好文章
四川大学学报（哲学社会科学版）总第１６５期
～队Ｄ巾２
ＢＯＭＥＲｚ
ＡｄＲ２
Ｏ．１５５Ｏ．１５２６０．４０２０．０００
Ｏ．１６０Ｏ．１５７６２．７４５Ｏ．ＯＯＯ
０．１５４Ｏ．１５２６０．１０６０．０００
０．１５４０．１５２６０．１８９０．０００
５．２６Ｅ一００５（０．１２４）
Ｏ．００５
（０．０４５０）
Ｏ．１５６０．１５３４８．６７６０．０００
Ｏ．１５５Ｏ．１５３６０．６０９０．０００
Ｆ检验Ｐ值
注：括号外数字为该变量的估计系数，括号内为该系数的显著性水平
２．分别按解释变量进行的调增利润样本回归结果与分析。由表６可知，所有模型的判定系数Ｒ２
和调整判定系数ＡｄＲ２虽然较低，但Ｆ检验值均较高，显著性水平均为ｏ．ｏｏｏ。说明模型拟合效果较好。
从调增利润解释变量的系数和显著性水平可知：（１）董事会规模与盈余管理程度呈显著的负相关
关系，假设一进一步得到验证。即对于调增利润的盈余管理行为，较大规模的董事会更有约束力。（２）两职合一与盈余管理程度呈显著正相关关系，假设二得到验证。说明对于调增利润的企业，董事长、总经理两职分离更有利于约束其虚增利润。（３）独立董事比例与盈余管理程度呈不显著正相关关
系，再次证明独立董事对于控制企业盈余管理行为失效。（４）股权集中度与盈余管理程度呈现显著的
正相关关系。股权集中度与盈余管理程度的“Ｕ”型关系不显著。（５）董事会会议与盈余管理程度呈
显著的正相关关系。说明对于调增利润的公司，董事会会议次数的增加并没有降低盈余管理的程度，反而是增加了盈余管理程度。根据这个结果，似乎可以合理推断：对于需要调增利润的企业来讲，如
何通过盈余管理避免亏损、提升盈利水平成为了董事会的重要议题。
从三个控制变量的系数和显著性水平可知，资产负债率与盈余管理程度仍然呈显著的正相关关
系。资产对数值与盈余管理程度关系不显著，且方向不一致。ＲｏＥ与盈余管理程度呈显著的正相关
关系。这两个控制变量与盈余管理关系与全部样本相比发生了变化，我们认为根本的原因在于盈余管理动机的作用。说明对于有调增利润压力或动机的企业，监管约束的作用下降，通过盈余管理达到盈
利目标成为首要动力和行为目标。
模型ｌ
常数项
一０．１３４（０．００００）—Ｏ．０３６（０．００００）
４．９Ｅ—００５（０．８３３０）
模型２
一Ｏ．０９０（Ｏ．００００）一Ｏ．０３６（Ｏ．００００）
４．４０Ｅ—００５
模型３
一Ｏ．０２９（０．１４８０）一Ｏ．０３７（Ｏ．Ｏ０００）４．０２Ｅ一００５（０．８６３）一０．０１５
（０．００６０）
模型４
一０．０８８（０．００００）
一Ｏ．０３７
模型５
一Ｏ．１７０
（０．Ｏ０００）
模型６
一Ｏ．０６１（Ｏ．００００）一Ｏ．０３８（０．００００）
２．８２Ｅ—００５
ＤＥＢＩ
（０．ＯＯＯＯ）
４．５０Ｅ一００５
一Ｏ．０３４（Ｏ．００００）
８．６４Ｅ—００５（０．７２５）
ＲｏＥ
（Ｏ．８５１０）一０．０１６（０．０１２０）
（Ｏ．８４７０）一Ｏ．０１６（Ｏ．０１２０）
（０．９０３０）一０．０１３（０．０４４）
ＬＮＡＳ
一０．０１６
（Ｏ．０１２０）
一Ｏ．０１８
（Ｏ．０１７０）
ＮＵⅣ呕
一Ｏ．００５
（Ｏ．Ｏ０００）
ＳＡＭＥ
一０．０１５
（０．０６７０）
ＤＵＬＩ
—Ｏ．１７７（０．００１）
一５．５４Ｅ—００５（０．７７６０）
Ｏ．０００００ｌ
ＭＡＤＩ
（０．６３１０）
７２
