产品市场势力丶行业竞争与公司盈余管理——基于中国上市公司的经验证据

1、产品市场势力丶行业竞争与公司盈余管理基于中国上市公司的经验证据Z强自副圃圃IIW;<<I产晶市场势力、行业竞争与公司盈余管理一一基于中国上市公司的经验证据周夏飞周强龙(浙江大学310027复旦大学200433)摘要1本文基于中国A股上市公司的经验数据，考察了公司产品市场势力、行业竞争程度与盈余管理水平之间的关系。研究发现，公司的产品市场势力越弱，其越倾向于执行更高强度的盈余管理活动;这一结论在行业层面也同样成立，竞争越激烈的行业，其相应的总体盈余管理水平也越高。本文的经验证据为投资者和监管层从产业组织层面理解公司的会计信息质量提供了有意义的参考。关键词产品市场势力行业竞争盈余管理见

2、，张欢与陈骏和徐玉德的研究得出了不完全一致的结论。一、引言鉴于此，本文试图从产品市场势力这一角度对中国上市公近年来，国外学者开始从市场竞争这一全新的角度对公司盈余管理行为进行研究。DaliaandPark (2009)以美司的盈余管理进行全面考察。产品市场势力是公司定价能国制造业企业作为研究对象，发现在竞争性行业中的上市力和市场竞争力的重要来源，有助于上市公司提高其现金公司，其应计操纵利润的绝对值相对更低。BalaKrishnan流水平和实现盈利目标，具有较强产品市场势力的公司是否会减轻其盈余管理行为强度，在中国市场的实际情况中and Cohen (2011)对美国上市公司的研究表明，市场竟争

3、水平对公司管理层误报会计财务信息的行为具有约束作用。上市公司拥有的产品市场势力与面临的行业结构与盈余管Da创t忧甜t阳aand 铀Sh阳arma理活动之间究竟存在着怎样的关系，是本文试图回答的力和行业集中程度会对金融分析师预测企业盈余管理水平问题O产生很大的影响。这些文献总体上都是从整个行业的市场本文的贡献主要体现在以下几个方面。第一，区别于竞争视角加以展开，即考察整个行业竞争程度与盈余管理国内外已有的关于公司盈余管理的大部分研究，本文基于水平间的关系。从单个公司的市场竞争力角度出发，从而产品市场竞争的视角关注公司的盈余管理行为，为考察公研究其与盈余管理行为之间关系的研究，目前在国外仍较司产品

4、市场竞争与会计信息可靠性关系的这一类新兴研究匮乏，较有代表性的有Dattaet al. (2013)。丰富了经验证据;第二，区别于张欢(2014)将样本公司国内关于产品市场竞争与盈余管理的研究较少。陈骏确定为受金融危机冲击的公司，本文以208-2012年沪深和徐玉德(2011)研究发现，产品市场竞争度与盈余管理所有A股上市公司为研究的初始样本。也区别于陈骏和徐成正向关系，研究在区分盈余管理的方向后发现产品市场玉德(2011)仅考察产品市场竞争与应计项目盈余管理的竞争迫使上市公司进行正向盈余管理，在进步讨论行业关系，本文还考察了产品市场竞争与真实盈余管理的关系。内竞争能力后，发现在行业中处于竞争

5、优势的公司其盈余我们基于全部行业及全部上市公司的视角关注产品市场竞管理程度更高且倾向于负向盈余管理。张欢(2014)考察争对公司应计盈余管理和真实盈余管理行为的影响，对既了金融危机前后产品竞争能力对管理者盈余管理行为产生有的文献形成了有益的补充;第三，本文对产品市场竞争的影响。研究显示:金融危机爆发后，竞争性行业上市公从个体公司竞争强度和行业结构两个层面进行综合考量，司较垄断性行业上市公司从事了更多的盈余管理，且应计并用两种方式衡量产品市场势力及三种方式衡量行业竞争盈余管理和真实盈余管理呈联动关系而非替代关系;行业水平。弥补了以往相关研究对产品市场竞争考察研究多仅内处于竞争优势上市公司较竞争劣

