吕 易 罗 昆
(1.安徽师范大学，安徽 芜湖 241000；
2.中国矿业大学，江苏 徐州 221000)
中国A股主板市场上高管联结现象普遍存在，作为一种特殊的治理机制，高管通过在另一公司兼任职位形成网络联结关系，并发挥着信息桥梁和学习模仿作用(卢昌崇 等，2009；
陈运森 等，2017；
陈汉文 等，2019)。盈余管理一直是资本市场、监管部门和学术界关注的重点和热点，它直接关系到会计信息质量和资本市场资源配置的有效性。然而，盈余管理现象在资本市场上靡然成风，联结公司高管是否担当了盈余管理信息的传播者？社会网络理论认为，企业镶嵌在社会网络中，其决策行为受到其他企业的影响(Granovetter，1991)。当联结公司盈余管理行为具有可观的短期收益，良好的股价表现或较低的融资成本时，目标公司高管通过观察联结关系的公司，对其盈余管理的方式和运行模式进行考察，同样会对其盈余管理行为产生影响。这种行为即表现为联结关系中盈余管理的模仿或传染效应(Davis，1991；
Palmer et al.，1993)。
现有文献从多个视角对高管联结的信息传递效应进行研究，如并购溢价决策(陈仕华 等，2013；
Khatib et al.，2015)、社会责任信息披露(韩洁 等，2015)、避税行为(田高良 等，2017)、高管薪酬(陈运森 等，2012；
李敏娜 等，2014)等，然而，鲜有文献从盈余管理视角考察联结关系中盈余信息的传递效应。Hens et al.(2009)提出企业财务行为能够通过社会关系网络进行传递。陈汉文等(2019)认为外部独立董事联结机制强化了财务信息共享及沟通。李青原等(2015)验证了独立董事的应计盈余信息传染效应。近年来，随着会计制度和监管系统的完善，盈余管理的研究视野从应计盈余管理拓展到真实盈余管理，管理层会综合利用两种盈余管理工具(Cohen et al.，2008；
Zang,2012)。其中应计盈余管理易于操作，能为以业绩为目标的高管发挥“应急”作用，但隐蔽性差，被监管当局发现及惩罚的可能性较高(宋璐，2022)；
而真实盈余管理通过改变经营业务调整盈余，具有任意性和非择时性，且隐蔽性强，但可能会偏离企业最优经营决策(丁方飞 等，2021)。由于两种盈余管理存在较大差异，联结高管对两种盈余管理方式的选择，是监管机构关注的核心问题。
与此同时，高管在会计决策过程中，除了遵循一般规律外，还会依赖于既有信息渠道和参照企业的会计政策选择实践方式(James et al.，1982；
易志高 等，2022)。由于在形成联结关系过程中高管所掌握的社会资本与信息资源不尽相同，其在盈余信息传递过程中可能采取不同的处理方法。那么，不同职务背景的高管将会如何进行盈余管理决策？
本文试图对上述问题进行理论分析和实证检验。基于此，通过手工搜集2014—2019年产生联结关系的沪深A股上市公司信息，以随机配对方式构建联结关系中盈余管理信息的发送组和接收组，检验联结公司之间盈余管理的传染效应是否存在。同时介于应计盈余管理与真实盈余管理在操作成本和隐蔽性上的差异，深入探索联结公司对于应计及真实盈余管理方式的选择问题。进一步地，考虑到联结高管职务的异质性特征，本文划分“治理圈”、“经营圈”和“财务圈”三类高管联结关系，检验不同“圈子”联结关系在应计盈余和真实盈余两个视角中的信息传染效应。
