企业盈余管理行为的同伴效应：“理性”抑或“盲从”？

易志高 张烨

内容提要：企业盈余管理行为的研究主要关注企业内部因素对其的影响，本文以2008-2019年沪深A股上市公司作为样本，重点探究盈余管理同伴效应的存在性、情境因素及经济后果。研究表明：企业盈余管理水平受到行业同伴的显著影响，是管理者对同伴行为理性学习的结果;行业跟随者对具有信息优势的领导者盈余管理决策较敏感，且高竞争度行业中的企业模仿行为更明显;盈余管理同伴效应在短期内能提高企业价值，长期则可能损害企业价值;理性学习行为是同伴效应产生的内在机制，而媒体报道可影响管理者的理性学习，进而抑制盈余管理在同伴企业之间的“传染”。

关键词：盈余管理;同伴效应;理性学习;公司价值

中图分类号：F275.2  文献标识码：A  文章编号：1001-148X（2022）02-0123-10

收稿日期：2021-04-09

作者简介：易志高（1976-），男，湖南株洲人，南京师范大学商学院教授，研究方向：行为公司财务与金融、媒体（信息）披露和公司治理;张烨（1999-），女，山东济宁人，南京师范大学商学院硕士研究生，研究方向：信息披露与公司治理。

基金项目：国家自然科学基金面上项目，项目编号： 71472091 ;国家自然科学基金青年项目，项目编号：71102025;国家自然科学基金项目，项目编号：71972104。

作为反映企业财务状况和经营成果的重要方式，会计信息不仅可以左右投资者的投资决策，还会影响资本市场资源配置的效率、甚至宏观经济政策作用的发挥。作为粉饰会计信息的手段之一，盈余管理越来越普遍地被应用于企业会计信息管理，对盈余管理影响因素的研究主要从杠杆率、成长能力[1]以及董事会特征、股权性质、管理层激励等企业内部特征角度[2]和分析师跟踪[3]、行业竞争程度[4]等外部因素方面揭示企业盈余管理行为的动因。企业在制定决策时与同伴企业互动的情况普遍存在，盈余管理行为的同伴效应是基于管理者的“理性学习”抑或“盲目跟从”。本文选取2008—2019年沪深A股非金融、房地產类上市公司作为研究样本，对盈余管理行为的同伴效应进行分析，试图为盈余管理的“传染”现象提供更深层解释。

一、研究假设

同伴效应是指参照组内其他个体的行为、特征对某个体的行为或特征产生影响[5]，同伴企业决策的溢出效应对个体有显著影响，盈余管理行为的同伴效应更可能来源于管理者的理性学习。从个体决策层面来说，盈余管理决策本身就是一个充满不确定的过程，再加上外部环境的时变性和不可控性，管理者无法得到决策所需的全部有效信息，故而难以准确地对盈余管理的利弊进行权衡。同伴的行为蕴藏着与其决策相关的重要信息，且同行企业之间面临相似的市场环境，具有很强的可比性[6]，管理者更愿意从同伴的盈余管理行为中解读相关信息，这将对自身决策产生影响。此外，同伴披露的大量信息会对企业产生较大影响[7]，管理者可通过观察同伴行为，评估并学习同伴信息以帮助自身进行决策，减少决策失败带来的风险，这种学习行为在本质上是管理者基于理性考虑下的一种最优策略选择[8]。由此可以推断管理者基于个人认知能力的判断，对同伴盈余管理行为所传达的有效信息进行学习，进而做出理性决策。

除上述内部动机外，企业组织层面的激烈竞争环境也是企业间相互学习的催化剂，学习同伴在一定程度上可以维持竞争优势，个体企业都希望呈现出比其他同伴更优异、更平滑的经营业绩来获得比较优势。Kaustia和Rantala[9]发现管理层通常会时刻关注同行竞争对手的行为决策，当同伴企业采取盈余管理手段向外界传递利好信号时，理性的管理者更偏向于操纵利润，使其盈余水平不低于其他竞争者或不至于波动幅度太大[10]。此外，盈余信息披露可能会带来一系列隐性成本，企业会有较强动机去掩盖自身真实的业绩水平[11-12]，进而与竞争同伴保持更高的信息不对称性。如果同伴企业都采取盈余管理的方式隐藏真实经营情况，那么单个企业也会采取这种“掩人耳目”的方式，防止其经营计划与战略部署被竞争者模仿，降低信息披露可能产生的竞争威胁。因此，竞争驱动的学习行为实质上是企业间战略互动的过程，单个企业密切关注同伴（竞争者）的行为决策，分析其背后蕴含的战略信息以及对自身的潜在影响，并结合自身能力做出积极合理的应对。

