盈余管理不僅會誤導投資者的決策，也不利于資本市場的健康發展。本文以2010～2022年我國滬深A股上市公司數據為樣本，研究盈余管理對企業價值的影響。研究結果表明，盈余管理程度與企業價值顯著正相關，杠桿率在兩者的關系中起部分中介作用，且表現為遮掩效應。進一步研究發現：非國有企業盈余管理對杠桿率的正向影響作用更強，而國有企業杠桿率在盈余管理與企業價值的關系中所發揮的遮掩效應更為顯著；盈余管理也可通過提高企業營業收入增長率的途徑促進企業價值的提升，但營業收入增長率的中介作用并未表現為遮掩效應；分析師關注度作為外部因素可以顯著抑制企業通過盈余管理提升自身價值的程度。相關結論對加強上市公司監管、完善資本市場制度等具有一定的啟發意義。

【關鍵詞】盈余管理；企業價值；杠桿率；遮掩效應

【中圖分類號】F270.7"""【文獻標識碼】A"""【文章編號】1004-0994（2025）01-0041-7

【基金項目】國家自然科學基金面上項目（項目編號：72172119）；陜西理工大學科研項目（項目編號：SLGSKXM2408）

【作者單位】1.陜西理工大學經濟管理與法學學院，陜西漢中723001；2.西安交通大學管理學院，西安710048

一、引言

盈余管理是指企業管理人員為了獲得私人利益或影響利益相關者的決策，在不違背會計準則的前提下運用職業判斷有目的地干預財務報告或規劃交易，以達到期望報告收益水平的過程。2022年4月，習近平總書記在中央全面深化改革委員會第二十五次會議上強調，要嚴肅財經紀律，維護財經秩序，健全財會監督機制。2023年2月，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發了《關于進一步加強財會監督工作的意見》，其中要求加強對上市公司等主體財務、會計行為的監督，依法嚴厲打擊濫用會計準則等行為，持續提升會計信息質量。雖然盈余管理是在遵循會計準則的前提下對準則彈性的運用或對交易、事項時間安排的調整，但盈余管理并不是真正的增值行為，如果這種行為使投資者對企業價值判斷偏于樂觀，進而產生促進企業價值提升的效應，則將不僅有損投資者的利益，也不利于資本市場的健康運行。因此，盈余管理是一種雖不違法但不利于維護財經秩序的“灰色”的企業自利行為。

已有文獻中研究盈余管理動機或影響因素的較多，而關注盈余管理經濟后果的相對較少。從盈余管理經濟后果研究文獻來看，學者們一般從盈余管理對信貸期限（溫軍和楊荻，2022）、銀行風險承擔水平（顧海峰和張盈盈，2023）、企業綠色創新產出（郭祥和陳富永，2023；喬金杰和唐霞，2023；洪攀和劉興華，2023）、審計師風險（李芳等，2023）、政府補貼績效（嚴若森等，2023）、資本成本或融資效率（高玥和楊毅，2023）等方面的影響展開。這些文獻中有關盈余管理價值效應的研究偏少，研究結論也存在差異。部分研究發現盈余管理與企業價值正相關，如：寧亞平（2005）認為，存在盈余管理的會計信息更有助于投資者了解企業的潛在價值，從而正向影響企業價值；羅永明等（2016）通過對我國A股上市公司數據進行分析發現，在我國會計準則與國際財務報告準則趨同背景下，應計盈余管理會對企業價值產生正向影響。部分研究則得出了盈余管理與企業價值負相關的結論，如：張翠波（2001）發現，盈余管理行為會使投資者認為企業收益質量和未來收益持續性較低、不確定性較高，從而低估企業的價值；Chen等（2023）通過對1991～2017年美國酒店公司的研究發現，盈余管理與公司價值負相關。還有一些研究在區分不同目的或類別的盈余管理后，也得出了不同的結論，如：張斌成等（2013）研究發現，基于風險規避、借助金融衍生品進行的盈余管理與企業價值正相關，而基于操縱性應計項目的盈余管理與企業價值負相關。基于此，本文將著眼于討論盈余管理與企業價值的關系以及杠桿率在兩者關系中所起的中介作用，對盈余管理影響企業價值的作用機制進行研究。