本文边际贡献体现在以下三个方面：(1)两种盈余管理操作成本、隐蔽性和产生的影响存在差异，且应计和真实盈余管理在我国上市公司中普遍存在，仅以应计盈余管理研究联结公司盈余管理传染效应不够全面和精准，本文综合考虑应计和综合盈余管理，分别检验两者在高管联结公司中的传染效应。(2)实证探索了联结公司信息传递中对于应计和真实盈余管理方式的选择。(3)考虑联结高管职务的异质性，区别了“治理圈”、“经营圈”、“财务圈”高管形成的不同联结关系对盈余管理的影响，有助于增进监管机构和实务界透视盈余管理方式的选择及其治理机制，改进监管方法和方向。
(一)高管联结与盈余管理传染效应
Mizruchi(1996)提出公司联结的概念，当一家公司高管在另一家公司兼任职位时便形成了公司间联结关系。作为一种特殊的社会关系网络，高管联结正在被更多的企业运用到经营战略中，企业通过兼任的董事、监事等高管建立起公司之间的信息沟通渠道(卢昌崇 等，2009；
陈运森 等，2017；
易志高 等，2022)，继而享有更多的行业、国家宏观政策和其他管理决策信息，使其自身决策制定中的优势得以增强。
已有文献关于高管联结研究主要分为两大类：一是研究社会关系网络的经济后果，主要集中于高管激励(陈运森 等，2012；
李敏娜 等，2014)、企业并购(陈仕华 等，2013；
扈文秀 等，2016；
张洽，2019)、融资成本(王亮亮，2013；
陈仕华 等，2013；
倪娟 等，2019；
汤晓冬 等，2021)等视角，较少考察联结公司之间的决策传导路径；
二是研究信息传递机制，检验联结关系是否发挥“桥梁”功能，传递更为丰富多样的知识、信息与资源，使得公司之间在行为决策上具有一致性或相似性，从而揭示高管联结公司之间的行为决策传导效应。学界主要从企业并购(陈仕华 等，2013；
Khatib et al.，2015)、社会责任信息披露(韩洁 等，2015)、高管薪酬(陈运森 等，2012；
李敏娜 等，2014)和税收避税(田高良 等，2017)等视角进行考察，但较少关注高管联结这一特殊社会网络对盈余管理的影响。此外，也有部分文献从财务欺诈和财务重述等特殊情况视角分析联结关系对财务行为的影响(Fich et al.，2006；
Francis et al.，2014；
Kedia et al.，2015)。Chiu et al.(2012)分析了联结公司之间财务重述行为的相似性，发现连锁董事增加了企业间财务重述盈余管理的模仿概率。Kang et al.(2008)以董事连锁为研究对象，发现审计委员会连锁关系促进了操纵性应计盈余的传染。李青原等(2015)以独立董事联结为研究对象，发现联结公司之间应计盈余管理具有相似性。以上研究均表明高管联结确实会影响企业财务行为，但主要以应计盈余传染效应为研究对象，重点考察独立董事之间的联结关系。鉴于目前我国资本市场普遍存在应计和真实盈余管理，仅以应计盈余度量盈余管理可能存在影响的偏差。
企业间盈余信息传染需同时具备两个条件，即信息传递渠道和动机(卢昌崇 等，2009)。兼任的高管为公司之间搭建了信息沟通渠道，使企业间盈余信息传递成为可能，并且高管也存在模仿被联结企业盈余管理方式的动机。社会心理学研究表明群体中的个体具有跟随他人的倾向，由于存在集体惩罚机制和社会隔离机制，未实施某行为的个人或企业会受到其他成员行为的影响(Cialdini，1998)。当联结公司出现盈余管理行为时，特别是该行为未受到监管部门惩戒时，管理者会在道德层面提高对盈余管理的容忍度(李翔 等，2017)。作为理性经济人，盈余管理行为是高管权衡成本和收益的结果(Cohen et al.，2008；
Zang，2012)。一方面盈余管理为公司带来比实际更好的财务表现，继而降低融资成本，取得市场竞争优势，为高管带来薪酬的提升(陈运森 等，2012；
王亮亮，2013；
陈仕华 等，2013；
