公 司
AC COUN
—
TINGFRIENDS OF A
企业家风险偏好、产权性质与公司盈余质量
— — 以制造业上市公司为例
山西大学经济与管理学院 王素莲 柴顺天
【摘 要】以2013年制造业A股上市公司为研究对象，利用2012年、2013年年报数据，考察了企业家风险偏好对公司盈余质
量的影响，并从产权性质的角度考察了二者关系的作用程度。研究发现：企业家风险偏好与盈余质量负相关，企业家风险偏好越高，
盈余质量越低；产权性质对于企业家风险偏好与盈余质量的关系具有调节作用，表现为相比于非国有控制公司，在国有控制公司
中，企业家风险偏好对盈余质量的影响程度较小。本研究有助于理解企业家风险偏好与盈余质量的关系，对于企业家风险承担与
风险预见能力的培养、不同产权形式下的公司改革和发展具有一定政策意义。
【关曩词】企业家风险偏好； 产权性质； 盈余质量
中圈分类号：F275 文献标识码：A 文章编号：1004—5937(2016)12—0053—06
一
、弓I盲
盈余是企业在一定时期内所形成的经营成果，具有非
常高的信息含量，会计信息使用者在进行相关决策时，往往
都将盈余作为最基本的信息资源加以判断。然而近年来我
国上市公司财务丑闻不断：2010年“洪良国际”通过盈余管
理夸大财务业绩、粉饰报表。2011年内蒙古“瑞金矿业”提供
的会计账目差异过大，201 2年湖南“万福生科”财务造假等，
这些现象都表明我国上市公司整体的盈余质量很低。由于
会计固有的性质和国际会计准则给予公司计算盈余的自由
裁量权。拥有决策权的企业家有强烈的动机和较大的便利
进行盈余管理，进而影响盈余质量。著名经济学家韦伯斯特
在《新世界词典》中把企业家定义为“一个经济冒险事业的
组织者，特别是组织、拥有、管理并承担这一事业全部风险
的人”。由此看来，企业家的风险偏好是企业家的本质特征，
其对风险的认知态度和价值取向作用于公司整体的战略选
择。影响到公司盈余的形成和报告过程，从而影响盈余质
量。那么，企业家风险偏好与盈余质量究竟有着怎样的关
系?在不同产权性质的作用下，企业家的风险偏好对于盈余
质量的影响是否会有所不同?
基于此，本文选取制造业上市公司作为样本，考察企业家风
险偏好对盈余质量的影响，并进一步验证产权性质是否对企业
家风险偏好与盈余质量的关系具有调节作用，以期从企业家心
理认知和产权性质的角度提供影响盈余质量的相关经验证据，
为企业家特质的培养、公司制度建设提供政策启示。
二、文献回顾
在盈余质量的研究方面，以往的大量文献检验了公司
特定特征与盈余质量的相关性，例如公司规模、董事会独立
性、内部控制质量等。
对于我国产权性质与盈余质量的关系，已有研究中存在
着不同的观点。如王化成和佟岩【’ 为控股股东为国有股时盈
余质量更低；刘立国和杜莹圜认为国家股的比例与财务报告舞
弊发生的可能性正相关，饶茜等圈的研究表明，最终控制人为
政府的企业。盈余管理程度高于最终控制人为非政府的企业。
但是，也有学者研究结果表明国有公司的盈余质量较高，雷光
勇闻以 1999年成功实施配股的A股上市公司为样本研究得
出，控股股份性质为国家股时，盈余操纵程度越小；薄仙慧和
吴联生嘲发现国有控股公司正向盈余管理水平显著低于非国
有公司；李四海等砑的研究表明私有产权企业会计盈余质量显
著低于国有产权企业，而且违约风险更高；白露珍c7】以会计准
则改革为研究背景，发现会计准则改革后，中央控股公司的盈
余管理程度没有发生显著变化，而地方控股公司和民营公司
的盈余管理程度均显著提高。
也有学者研究管理者特征对盈余质量的影响，得出了
一 些有意义的结论。Barua et a1．[el考察了CFO性别与应计
项目质量的相关性，发现拥有女性CFO的公司具有更高的应
计项目质量和更低的应计项目绝对估计误差。Huang et a1．嘲
用是否达到分析师的盈余预测以及财务重述衡量财务报告
质量，发现了CEO年龄与盈余质量之间的正相关关系。
Demerjian et a1．【删 从公司效率中分离出管理层的能力指