6、势公司从事了更少的盈限于单一维度和层次的不足。本文的经验证据为投资者和余管理，且应计盈余管理和真实盈余管理呈替代关系。可监管层从产业组织视角全面理解公司的会计信息质量提供60 8E离自副噩翩翩.31 了有意义的参考。对称的角度来说，在高竞争性的行业中，企业也有更强的本文的后续结构安排如下:第二部分进行相关的理论动机掩盖自身的真实经营状况信息，以在竞争者之间保持分析并提出本文的主要研究假设;第三部分为本文的研究更高的信息不透明程度，以降低由于信息披露带来的竞争设计;第四部分说明样本数据，展示实证研究的主要结果者威胁等不良影响(Verrecchia, 1983; Fan and Wo吨，并进行分析

7、;第五部分总结全文。2002)。由此，我们认为，由于盈余管理降低了财务信息二、理论背景与研究假设的透明度，它实际上可能在一定程度上充当了企业保留其企业可以在不影响其产品需求的情况下向其客户索取自身特有信息的机制。基于上述讨论，我们提出下列更高价格的能力，是其行业内定价能力的重要体现，在本假设:研究中，我们将企业拥有的这种定价能力称为产品市场势假设2a:若公司将信息不对称用于应对行业竞争压力。实际中，企业拥有独一无二或更高品质的产品，或是力，那在具有较高竞争程度的行业内，企业总体的盈余管拥有具有竞争力的品牌，都会强化其在市场中的竞争优势理水平较高。然而，已有的公司治理研究普遍认为，产品市场竞争(

8、Datta et al. , 2013)。对于行业内的特定企业来说，其所面对的产品需求价格弹性和生产的具体产品有密切的关系。为缓解管理者和所有者之间的利益冲突提供了一种公司外部的治理机制(Allenand Gale, 2000; Hoberg and Phillips, 具体来说，在面临外生的生产率冲击时，拥有更强定价能力的企业可以因其产品的低替代性或者品牌效应更好地保2010)。这为考察行业竞争和企业盈余管理行为之间的影响机制提供了另一个不同的思路和途径。产品市场更加激烈持其盈利水平。较低的替代性使企业产品需求弹性下降，企业更容易将成本冲击转嫁给消费者，从而降低其经营性的竞争，给企业提供了更

9、为严格的外部治理环境，如果在现金流和利润的不确定性。与此相对应，产品市场势力较实际情况中产品市场竞争比公司的其它内外部治理机制更弱的企业由于难以转嫁外生负面冲击的成本，可能会有更为有效，那么它就可能起到抑制企业操纵其利润水平程度的作用。Balakrishnanand Cohen (2011)则提出行业集中大的压力和动机去进行盈余管理以在财务信息中达到维持特定盈利水平的目的，从而满足诸如融资需要或维持资本程度在降低由于财务会计信息错报导致的代理问题中可以市场股票价格等特定要求(发挥出明显的惩戒与治理作用。由此，我们提出与假设2aDatta et al. , 2013)。相对照的另一个假设:更强的

10、产品市场势力不仅会让企业能在应对外生不利假设2b:若产品市场竞争更多地起到了外部治理机制冲击时有更大的空间，还会使企业在面临消费者需求的可作用，那么在有较高的市场竞争压力的行业中，企业总体能变化时有更强的适应能力。产品市场势力可以帮助企业的盈余管理水平较低。占据市场上的领先地位，同时给企业提供充足的现金流量。强市场势力企业容易避免现金短缺等不利局面的出现，与三、研究设计与变量说明缺乏定价能力的企业相比，它们有更强的应对经济形势恶(-)研究变量化的能力，这将降低它们遭遇经营困难或者进一步退出市1.产品市场势力场的可能性，也降低了其在财务报告中操纵利润数据的必对于产品市场势力，我们遵循以往产业组织