综上所述，同伴效应并非仅仅是对同伴企业盈余管理行为的盲目跟从，而是管理者在获取有效信息及维持竞争优势动机下对同伴行为的复杂应对。当具有学习动机的企业依据自身实际情况分析同伴行为而改变决策时，就产生了基于学习行为的同伴效应[13-14]，其结果使得企业决策与同伴决策“靠拢”抑或“偏离”[15]。因此，提出如下假设：

H1：企业盈余管理决策存在同伴效应，是对同伴企业盈余管理行为理性学习的结果。

行业领导者一般规模较大、实力较强，信息资源相对丰富且准确，相比跟随者而言能更为理性地使用自身拥有的信息，从而较少依赖同伴信息做出决策[16]。领导者可以凭借自身信息优势，更为准确地预测盈余管理的风险和收益，并选择合适的方式对企业实施有利的盈余管理行为。相反，跟随者通常信息贫乏、质量较低，对信息的需求更强烈，故而会赋予同伴信息较大的权重。因此，行业领导者的盈余管理行为对于跟随者来说具有重要价值，跟随者因为相信具有权威地位的“领头人”能根据自身丰富准确的信息做出正确有效的决策而愿意学习其行为[17]。盈余管理行为的最重要目的就是为了达到企业财富最大化的目标，当企业管理者对企业盈利缺乏足够信心、或者行业前景不乐观时，领先者企业的盈余管理行为在很大程度上会强化其粉饰报表的“决心”，促使其选择进行盈余管理以释放利好信号。因此，提出如下研究假设：

H2：行业跟随者的盈余管理决策受领导者的影响较强，反之较弱。

随着行业竞争度的变化，企业会参照同伴来调整资本结构水平以适应竞争市场[18-19]，融资决策的同伴效应在不同竞争程度行业中存在明显的差异[19]，相比于低竞争度的行业，高竞争度行业中的企业融资决策受同伴的影响更为显著。对于盈余管理行为来说，企业垄断程度高，其盈余管理程度的选择就会更多地考虑自身经营状况，而行业的市场环境不再是重要影响因素。在竞争度高的行业，企业市场势力和垄断利润相应较小、经营难度和破产风险相应较高，面临较大竞争压力的情况下有更大动机提高盈余管理程度，达到维持股票价格或融通资金的目的。此时，企业会格外关注同伴的盈余管理水平变化，与同伴保持“并驱”，甚至“争先”，向市场传递未来业绩良好的信号以吸引投资者、降低外部融资成本。另外，从信息不对称的角度来看，企业为与竞争对手抗衡，在竞争更为激烈的行业中通常会选择掩盖真实的经营信息，以期与对手保持更高的信息不透明程度[11]。因此，信息披露带来的竞争压力迫使企业必须时刻关注竞争者的一举一动，并调整自身的盈余管理决策，保证竞争力与对手保持大致平衡。因此，提出如下假设：

H3：行业竞争程度越高，企业盈余管理行为的同伴效应越明显。

盈余管理的最终目标是使企业价值最大化，管理者会主动进行盈余管理来调整利润，向投资者传递价值相关性信息，以矫正其投资决策，从而影响到企业价值。Gunny[20]的研究结果表明盈余管理可以间接体现出企业的能力与潜力，降低诉讼概率;同时，增加利益相关者对未来绩效的信心，促进股价上扬、帮助企业提升自身价值。类似的，李增福[21]发现一些应计项目的盈余管理对企业绩效会产生短期正面影响，管理者通过学习同伴的盈余管理决策，根据外部环境的变化做出相应的调整，以有效地维护企业业绩的稳定性、吸引资本市场的投资者，公司的价值也会随之水涨船高。

