上市公司终极控制人特征对盈余管理影响研究
一 、引言
我国作为一个典型的新兴资本市场， 发展时间短， 保护投资者的司法体系和外部监管市场等还不健全， 存在股权高度集中， 人为的市场分割和大多数上市公司的终极控制人为政府等不利因素。 终极控制人侵害中小股东利益的现象不断涌现，这已成为制约我国资本市场稳定运行和规范发展的一个难点和焦点问题。 其中， 终极控制人可以通过多种途径实施盈余管理实现对中小股东财富的剥削， 误导外部投资者进行决策。 因此， 本文试图从复杂的控制结构分析终极控制人特征对上市公司盈余管理行为的影响。 本文的研究目的是通过分析我国上市公司终极控制人与中小股东的代理冲突， 从理论和实证两方面揭示中国上市公司终极控制人特征对盈余管理行为的影响， 从而证明终极控制人有能力和动机侵害中小股东利益， 增进对终极控制人与小股东之间代理问题的理解和认识， 为进一步规范和完善我国上市公司的治理结构作一些基础性工作。
二、文献综述
（一）国外文献 Anastasia，Angela （1998） 分别对控股股东分离控制权和现金流权的交叉持股、金字塔结构以及多重股份结构这几种方式进行了分析。Julia，Whitney（2002）也表明，大股东为了使控制权和现金流权产生分离，普遍通过以上几种方式。当前的研究主要侧重于金字塔式持股结构对中小股东利益上的侵害方面 。Claesens ， Djankow 和 Lang（2000） 改进了 LLS （ 1999 ） 提供的分析方法 ， 以所有权衡量现金流权、 以投票权衡量控制权， 分析了东亚 9 个国家 （ 地区 ） 的 2980家上市公司的所有权与控制权的分离情况。 研究结果表明， 控制性股东通过运用金字塔持股结构和交叉持股方式分离所有权与控制权。 尤其是， 家族控制公司或规模较小的公司。 与此同时，我国约59%企业的高管都是由控股股东担任，企业经营者与控股股东很少有相分离的情况，这也表明了控股股东为了达到强化控制上市公司的目的，不仅通过金字塔持股结构和交叉持股方式对所有权和控制权进行分离，还通过指派自己的家族成员担任上市公司的高管。
（二）国内文献 林菲、刘全新和陈桂圆（2002）依照LLS（1998）提出的终极产权原则为前提，并采用了国家及私人终极产权控制这两个概念，对我国上市公司的股本结构作了重新划分，结果表明，我国上市公司被政府控制的约为80%，而非政府控制的约为20%。张华、 张俊喜和宋敏 （2004） 发现我国民营上市公司的终极控制人大多采用金字塔持股结构实现以较少的投资控制较多公司股份的目的。 平均而言，终极控制人对公司的投入为 18.93% ，而其控制权为 32.15% 。 与其他东亚国家相比，我国民营上市公司的两权分离度更大。目前我国家族上市公司普遍采用金字塔型持股结构。李晴晴、江华、刘思明（2002）对我国由家族企业控制多家上市企业这种现象作了研究分析，结果表明：在我国家族企业广泛使用金字塔持股结构来对多家上市企业进行控制，加重了现金流权和控制权的分离，致使企业价值降低；另外，这也造成控股股东侵害少数股东权益的概率加大。陈建平和余志中（2004）表明，在我国大部分的控制性家族企业通过多层控制以及金字塔持股等方式，对上市公司进行控制，造成控制权和现金流权相分离，且分离程度比东亚国家和地区的家族控制上市公司都要高。
三、研究设计
（一）研究假设 终极控制人股权对公司治理的影响存在两方面假说， 一是“利益协同效应” 假说，二是“利益侵害效应” 假说。当终极控制人控制权比例较低时，较高的股权集中度提高了终极控制人在公司治理中的参与度。 随着终极控制人控制权的增加， 其所有权也增大， 为了保护自己的投资， 终极控制人有动机控制管理层的机会主义行为，此时随着终极控制人控制权的增加， 盈余管理会降低。 但 随着终极控制人控制权比例的增加到一定程度，终极控制人可能沉溺于非公司价值最大化行为中。因此假设：