11、理论的文要性。张欢(2014)的研究也从金融危机时期企业盈余管献，利用勒纳指数加以度量，即理活动的特点角度提出了类似的论断。基于此，我们推断PCM = LI = (价格-成本边际)/价格企业的产品市场势力和其盈余管理活动之间存在一定的相在实际进行测度的时候，基于数据可得性的考虑，我互替代关系，拥有更强的产品市场势力的企业将较少倾向们参考吴吴曼等(2012)、张益明(2012)研究中的做法，于参与盈余管理活动。由此我们提出本文的第一个研究采用下列两种具体的度量方式:假设:(1)LI=折旧及息、税前利润/销售额假设1:在所在行业拥有更强产品市场势力的公司，(2)口=(主营业务收入-主营业务成本)/

12、主营业其盈余管理水平较低。务收入从行业的层面来说，产品市场的竞争程度也可以在很同时为了考虑便于对不同行业的上市公司进行比较，大程度上影响行业内企业的盈余管理行为。类似于前面分我们参考Gasparand Massa (2006)的做法，用单个上市析个体企业的理论逻辑，如果从行业结构度量的行业竞争公司的勒纳指数值减去同行业内上市公司以销售额加权的程度较高，那么该行业中企业可以获得的超额利润水平就勒纳指数平均值，得到最终衡量该公司产品市场势力的会比较低，这会促使企业采取更加激进的盈余管理策略。指标:行业竞争程度和盈余管理行为之间的关系还可能由企业管MPiJ,1 LliJ，1一Z川LliJ，1理人员的

13、行为来进行推断，在一个竞争更为激烈的行业中，其中，MPij，1表示t年度归属于j行业的某一特定企业企业的管理人员将会面临更大的经营压力，出于自身利益的产品市场势力，L;表示按前述方式计算所得的该企业和职业发展的考虑，他们也可能会有更强的动机去实施财的勒纳指数值，帆.，t则表示该企业的销售额占该行业该年务上的盈余管理行为(Shleifer, 24)。另外，从信息不61 E饵回国圃剧n.圈长，等于当期应收账款与上期应收账款之差除以期初总资度所有样本企业销售总额的百分比。2.行业竞争(行业结构)水平产;PPE为固定资产，等于固定资产原值除以期初总资产;对于某一行业的竞争程度，我们依据已有的文献，设R

14、OA为当期净利润除以期初总资产。计以下三个指标对其进行度量:得到相关的参数估计值后，对于每一观测样本，以该(1)行业内企业的家数。根据Porter(1980)的研究，模型的对应回归残差作为操纵性应计利润的度量。行业内企业的个数是影响行业竞争程度的一个重要因素，真实盈余管理的度量，我们借鉴Roychowdhury行业内企业家数越多，竞争程度就越高。Balakrishnanand (26)、Zang(2012)的研究方法，通过衡量异常生产成Cohen (2011)则进一步指出，处于同一行业内的企业，不本、酌量性费用和经营现金净流量的方式，综合得到上市仅会在产品利润上进行竞争，也会在获取外部融资等方

15、面公司真实盈余管理活动的总量度量指标。形成竞争关系，企业的家数多寡实际上也会反映企业对有4.其它控制变量限的外部融资的竞争程度。参考Cremerset al. ( 20707 )与考虑到重要控制变量缺失会带来的可能偏误，参照以Balakrishnan and Cohen (2011)的做法，我们采用某年度往研究，本文主要设置了以下基本控制变量(1)主营业特定行业内样本企业家数的倒数(记作1/N)作为行业竞务收入增长率Growth;(2)市价账面价值比MTB;(3)规争程度的一个替代变量。模Size，取总资产对数(4)杠杆率Lev，取长期负债与总(2)行业集中度。行业集中程度通常也被用于进行行资