李敏娜 等，2014)。Healy(2001)研究发现管理层通过改变应计会计政策有利于获得薪酬奖励。Defond et al.(2010)提供了管理层为减少债务违约风险进行正向盈余操纵的证据。另一方面，基于声誉激励机制，高管将正向经营业绩的信号传递给外界，可以获得人才市场对其经营能力的肯定，帮助其积累社会资源，获取更多的兼职机会(肖万 等，2022)。而盈余管理成本主要来自监管市场惩戒的严格性，即盈余管理行为被发现及被惩罚的联合概率。高管对该联合概率预期很大程度上受到联结公司盈余管理被发现及被惩罚的影响(李翔 等，2017)，当联结公司盈余管理未被严厉监管时，高管模仿此行为的可能性增加，进而产生盈余管理信息的传染。基于此，本文提出：
H1：盈余管理在联结公司间具有传染效应。
(二)联结公司间应计和真实盈余传染的选择
会计盈余传染效应表现为不同公司对会计方法选择的一致性，导致盈余管理方式存在相似特征。盈余管理按照利润调整是否改变未来现金流，分为应计盈余管理和真实盈余管理。应计盈余管理是管理层通过会计政策选择或会计方法处理调整会计利润，从长期看不改变企业经营活动，不会对未来现金流量造成影响。真实盈余管理通过改变企业真实经营活动如减少酌量性费用或过度生产存货等方式操纵盈余，会计利润随之增加，同时改变了当期企业现金流量。
应计盈余管理易于操作，当高管面临以会计业绩为基础的契约约束时，应计盈余管理能发挥“应急”作用。但其盈余管理空间狭小，仅改变盈余时间分布(李春涛 等，2016；
朱凯 等，2021；
宋璐，2022)，且随着监管的严格和会计准则的完善，诉讼和审计风险逐渐加大。真实盈余管理改变企业真实经营活动，其操作空间较大，具有任意性和非择时性，管理层可根据目标企业需求随时调整日常生产和交易活动，其诉讼和审计风险较小，但不能发挥“应急”机制。长期来看过度的真实盈余管理可能会扭曲企业生产和经营行为，对企业长远利益产生负面影响(李增福 等，2014；
王宏涛 等，2022)。
高管联结为目标公司学习和模仿被联结公司盈余管理决策提供了信息沟通渠道(卢昌崇 等，2009；
陈运森 等，2017)。当监管环境变化，目标公司盈余信息管理需求随之改变，目标公司继而择机综合进行盈余管理(贾巧玉 等，2019)。当管理层为了实现预期盈余目标，避免未达标使股票价格下跌或是管理层薪酬制度是建立在会计业绩基础上时，目标公司高管会综合模仿联结公司应计和真实盈余管理。Bhojraj et al.(2009)发现为达成预测目标，公司会综合运用真实和应计两种盈余管理方式。刘启亮等(2011)、林芳等(2012)将异常应计水平和运营活动操纵互为解释变量与因变量，发现两者间存在正相关关系。当目标公司面临较为严格的监管时，如良好的司法系统，会计准则严格执行等，此时应计盈余管理被监管机构、股东、债权人、审计师发现的概率增加，而真实盈余管理隐蔽性强，且其改变真实经营活动的盈余管理行为并不违背公认会计准则(袁知柱 等，2015)，联结公司高管会转而采用真实盈余管理。在盈余管理收益远大于成本时，相对于联结公司应计盈余管理，目标公司高管更倾向于模仿其真实盈余管理。当监管环境较为放松或采用更为灵活的会计准则时，应计盈余管理只需承担更低的操作成本，尤其当联结公司应计盈余管理行为未被发现或受到惩罚时，以业绩为导向的高管模仿联结公司应计盈余管理的可能性增强。Barton(2001)、Cohen et al.(2008)、Zang(2012)和袁知柱等(2015)以应计、真实盈余水平为因变量和自变量，通过模型检验发现两者之间存在双向或单向替代的关联。Cohen et al.(2008)和Zang(2012)指出不同盈余管理工具的选择是管理层操纵成本和时间特征权衡的结果。