假设1: 其他条件相同，盈余管理与终极控制人的控制权比例呈现 U 形关系。 即盈余管理先随终极控制人控制权比例的增加而降低，而后随着终极控制人持股比例的增加而增大
如果控制性股东拥有现金流量权越低， 控制性股东对上市公司享有的共享收益就越少， 控制性股东通过盈余管理等手段攫取控制权私有收益的动机就会越强。 许永斌、 郑金芳（2007）的研究表明终极控制人的现金流权越大， 就越有动力去经营好公司，而会减少降低企业价值的盈余管理行为。基于以上分析，本文提出假设：
假设2: 其他条件相同，盈余管理程度与终极控制人的现金流权比例负相关
西方学者研究认为，终极控制人与小股东之间代理问题产生的根源是终极控制人的控制权与现金流权的分离。这使得终极控制人能够逃避其不利决策给公司带来的影响， 最小化自己的损失，而且复杂的所有权结构下，现金流权与控制权的分离使终极控制人有手段和能力采取利己的行为。终极控制人为了掩饰其侵占行为， 会实施盈余管理，增加信息不对称程度，从而使小股东、 外部投资者更难对企业的财务状况进行评价。基于以上分析， 本文提出假设：
假设3: 其他条件相同，盈余管理程度与终极控制人现金流权与控制权背离程度正相关
（二）样本选择与数据来源 本文以 2008 年在深圳和上海证券交易所挂牌的制造业所有 A 股上市公司为实证研究样本， 研究选取数据主要包括终极控制人现金流权数据、 控制权数据、 股权分离度数据以及上市公司会计指标数据。在具体选择研究样本的过程中，实施了以下的步骤：为了规避新上市公司盈余管理的动机，以及考虑到 Jones 模型需要采用上一年的财务数据，样本中不包括 2008 年当年首发上市的公司。剔除被 ST 的公司， 将这类公司从样本中剔除， 因为这些公司的绩效数据可能存在异常会被操纵。剔除无法从深圳国泰安信息技术有限公司开发的 CSMAR 数据库（以下简称 CSMAR 数据库） 获得研究数据的样本。经过以上选择，共得到研究样本 723 个。本文有关上市公司的主要财务数据资料来源于 CSMAR 金融数据库。此外，上市公司2008年的年报下载于中 国证券监督管理委员会网站（ http://www.csrc.gov.cn ）和巨潮资讯网站（ http://www.cninfo.com.cn ）
（三）变量定义和模型建立 本文选取如下变量：（1）被解释变量。夏立军 （2003） 对国外主要的盈余管理计量方法及其调整模型在中国股票市场进行了检验， 结果表明， 在中国使用截面 Jones 模型能较好地计量盈余管理的程度。因此， 本文认为， 在目前情况下，针对中国上市公司的盈余管理研究最好使用截面模型。 同时， 在公司利润表中， 对于会计信息的使用者来讲， 线下项目的利润操纵要比线上项目的更容易识别（ Chen 和 Yuan ， 2004 ； Haw etal. ， 2005 ），在我国， 通过操纵线下项目的盈余管理行为并不少见（如： 上市公司与终极控制人进行直接的关系资产交易形成营业外收入）， 因此， 本文使用基于线上应计的截面 Jones 模型和线下项目损益两种方法来计算可操纵性应计利润衡量盈余管理的程度。（2）解释变量。现金流权是指上市公司股东通过付出现金流而取得的权利， 有的文献称之为所有权。 控制权是与投票权相对应的， 有多大的投票权就有多大的控制权（包括直接控制权和间接控制权）。现金流权和控制权偏离是指控制权超过现金流权， 导致两者不相等。 