本文一方面提出并檢驗了杠桿率在盈余管理與企業價值的關系中所起的遮掩作用，拓展了盈余管理對企業價值作用途徑的研究，為解釋已有研究結論為什么存在差異提供了新的思路，也為更全面地認識盈余管理與企業價值之間的直接關系及間接關系提供了進一步的經驗證據。另一方面從杠桿率和企業價值兩個角度拓展了盈余管理經濟后果的相關研究，檢驗了盈余管理這一“灰色”行為正向影響企業價值的直接正面效果和通過杠桿率負向影響企業價值的間接負面作用，為更全面地了解盈余管理對杠桿率和企業價值的影響方向及影響程度提供了經驗證據，也為資本市場錯誤定價的相關研究提供了補充資料。

二、文獻回顧與研究假設

（一）盈余管理與企業價值

根據盈余管理動機的信息觀，企業管理層存在為緩解信息不對稱而通過盈余管理向外界傳遞企業業績以及未來發展狀況的內部信息的動機（Holthausen，1990）。在信息傳遞動機下，企業管理者利用準則彈性進行的盈余管理會提升會計信息的相關性與可靠性，從而提高會計信息預測企業價值的有用性和反映真實性（Badertscher等，2012），在控制非操縱性應計盈余的情況下，操縱性應計盈余與企業股票累計超額收益率顯著正相關，說明盈余管理可以傳遞與企業價值有關的信息，具有額外的信息含量。基于信息傳遞動機，盈余管理與企業價值的關系具體可分為以下兩個方面。

其一，盈余管理與其他積極信號之間可以相互增信，共同向外傳遞增強的正面信息，促進企業價值提升。以企業的股票分割為例，股票分割前的盈余管理可以強化股票分割所傳遞的利好信息，而股票分割又提升了存在盈余管理的會計信息的可信度，因此兩者結合起來會被解讀為管理者對企業未來前景的樂觀預期，從而導致投資者對企業未來價值的估計增加（Louis和Robinson，2005）。又如，迎合投資者非理性需求的較高水平的現金股利支付會提升應計盈余管理程度，應計盈余管理又會反過來提高投資者對企業未來現金股利支付的預期，兩者共同作用則可以達到提升企業估值、維持股價的目的（呂纖和羅琦，2019）。此外，盈余管理和投資者樂觀情緒也存在相互作用，投資者樂觀情緒會增強管理者通過盈余管理迎合投資者需求的動機，盈余管理也會強化投資者的樂觀情緒，兩者相互增信則會達到提高企業估值、進而維持或推高股價的效果（羅琦等，2021）。

其二，盈余管理可以傳遞企業未來盈利能力、現金流等相關信息，并提高應計項目的未來現金流預測能力，最終提高企業價值。一方面，盈余管理可以傳遞出企業具有較強的可持續發展能力等影響企業未來業績判斷的正面信息，從而與企業未來收益和現金流正相關（Bowen等，2008）。當企業為迎合投資者需求實施向上盈余管理而傳遞正面信息時，能夠達到降低權益資本成本的效果（湯曉冬和陳少華，2021），且較好的業績和現金流預期也會傳遞企業未來具有較強還款能力和較低風險水平的信號，從而降低企業的債務融資成本和權益資本成本，最終提升企業價值。另一方面，基于信息傳遞動機的盈余管理具有較強的現金流預測能力。相比出于機會主義披露的企業而言，基于信息傳遞動機披露的企業財務報告中的操縱性應計項目更能預測未來經營性現金流（Badertscher等，2012），而擁有自利型管理者的企業比擁有非自利型管理者的企業報告的操縱性應計項目更具預測性，這種差異在信息傳遞動機較強的情況下更加明顯（Lail和Martin，2017）。

綜上，基于信息傳遞動機的盈余管理可以達到與其他積極信號相互增信，傳遞關于企業未來盈利能力和現金流等的正向信息、提高應計項目的未來現金流預測能力等方面的目的，從而促進企業價值的提升。由此，本文提出以下假設：