16、产的比值(5)销售的波动率Volatility，以过去三年销业层面竞争程度的度量，并一般用赫芬达尔指数加以表示。售收入标准差和当期总资产的比值表示。同时为考虑其它但在最近的产业组织理论文献中，对传统的赫芬达尔指数具有代表性的公司治理机制的作用，我们还进一步设置了的适用性提出了质疑，认为在特定的产业结构下，传统的下列有关公司治理状况的控制变量(1)机构投资者持股赫芬达尔指数可能难以准确区分行业的竞争程度。基于此，INST，以机构投资者年末持股数与总股数之比表示(2)我们使用产业组织领域经验研究文献常用的行业内最大四控股股东持股FIR，以控股股东持股数与总股数之比表示;家销售额占全行业销售额的比例

17、(记作Rati04)来作为行(3)分析师覆盖ANA，以某个年度对公司业绩进行预测或业竞争程度的另一个替代变量。评级的分析师的数量作为代理变量，度量时采用对该数量(3)行业勒纳指数。Cremerset al. ( 2007 )的研究认加1后取对数的值(4)独立董事占比IND，以独立董事为与个体企业研究中的问题相类似，总体上拥有更高的利人数占董事会人数比例表示(5)董事会规模BOA，以董润边际的行业，其竞争环境相对较为宽松。由此，我们采事会人数对数值表示(6)高管持股情况MS，取高管持用行业内各个体企业勒纳指数的中值(分别记作IMP1，股数量比例;(7)高管薪酬水平SAL，以前三位高管薪酬IMP2

18、)作为行业竞争程度的一个替代变量。和的对数作为替代变量。3.盈余管理水平(二)研究方法与模型设计以往关于盈余管理行为的文献通常使用应计盈余管理为了对假设1进行检验，本文设计了两个模型。其中和真实盈余管理两个角度对盈余管理行为的强度加以衡量，模型(1)为基础模型，在解释变量中仅引入企业产品市在本研究中我们遵循了这一基本做法。场势力的代理变最和基础控制变量;为进一步控制个体公修正的琼斯模型在计量可操纵应计利润即度最应计盈司的治理机制对其盈余管理水平的影响，在模型(1)的余管理强度的过程中得到了广泛的应用。Kothariet al. 基础上，我们加入有关公司治理状况的控制变量，得到实(25)在比较一

19、系列修正琼斯模型后，发现效果最好的证检验的模型(2)。对于两个模型的被解释变量，即公司是以ROA进行业绩配比的修正琼斯模型，基于此，并参考盈余管理水平的度量，考虑到操纵性应计利润与真实盈余Ronen and Yaari (2008)与廖冠民和张广婷(2012)等的管理可能为正也可能为负，我们取其绝对值，以ABSDA和做法，我们使用如下的方法估计样本企业的可操纵应计ABSRM表示。此外，为控制不同行业属性对公司盈余管理利润:水平的影响，本文根据中国证监会颁布的上市公司行业分首先对每一年度每一行业的样本分别使用下式进行回类指引设置行业虚拟变量(其中制造业按二级代码设置), 归估计相关参数:为控制不

20、同年度的宏观因素与商业周期影响，本文设置了TA1 ( 1/A SSET) + 2 (tlREV -MR) +3PPE + 年度虚拟变量。上述两类研究模型如下: 4ROA + B ABSDA =。+lMP+2Growth+3MTB +4Size 其中TA为总应计利润，等于剔除营业外收支净额后的净利润与经营活动现金流量之差除以期初总资产;ASSET +5仙+呐lGtility+ZMo叫为期初总资产;tlREV为销售收入增长，等于当期销售收入与上期销售收入之差除以期初总资产;tlAR为应收账款增a) (1 该变量的详细计算方法可参见Roychowdhury(26)Zang(2012)、，亦可参见张欢