然而盈余管理常常是一种以牺牲长期发展换取短期收益的“短视行为”[22-23]，虽然在短期内能够提高企业价值，但它并不是以自身企业的业绩作为支撑，是为了向公众传递经营良好的假象，而且是对公司实际经营状况的掩盖。这种虚增盈余、平滑利润的行为最终只会打击利益相关者对企业盈余信息的信心。更为严重的是，当一个企业进行盈余管理时，为了避免竞争失利而蒙受损失，同行也会采取盈余管理手段降低盈余信息的透明度，最终出现“囚徒困境”的局面，导致内生互动的积聚，促使低质量会计信息在企业之间甚至整个资本市场中蔓延，最终产生资本市场的“股价泡沫”。因此，在“短视行为”与“同伴效应”的双重影响下，盈余管理的正向作用被其反向作用所抑制，最终对企业价值产生负面影响。综上，出于理性动机而学习同伴的盈余管理决策不一定是有效的，存在积极影响的同时也可能带来消极后果。因此，提出如下假设：

H4a：盈余管理同伴效应在短期会对企业价值具有促进作用。

H4b：盈余管理同伴效应在中长期会对企业价值具有抑制作用。

二、研究设计

（一）样本选择及数据来源

本文以2008—2019年沪深A股上市公司作为初始研究样本，数据来源于CSMAR和WIND数据库。为了确保数据的有效性，本文依次执行以下样本筛选程序：（1）剔除ST类公司;（2）剔除金融、保险、房地产行业的上市公司;（3）剔除主要财务数据缺失的样本;（4）剔除年度行业内公司数目小于5的样本;（5）对于少量缺失的数据，本文采用取前后两年均值的方法进行填补。最终得到20216个年度行业观察值。此外，本文对所有的连续变量进行上下1%的缩尾处理。

（二）变量定义

1.个体企业盈余管理程度

本文选择应计盈余管理作为被解释变量，参考李春涛[3]的做法，采用修正的Jones模型来估计盈余管理程度，具体估计模型如下：

TAt/Assett-1=α11/Assett-1+α2ΔREVt/Assett-1+α3PPEt/Assett-1+εt（1）

Da_adjijt=TAt/Assett-1-[11/Assett-1+2（ΔREVt-ΔRECt）/Assett-1+3PPEt/Assett-1]（2）

其中，TAt為总应计盈余，由第t年营业利润减去经营活动现金流量计算得到;Assett-1为第t-1年总资产;ΔREVt为销售收入的变化，为第t年销售收入减去t-1年销售收入;ΔRECt为应收账款的变化，为第t年应收账款减去t-1年应收账款;PPEt为固定资产账面原值。此外，采用Da_adj的绝对值Da来衡量盈余管理程度。Da越大代表企业的盈余管理程度越高。

2.同伴企业平均盈余管理程度

参照Leary和Roberts[24]的做法，本文指定同伴企业为与个体i处于同一行业的所有企业。行业分类采用2012年证监会行业分类标准，其中制造业因公司数量占比较大，为防止将不同经营范围的企业划分为同伴而细分到次类，其余行业则使用一级分类。以去除本企业后同年度该行业其他企业盈余管理程度的平均值衡量同伴企业平均盈余管理程度，并作为主要解释变量。

3.赫尔芬达指数

市场竞争程度的强弱通常采用赫尔芬达指数来衡量，指数值越高，行业竞争程度越激烈，反之亦然。HHI指数的计算方法如下：

HHI=∑（Xi÷X）2（3）

其中，Xi为企业i的总资产，X为该行业中所有企业总资产之和。本文主要变量具体定义如表1。

（三）模型设定

为了验证假设1、2，本文借鉴Leary和Roberts[24]等人的做法构建线性均值结构式模型（4），并采用面板固定效应进行检验：

Daijt=β0+β1Da_Ind-ijt+∑β2Xijt+∑β3X-ijt+δIndj+φYeart+εijt（4）

其中，i、j和t分别对应企业、行业和年度;被解释变量Daijt表示j行业的企业i在t年的盈余管理程度;Da_Ind-ijt是主要解释变量，表示j行业i企业的同伴（不包括自身在内）在t年的平均盈余管理程度;Xijt与X-ijt为控制变量，分别为个体特征变量和同伴平均特征变量。其中，个体特征变量为企业i的规模（Size）、资产收益率（Roa）、负债水平 （Lev）、成长性（Growth）与经营现金流（Cash），同伴平均特征变量则表示为j行业企业i的行业同伴（去除企业i）特征变量的平均值。模型还分别对行业和年份效应进行了控制，并使用稳健标准误差对回归结果进行调整。