H1：盈余管理會提升企業價值。

（二）盈余管理與杠桿率

首先，盈余管理會誤導債權人的決策。會計信息是債權人決策的重要參考依據，會計信息的決策有用性對于債權人制定合理的條款、確定還款方式、對債務人資金使用情況進行有效監控以及保障債務契約的順利執行都具有重要意義。但盈余管理會損害會計信息的債務契約決策有用性、干擾債權人的信貸決策或債券購買行為，進而使債權人或債券投資者做出信息風險和違約風險較高的決策（溫軍和楊荻，2022）。企業在進行負債融資前，存在通過盈余管理改善其財務狀況以符合銀行的借款要求或債券投資者風險預期的動機。信用評級機構依賴債券發行人的會計信息且重視信用評級的穩定性和準確性，企業為取得較高的信用評級以降低債務資本成本，一般會在債券發行前或在后續年度有較高的信貸需求時，提前進行向上的盈余管理，但債權人往往并不能及時看穿企業提供的會計信息背后是否存在盈余管理行為（路軍偉和劉瑤瑤，2020）。此外，企業在向銀行借款前進行向上盈余管理的程度較高時，更能獲取較大的信貸金額。因此，盈余管理會產生干擾債權人決策和損害會計信息的債務契約決策有用性的作用，從而企業可達到降低債務融資成本和債務融資難度的目的。

其次，盈余管理會增加企業的超額負債。超額負債不利于企業的高質量發展，而盈余管理則會促進企業超額負債的形成。基于代理問題，企業存在因過度追求股東價值最大化而進行過度借貸的動機。此外，管理層也一般會在企業的負債比例達到目標值后，為滿足增加自由現金流等需求而選擇繼續進行債務融資，從而形成超額負債。因此企業在取得正常經營所需借款后，還普遍存在通過盈余管理獲取超額借款的行為，在企業杠桿率達到目標值后，仍通過盈余管理使自身經營業績滿足銀行等債權人的要求，從而獲取超額負債。

綜上，盈余管理會損害企業會計信息的債務契約決策有用性并增加企業的超額負債，從而提高企業杠桿率。由此，本文提出以下假設：

H2：盈余管理會提升企業杠桿率。

（三）盈余管理、杠桿率與企業價值

過多的負債不僅會使企業的財務風險增加，也會給企業帶來較大的還款壓力。當企業無法按時償還到期債務時，可能會面臨破產的風險，嚴重損害企業價值。且杠桿率的上升也會加劇企業與債權人之間的利益沖突，從而影響企業價值的提升。我國經濟環境在發展階段、政策環境、市場結構、金融體系、投資機會等方面均與其他國家尤其是發達國家存在差異，雖然國外較多研究發現杠桿率與企業價值正相關，但以我國上市公司為樣本的實證研究卻大多得出了相反的結論，即杠桿率與企業價值存在顯著的負相關關系（朱艷麗等，2019）。因此，如果盈余管理與企業價值正相關，那么盈余管理對企業價值的直接正面影響就會被盈余管理通過影響杠桿率進而影響企業價值的間接負面效應所遮掩，杠桿率的中介作用則表現為遮掩效應。由此，本文提出以下假設：

H3：杠桿率在盈余管理與企業價值的關系中發揮中介作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇和數據來源

本文以2010～2022年我國滬深Ａ股上市公司為初始研究樣本，剔除金融行業和上市狀態、財務指標異常的數據，剔除截至當年12月31日IPO不滿1年的企業和主要變量連續三年缺失的樣本，對個別年度缺失的數據通過查找年報的方式進行補充。經過以上處理后，最終共獲得22486個觀測值。本文還對所有連續變量進行了上下1%的縮尾處理。原始數據均來自國泰安數據庫，相關企業年報數據主要來自中國證監會指定的公開披露網站。

（二）變量說明

1.被解釋變量：企業價值（TobinQ）。使用托賓Q值衡量企業價值。托賓Q值一般用上市公司市場價值與其資產重置成本的比率表示，但考慮到我國上市公司資產的重置成本數據較難獲取，本文借鑒現有研究的做法，以總資產的賬面價值代替重置成本。具體計算方法見式（1）。

[TobinQi，t=EMVi，t+LBVi，tAi，t]（1）

其中，EMV代表上市公司年末優先股和普通股的市場價值之和，LBV代表上市公司年末合并報表中總負債的賬面價值，A代表上市公司年末合并報表中總資產的賬面價值。

2.解釋變量：盈余管理程度（ADA）。基于修正的瓊斯模型估計企業的盈余管理程度，具體計算過程如下：

其中：A的含義同式（1）；TA為總應計盈余金額；ΔREV為企業本年營業收入相比上年營業收入的變動額；PPE為企業年末固定資產原值；NDA為非操縱性應計盈余金額，由式（2）分年度、分行業回歸后的系數α1、α2、α3代入式（3）計算得出；ΔREC為企業應收賬款變動額，等于當年年末應收賬款余額減去年初應收賬款余額；DA為操縱性應計盈余金額，是總應計盈余與非操縱性應計盈余的差額，即式（2）的殘差。借鑒王海林和常正偉（2023）的做法，本文使用DA的絕對值衡量企業的盈余管理程度，用ADA表示。