基于此，本文提出如下竞争性假设：
H2a：联结公司应计和真实盈余存在替代关系；
H2b：联结公司应计和真实盈余存在互补关系。
(一)数据来源
本文以2014—2019年存在高管联结的沪深两市上市公司为研究样本，其中，高管联结数据根据CSMAR数据库高管ID识别出每个高层管理人员，并匹配同一年度存在高管联结的企业，若同一高管于同一年度在两家或两家以上公司任职，则形成联结关系，并将存在高管联结的企业两两配对，纳入研究样本。在剔除金融业上市公司、ST公司、数据异常、重复与缺失的样本后，本文最终得到31480对有效配对样本。
(二)变量定义
1.盈余管理的度量
本文从应计和真实两个角度对盈余管理水平进行度量。
(1)应计盈余管理的度量
在现有对盈余管理的实证研究中，主要采取Jones模型、DD模型、修正的Jones模型等来度量应计盈余管理水平。Dechow et al.(1991)通过比较发现运用修正的Jones模型来估计操纵性应计盈余水平的效果最佳。因此，本文采用修正的Jones模型来估计操纵性应计盈余管理水平，用其绝对值Aem来表示操纵性应计盈余水平。具体测度公式如下：
(1)
(2)
其中，TACj,t指的是第j个公司在t年总应计利润；
TAj,t-1指的是第j个公司第t-1年期末总资产；
Δsj,t指的是第j个公司第t年相对于第t-1期主营业务收入增加额；
PPEj,t指的是第j个公司第t年固定资产净额。Aemj,t反映的是应计盈余操纵水平。
(2)真实盈余管理的度量
本文借鉴Roychowdhury(2006)真实盈余管理模型，从真实盈余水平视角测度盈余管理。具体而言，真实盈余操纵通过销售操纵、生产操纵和酌量性费用三种方式予以实现。在销售操纵方式下，企业放宽信用政策，增加赊销收入，达到增加当期盈余水平的目的，但是这种操作以经营现金流量低于期望水平为代价；
在生产操纵方式下，企业通过过度性生产，降低单位固定成本，整体销售成本降低，盈余水平增加，然而这类操作会导致存货和生产成本高于期望水平；
在酌量性费用操纵下，企业减少当期费用开支，如研发、人员培训，广告投放等，使得管理费用和销售费用低于期望水平。因此，把握经营现金流量、生产成本与酌量性费用真实值与期望值之间的差额即可度量真实盈余操纵水平。本文计算方法如下：
首先，对式(3)、(4)和(5)分年度、分行业进行OLS回归，得出样本公司该年度经营活动现金流量、生产成本和酌量性费用估测值；
然后，取该样本所在年度真实值与估测值之间的残差，即得三个分指标异常值。具体公式如下：
(3)
(4)
(5)
(6)
(7)
(8)
其中，CFOj,t代表j公司t年经营活动现金流量，PRODj,t代表j公司t年生产成本，为营业成本与存货变动之和，DISEXPj,t代表j公司t年酌量性费用，为管理费用与销售费用之和。abCFOj,t、abPRODj,t、abDISEXPj,t分别为j公司t年的经营现金流量、生产成本和酌量性费用的异常值。
因此真实盈余操纵水平计算公式如下：
Rem=
abPRODj,t-abCFOj,t-abDISEXPj,t
(9)
(三)模型设计
为验证我国存在高管联结关系的公司间是否存在盈余管理的传染效应，本文借鉴李青原等(2015)、Zang(2012)等的方法，利用联结关系随机生成信息发送公司和接收公司，通过检验发送组盈余管理水平对接收组滞后一期盈余管理水平的影响，验证联结公司间会计盈余质量的传染效应。建立如下模型：
模型一：
R_Aem=α0+α1S_Aem+α2Size+α3Lev+α4Loss+α5Sale_vol+α6Num+
α7Dua+α8SOE+α9Board+α10Mb+α11Inst+α12Mshare+