本文主要关注式中回归系数β1，若其显著为正，表示同伴盈余管理行为对个体企业有显著影响。为了验证假设3，首先构建变量Comp，计算行业竞争度（HHI），求出各行业HHI指数的平均值。若HHI指数大于或等于该行业HHI指数的平均值，则定义为低行业竞争度企业，赋值为1;反之定义为高行业竞争度企业，赋值为0。在模型（1）的基础上，引入行业竞争度Comp与同伴企业盈余管理程度Da_Ind的交互项进行回归，具体模型构建如下：

Daijt=β0+β1Da_Ind-ijt+β2Compijt+β3Da_Ind-ijt×Compijt+∑β4Xijt+∑β5X-ijt+δIndj+φYeart+εijt（5）

其中，Daijt表示j行业的i企业在t年的盈余管理程度;Da_Ind-ijt表示j行业i企业的同伴在t年的平均盈余管理程度，Da_Ind-ijt×Compijt是两者形成的交互项。其他控制变量与上文一致。

为了验证假设4，参考王营和曹延求[25]的思路，本文构建模型（6）进行检验：

TobinQit=γ0+γ1Peer—Da-ijt+∑γ2CVijt+δIndj+φYeart+εijt（6）

其中，用TobinQit作为被解释变量来表示企业价值，Peer_Da-ijt为同伴盈余管理（模型（4）中的β1Da_Ind-ijt，其经济含义为同伴效应所引致的盈余管理行为）。CV为控制变量，具体包括财务变量规模（Size）、资产收益率（Roa）、负债水平（Lev）、成长性（Growth）、账面市值比（BM），以及治理变量双职合一（Dual）、独立董事比例（Indirector）和机构持股比例（Inst）。

三、实证结果分析

（一）描述性统计

表2报告了样本公司主要变量的描述性统计，从2008年至2019年中国上市公司盈余管理程度的均值为0.057，这表明盈余管理行为在企业中普遍存在。同伴企业盈余管理程度均值为0.057，由此可见个体企业与其同伴群体的平均盈余管理水平相一致。同理，个体企业与其同伴群体在其他特征变量上无较大差异，从数据统计的角度来看同伴效应是存在的。此外，总资产收益率（Roa）和成长（Growth）、现金流量（Cash）均值分别为0.039、0.188和0.046，可见大多数企业经营处于增长阶段，其生产经营活动一般存在较大的波动性，管理层更倾向进行盈余管理，从而稳定利益相关者信心，提升企业形象。

（二）实证结果分析

1.盈余管理同伴效应存在性检验

表3汇报了针对假设1的回归结果，解释变量的估计系数为0.206且显著性较高。此外，与个体财务特征相比，同伴企业盈余管理程度对个体盈余管理程度的影响甚至超过了总资产收益率、经营现金流、成长能力等传统财务因素，说明个体企业盈余管理水平受到其行业同伴盈余管理水平的显著影响。

根据同伴企业盈余管理的方向、程度不同将样本分为两组进行回归，结果表明与“随大流”的盲目跟从不同，盈余管理同伴效应具有显著不对称性：当同伴进行向上的盈余管理时，Da与Da_Ind在1%水平上显著正相关，这说明此时企业会积极地与同伴决策保持一致;同伴公司进行向下的盈余管理时，Da与Da_Ind呈正相关，但不显著，这说明此时企业并不会跟随同伴进行调整。类似的，当同伴企业盈余管理程度较小时，同伴效应显著，反之亦然。综上，研究假设1得以验证，即企业盈余管理行为具有同伴效应，是个体企业在获取有效信息及维持竞争优势动机下对同伴企业盈余管理行为的理性学习，而非仅仅是对同伴的盲目跟从。