标，检验了管理层的能力与盈余质量的相关性，结果表明：
管理者能力越强的公司越不可能发生财务重述。并且具有
更高的盈余和应计项目持续性、更低的坏账准备估计误差、
更高的应计项目估计质量。鉴于在任职初期，来源于公司外
部的CEO与从公司内部晋升的CEO相比，有着更强烈的
展示自己能力的动机，Kuang et a1．【”】从 CEO来源角度研
究了公司盈余管理行为，预期并发现了来源于外部的CEO
在任职的前些年有着更多的增加利润的盈余操纵，然而，这
种盈余管理行为的差异在度过了这一时期后变得不明显。
岑维和董娜琼 的实证研究发现 CEO和 CFO的任期与企
业真实盈余管理程度存在 U型曲线关系，高管任期是影响
盈余质量的重要因素。何威风【捌从管理者异质性视角，运用
高层梯队理论 ，采用规范研究方法分别研究了管理团队人
口背景特征、团队异质性特征、团队“垂直对”特征对盈余管
基金项目：山西省科学技术厅软科学研究项目“家族企业家双重性特征对中小家族企业融资决策的影响研究”(2013041021-03)
囤
_ A
理的影响，提出管理者年龄越小，管理团队年龄差异越大、“垂
直”关系中上下级年龄差异越大以及从背景特征来看获得晋
升机会较小的管理者，发生盈余管理的可能性越大。王兵【14l使
用操纵性应计利润表示的盈余质量，研究了内部审计负责人
特征与盈余质量的关系，实证结果表明，内部控制负责人年龄
越大、学历越高，越有可能抑制向上操纵利润的盈余管理行
为，提高公司盈余质量，研究没有发现性别、资历以及工作经
验等特征对盈余质量的影响。
梳理相关文献发现：研究管理者人 1：3特征或者管理团
队人口特征与盈余质量关系的成果颇丰，而从企业家心理
特征研究企业家风险偏好与盈余质量关系的文献比较罕
见。更鲜有将产权性质的调节效应纳入企业家风险偏好与
盈余质量关系的分析视野。本文的研究任务正是为了弥补
前人研究的不足，为研究企业家个人特质对公司治理的影
响提供经验证据。
三、理论分析及假设提出
经济学理论认为，在不确定条件下，决策者对待风险的
态度不同导致了期望效用的差异。风险厌恶的企业家更可
能出于保守考虑选择那些收益较为稳定、增值并不十分显
著的项目。正如 Abdel[’5】提出。考虑到业绩波动对证券价格
的负面影响，CEO对风险的厌恶程度越高，业绩的波动越
小。对待不确定性环境时，高风险偏好的高层管理人员更愿
意发现机会和优势，积极挑战新事物 。因此，风险偏好水平
较高的企业家往往会乐观地预期未来的结果，选择风险 一
收益水平高的项目，获得较高的风险溢价。由于风险偏好的
存在，还将导致过度自信和过度乐观的心理 。风险偏好水
平较高的企业家，往往会低估损失、高估收益，其结果很可
能导致未来的实际现金流低于预期，引起企业更大幅度的
业绩波动。而在公司委托 一代理框架下的企业家作为代理
人经营企业，对公司股东、债权人等委托人负责，经营失败
的损失则更多由委托人承担，这样，偏好风险的企业家为了
掩盖盲 目冒进的失误 ，维持自己的职位，往往会利用其掌握
的私人信息粉饰财务报表。避免个人利益损失。基于以上分
析，本文提出假设 1。
H 1：企业家风险偏好与盈余质量负相关。
长期以来，国有控股公司所有者的缺位以及行业地位
优势。造成了权责不明、机构设置不合理等一系列问题 ，由
于未按照市场化标准建立起完善的治理和监督机制 [18-．-1~。为
实际掌握控制权的高层管理者提供了权力寻租的空间。国有
控制公司中的管理层多由国家或各级政府任命，负有实现国
家或当地政府政绩目标的责任，他们的晋升、薪酬以及政治前
途与上级下达目标的完成情况密切相关，所以，国有控制公司
中的管理层会为了完成政府目标操纵盈余。以好的公司业绩
作为个人在公司内部晋升和政治升迁上的砝码。而非国有控
制公司以公司价值最大化为纯粹的经营目标，非国有控制上
市公司中建立起的股东会、董事会、监事会相互牵制，形成了
良好的监督机制，管理人员的选聘趋向职业经理人市场，公