α13Hhi+α14Out+αi∑Industry+αj∑YEAR+εt
模型二：
R_Rem=β0+β1S_Rem+β2Size+β3lev+β4Loss+β5Sale_vol+β6Num+
β7Dua+β8SOE+β9Board+β10Mb+β11Inst+β12Mshare+
β13Hhi+β14Out+βi∑Industry+βj∑YEAR+εt
模型一中因变量R_Aem表示接收组公司t+1期应计盈余水平；
解释变量S_Aem表示发送组t期应计盈余水平，用修正的Jones模型计算出的残差表示。模型二中R_Rem表示接收组公司t+1期真实盈余水平，S_Rem表示发送组公司t期真实盈余水平。
为进一步检验形成联结关系后，信息传递过程中被联结公司应计及真实盈余管理方式的选择，借鉴Cohen et al.(2008)、刘启亮等(2011)、林芳等(2012)的方法，以发送组应计和真实盈余水平为解释变量，接收组应计或真实盈余水平为被解释变量，构建如下两个模型：
模型三：
R_Rem=γ0+γ1S_Rem+γ2S_Aem+γ3Size+γ4Lev+γ5Loss+γ6Sale_vol+γ7Num+
γ8Dua+γ9SOE+γ10Board+γ11Mb+γ12Inst+γ13Mshare+
γ14Hhi+γ15Out+γi∑Industry+γj∑YEAR+εt
模型四：
R_Aem=δ0+δ1S_Aem+δ2S_Rem+δ3Size+δ4Lev+δ5Loss+δ6Sale_vol+δ7Num+
δ8Dua+δ9SOE+δ10Board+δ11Mb+δ12Inst+δ13Mshare+
δ14Hhi+δ15Out+δi∑Industry+δj∑YEAR+εt
控制变量选择参考刘永涛等(2015)、李青原等(2015)的研究，在研究模型中控制了接收组应计盈余的影响因素，具体包括：公司规模(Size)、风险(Lev)、亏损(Loss)、波动性(Sales_vol)、联结强度(Num)、两职合一(Dua)、产权性质(SOE)、董事会规模(Board)、账面市值比(Mb)、机构投资者持股(Inst)、管理层持股(Mshare)、股权集中度(Hhi)、独立董事比重(Out)。
变量定义见表1。
表1 变量定义
(一)描述性统计分析
表2列示了各个年度样本分布情况。本文将高管团队界定为由董事、监事与高层管理人员组成，并从任职职务视角将高管形成的联结关系分为“治理圈”、“经营圈”和“财务圈”三类联结关系。“治理圈”指由独立董事和监事形成的联结关系。“经营圈”由总经理、副总经理、董事长、副董事长、总裁兼任形成。“财务圈”由财务总监、总会计师兼任形成。由表2可知，2014—2019年沪深A股上市公司出现高管联结公司配对样本共31480对，各年度配对样本数呈上升趋势。“治理圈”联结关系形成的配对样本共25624对，在总配对样本中所占比重相对平稳，占比约81.4%。说明我国上市公司绝大多数以独立董事和监事身份形成联结关系。“经营圈”高管形成联结关系共4680对。“财务圈”高管形成的联结关系较少，共1798组配对样本。
表2 样本年度分布表
表3列示了主要变量的描述性统计结果。由表3可知，发送组应计盈余均值为0.397，接收组为0.370，与Francis et al.(2014)，周晓苏等(2017)的统计结果基本一致；
发送组真实盈余为0.944，接收组为0.764。配对公司间联结高管人数平均值为1.062人，最大值为18人，最小值为1人，配对公司间联结关系强度差别较大。
(二)多元回归分析
1.盈余管理传染效应的检验结果