3.中介變量：杠桿率（Lev）。以資產負債率衡量企業的杠桿率，具體計算方法為企業年末總負債與年末總資產的比值，其中總負債與總資產均為年末合并報表數據。

4.控制變量。借鑒與本研究相關的已有文獻的做法，選取企業上市年齡（Age）、企業規模（Size）、總資產收益率（ROA）、股權集中度（Top1）、股權制衡度（EBD）和機構持股比例（INR）作為控制變量。同時還控制了年度（Year）和行業（Ind）固定效應。

本文主要變量定義具體如表1所示。

（三）模型構建

本文構建解釋變量（ADA）與被解釋變量（TobinQ）間關系的主效應回歸模型如式（5）所示，用于檢驗H1；為檢驗H2和H3，進一步構建中介效應回歸模型如式（6）和式（7）所示。

TobinQi，t=β0+β1ADAi，t+β2Controlsi，t+∑Year+

∑Ind+φi，t（5）

Levi，t=γ0+γ1ADAi，t+γ2Controlsi，t+∑Year+∑Ind+ωi，t（6）

TobinQi，t=λ0+λ1ADAi，t+λ2Levi，t+λ3Controlsi，t+

∑Year+∑Ind+μi，t（7）

其中，Controls代表所有控制變量，Year和Ind分別表示年度和行業固定效應，φ、ω和μ為隨機誤差項，其他變量的含義見表1。

四、實證結果分析

（一）描述性統計和相關性分析

主要變量的描述性統計、相關性系數等結果如表2所示。企業價值（TobinQ）的最大值為8.219，最小值為0.843，標準差為1.304，說明所選樣本企業價值差異較大，可充分檢驗盈余管理對其產生的影響。盈余管理程度（ADA）的均值為0.068，標準差為0.071，最大值和最小值分別為0.396和0.001，反映出樣本企業盈余管理程度分布較為集中，且大部分企業的盈余管理程度較低。杠桿率（Lev）的均值為0.426，標準差為0.198，最大值和最小值分別為0.855和0.057，顯示樣本企業杠桿率分布的離散程度較低，多數集中在平均值附近。ADA與TobinQ的相關系數為0.079，在1%的水平上顯著，初步驗證了H1。此外，VIF的最小值和最大值分別為1.019和1.879，說明樣本數據不存在嚴重的多重共線性問題。

（二）盈余管理對企業價值的影響

根據主效應回歸模型（5），添加控制變量前后的回歸結果分別見表3列（1）和列（2）。可以看出，添加控制變量前盈余管理程度（ADA）的回歸系數為1.133，添加控制變量后盈余管理程度（ADA）的回歸系數為0.873，都在1%的水平上顯著，驗證了企業通過盈余管理能夠達到提升價值的正向經濟后果，H1得到支持。此外，列（2）中控制變量的回歸系數均在1%的水平上顯著，說明本文所選擇的控制變量是有效的。根據該回歸結果，信息使用者和監管方需認識到，在促進企業價值提升的因素中，除持續的盈利能力等能夠促進企業長遠發展的因素外，還可能存在盈余管理這種“短視”行為。

（三）杠桿率的遮掩效應

基于模型（6）和模型（7）的中介效應回歸結果見表3列（3）～列（6）。從列（3）和列（4）來看，盈余管理程度（ADA）對杠桿率（Lev）的回歸系數均在1%的水平上顯著為正，驗證了H2。列（5）和列（6）的回歸結果顯示，盈余管理程度（ADA）的系數均顯著為正，杠桿率（Lev）的系數均顯著為負。結合前述回歸結果，可以判斷杠桿率在盈余管理和企業價值關系中的中介作用顯著，支持了H3。對具體回歸系數進行進一步分析，發現列（4）中ADA的系數（0.201）與列（6）中Lev的系數（-0.320）相乘后的符號（為負），與列（6）中ADA的系數（0.937）符號相反，這說明杠桿率的中介作用表現為遮掩效應。以上結果表明，盈余管理雖然對企業價值具有正面影響，但其也會通過提高企業杠桿率而產生降低企業價值的作用，即盈余管理對企業價值的直接正面影響被盈余管理通過杠桿率降低企業價值的間接負面效應所遮掩。