司管理层更加用心经营，为公司积累实际财富而不是虚夸
利润，同时建立起个人良好的职业声誉。因此，非国有控制
公司的业绩更能反映公司的实际经营情况，国有控制公司
盈余操纵的动机较强，盈余质量较低。根据以上分析 ，本文
提出假设 2。
H2：不同产权性质的公司盈余质量存在差异。
国有公司由于承担了更多维护社会稳定、保持经济持
续健康发展的社会责任 ，更加注意维护企业形象，能够更好
地保护投资者利益，提高公司绩效 ，此外，国有企业的政治
关联一般可以通过政府持股、派任高管、地方政府的行政干
预、关联并购等方式形成[2_】，这种与政府的“亲缘”关系使得
国有企业取得了民营企业无法相比的政策优惠和资源优
势，容易争取到现金流质量更高的投资机会。避免投资损
失。因此，国有控制公司的企业家缺乏冒险的勇气，更多考
虑的是自己的政治前途，他们往往会接受制度安排，在既定
的优势和机会下制定更加稳定的公司政策，避免收益大幅
度波动带来的公司特有风险增加 ，以获得政府的信任，稳
定投资者的心态。
而非国有控制公司特别是民营企业，它们依靠个人或家
族积累的财富发展，公司的发展壮大需要企业家不断的开
拓进取，为公司谋求发展空间。非国有控制公司的企业家
具有更大的风险承担意识和勇气，相应的，公司承担的风
险损失也较多，更有可能为了弥补冒风险的失误来操纵
盈余。企业家风险偏好对非国有控制公司盈余质量的影
响将大于国有控制公司。由此，本文提出假设 3。
H3：产权性质对于企业家风险偏好与盈余质量的关系
具有调节作用，相比于非国有控制的公司，在国有控制的公
司中。企业家风险偏好对盈余质量的影响程度较小。
四、研究设计
(一)样本选取与数据来源
公司盈余质量属于经营管理层面的问题 ，故而本文
将企业家界定为在公司中具有实际经营决策权的高层核
心领导者 ，由于各公司职位设置不同，以 CEO、首席执行
官、总裁、总经理等职位名称来确定企业家人选。本文选
取 2013年制造业 A股上市公司为研究对象 ，对 2012
年、2013年的数据按照以下过程进行筛选：(1)剔除同时
发行 B股、H股或在海外上市的公司；(2)剔除 ST类、PT
类公司；(3)剔除企业家任职时间不足 6个月的公司，因
为企业家任职时间太短不足以对当期财务报告施加重大
影响 ；(4)剔除上市期间不足两个财务报告期的公司 ；
(5)剔除企业家信息缺失以及其他所需数据缺失较为严
重的公司。最终样本数为 1 046家公司，样本分布为主板
444家，中小板 437家，创业板 165家。本文数据主要来
自于国泰安 CSMAR数据库，部分缺失数据通过查阅巨
潮资讯网、上海证券交易所、深圳证券交易所披露的上市
公司年报进行补充。数据处理使用的软件有 Excel、Stata
12．1、SPSS 19．0
(二)变量定义
1．盈余质量的度量
基于黄梅和夏新平阎对盈余管理各个模型的检验比较，
得出基于行业分类的截面修正Jones模型对我国证券市场盈
余管理的检验能力更佳。本文根据修正的Jones模型计算出
操纵性应计利润 DA，以操纵性应计利润的绝对值ABSDA衡
量盈余的操纵程度。高质量的盈余应具有相关性与可靠性，较
少受管理层利润操纵的影响，所以盈余操纵程度ABSDA越
小，盈余质量越高。由于制造业上市公司占全部上市公司总数
的一半以上，各子行业间存在差异，根据以往研究中对制造业
公司的行业分类．本文基于证监会行业分类方法对各公司的
行业次类划定。按照行业相似性进行重分类。参照陈武朝 、
何威风阎等对盈余管理程度的计算方法。具体计算过程如下：
第一步，根据方程(1)估计出行业参数a，、& 、&3：
： a + a
AREVt
+ a 。
PP
—
Et
+￡ ⋯ s ■“ t ⋯
第二步，将行业参数 &，、＆ 、&。代入方程(2)中，计算
出不可操纵应计利润 NDAt：
， 喇 一 №鼍
第三步，将不可操纵应计利润 NDAt代入方程(3)，计算
出操纵性应计利润 DAf：
一No (3)
其中，TAt=NTt—CFO ，TAI表示第 t期总应计利润．N Tl