2.盈余管理同伴效应情境因素检验

（1）市场层级地位。借鉴陆蓉等[26]的做法，根据规模和利润率对每个年度行业内的企业进行排序，以前后30%作为区分行业领导者与行业追随者的标准。在分析行业跟随者（领导者）的盈余管理程度是否受到领导者（跟随者）的影响时将行业跟随者（领导者）作为样本进行回归，且使用同行业领导者（跟随者）作为同伴计算平均值。当基于规模进行排位时，回归结果发现列（1）和列（3）的主要回归系数0.119和0.138都具有显著性，说明行业领导者与追随者对其同伴的盈余管理程度都是敏感的，同伴效应没有受到同伴企业规模优势特征的显著影响。当基于利润率进行排位时，列（2）的主要估计系数为0.158，在1%水平上显著，说明行业跟随者的盈余管理程度受到行业领导者的显著影响。列（4）中主要估计系数仅为0.089且不显著，表明行业领导者的盈余管理程度不受追随者的显著影响。以上结果说明个体企业倾向于向高利润率的同伴模仿学习，但并非完全以其优势特征作为学习的依据;同时，也侧面反映了同伴效应是企业理性学习领导者的结果。

（2）行业竞争程度。本文分别使用交互检验和分组检验来考察行业竞争程度对盈余管理同伴效应的影响，列（1）显示交互项的系数为-0.161且显著，表明相较于低竞争度的企业，处于高行业竞争度的企业盈余管理的同伴效应更显著。列（2）和列（3）为分组检验的结果，可以看出在高行业竞争度的样本中Da_Ind的系数为0.227，且具有较强显著性，而在低行业竞争度的样本中Da_Ind的系数为0.083，不具有显著性。因此，高行业竞争度组无论在系数上还是显著性上都明显优于低行业竞争度组。综合表5的结果可以得出结论：行业竞争度对盈余管理的同伴效应具有正向影响;行业竞争度越高，同伴效应越明显，假设3成立。

3.盈余管理同伴效应與企业价值

表6结果显示第t+1年和第t+2年应计盈余管理程度对企业价值影响的回归系数显著为正，分别为0.019和0.021，而第t+3年和t+4年的系数显著为负，分别为-0.033和-0.016，这表明同伴企业盈余管理水平在短期可以促进个体企业的价值。然而盈余管理的负面效应在中长期逐渐凸显，最终表现出对企业价值的抑制作用。因此，假设4a和4b得以验证。根据结果分析可知理性学习并不一定具有积极效果，盈余管理的同伴效应虽短期内可以提升企业的价值，但这种行为并不能反映企业的真实业绩，且同伴效应促使低质量盈余信息在企业之间、甚至整个资本市场中蔓延，降低了利益相关者对整个行业的投资信心，最终导致企业价值的下降。

（三）内生性分析与稳健性检验

1.内生性分析

如Leary和Roberts[24]、易志高[8]等所言，运用计量模型识别企业决策的同伴效应存在以下两个问题：第一，同伴效应的实质是个体与同伴之间的内生互动关系，焦点个体受到同伴组内其他所有个体的影响，但其自身行为也可以影响其他个体，无法仅从数据上对同伴行为的“因”或“果”加以区分。由于互为因果的关系存在，即Mansik所述的映射问题使得均值线性结构式的参数无法得到有效识别[5]。第二，单个企业和同伴公司面临相似的制度环境或具有相似的行业特征，这些行业特征变量作为遗漏变量，若与解释变量相关就会产生内生性问题。因此，行为决策相似性很可能是来源于宏观经济变化或外部冲击，而不一定是同伴效应造成的。对此，本文采用一阶差分和工具变量（IV）法来解决内生性问题。参考Leary和Roberts[24]的做法，使用优化后的同伴公司股票特质收益率工具变量。首先，企业股票的涨跌与其经营业绩密切相关，也是影响管理层盈余管理行为的重要因素，若在股票市场表现较好，管理层不会盲目进行盈余管理;反之，管理层倾向于进行较大程度的盈余管理以提升公司价值。这就满足了工具变量的相关性。其次，特质收益率仅包含股票的个体信息，同伴公司的平均股票特质收益率将不含有影响整个市场和行业的因素，保证了工具变量的外生性。