当一位股东实际持有 A 公司股票，则可称之为“直接持股”；但如果这个股东转而投资另一家 B 公司，而这家公司又再投资 A 公司，这就形成了“间接持股”。 因此本文定义的终极控制人为沿着控制链条追溯至最顶端的终极控股股东，该股东不再为其他股东所控制。终极控制人的现金流权终极控制人的现金流权（ Cashfolw Rights，CR ） 通过所有控制链累积持有上市公司的所有权比例之和表示 ， 其中每条控制链顶端终极控制人对上市公司的所有权比例等于该条控制链上各层股东持股比例之积。 即 CR = ∑ ∏ a it ， 其中 a it为第 i 条控制链的各层级之间所有权比例。终极控制人控制权控制权包括直接控制权与间接控制权 （Control） ，等于各条控制链上的控制权比例之和， 每一条控制链中， 有效的控制权为终极控制人对上市公司的各环节持股比例的最小值。 即 Control= ∑ min（a i1 a i2 …… a it ），其中 a it 为第 i 条控制链的各层级之间所有权比例。现金流权与控制权分离度现金流权与控制权的分离度（Separation Rate，SR） ，定义为控制权与现金流权之差，即 SR=Control-CR，SR 越大，表明现金流权与控制权的分离程度越大。（3）控制变量。独立董事比例。 本文采用公司独立董事占董事会全部董事人数的比例表示对终极控制人的监督力度。第二至十大股东的股权制衡度。本文采用变量 SI 来表示上市公司第二至十大股东的股权制衡度， SI 的取值用公司第二大股东至第十大股东持股比例之和来衡量。资产负债率。本文选用上市公司当期的资产负债率作为控制变量， 用以检验上市公司对待盈余管理的态度。公司的总资产报酬率，公司的总资产报酬率影响了公司的盈余管理动机和空间。成长性，企业通常经过初创期、成长期、成熟期和衰退期四个阶段，当公司面临着好的成长机会时，推迟转移资产会使终极控制人获得很大的控制权私利， 此时终极控制人是不愿意从上市公司转移资产的，所以，不同成长阶段会对盈余管理产生不同的影响。 因此， 本文采用主营业务收入增长率来表示上市公司的成长性。规模。通常，大公司的管理层拥有等广阔的空间进行盈余管理， 本文选用上市公司当年的员工人数的自然对数来控制公司规模的影响。 具体变量定义见表（1）。
本文将盈余管理程度用两个研究变量表示|DA|和|Below|，所以将同一个模型分成两个类别。针对研究假设1，建立模型1：
|DA|=?琢0+?琢1Control+?琢2Control+?琢3SD+?琢4LEV+?琢5ROA+?琢6Growth+
?琢7LnNumber+ξ1
|Below|=?琢0+?琢1Control+?琢2Control+?琢3SD+?琢4LEV+?琢5ROA+?琢6Growth
+?琢7LnNumber+ξ1
针对本文研究假设2，建立模型 2 ：
|DA|=?茁0+?茁1SR+?茁2CR+?茁3SD+?茁4SI+?茁5LEV+?茁6ROA+?茁7Growth+?茁8LnNumber+ξ2
|Below|=?茁0+?茁1SR+?茁2CR+?茁3SD+?茁4SI+?茁5LEV+?茁6ROA+?茁7Growth+?茁8LnNumber+ξ2
针对本文研究假设3，建立模型 3 ：
|DA|=?姿0+?姿1SR+?姿2CR+?姿3SD+?姿4SI+?姿5LEV+?姿6ROA+?姿7Growth+?姿8LnNumber+?姿9State+ξ3
|Below|=?姿0+?姿1SR+?姿2CR+?姿3SD+?姿4SI+?姿5LEV+?姿6ROA+?姿7Growth+?姿8
LnNumber+?姿9State+ξ3
四、实证检验分析