21、(2014)的相关描述。62 E臼田园画棚WlEJI3IABSRM =。+IMP+2Growth+3MTB +4Size 99)毛分位数水平上予以缩尾处理(Winsorize )。本文的数据主要来自国泰安CSMAR数据库。公司和行业全样本的主+5v+呐la向ti饨要变量描述性统计见表1与表2所示。(1b) 表1公司层面样本描述性统计ABSDA =创o+叫IMP+龟2Groz即ot仇h+龟3MTB+创4臼Size (n = 7539) Mean SD M缸Min +5协+6V，仇tility+工iGoviDA -0.001 0.092 o. 338 -0.282 +2，二 仇F肝oCn即t阳tr

22、削，o叫(2a) ABSDA 0.065 0.065 o. 338 0.000 ABSRM =。+IMP+2Growth+3MTB +4Size ABSRM 0.107 0.213 o. 784 0.017 MPl 0.018 0.179 0.629 -0.650 +5v +呐l阳a仙t购ilM凹-0.012 0.213 0.81l -0.738 仇Growth 0.204 0.520 3. 146 C一O.705 + 三:h饥h7什YIon削tt衍r仰o叫MTB 0.691 0.297 1. 558 O. 125 其中，模型(2)中的Gov代表前面所提到的表征公iSize 21. 82 1.

23、 271 25.57 19.057 司治理状况的代理变量，模型(1)和(2)中的ControliLev 0.064 O. 101 0.801 。则代表前面提到的用于控制宏观和行业影响的年度与行业虚拟变量。Volatility O. 142 O. 155 1.027 0.006 为从行业层面考察行业竞争程度与行业总体盈余管理INST 12. 12 14.37 95.30 0.000 水平之间的关系，从而检验假设2a和站在中国市场的实FIR 35.98 15.72 89.41 2. 197 际合理性，我们参考Datta(2011)的做法，设计如下的回ANA 0.272 0.397 1. 778 0

24、.000 归模型:IND 0.367 0.054 O. 714 0.091 ABSDA =。+ICompetition +2Growth +3MTB BOA 2. 186 0.201 2.890 1. 386 +4Size +sLev +6 Volatility MS 0.026 0.089 0.667 。(3a) +Z叫+8SAL 13.87 o. 784 17.239 10.094 ABSRM =。+ICompetition +2Growth +3MTB 表2行业样本描述性统计+4Size +sLev+6 Volatility (n=90) +ZiCon叫+8 (3b) Mean SD M

25、皿Min 其中，行业竞争的替代变量参见前文的描述，其余变ABSDA 0.050 0.027 0.245 0.021 量均为对应年份行业内样本的中位数。同时为控制不同年ABSRM 0.077 0.113 0.458 0.026 度的宏观因素与商业周期影响，使用模型(3)进行回归I/N 0.017 0.009 0.045 o.3 时也设置了年度虚拟变量，对应为模型中的Control0 iRati04 0.454 O. 184 0.891 O. 183 四、实证研究与结果分析(一)研究样本和描述性统计IMPl 0.001 0.079 0.417 -0.302 由于我国于2007年开始实施新的企业会计

26、准则，新准IMP2 一0.0420.086 0.040 -0.423 则可能会对公司盈余管理行为造成一定的影响，同时考虑Growth 0.134 O. 109 0.573 -0.075 到过渡期因素，本文选择的样本区间为28-2012年。样MTB 0.689 O. 191 1. 039 O. 323 本的筛选原则如下:(1)剔除金融保险业公司(2)剔除5四e21. 809 0.602 23.444 21. 039 样本期间被ST和ST的公司(3)剔除存在变量缺失的Lev 0.040 0.057 0.233 。样本公司(4)剔除当年新上市，已经退市或被暂停仁市的公司。(5)剔除在估计公司盈余管理