本文采用拓展的资产定价模型对股票特质收益率进行估计，构建模型（7）和（8）：

r′ijt=αijt+βMijt（rmt-rft）+βIndjijt（r-ijt-rft） （7）

ε′ijt=rijt-r′ijt（8）

其中，rmt-rft表示市场溢价，r-ijt-rft表示i同伴企业的股票收益均值。股票特质收益率使用3年窗口期进行计算，即在每年初采用前36个月的月度股票收益对（7）式进行回归得到β系数，在年度每一个月使用相同的回归系数，由模型（8）得出股价特质收益率ε′ijt，再根据月度特质收益率ε′ijt复合得到年度特质收益率。样本内其他股票也按照此方法计算，可得到所有股票的年度特质收益率，而同伴股票特质收益率则使用行业内除了个体企业外其他所有企业年度特质收益率的平均值来表示。

表7为回归结果，列（1）报告了一阶差分的回归结果：行业同伴盈余管理程度的回归系数显著为正。列（3）报告了工具变量法的回归结果，工具变量选取合理且通过了内生性检验，且主要解释变量系数为0.688，在1%的水平上显著为正。这与上文结论保持一致，可见在考虑了内生性问题后盈余管理行为的同伴效应依然存在。

2.稳健性检验

（1）采用基本的Jones模型来估计企业的盈余管理程度，相应的同行业平均盈余管理程度也进行相应替换，依此重新对同伴效应的存在性进行了检验。此外，加入差分项和工具变量后，结论基本保持不变，可以看出无论使用何种盈余管理方式，同伴效应现象都依然存在，这表明以上结果具有良好的稳健性。

（2）为了更好地验证行业领先者与跟随者的相互影响，此部分将检验行业领导者与跟随者对同伴盈余管理程度的敏感性。前文以30%的基准来定义行业领导者与跟随者可能过于宽泛。为进一步检验结果的稳健性，现把该标准调整为10%重新构建相应的测量指标进行稳健性检验：前10%为行业领导者，赋值为1;后10%为行业跟随者，赋值为0。结果表明：基于利润排位的交互项的系数为正但不显著，而基于规模排位的交互项的系数为正且显著，说明个体企业并非完全以领导者的优势特征作为模仿的依据，这与上文研究结果保持一致。

（3）大量研究表明应计盈余管理与真实盈余管理之间存在替代性关联[3， 21]，这种替代效应促使企业在不同情境下对两种盈余管理方式进行选择性利用。为避免两种盈余管理方式相互影响带来的偏差，本文在回归模型中加入真实盈余管理水平变量进行控制，回归结果与上文基本相符。

（4）基于委托代理理论，管理者是为了维持声誉地位、薪酬水平以及偷懒动机等自利目的而盲目跟随同伴决策。参照刘胜强等[27]的做法，本文引入委托代理变量与同伴企业盈余管理程度的交互项对此替代性解释进行检验，采用两权分离度（Sep）和管理费用率（Fee）两个指标来衡量委托代理程度。回归结果为交互项均不显著，委托代理问题对盈余管理同伴效应的影响作用微乎其微，证明了盈余管理的同伴效应不完全是委托代理矛盾下管理者盲目从众的自利行为。

四、拓展性研究

（一）学习行为是否是同伴效应的内在机制

学习同伴是盈余管理决策制定的一个颇为有效的渠道[28]，焦点企业观察到同伴企业的股票拆分决策可提升自身股价时学习动機更强烈、同伴效应程度更强[9]，本文将对此机制进行检验。盈余管理决策涉及企业的财务、经营及战略等多个方面，是一个需要多种信息支持的复杂决策。当企业希望降低决策不确定性抑或是保持自身竞争优势时就有了学习同伴的动机，有充分学习动机的个体会关注同伴的行为，通过观察同伴个体的历史行为来判断该决策能够带来的效用水平，并形成对决策收益和成本的判断，进而帮助自身进行理性决策[14]。对于盈余管理决策来说，管理者在决定企业采取何种盈余管理手段时更有可能会通过观察同伴实施盈余管理手段后的市场反应来判断成本收益，以支持自身做出合理应对，降低决策失败概率和同伴竞争威胁。这种观察式学习互动导致企业盈余管理行为具有相似性，从而形成了同伴效应。因此，若能验证个体企业观察到同伴进行盈余管理后获得积极的股价反应时有更强烈的模仿倾向，则可证明理性学习是同伴效应产生的机制。