为检验联结公司之间盈余管理传染效应，本文控制了年度和行业效应，采用OLS方法对模型一和模型二进行回归，结果如表4所示。由列(1)(模型一)可知，发送组应计盈余水平绝对值对接收组应计盈余水平绝对值回归系数为0.013，且在5%水平上显著为正，说明发送组应计盈余水平显著正向影响接收组应计盈余水平。列(2)(模型二)采用发送组真实盈余水平对接收组真实盈余水平进行回归，发送组真实盈余水平系数为0.008，在10%水平上通过显著性检验。说明联结公司之间在应计和真实盈余管理水平上均通过联结关系形成了信息传染渠道，验证了本文假设1。
表4 盈余管理传染效应检验结果
(续表4)
2.应计盈余与真实盈余管理关系检验结果
模型一和模型二分别验证了联结公司之间在应计和真实盈余水平上的盈余信息传染性，接下来进一步分析信息传递过程中被联结公司应计及真实盈余管理方式的选择。模型三以接收组真实盈余水平为被解释变量，发送组应计盈余水平为解释变量，表5列(1)(模型三)结果表明：发送组应计盈余对接收组真实盈余产生负向影响，系数为-0.029，且在5%水平上显著；
发送组真实盈余仍显著正向影响接收组真实盈余水平。一方面说明联结关系建立后，被联结公司真实盈余水平同时受到联结公司真实及应计盈余水平的影响；
另一方面，应计盈余影响系数为负，说明联结公司应计盈余削弱了被联结公司真实盈余水平，应计及真实盈余之间存在替代关系。
反之，模型四以接收组应计盈余水平为被解释变量，发送组真实盈余为解释变量，表5列(2)(模型四)结果表明：发送组真实盈余的影响系数为0.015，显著为正；
发送组应计盈余影响系数为0.477，显著为正。说明被联结公司应计盈余水平受到联结公司真实及应计盈余的影响，联结公司真实盈余促进了被联结公司应计盈余水平，应计及真实盈余之间存在互补关系。这与林芳等(2012)的结论基本保持一致。应计及真实盈余双向检验结果表明两者之间存在互补、替代的双重关联，盈余管理两种方式的选择是管理层权衡监管惩戒成本、声誉损失成本、盈余管理预期成本、盈余管理短期收益和决策时间的结果(Cohen et al.，2008；
Zang，2012；
李翔 等，2017)，且管理层可能同时使用多种盈余管理方式。
表5 应计盈余管理与真实盈余管理关系检验
(续表5)
3.进一步分析
前文回归结果表明，高管联结的公司具有盈余管理传染效应。公司高管的决策不仅是个人决策行为，同时受到社会网络中联结公司信息渠道和会计政策选择的影响(Chiu et al.，2012)。联结公司因联结高管职能不同，其形成的盈余管理传染效应以及盈余信息传染手段也会有所不同。
基于此，首先本文对不同圈子形成联结时应计及真实盈余管理进行单变量差异检验，发现 “治理圈”和“非治理圈”、“经营圈”和“非经营圈”T检验和Z检验均显著。“财务圈”和“非财务圈”除了真实盈余管理并未通过Z检验，其余均通过T检验。考虑到“财务圈”样本较少，由表2可知，四年总样本量为1798组，T检验结果更为合适。检验结果说明不同联结关系形成的盈余结构具有较大差异。
随后，检验形成公司联结时异质性的高管团队在盈余管理上的异同。“治理圈”高管由独立董事和监事组成，对联结公司盈余信息负有监督和知识传递双重作用。一方面独立董事和有外部任职的监事均具有一定独立性，不必依附于一家公司，较强的独立性和话语权强化了监督职能，能更好地对财务报表的真实性、合法性、合规性予以监督，抑制盈余信息在联结公司间传染；
另一方面因联结关系形成，独立董事和监事获取盈余信息的积极性和主动性增强，从而加深对联结公司盈余管理信息的理解，通过股东大会及董事会向目标公司提出建议，促进联结公司盈余管理信息传染(贾巧玉 等，2019)。