27、水平时该年度行业Volatility 0.098 0.039 0.264 0.032 样本量小于15家的对象样本。行业分类遵循证监会发布的上市公司行业分类指引，其中制造业行业按二级行业代码(二)回归分析分类，其余行业按一级行业代码进行分类。最终共得到1.产品市场势力与公司盈余管理水平为考察公司产品市场势力与其盈余管理程度之间的关7359个观测值。本文的数据处理和后续的实证分析均使用系，我们首先采用公司层面全样本数据，使用模型(1)stata 12软件进行。和模型(2)进行回归分析，在回归过程中，我们控制了为避免极端值的影响，本文对主要连续变量在1%和63 Z组匾副画因回回圃应公司的固定效应，并

28、采用了公司cluster聚类标准差。表3入的不确定性对盈余管理活动强度的影响显著为正，公司报告了全样本回归的基本结果。长期杠杆也会提高企业盈余管理水平，公司规模的影响则表3的结果显示，在控制了公司主要特征变量和典型显著为负，这也从一个角度反映不稳定的经营环境会促使治理机制的影响后，不论是对应计盈余管理还是真实盈余企业提高其盈余管理强度。此外，我们的研究还发现，机管理，以两种方式度量的公司产品市场势力变量的符号均构投资者持股、分析师关注、独立董事规模、高管薪酬等显著为负。这表明，公司产品市场势力越强大，其盈余管治理机制对盈余管理活动起到了一定的治理作用，这与以理的水平总体越低，这一结果强烈支持了

29、我们提出的假设往公司治理的研究结论(程书强，2006;高雷和张杰，2008)是基本一致的。l 。控制变量方面，我们发现，公司的成长性与公司营业收表3产晶市场势力对公司盈余管理的影响(全样本)ABSDA ABSRM ABSDA ABSRM ABSDA ABSRM ABSDA ABSRM 模型l模型2一0.017嘟嘟巾MP1 -0.018牢;-0.089 .* -0.094 * (0.6) (0.005 ) (0.006) (0.006) MP2 -0.017* 一0.069* 一0.074. -0.019 ; (0.028) (0.017) (0.027 ) (0.034 ) Growth 0.

30、019 .* 0.035 0.018 ., .* 0.018 ;事0.041 *; 0.037 0.017 * 0.044;* *; (00) (0.0) (0.0) (0.000) (0.0) (0.0) (0.0) (0.0) MTB -0.006 -0.009 一0.006一0.007-0.6 -0.009 -0.006 -0.)7 (0.135) (0.161) (0.140) (0. 193) (0.138) (0.173) (0.139) (0.162) Size -0.008嘟嘟0.005 * -0.008 ; -0.005 * 一0.007一0.005帕-0.005 * -0.

31、7 (0.027) (0.043 ) (0.020) (0.061) (0.030) (0.047) (0.019) (0.074) 0.008事Lev 0.007 0.012 O. 0.016 0.011 o 0.018 (0.059) (0.109) (0.058) (0. 137) (0.054) (0.119) (0.053 ) (0.127) Vo1atility 0.009 0.008 0.017事 0.008 0.015 0.008 0.011 0.008 (0.087) (0.095 ) (0.083 ) (0.089) (0.083 ) (0.084) (0.085) (0.

32、094 ) INST -0.018 -0.031 -0.019阜-0.028 (0.071 ) (0.143 ) (0.073) (0.151) FIR 0.006 0.017事O.7事0.019 (0.088) (0.071 ) (0.086 ) (0.067) ANA -0.023事-0.047 -0.018 -0.044市 (0.082) (0.075) (0.079) (0.081) IND 一0.013事-0.037事一0.012事一0.036申(0.087) (0.079) (0.086) (0.083 ) BOA 0.006 0.011 . 0.006 * 0.010 * (0.