借鉴吴武清[29]的研究思路，本文使用盈余公告效应来代表短期市场反应，其代理变量为盈余公告日后的CAR（累计超额收益率），并利用事件研究法定义盈余公告日为事件日0：首先采用3天和5天的时间窗口来计算CAR（0，3）和CAR（0，5），其次计算样本企业年度行业CAR均值以及年度行业内盈余管理程度较大（前10%）企业的CAR均值，最后，当样本企业的行业同伴进行较大程度盈余管理后的平均超额收益率大于年度行业平均值时，将此样本划分为积极市场反应组;反之，则将此样本划分为消极市场反应组。按照模型（4）进行回归，观察系数β1。（1）、（3）组可观察到系数β1为正向且显著，而（2）、（4）组观察到系数为负不显著，说明当个体企业观察到采取盈余管理手段的同伴企业CAR较高，即市场反应积极时，样本企业学习动机更强烈，倾向于提高盈余管理程度以获得良好市场绩效，同伴效应更明显。如果企业粉饰业绩，使投资者做出负面消极反应，则会抑制其学习动机，同伴效应不显著。这说明个体企业通过观察同伴，对该决策的成本收益进行理性判断，最终对个体决策产生了影响，从而验证了学习行为这一内在机制。

（二）媒体报道可否抑制盈余管理的同伴效应

盈余管理行为很容易通过企业间的互相学习而传染扩散，产生较大的负面影响。但是，管理层在进行盈余管理决策时是无法准确预测其经济后果的，他们会主动关注同伴企业的盈余信息，并以此作为重要参考而进行理性的学习模仿。媒体报道能够引发社会公众的持续关注，尤其是负面报道还会导致消极的市场反应，管理层出于对个人声誉、公司利益以及被监管部门行政处罚的考虑而减少盈余操纵的模仿行为。这说明媒体报道能够产生“威慑”信号，促使盈余管理的预期成本被“放大”。基于理性选择，管理者对学习同伴盈余管理行为的成本与收益进行重新判断，促使企业纠正盈余管理决策、重塑企业形象。如果企业的盈余管理行为带来了较高的成本，其他企业就会避免这种操作。因此，媒体负面报道具有更强的威慑作用，能够抑制盈余管理同伴效应，甚至可以阻断盈余管理的“传染”现象。

本文构建模型（9），对此进行检验：

Daijt=β0+β1Da_Ind-ijt×LnMedia_ALLijt+∑β2Xijt+∑β3X-ijt+δIndj+φYeart+εijt（9）

其中，LnMedia_ALL代表媒体报道总数量的自然对数值，式中其余各变量与上文一致。首先，验证媒体报道数量对盈余管理同伴效应是否有抑制作用。表9的列（1）显示交互项在10%的水平上显著为负，说明媒体关注度增加会对盈余管理同伴效应产生负向影响，即抑制了个体企业学习同伴企业的倾向。其次，将样本按照负面报道数量是否大于平均值分成两组，以验证媒体负面报道对盈余管理同伴效应的阻断作用。结果表明：在低负面报道倾向样本中Da_Ind的系数为0.314，且在1%的水平上显著，盈余管理同伴效应没有受到影响;回归系数在高负面媒体报道倾向的样本中不再显著，说明媒体散布的负面消息释放出较强的“威慑”信号，可以阻断企业盈余管理的同伴效应。总体而言，以上两个检验都证明媒体报道可以产生“威慑”信号，影响管理者对盈余操纵成本与收益的判断，抑制、甚至阻断企业的盈余管理行为。