表6列(1)和列(4)表明“治理圈”高管形成联结关系中，发送组应计和真实盈余均在5%水平上显著正向影响接收组，系数分别为0.012和0.008，说明“治理圈”高管联结关系促进联结公司间应计和真实盈余信息具有相似性。联结高管数量(Num)对应计盈余和真实盈余水平产生正向影响，系数分别为0.010和0.011，说明随着联结高管人数增多，联结关系更紧密，以独立董事为代表的“治理圈”高管提高了接收组盈余水平的传递。
“财务圈”高管主要负责财务信息生成与报告，并对财务报告合法性、合规性负责，是企业会计政策选择的主体。联结的“财务圈”高管兼具财务高管与联结高管特性，更有能力强化会计信息传染(肖万 等，2022)。尤其是面对准则更新速度滞后于会计实践和经济业务发展速度时，“财务圈”高管能有效通过信息渠道模仿学习联结公司的现实做法，从而使联结公司间会计政策选择具有相似性。因此，预期“财务圈”高管促进了联结公司之间盈余管理传染。由表6列(2)和列(5)所示，“财务圈”高管形成联结关系时，发送组应计盈余在10%水平上显著影响接收组，系数为0.054；
但发送组真实盈余并未对接收组产生显著影响。可能是因为“财务圈”高管在会计政策变更或会计估计的选择上更有话语权，主要体现在应计盈余项目的变动上；
而真实盈余活动主要基于实际经营活动调整而达到盈余操纵的目的，企业真实经营活动的开展，如研发支出或销货信用政策的改变，“财务圈”高管较少参与其中，因而对真实盈余信息传染作用有限。
表6 联结关系异质性回归结果
“经营圈”高管全面负责企业经营活动，尤其是在另一家公司兼任的“经营圈”高管，对公司运营情况、行业环境和国家政策发展变化更为熟悉，实施盈余管理手段更加灵活多样和隐蔽。Demerjian et al.(2020)研究发现基于自身和股东利益进行应计或真实盈余管理，可能增加管理层的权力。当联结公司盈余管理未被监管时，管理层对目标公司择机进行盈余管理的可能性更强。加之，我国现阶段公司治理机制有待完善，经理人市场对高管盈余管理制约作用有限，“经营圈”高管通过模仿其他公司盈余管理获得的收益大于潜在声誉受损成本的可能性更大(毕晓方 等，2022)。Osma(2010)研究发现信息不对称环境下，有权力的高管可能通过隐瞒相关重要信息，使得真实盈余管理不被发现。
表6第(3)和列(6)表明“经营圈”高管形成的联结关系中，发送组应计和真实盈余均对接收组产生正向影响，系数分别为0.027和0.020，说明“经营圈”高管产生了信息传递渠道，使得联结公司之间盈余具有相似性。从联结高管数量来看，联结高管人数对应计和真实盈余水平影响均不显著，考虑到“经营圈”高管由总经理、董事长构成，联结公司间兼任的“经营圈”高管较少，继而不具有统计上的显著性。
(三)稳健性检验
1.真实盈余传染效应稳健性检验
对于真实盈余水平计量指标，本文借鉴Cohen et al.(2008)、王亮亮(2013)、陈汉文等(2019)的计量方法，采用RM1=abPROD-abDISEXP，RM2=-abCFO-abDISEXP两种计量指标，重新测度发送组和接收组真实盈余水平。其中abPROD借助过度生产使得当期报告盈余高于期望值，abCFO通过打折、放宽信用条件使得当期经营现金流量相对较低，abDISEXP通过削减研发、员工培训成本使得酌量性费用低于期望值。采用模型二进行回归得到如表7的回归结果。
表7 真实盈余传染效应稳健性检验
以整体、“治理圈”、“财务圈”和“经营圈”为研究样本，回归结果显示由酌量性生产成本和酌量性费用计量真实盈余水平时，联结组均对被联结组真实盈余水平产生正向影响，说明目标公司通过模仿联结公司过度生产和削减酌量性费用，使得当期盈余高于期望水平，但其中“财务圈”影响未通过显著检验，验证了财务联结未对生产经营活动盈余管理产生显著影响；