（一）描述性统计 描述性统计结果见表（2）。总样本组为 723 家上市公司， 其中国有组 386 家， 非国有组 337 家。 首先对线上项目盈余管理值| DA|进行描述性统计分析。 丛下表可以看出 DA 的数据分布特征，| DA| 的均值为 0.518916 ， 中位数为 0.332729 ， 标准差为 0.64649 ，最大值为 5.6394 ，最小值为 0.0014 ；均值略高于中位数，最大值与最小值相差较大， 数据分布较不集中。 此外 1/4 位数是 0.142305 3/4 位数是 0.639994 。 线下项目盈余管理|BELOW | 的均值为 0.034791 ， 中位数为 0.027323 ， 标准差为4.84638 ，最大值为 1.0827 ，最小值为 0 ；均值高于中位数，最大值与最小值相差较大，数据分布较不集中。 此外 1/4 位数是 0.015322 ， 3/4 位数是 0.043002 。终极控制人控制权的均值为 37.564% ，中位数为 36.69% ，标准差为 0.14617 ，最大值为 1 ， 最小值为 3.94% ， 最大值为 100% 。 可见， 我国上市公司的控制权比例普遍偏高 . 终极控制人拥有的所有权比例的平均值为 30.548% ， 中位数为28.31% ， 标准差0.16282 ， 最大值为 92% ， 最小值为 23.9% ， 此外 1/4 位数是18.614% ，3/4位数是 41.349% 。 终极控制人两权分离度的平均值为 0.0701 ，中位数为 0.00744 ，表明一半以上的企业两权分离情况较小，最大值 0.4234 表明部分企业的两权分离度较高。独立董事所占比例平均值为 0.3609 ，表明绝大部分公司的独立董事比例己经达到证监会所要求的标准（独立董事占董事总数的1/3 以上 ） 。 用来衡量股权制衡程度的SI的平均值仅为0.1892， 说明第二至十大股东所持股份较少， 其余的大股东很难对终极控制人形成制衡作用，一股独大现象非常严重。
（二）相关性分析 变量的相关性检验结果见表（3）。 结果显示， 线上项目盈余管理程度| DA | 与现金流权比例、 控制权比例、 控制权比例的平方、两权分离度、 独立董事比例、 股权制衡度、 资产负债率、 ROA 、 成长性和企业规模等变量正相关。 线下项目盈余管理程度|BELOW|与现金流权比例、 资产负债率、 ROA 正相关， 与控制权比例、 控制权比例的平方、 两权分离度、 股权制衡度、 独立董事比例、 成长性和企业规模等变量负相关。有些变量之间存在着严重的共线性问题。 现金流权和控制权比例 （ 控制权比例的平方 ） 之间， 相关系数为 0.835（0.830） ；控制权比例与控制权比例的平方之间，相关系数为 0.972; 其余变量之间的相关系数都在 0.8 以下，对于模型的建立没有不利影响。本文将考察终极控制人现金流权、 控制权、 两权分离度与上市公司盈余管理影响， 为避免现金流权与控制权的共线性问题， 本文将现金流权比例与控制权比例、 控制权比例的平方项纳入不同的模型。 为避免终极控制人拥有上市公司控制权比例与其平方项之间的共线性问题，模型中将终极控制人拥有的控制权比例进行标准化，标准化过程为控制权比例减去均值后除以标准差。
（三）回归分析本文进行以下回归分析：