表示第t期营业利润，CFO 表示经营活动现金流量．A 为
第 t一1期期末的总资产，△REVt为主营业务收入的变化。即
第t期主营业务收入与第t一1期主营业务收入的差额，PPE
为第t期期末的固定资产原值，△REC 为第 t期应收账款与
第 t一1期应收账款的差额。
最后，取操纵性应计利润 DAl的绝对值衡量盈余质量，
记为 ABSDAt。
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C COUN
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2．企业家风险偏好的度量
汤颖梅等 认为管理者的风险态度会通过财务决策反
映出来，提出采用风险投资额占资产总额的比重来衡量管
理者的风险态度。本文根据汤颖梅等阎、龚光明嘲，使用风险
资产占总资产的比例衡量企业家风险偏好，以该种方法测
度的企业家风险偏好不仅保证了数据的可得性，同时也能
较为客观地反映企业家的风险偏好。
3．产权性质
根据证监会的规定，上市公司应将实际控制人披露到
终极控制人层次。借鉴夏立军 对实际控制人性质的界定。
本文将样本公司按照产权性质划分为国有控制公司和非国
有控制公司，用State表示产权性质，具体定义如下：若实际
控制人为各级政府或有关政府机构、国有资产监督管理部
门、事业单位(如高校)、国有企业、开发区管理委员会。则为
国有控制。取 State=1；若实际控制人为自然人、职工持股
会、群众自治组织、民营企业、集体企业或外资企业。则为非
国有控制，取 State=O。
4．控制变量
已有研究表明，公司特定特征、公司治理、审计情况等
与盈余质量存在着相关性。本文选择公司规模(Size)、成长
性(Growth)、公司增长机会(Tobin。s Q) 、公司经营业绩
(ROA)、第一大股东持股比例(ShareFirst)以及审计意见类
型(Opinion)作为控制变量。
各变量定义见表 1。
(三)模型设定
采用层级回归的方法，逐步纳入研究变量，构建下列模
型。分别对主效应和调节效应进行检验：
ABSDAt=13 04-13 1Sizet+B 2G rowtht4-13 3Tobin‘s Qt+
13 4ROAt+p sShareFirstt+p 60piniont4-￡t (1)
ABSDAt=p 0+p RiskPreferencet4-13 2sizec+13 3Growthl
+13 4Tobin。s Qt+13 5ROAt+13 eShareFirstt+13 7Opiniont+E t
(2)
表 1 变量设计表
变量类型 变量名称 变量符号 变量定义
采用基于行业的横截面修正的Jones模型估计出可操纵性应计利润，以可操纵性
因变量 盈余质量 ABSDA 应计利润的绝对值作为盈余质量的度量指标。具体计算过程见上文
ABSDA所代表的盈余操纵程度越大，盈余质量越低
(交易性金融资产+应收账款 +可供出售金融资产 +持有至到期投资 +投资性 自变量 企业家风险偏好 Ri
skPreference 房地产)／总资产
调节变量 产权性质 State 国有控制，取 State=1；非国有控制。取State=O
公司规模 Size 公司期末资产总额的自然对数
成长性 Growth 营业收入增长率
增长机会 Tobin。S Q 公司市场价值 ，期末总资产账面价值
控制变量
经营业绩 ROA 净利润／平均总资产
第一大股东持股比例 ShareFirst 第一大股东持有公司股份占总股本的比例
审计意见类型 Opinion 标准无保留审计意见，取 Opinion=l；否则，取Opinion=O
囤
一 职 A
ABSDAt=p 04-13 1RiskP referencet4-13 2Statet4-13 3Sizet4-p 4G rowtht
4-13 5Tobin。s Qt4-p 6ROAt4-p 7ShareFi rstt4-13 80piniont4-E t 【3)