五、结论与启示

本文利用我国2008-2019年A股非金融类、房地产类上市公司的样本数据进行分析，考察了企业盈余管理同伴效应的存在性、情境因素和经济后果。实证结果表明企业盈余管理行为具有同伴效应，并非因管理者盲目跟随同伴所致，而是管理者在获取同伴信息和保持竞争优势动机下理性学习的结果，并且此效应受到企业市场地位與行业竞争程度的影响，即市场地位越低，竞争程度越强，盈余管理的同伴效应越明显。此外，盈余管理的同伴效应在短期内有助于提升企业价值，但中长期则会降低其价值;学习行为是盈余管理同伴效应产生的内在机制，而媒体报道可以发挥威慑作用，进而影响管理者的理性学习行为，最终抑制甚至阻断盈余管理的同伴效应。根据研究结论，启示如下：

首先，同伴企业与个体企业在盈余管理行为的选择上具有互动效应关系，但理性学习不一定带来有效结果，这种内生互动行为就长期而言不利于提升企业资源配置效率和促进企业良性发展，甚至会危及整个行业的盈余信息质量。对此，监管者、决策者、投资者等市场参与主体需同心协力，应借助同伴效应提升整个行业乃至市场的会计信息质量。（1）对于监管者来说，在制定相关法规政策时要把企业盈余管理行为的外溢效应纳入考虑范围内，加强对企业内部控制、审计活动的监督，防患于未然。因为当一个企业减轻了其盈余管理程度时，实际上也同时减轻了其他同伴进行盈余管理的压力，从而使得整个行业的盈余管理程度降低。此外，可积极利用其舆论导向的威慑能力，强化媒体报道的外部监督作用，通过媒体对上市公司的客观公正报道来约束管理层的盈余管理行为，提高行政监管的效率，保护广大投资者的利益。（2）对于决策者来说，理性学习同伴企业的盈余管理行为不一定会获得“近朱者赤”的有效结果，从长期来看甚至出现“近墨者黑”消极影响。因此，管理者应意识到盈余信息传播的两面性，重视企业信息的披露质量，根据自身情况选择是否以及如何模仿，防止信息传递错误造成企业间不良互动，减少“溢出效应”带来的消极后果，控制其可能带来的风险堆积。（3）对于投资者来说，投资某些行业不仅需要理性判断其盈余信息的质量，还应留意这些行业中企业间行为决策的相互影响，以避免资本市场泡沫破碎造成的巨额投资亏损。

其次，处于低市场地位和低竞争程度的企业更易受到同伴的影响，相关部门要加强对各行业、尤其是竞争激烈行业中领先者的监管，确保信息披露的完整、真实和准确。因为行业领导者对其他追随者起到了榜样和示范作用，其行为在同行业内具有较强“传染性”，恰当利用此效应可以达到事半功倍的监管效果。

最后，学习行为是盈余管理同伴效应产生的内在机制，盈余管理同伴效应并非仅仅是对同伴企业盈余管理行为的盲目跟从，也包含了个体在面临外部环境的时变性和不可控性时对盈余管理行为收益-成本抉择的理性应对。对此，相关部门需完善法律法规约束，构建多层次的惩罚体系，尽可能提升会计信息违规的成本和风险，促使盈余信息高质量披露，进而通过同伴效应影响和改善整个行业的会计信息环境。

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Abstract：Most studies mainly focus on the influence of its internal factors on earnings management decisions， but consider the interaction between enterprises less. By taking all the A-share listed companies from 2008 to 2019 as the research samples， this article mainly explores the existence、situational factors and economic consequences of earnings management interaction among enterprises. Research shows that there exists an obvious “peer effect” in earnings management behavior， which is the result of managers′ rational learning of peer behavior; Industry followers are more sensitive to the earnings management decisions of leaders with information advantages， and the imitation behavior of companies in highly competitive industries is more obvious; in addition， while the peer effect can promote the value of enterprises in the short term，it is also a damage to enterprises′ value in the long run; It is further found that learning behavior is the internal mechanism of peer effect and media reports can affect or even block the “contagion” of earnings management among peer enterprises through this mechanism.

Key words：earnings management; peer effect; rational learning; company value

（責任编辑：关立新）