（1）终极控制人控制权与公司盈余管理回归结果见表（4）。第一，终极控制人控制权与公司线上项目盈余管理。列 1 表示终极控制人控制权与公司线上项目盈余管理程度多元 OLS 回归的结果，回归方程的 F 值为 10.663 ，显著性概率为 0.000， ，说明该方程整体有意义。从回归结果来看， 控制权比例的平方（ SqrControl ） 与上市公司线上项目盈余管理 |DA| 在 10% 水平上显著正相关。 这与假设 1 相符， 即盈余管理与终极控制人的控制权呈现 U 形关系， 盈余管理首先随着终极控制人所有权的增大而降低， 而后随着终极控制人所有权的增大而增大。 这表明在公司治理中， 终极控制人在拥有较低控制权时， 终极控股人没有较大动力和能力通过线上项目操纵盈余。 当终极控制人拥有超过其现金流权较高的控制权时， 有动机有能力通过线上项目谋求控制权私利。独立董事比例与公司盈余管理程度在 5% 的水平上呈显著正相关， 这与预期正好相反。 说明在我国上市公司，或者至少在本文的研究样本中， 独立董事并没有发挥人们预期的代表广大中小股东利益对上市公司终极控制人进行监督的职能。公司的股权制衡与盈余管理正相关， 这说明上市公司的第二至第十大股东可能没有很好地发挥参与公司治理的职能， 但这一结论得不到统计意义上的证据支持。公司的 ROA 与盈余管理程度正相关，且在 1% 的水平上显著，这与预期的符号相反。 但这也说明， 上市公司的应计利润受到其财务业绩的影响， 作为衡量企业财务业绩的 ROA， 当其不断提高时， 公司高管可操控的非正常应计利润项目数与绝对值更多，也即公司非正常的应计利润与其财务业绩之间存在正相关关系。公司的成长性与盈余管理在 5% 水平上显著正相关，这与预期的符号一致。首先， 处于成长期的公司， 有较多的不确定因素， 公司的成长机会越多， 约有压力迎合盈余预期增长， 而且公司成长机会越多， 意味着公司需要进一步的支持，可能存在较大的融资需求等，公司也越有动机进行盈余管理进行“包装”。公司规模与盈余管理程度在 10% 的水平上显著正相关。 说明当公司规模越大， 组织复杂程度越高， 实施盈余管理行为的隐蔽性越大， 内外部相关利益者均不易直接察觉，从而导致发生盈余管理的可能性增大。 资产负债率与盈余管理程度在 10% 的水平上呈显著正相关。 这说明在资本结构方面，负债越高的企业违反债务契约的可能性越大，管理层有通一方面有为了获得配股降低资产负债率的盈余管理动机， 另一方面也有通过盈余管理避免违约的强烈动机。第二，终极控制人控制权与公司线下项目盈余管理。列 2 是终极控制人控制权与线下项目进行多元 OLS 回归的结果，回归方程的 F 值为 32.616，显著性概率为 0.000，，说明该方程整体有意义。从回归结果来看，控制权比例的平方（SqrControl） 与上市公司线下项目盈余管理|BELOW| 在 1%水平上显著正相关。 这与假设 1 相符， 即盈余管理与终极控制人的控制权呈现 U 形关系，盈余管理首先随着终极控制人所有权的增大而降低， 而后随着终极控制人所有权的增大而增大。 这表明在公司治理中， 终极控制人在拥有较低控制权时， 终极控股人没有较大动力和能力通过线下项目操纵盈余。 当终极控制人拥有超过其现金流权较高的控制权时， 有动机有能力通过线下项目谋求控制权私利。在线下项目法下， 独立董事比例与公司盈余管理程度正相关， 这与预期正好相反， 但是与上述线上项目盈余管理程度回归的结果相同。 说明在我国上市公司， 或者至少在本文的研究样本中， 独立董事确实没有发挥人们预期的代表广大中小股东利益对上市公司终极控制人进行监督的职能， 由于多种原因， 独立董事可能无法有效控制通过操纵线下项目发生的盈余管理行为在线下项目法下， 公司的股权制衡对与盈余管理正相关，且在 10%的水平上显著， 这说明上市公司的第二至第十大股东可能没有很好地发挥参与公司治理的职能， 甚至迫于终极控制人的压力， 或者与终极控制人相互勾结操纵盈余。在线下项目法下，公司的 ROA 与盈余管理程度负相关，不显著，这与上述线上项目盈余管理回归的结果正好相反， 但是预期的符号一致。 