ABSDAf=13 o4-p 1RiskPreferencet4-13 2Statet4-13 3RiskP refe rence
x Statet4-13 4Sizet+13 5G rowtht4-p 6Tobin‘s Qt4-13 7ROAt4-13 8ShareFi rstt
+B 9Opiniont+E f (4)
以上各模型中，13。为常数项，E 为随机扰动项。
五、实证分析
(一)描述性统计(见表 2)
表 2 描述性统计
观测值 最小值 最大值 均值 标准差
ABSDA 1 046 3．64X 10 1．0321 0．0636 0．0624
RiskPreference 1 046 1．81 X 1O_5 0．5792 0．1723 0．0928
Stale 1 046 O 1 0．29 0．453
Size 1 046 19．4981 26．2828 21．7968 1．0441
Growth 1 046 -0．9863 10．1140 0．0951 O．4132
Tobin‘s Q 1 046 0．6936 7．4125 1．6013 0．6540
ROA 1 O46 一O．3805 0．4307 0．1438 0．0564
ShareFirst 1 046 0．0379 0．8633 0．3721 0．1562
Opinion 1 046 O 1 0．94 O．113
从表 2可以看出，变量 ABSDA的最小值 为3．64 x 10～，最大值为
1．0321，均值为 0．0636，标准差为 0．0624，表 明我国制造业上市公司中
普遍存在着盈余操纵现象 ，不同公司之间盈余操纵程度差异较大，即盈
余质量存在较大差异；变量 RiskPreference的最小值为 1．81 x 10 ，最大
值为 0．5792。均值为 0．1723。标准差为 0．0928，说 明企业家风险偏好水
平差异较大；变量 State的均值为 0．29，说明国有控制的公司 占全部样
本的 29％，非国有控制公司占样本公司总数的大部分 ，从前述样本分布
来看，民营企业作为主力的中小板、创业板公司占所有样本的大多数，导
致本文研究样本中国有控制公司总数偏少。
(二)相关性分析(见表 3)
根据表 3得到的 pearson相关系数可以发现 ，风险偏好、产权性质
表 3 相关系数表
与盈余操纵程度在 5％的显著性水平上
呈正相关关系，即与盈余质量负相关，后
文将结合控制变量在模型中对相关性做
进一步验证。控制变量 中，公司规模 、成
长性、托宾 Q值、资产收益率与盈余操纵
程度在 1％的显著性水平上正相关。第一
大股东持股比例与盈余操纵程度在 10％
的显著性水平上正相关，审计意见类型
与盈余操纵程度在 5％的显著性水平上
负相关。
(三)回归结果分析
为了避免模型中的多重共线性问题，
进行了共线性诊断，见表 4。
共线性诊断的结果显示，所有模型变
量的方差膨胀因子(VlF值)均没有超过 2，
容忍度(Tolerance)全部在 0．1以上，说明
本文的变量之间不存在多重共线性。
本文采用回归分析方法对提出的假设
进行检验，结果如表5所示。
通过表 5可以看出各个回归模型显
著。拟合优度良好。
模型(1)检验 了控制变量对盈余质
量的影响。公司规模、成长性、增长机会
与 ABSDA在 1％水平上显著正相关，第
一 大股东持股 比例与 ABSDA在 10％水
平上显著正相关，审计意见类型与 ABS—
DA在 1％水平上显著负相关，说明公司
规模越大、成长性越高、增长机会越大 、
第一大股东持股比例越高 ，越可能发生
盈余操纵，盈余质量越低 ；审计报告出具
无保留审计意见时，不存在盈余操纵 ，具
有较高的盈余质量。在后面的模型中，上
述控制变量与盈余质量的显著相关关系
仍然存在。
ABSDA RlskPreference State Size GrOv h Tobin。s Q ROA Share-First Opinion