（四）穩健性檢驗

1.替換被解釋變量。基于無形資產的高風險性和商譽不可單獨計量的特點，換用上市公司市場價值與總資產扣除無形資產和商譽后的有形資產的比值作為衡量企業價值（TobinQ1）的指標。具體計算公式如下：

[TobinQ1i，t=EMVi，t+LBVi，tAi，t-IAi，t-GWi，t]（8）

其中，EMV、LBV和A的含義同式（1），IA為企業年末合并資產負債表中無形資產的賬面價值，GW為商譽的賬面價值。

替換被解釋變量后的回歸結果如表4所示。可以看出，在替換被解釋變量后，盈余管理與企業價值間關系的直接效應以及盈余管理通過杠桿率影響企業價值的間接效應，與表3中的回歸結果相比均未發生改變。且列（4）中ADA的系數與列（6）中Lev的系數相乘后的符號（為負）與列（6）中ADA的系數符號（為正）仍舊相反，可見杠桿率在盈余管理與企業價值的關系中依然表現出遮掩效應。上述結果與基準回歸結果一致，證明本文結論具有穩健性。

2.滯后解釋變量。上年的年報信息在下一會計年度披露，因此通過滯后1期解釋變量（L1_ADA）和滯后2期解釋變量（L2_ADA）來檢驗盈余管理與企業價值可能互為因果對實證結果的影響。回歸結果如表5所示，列（1）～列（3）為解釋變量滯后1期的回歸結果，列（4）～列（6）為解釋變量滯后2期的回歸結果。列（1）中L1_ADA的系數和列（4）中L2_ADA的系數分別在1%和5%的水平上顯著為正；列（2）中L1_ADA的系數與列（3）中Lev的系數均在1%的水平上顯著，且兩者之積的符號與列（3）中L1_ADA的系數符號相反；列（5）中L2_ADA的系數與列（6）中Lev的系數均在1%的水平上顯著，且兩者之積的符號與列（6）中L2_ADA的系數符號相反。由以上結果可以看出，無論是解釋變量滯后1期還是滯后2期，盈余管理與企業價值的關系以及杠桿率的遮掩效應均未發生改變。

3.排除股市大幅漲跌和退市新規的影響。企業股票市值是企業價值衡量指標的重要組成部分，股市的大幅振蕩是影響企業股票市值的重大且非暫時性的金融沖擊。本文借鑒吳非等（2021）的研究，排除2015年我國股市大幅漲跌對回歸結果的影響。從現有樣本中剔除2015～2017年的觀測值，對模型（5）、模型（6）和模型（7）進行檢驗，回歸結果如表6所示。此外，基于中央全面深化改革委員會審議通過的《健全上市公司退市機制實施方案》，滬深證券交易所于2020年12月31日發布修訂后的《股票上市規則》《退市公司重新上市實施辦法》等配套規則（簡稱“退市新規”），其中退市指標的改變可能會對上市公司盈余管理行為產生較大程度的影響，因此本文將觀測值分為2021年之前和2021年之后（包括2021年）兩組，回歸結果如表7所示。從表6可以看出，排除股市大幅漲跌的影響后，回歸結果仍然與基準回歸結果一致；從表7可以看出，退市新規實施前和實施后回歸結果均與基準回歸結果一致。可見，本文結論具有穩健性。

（五）內生性檢驗

雖然表3的結果證明，盈余管理可以顯著影響杠桿率和企業價值，杠桿率在盈余管理和企業價值的關系中起部分中介作用，且表現為遮掩效應，但這一結論可能存在內生性問題，本文利用工具變量法緩解此問題。采用當年同行業其他企業的平均盈余操縱程度作為盈余管理程度的工具變量，以ADA_iv表示。為提高變量回歸系數的可讀性，在第一階段回歸時將變量ADA乘以100，以ADA100表示；根據第一階段回歸結果擬合出的ADA100數值再除以100，依然用ADA表示，據此進行第二階段回歸。工具變量法的回歸結果如表8所示，可以看出該結果與表3的結果一致。