可能是由于线下项目盈余管理比向上项目盈余管理更好识别， 公司财务业绩越高，通过线下项目进行盈余管理的程度就越低。在线下项目法下， 公司的成长性与盈余管理负相关， 不显著， 这与上述线上项目盈余管理回归的结果正好相反， 但与预期的符号一致。 可能由于线下项目盈余管理比向上项目盈余管理更容易识别，处于成长期的公司为了吸引市场的参与者对其关注、 避免声誉受损， 会尽量避免采用隐秘性较差的线下项目手段操纵盈余，而更多地采用线上项目的盈余管理。在线下项目法下， 公司规模与盈余管理程度在 1%的水平上显著正相关。 资产负债率与盈余管理程度在 10%的水平上呈显著正相关。 这与上述线上项目盈余管理程度的回归结果均一致， 说明公司规模越大， 发生盈余管理的可能性增大。 在资本结构方面，负债越高的公司有实施盈余管理的强烈动机。
（2）终极控制人两权分离度对公司盈余管理影响的回归分析结果见表（5）。第一，终极控制人两权分离度与公司线上项目。盈余管理模型 2 的回归结果如上表所示。 列 1 表示终极控制人两权分离度与公司线上项目盈余管理程度多元 OLS 回归的结果， 回归方程的 F 值为 10.248 ， 显著性概率为 0.000，说明该方程整体有意义。从回归结果看， 终极控制人的现金流权与上市公司线上项目 盈余管理 |DA| 在 1% 的水平上显著正相关， 假设 2 未得到验证。 本文认为可能的原因是： 当终极控制人现金流权比例在较低范围时， 其对上市公司盈余管理影响的能力受到限制， 相应上市公司出现较低的盈余管理幅度。 随着控制人现金流权比例的上升， 其在上市公司的现金流权受到较大的影响， 因而其对上市公司的盈余更敏感， 受到的限制越小，盈余管理更多。 而且，随着现金流权比例的上升， 控制权比例也在上升， 终极控制人对现金流权的关注程度小于控制权， 此时两权分离度加大， 终极控制人有较大的动机和能力实施盈余管理。从回归结果来看， 终极控制人的两权分离度（ SR ） 与上市公司线上项目盈余管理 |DA| 在 10% 水平上显著正相关。 这与假设 3 相符， 即盈余管理程度与终极控制人现金流权与控制权背离程度正相关。 当终极控制人控制权和现金流权分离度较高时， 终极控制人利益和公司整体利益偏离度较高， 终极控制人有动机有能力通过线上项目谋求控制权私利。 终极控制人实施盈余管理最深层次的原因是终极控制人现金流权与控制权相分离。独立董事比例与公司盈余管理程度在 5% 的水平上显著正相关， 这与预期正好相反，与模型 1 线上项目盈余管理回归结果一致，说明在我国上市公司，或者至少在本文的研究样本中， 独立董事可能无法有效控制通过操纵线上项目发生的盈余管理行为。公司的股权制衡对与线上项目盈余管理正相关， 这与预期正好相反，这说明上市公司的第二至第十大股东可能没有很好地发挥参与公司治理的职能， 但这一结论得不到统计意义上的证据支持。公司的 ROA 与盈余管理程度正相关，且在 1% 的水平上显著，这与预期的符号相反，与模型 1 线上项目盈余管理回归结果一致。 公司的成长性与盈余管理在 5% 水平上显著正相关， 这与预期的符号一致， 与模型 1 线上项目盈余管理回归结果一致。 公司规模与盈余管理程度在 10% 的水平上显著正相关，与模型 1 线上项目盈余管理回归结果一致。 资产负债率与盈余管理程度在 10% 的水平上呈显著正相关，与模型 1 线上项目盈余管理回归结果一致，表现出较高的稳定性。第二，终极控制人两权分离度与公司线下项目盈余管理。回归方程的 F 值为 30.378 ，显著性概率为 0.000， ，说明该方程整体有意义。从回归结果来看， 终极控制人的两权分离度（ SR ） 与上市公司线下项目盈余管理 |BELOW| 在 10% 水平上显著正相关。 