ABSDA 1
RiskPreference 0072* 1
State 0．064** 一O．05O 1
Size 0．075** 一O．137木芈木 0384* 1
G rowth 0．355籼k 0．079** 一0．024 0．027 1
Tobin‘s Q 0．108木术母 一O．044 0．066** 一0．209*$ 0．O61术木 1
ROA 0．1 14水水串 一O．006 一O．093*} —0．029 0 237* 0．301水 母 1
ShareFirst 0．052* 一O．066** 0．1 15水木 0 207* 0．O21 —0．O61 0．053* 1
Opinion 一0．084* —0．008 0．026 0．019 0．063** 0．010 0．1O5水术水 0．O72 k
注： 表示在 10％水平上显著， $表示在5％水平上显著，术牢 表示在 1％水平上显著。下同。
表 4 共线性诊断
公 司 治 理
FRIENDS OFACCOUNTING
模型(1) 模型(2) 模型(3) 模型(4)
Tolerance． VIF Tolerance VIF Tolerance VIF Tolerance VIF
RiskPreference 0．961 1．036 0．957 1．034 0．742 1．317
Stale 0．834 1．181 0．844 1．184
RiskPreference X State 0．685 1．249
Size 0．824 1．074 0．793 1．122 0．781 1．219 0．782 1．275
Growth O．916 1．062 0．916 1．071 0．929 1．077 0．918 1．077
Tobin’S Q 0．895 1．249 0．794 1．258 0．765 1．275 0．754 1．326
ROA 0．797 1．282 0．784 1．278 0．763 1．328 0．758 1．318
Share First 0．941 1．051 0．945 1．054 0．942 1．061 0．937 1．062
Opinion 0．952 1．039 0．981 1．036 0．980 1．024 0．974 1．023
表 5 回归系数表
模型(1) 模型(2) 模型(3) 模型(4)
0．037** 0．041 0．O57
Risk Preference
(2．325) (2．334) (3．107)
0．005 0．008
State
(1．351) (1．313)
一 0．007**
RjskPreference X State
I一2．123)
0．0O5 0．0O6 0．OO5籼k 0．005**
Size
(3．047) (3．342) (2．700) (2．580)
0071 } 0．O69 0．069** 0．O69
Growth
(16．432) (16．244) (16．266) (16．334)
0．01 0水 木 0．01 1籼k O．O10木水母 0．010
Tobin‘S Q
(4．182) (4．263) (3．984) (3．921)
— O．042 一O．043 一O．033 一O．033
ROA (
一 1．269) (一1．275) (一1．024) (一0．971)
0．021 0．022* 0．O21木 0．021术
Share First
(1．793) (1．889) (1．800) (1．788)
- 0．060} -0．06O 一O 061籼P女 一O．O59枣水水
Opinion
(一4．437) (一4．428) (一4．461) (一4．361)
- 0．017 -0．032 -0．O16 一0．O16
常数项 (
一 O．391】 (一0．871) 【一0．391) 【一0．379)
N 1 046 1 046 1 046 1 046