33、023) (0.034) (0.018) (0.042) MS 0.008 -0.009 0.007 -0.9 (0.275) (0.318) (0.259) (0.351) SAL -0.5串串-0.012; -0.004; -0.013 * (0.029) (0.043 ) (0.033 ) (0.033 ) 常数项0.376 *事O. 179 *; O. 184 * 0.398 *事0.092 .审0.345树O.7 0.427 . ;. (0.0) (0.0) (0.000) (0.0) (0.0) (0.0) (0.0) (0.0) 年度效应控制控制控制控制控制控制控制控制行业效应控

34、制控制控制控制控制控制控制控制观测值7359 7359 7539 7539 7539 7539 7539 7539 调整后R方O. 145 O. 175 0.136 O. 169 O. 162 O. 191 O. 168 O. 193 注:(1)川表示在1%的水平下显著，料表示在5%的水平下显著J表示在10%的水平下显著。(2)括号内报告的是相应的回归系数的P值。下同。 考虑到市场势力测度变量的性质，我们在回归过程中进行了内生性检验，结果没有发现显著的内生性影响。限于篇幅，本处不再报告详细结果。64 潭医理匾回画因回I!IEI为进一步考察产品市场势力对盈余管理水平的影响是告上述具体的回归结果。

35、否在正向盈余管理企业和负向盈余管理企业中存在着方向2.行业结构与盈余管理水平和显著性上的差异，我们将全部公司样本依照其盈余管理除了公司个体行为，我们也希望从行业层面考察行业水平的实际值划分为正向盈余管理与负向盈余管理两个子所处的竞争环境会对整体的盈余管理行为产生怎样的影响，样本，并重复上述的回归分析步骤。回归结果显示:在对即行业竞争程度的提高，是会更多地促使行业内公司进行公司主要特征变量和典型治理机制的影响进行控制后，在盈余管理，还是成为种治理机制从而提高公司财务信息不同的样本组中，以两种方式分别度量的公司产品市场势的质量。为了达到这目的，我们使用样本期间的行业样力变量的符号均显著为负。即公司

36、产品市场势力对盈余管本，依照模型3的设定进行相应的回归分析。理水平的影响在不同方向的盈余管理活动中是基本一致的。表4列示了全样本组的回归结果。结果显示，在控制无论公司进行正向还是负向的盈余管理，其产品市场势力行业内企业的基本特征因素后，以四种不同方式度量的行均会对公司盈余管理活动强度起到抑制作用。就公司特征业竞争程度因素对行业整体的盈余管理水平均呈现显著为负和治理机制的控制变量来看，其结论与全样本也基本一致。的影响，即行业的竞争程度越低，总体的盈余管理水平越值得注意的是，企业长期杠杆因素对正向盈余管理有促进低。该结果支持了假设2a，拒绝了假设劫。在中国市场上，作用，但倾向于减少负向盈余管理的程

37、度，这可能跟盈余行业竞争对盈余管理总体没有起到治理机制的作用，而企业信息反映了企业的偿债能力有关。限于篇幅，本文没有报更倾向于利用信息不对称来应对面临的行业竞争压力。表4行业结构与盈余管理水平(全行业样本ABSDA ABSRM ABSDA ABSRM ABSDA ABSRM ABSDA ABSRM lIN -0.378 -0.813; (0.054) (0.047) Rat 04 -0.261; -0.754; (0.047) (0.039) IMP1 一0.136材事-0.451 ; (0.000) (0.JO) IMP2 一0.019; -0.054 (0.002) (0.1 ) 0.06

38、7 ，.咆0.071 ,. Growth 0.048 ., 0.029 .,. 0.028 .; 0.018 . 0.031 0.061 (0.2) (0.1) (015) (0.000) (0.003) (0.1) (0.003 ) (0.1 ) MTB 0.029 0.035 0.023 0.046 0.020 0.039 0.025 0.041 (0. 113) (0.097) (0.271 ) (0.104) (0.221 ) (0.176) (0. 122) (0.145) S ze 019 . -0.3 -0.017; ; -0 -0.019 -0.5 -0.024 ; -0.004; -0.; (0.021) (0.015) (0.