这与假设 3 相符， 即盈余管理程度与终极控制人现金流权与控制权背离程度正相关。 在公司治理中， 当终极控制人控制权和现金流权分离度较高时， 终极控制人利益和公司整体利益偏离度较高，终极控制人有动机有能力通过线下项目谋求控制权私利。终极控制人现金流权与上市公司线下项目盈余管理 |BELOW| 在 1% 水平上显著正相关， 与线上项目盈余管理回归结果一致。 本文认为可能的原因是： 当终极控制人现金流权比例在较低范围时， 其对上市公司盈余管理影响的能力受到限制， 相应上市公司出现较低的盈余管理幅度。 随着控制人现金流权比例的上升， 其在上市公司的现金流权受到较大的影响， 因而其对上市公司的盈余更敏感， 受到的限制越小， 盈余管理更多。 而且， 随着现金流权比例的上升， 控制权比例也在上升， 终极控制人对现金流权的关注程度小于控制权，此时两权分离度加大， 终极控制人有较大的动机和能力实施盈余管理。在线下项目法下， 独立董事比例与公司盈余管理程度正相关， 这与预期正好相反。 说明在我国上市公司， 或者至少在本文的研究样本中， 独立董事可能无法有效控制通过操纵线下项目发生的盈余管理行为， 但这一结论得不到统计意义上的证据支持。在线下项目法下，公司的股权制衡对与盈余管理正相关，且在 10% 的水平上显著， 这说明上市公司的第二至第十大股东可能没有很好地发挥参与公司治理的职能， 甚至迫于终极控制人的压力， 或者与终极控制人相互勾结操纵盈余。在线下项目法下， 公司的 ROA 与盈余管理程度负相关， 不显著， 与模型 1线下项目盈余管理回归结果一致，公司的成长性与盈余管理负相关，不显著，与模型 1 线下项目盈余管理回归结果一致， 公司规模与盈余管理程度在 1% 的水平上显著正相关。 资产负债率与盈余管理程度在 1% 的水平上呈显著正相关， 这与模型 1 线下项目盈余管理程度的回归结果一致，表现出较高的稳定性。
五、结论
基于前述分析，可以得出以下几点结论 :第一， 盈余管理程度与终极控制人拥有的控制权比例在形态上呈U 型关系。 在公司治理中，终极控制人在拥有较低控制权时，终极控制人没有较大动力操纵盈余。 当终极控制人拥有超过其现金流权较高的控制权时， 有动机和能力谋求控制权私利。第二， 终极控制人的现金流权与盈余管理程度正相关， 本文认为，可能的原因是， 当终极控制人现金流权比例在较低范围时， 终极控制对上市公司盈余管理影响的能力受到限制， 相应上市公司出现较低的盈余管理幅度。 随着控制人现金流权比例的上升， 终极控制在上市公司的现金流权受到较大的影响，因而其对上市公司的盈余更敏感， 受到的限制越小，盈余管理更多。而且，随着现金流权比例的上升， 控制权比例也在上升， 终极控制人对现金流权的关注程度小于控制权，此时两权分离度加大， 终极控制人有较大的动机和能力实施盈余管理。第三，目前， 我国上市公司的独立董事并没有发挥人们预期的代表广大股东利益对上市公司董事会进行监督的职能。 一方面可能由于独立董事所占比例偏小，不能对公司决策产生实质性影响；另一方面可能是我国独立董事任免程序的缺陷使其独立性大打折扣。 目前我国独立董事主要是通过股东大会选举产生， 且以一股一票的方式居多， 这就产生了终极控制人控制独立董事的可能性， 而且， 独立董事的提名也多由控股股东提出， 独立董事迫于压力等问题， 难以发挥正常职能， 也就无法有效控制可能发生的盈余管理行为。公司的股权制衡对与盈余管理正相关， 尽管在统计上得不到支持， 但这说明上市公司的第二至第十大股东可能没有很好地发挥参与公司治理的职能。
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