Adjust R 0．235 O．239 0．240 0．243
F值 54 810籼 { 47．951 42 214扣# 38．145半枣木
Prob>F 0．000 0．000 0．000 0．000
注：表中变量名所在行显示的是回归系数，t统计量用括号中的数字标明，表
8、袁 9同。
模型(2)在模型(1)的基础上，加入自变量企业家风险
偏好变量，考察了企业家风险偏好对盈余质量的影响。模型
(2)回归结果显示，企业家风险偏好与 ABSDA在 5％显著性
水平上回归系数为正，表明企业家风险偏好与盈余质量显
著负相关。企业家的风险偏好水平越高，企业家因为冒进而
产生的决策失误和操纵利润的投机成分就越多，从而盈余
操纵程度越大，盈余质量越差。H1得到证实。
模型(3)进一步加入产权性质变量，考
察产权性质对盈余质量的影响。在企业家
风险偏好水平相同的情况下。产权性质(是
否为国有控制)与 ABSDA正相关。但不显
著，H2未得到验证。可能是伴随着市场经
济的发展和民营资本的注入，国有控制的
公司在管理层的选聘方式和范围有所改
变。开始将选人用人的眼光投向职业经理
人市场，公司内部管理僵化的问题有所改
善，与非国有控制公司相比，并未显示出盈
余质量上的显著差异。
为了检验产权性质对企业家风险偏好
与盈余质量关系的调节效应，在模型(3)的
基础上加入企业家风险偏好与产权性质的
乘积项，见模型(4)。乘积项加入后。拟合优
度从模型(3)中的 24．0％提高到 24．3％，拟
合优度的增加趋势表明存在调节效应。从
回归系数来看 ，RiskPreference x State与
ABSDA在 5％水平上显著负相关。即与盈
余质量正相关，说明产权性质对于企业家
风险偏好与盈余质量的关系的调节作用是
显著的。国有控制的性质减弱了企业家风
险偏好对于盈余质量的负面影响．H3得以
证实。此外，随着乘积项的加入。RiskPref—
erence与 ABSDA仍然呈显著正相关关
系，显著性水平从 5％提高到了 1％，State
与ABSDA的关系仍然不显著，对 H1、H2
的检验结果不变。
(四)稳健性检验
为了消除极端值的影响，采用以下两种办法分别进行
回归：(1】将盈余质量变量和风险偏好变量的上、下 1％分位
数 Winsorize处理后的数据进行回归分析；(2)将盈余质量
变量、风险偏好变量和控制变量中的公司特征变量进行上
下 1％分位数 Winsorize处理后的数据进行回归分析。对连
回
I A
续变量上、下 1％分位数进行 Winsorize处理后的回归结果
与之前的研究结果一致，说明本文研究结果整体上不受异
常值的影响。
六、结论及政策建议
本文研究结果表明：(1)企业家风险偏好与盈余质量负
相关。企业家风险偏好越高，盈余质量越低；(2)国有控制公
司盈余质量较差，但不具有显著性；(3)产权性质对于企业
家风险偏好与盈余质量的关系具有调节作用，表现为相比
于非国有控制公司。在国有控制的公司中，企业家风险偏好
对盈余质量的影响程度较小。
根据本文研究结果提出政策建议：第一，合理利用企业
家冒险精神，提高企业家对风险的预见能力。企业要保持前
进的动力。需要企业家在寻找新的利润增长点的过程中承
担风险，同时，必须提高企业家对风险决策结果准确性的预
见能力，减少企业家决策失误带来的盈余操纵动机，提高盈
余质量。第二。完善国有控制公司的用人机制和激励体系，
强化公司治理。应提高企业选聘企业家的自主性和市场化
程度，并通过完善的激励体系和监督机制，降低代理成本，
使管理人员勤勉尽责，而不是更多考虑个人私利。第三，给
予非国有控制公司更多的支持与优惠，提高公司风险防范
能力。政府要加强对非国有控制公司的政策优惠和资金支
持，并从施予政策支持和健全公司内部风险控制制度两方
面帮助非国有控制公司抵御和化解风险，进而抑制企业家
的盈余管理行为。●
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