（六）異質性分析

在本文樣本中：國有企業盈余管理程度（ADA）的均值為0.063，低于非國有企業0.071的均值；國有企業的企業價值（TobinQ）均值為1.758，而非國有企業該指標的均值為2.255。在區分產權性質后，分組回歸結果如表9所示。可以看出，國有企業和非國有企業中盈余管理程度均與企業價值正相關，杠桿率在兩者關系中起到部分中介作用。從回歸系數來看，非國有企業盈余管理提升杠桿率的作用更強，而杠桿率的遮掩效應在國有企業中更為顯著。

（七）其他影響機制及調節效應分析

1.其他影響機制分析：營業收入增長率。較高的盈余管理程度一般會提高企業的營業收入增長率，而較高的營業收入增長率會提高利益相關方對企業未來發展前景的預期，從而促進企業價值的提升。本文進一步以營業收入增長率（RGR）作為機制變量進行回歸，結果見表10列（1）和列（2）。可以看到，營業收入增長率在盈余管理和企業價值的關系中也起到部分中介作用，但這種中介作用并非遮掩效應。

2.調節效應分析：分析師關注度的調節作用。外界的關注可能會影響盈余管理與企業價值的關系，專業的分析師在解讀和傳遞信息方面具有重要的作用。本文將分析師關注度作為調節變量研究盈余管理與企業價值關系的邊界條件。具體而言，從當年關注某公司的分析師（或團隊，下同）數量和研報數量兩個維度衡量分析師關注度，檢驗分析師關注度的調節作用。分析師數量以某公司當年分析師數量加1后的自然對數衡量，用Analyst表示；研報數量以某公司當年的研報數量加1后的自然對數衡量，用Report表示。這兩個指標值越大，代表企業被分析師關注的程度越高。分析師關注度的調節作用檢驗結果見表10列（3）和列（4）。從結果來看，分析師關注度對盈余管理和企業價值的關系起到顯著的負向調節作用，即分析師關注度可以顯著抑制企業通過盈余管理提升自身價值的行為。

五、結論及建議

本文研究結論主要包括以下三個方面：第一，盈余管理對企業價值具有顯著的提升作用，盈余管理這種“灰色”行為會誤導投資者對企業價值的判斷，從而產生對企業有利但有損投資者利益的經濟后果；第二，盈余管理會損害企業會計信息的債務契約決策有用性并增加超額負債，因此盈余管理程度高的企業有更高的杠桿率，杠桿率遮掩了企業通過盈余管理提升自身價值的效應，即杠桿率在兩者關系中發揮遮掩效應；第三，非國有企業盈余管理對杠桿率的影響程度更高，而國有企業杠桿率在盈余管理與企業價值的關系中所發揮的遮掩效應更明顯，同時營業收入增長率在盈余管理和企業價值的關系中也起到部分中介作用，分析師關注度對兩者的關系具有顯著的負向調節作用。以上結論說明：企業通過盈余管理能夠產生促進自身價值提升的正向經濟后果，但這一過程會被與盈余管理程度顯著正相關的杠桿率所遮掩；產權性質會對盈余管理與企業價值的關系產生異質性影響；在盈余管理和企業價值的關系中還可能存在營業收入增長率等中介變量和分析師關注度等調節變量。

本文的研究結論對于加強財會監督、提高企業會計信息質量、促進企業高質量發展和資本市場健康運行具有一定的現實意義，相關建議包括三個方面。第一，監管部門應加強對企業盈余管理行為的識別和監管，引導企業以適當的途徑提升自身價值。目前的財會監督更側重于對會計舞弊等違規行為的懲處，對于盈余管理這種“灰色”行為并沒有較為完善的監管措施，這讓企業盈余管理行為有了可乘之機。因此，應加大識別和監管過度盈余管理行為的力度，促使企業通過真正的增值行為而非會計手段提升其價值。第二，要構建多維度、更加細化的會計信息質量評價體系。目前的會計信息質量一般以盈余管理程度作為評價指標，但企業會計信息質量包含多個維度，建議從會計信息質量要求的不同方面進行綜合評價，以促進企業會計信息質量有效提升。第三，企業應注意識別杠桿率的遮掩效應。盈余管理會通過提高杠桿率對企業價值產生不利影響，因此企業應充分認識到盈余管理行為的雙面性，注重長遠發展而非短期利益。

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（責任編輯·校對：許春玲"劉鈺瑩）