最终，筛选出符合要求的总样本观测值为2 346个，其中家族控股企业数量为830个，非家族企业数量为1 516个。研究所使用的家族企业样本根据上市公司公布的年报以及万德数据库公布的相关最终控制人的信息，按照本文定义的家族企业判定标准手工筛选得到。

　　（二）模型设计

　　五、实证研究结果分析

　　（一）描述性统计

　　同时，表2还显示总样本平均的独立董事比例为0.36，略高于证监会要求的董事会中至少包括1/3的独立董事的规定。而且家族企业的平均独立董事比例要高于非家族企业。88%的上市公司CEO与董事长是两职分开的，在家族企业中CEO两职独立的比例要低于非家族企业（81.8%vs89.2%）。

　　表3是总体样本各变量间的Spearman相关性矩阵，从表中的结果可以看出独立董事的比例以及CEO没有兼任董事会主席与盈余管理水平显著负相关，说明独立董事的比例越高越能对盈余管理形成抑制作用，CEO在没有兼任董事会主席的情况下盈余管理水平也较低。同时，还可以发现，企业财务杠杆水平与盈余管理水平显著正相关，说明企业在杠杆水平较高的情况下倾向于进行盈余管理，从而可能隐藏企业真实的经营和业绩水平。公司规模与盈余管理水平显著负相关，而营业收入增长率与盈余管理水平是显著正相关的关系。

　　（二）多元回归分析

　　分别对总样本和家族、非家族分样本进行回归分析，具体的回归结果在表4中。

　　1.全样本回归。从表4的多元回归结果我们可以看到，FAM的系数为-0.029，表明在家族企业中盈余管理水平低于非家族企业。这一结果与美国上市公司的实证结果一致（例如，Wang，2006；Ali，Chen和Radhakrishnan，2007）。但是，尽管家族控股企业似乎比非家族控股的企业能够减少盈余管理行为，但是这并不说明家族企业中不存在盈余管理行为。因此，我们关注的问题是在家族企业和非家族企业中，公司治理机制怎样影响盈余管理水平。在模型1中INDIR和NODUAL的系数都是负的（-0.36和-0.025），而且在0.01的水平下显著。这一结果与前人的研究结论保持一致，表明董事会中独立董事的比例较高，以及在企业CEO与董事会主席是两职分离的情况下，能够抑制管理层的盈余管理行为。这一结果证实了假设1和假设2。模型1中的交互变量FAM*INDIR的系数是正的（0.20）在0.05的水平下显著。而且两个系数之和（β2+β4=-0.15）表示在家族企业中独立董事比例对盈余管理总的影响。这一结果证实了假设3，表明在家族企业中，独立董事对管理层盈余管理的监督效果比较低。FAM*NODUAL的系数是负的（-0.0045），而且没有通过t检验，假设4不成立。这一结果说明在家族企业中CEO与董事会主席两职分离的情况下，能够对盈余管理行为产生抑制作用，而且这种作用在家族企业和非家族企业中没有显著差异。

　　2.家族企业和非家族企业分样本回归。为了保证结果的稳健性和更好地解释实证结果，将家族企业和非家族企业两个样本分别进行回归。从分样本的回归结果中看出，INDIR在家族企业和非家族企业中的系数都显著为负，但是非家族企业中INDIR的系数大于家族企业中INDIR的系数（-0.36 vs. -0.17）这一结果也证实了假设3。在家族企业中独立董事的监督效果被弱化了。另外，董事会主席与企业CEO两职独立的变量（NODUAL）的检验结果来看，无论是在家族企业还是非家族企业，董事会主席与CEO两职独立都能对盈余管理形成抑制，而在家族与非家族企业中的这种作用仍然不存在显著差异。

　　六、研究结论与启示

　　本文在研究董事会独立性与盈余管理基本关系的基础上，将家族企业和非家族企业进行分样本研究，是对董事会独立性与盈余管理关系这一研究问题成果的丰富和补充。研究发现，董事会独立性的提高能够有效的监督企业管理者，董事会独立性水平越高，管理层进行盈余操纵的可能性越小，反映在盈余管理指标上是公司较低的可操纵应计利润，它表明在股东和公司管理者之间的代理成本较低。通过本文的研究有助于认识和理解当前中国上市公司董事会治理存在的问题，以及由于董事会治理结构的不完善而导致的盈余管理行为。上市公司有必要通过对公司治理结构特别是董事会组织结构的改善，增强董事会独立性水平，使之充分有效地对管理者行为进行监督，减少公司盈余管理行为，提高盈余信息质量，对公司健康稳定发展和保护投资者来说都是具有积极意义的。

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