四组样本均对由酌量性经营现金流量和酌量性费用计量的真实盈余水平产生负向影响，说明盈余信息传染效应使得目标公司经营现金流量与酌量性费用低于期望水平，目标公司提高了真实盈余管理幅度。结果与前文结论基本一致。
2.联结关系变更前后盈余管理传染性检验
表8列示了高管联结关系形成前后与解散前后公司盈余管理水平的传染效应检验结果。首先采用第t期存在联结关系，t-1期不存在联结关系的样本，将两公司t-1期应计和真实盈余管理水平分别代入模型一和模型二，采用控制年度和行业的OLS方法，回归结果如表8列2、列4所示，应计和真实盈余管理均未通过检验。而将两公司t期即形成联结关系当年的应计和真实盈余管理水平代入模型后，均通过显著性检验。说明高管联结关系形成前应计与真实盈余均未对被联结公司产生显著性影响，而在联结关系形成当年，信息传递效应便发生。
然后采用第t期存在联结关系，t+1期不存在联结关系的样本，检验解散前后公司盈余管理传染效应。回归结果如表8所示，解散当年联结公司之间应计和真实盈余在0.01水平上显著正相关，在高管联结关系解散后一年应计和真实盈余在回归模型中不显著，即说明随着高管联结关系的解散，联结之间的信息传染的渠道也就随之消失，此时的盈余管理不再具有相似性。
表8 联结关系形成/解散前后盈余管理传染效应检验
3.发送组与接收组位置互换检验
由于本文的信息发送公司(S)和信息接收公司(R)是利用rand随机函数随机生成的，为了保证结论的可靠性，将信息发送公司和信息接收公司位置对调，即信息发送公司变为信息接收公司，信息接收公司变为信息发送公司。回归结果如表9所示，对调之后的信息发送公司与信息接收公司之间的盈余管理依旧具有相似性。
表9 发送组与接收组位置互换检验
(续表9)
本文从应计盈余管理和真实盈余管理两个视角对联结公司盈余管理水平进行度量，检验联结公司之间盈余管理传染效应，两种盈余管理的选择以及异质性高管联结对盈余传染的影响。得出如下结论：第一，联结关系形成后，应计盈余和真实盈余均在配对公司之间发生传染效应，但在高管联结关系解散后两种盈余管理水平在回归模型中均不显著相关，证实了高管联结形成了公司间信息沟通渠道，盈余管理会在联结公司间传染。第二，联结公司应计和真实盈余信息传染时存在替代和互补的双重关系，说明管理层可能权衡相对成本、决策时间和监管严格性，综合使用多种盈余管理。第三，考虑高管职位异质性，“治理圈”和“经营圈”联结关系中应计和真实盈余水平均显著正相关，“财务圈”仅应计盈余显著正相关。异质性高管因为职位、权限、掌握的社会资源不同，对盈余管理的传染作用也有所差异。
本文论证了联结公司之间应计和真实盈余管理之间的传染性问题，监管部门需要意识到社会关系网络对盈余管理传染效应的影响。联结公司具有比实际更好的财务表现，会诱惑被联结公司高管学习模仿并操纵其盈余，以降低盈余质量为代价，换取企业短期收益。监管者应有效识别两类盈余管理方式，尤其是警惕真实盈余操纵的短视行为，进一步约束和规范上市公司盈余信息披露，加强对财务报表造假等舞弊行为的惩戒力度，形成对管理层盈余操纵行为的心理威慑。另外鉴于职务异质性对两种盈余管理方式的不同影响，企业在高管团队建设时要注意合理配置高管权力，有效约束高管应计和真实盈余操纵行为，建立高效的内部控制制度，合理授权(Roychowdhury，2006)，约束牺牲公司长远利益的真实盈余操纵。
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