会计监督职能的显著特征范例(12篇)
时间：2024-04-13
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【关键词】公司治理；管理会计信息；信息披露质量
中图分类号：F234.3文献标识码：A文章编号：1004-5937（2016）09-0047-04
通过实地调研，并对2009―2014年间沪市制造业上市公司年报管理会计信息披露状况进行分析发现，管理会计信息披露质量直接影响着上市公司战略决策的正确性和《全面推进管理会计体系建设的指导意见》（财会〔2014〕27号）的实施。从公司治理视角，对影响管理会计信息披露质量问题进行实证分析，将为会计强国战略的推进和公司管理水平的提升提供有参考价值的实证支持。
一、文献回顾与研究假设
企业进行信息披露的目的在于降低委托人与人之间的信息不对称程度，提高信息透明度，帮助利益相关者作出正确的决策[1]。研究表明，完善的公司治理机制能有效地解决所有者与经营者之间的冲突，提高企业非财务信息披露水平[2]。现有文献关于公司治理结构的研究主要集中在股权结构、董事会、监事会等方面。因此，本文从“股权结构、董事会、监事会、管理层”四个角度研究公司治理如何影响管理会计信息披露质量，并提出相应的研究假设。
（一）股权结构治理
股权结构是公司治理的基础，因为股权结构决定了公司控制权的分布。本文研究由第一大股东持股比例、国有股比例、流通股比例等变量构建的股权结构如何影响管理会计信息披露质量。Eng&Mak[3]以新加坡上市公司为研究样本，结果表明国有股比例与企业信息披露水平正相关，并认为政府机构作为投资者对企业管理相对宽松，经理人需要与少数股东进行更多的信息交流，而少数股东为降低成本，必然要求企业提高其信息披露水平。李诗田[4]的研究表明，第一大股东持股比例与社会责任信息披露呈显著的U形关系。流通股能够在证券市场上进行交易，因此，流通股股东会为了获得更多的投资收益，会更关注企业的运营状况和发展趋势，进而迫使经理人提高管理会计信息披露质量。因此，提出假设1a―1c。
假设1a：第一大股东持股比例与管理会计信息披露质量负相关。
假设1b：国有股比例与管理会计信息披露质量正相关。
假设1c：流通股比例与管理会计信息披露质量正相关。
（二）董事会治理
董事会在公司治理中处于核心地位，具有监督和决策的职能。在实证研究中，董事会会议次数是衡量公司治理勤勉性的一个重要指标。会议次数越多，董事会成员就能更加了解公司的经营状况，减少与经理层之间的信息不对称问题，从而降低对管理会计信息披露质量的要求。李慧云等[5]的实证研究表明自愿性信息披露水平高的上市公司董事会会议次数略显不足。独立董事因其独立性和专业性，在董事会中扮演着重要的角色。独立董事的职能主要体现在对公司的重大经营问题进行探讨，对经营管理过程进行监督，保护中小投资者的利益。Cheng&Courtenay[6]研究发现独立董事的比例与上市公司的信息披露水平正相关。依据公司治理准则，公司董事会可以根据股东大会的有关决议，设立战略委员会、审计委员会等专业委员会。委员会的设立使董事会工作更加实际可行，能够帮助董事会更好地履行其工作职责。因此，提出假设2a―2c。
假设2a：董事会会议次数与管理会计披露质量负相关。
假设2b：董事会中独立董事所占比例与管理会计信息披露质量正相关。
假设2c：委员会设立个数与管理会计信息披露质量正相关。
（三）管理层治理与管理会计信息披露质量
现有文献中，研究管理层治理所选取的指标主要包括管理层持股比例、董事长与总经理是否两职合一等。一般来说，管理层持股比例越高时，会更加关注公司的股票价格，股票价格的高低会对管理层的利益产生直接影响。此时，管理层就希望通过信息披露来传递更多关于企业经营状况以及未来发展前景的信息，从而提高企业股票价值和自身利益。理论认为，将董事长与总经理职务相分离，能更好地发挥股东监督和激励企业管理层的作用。Xiao&Yuan[7]认为当董事长与总经理两职合一时，总经理可能会通过操控董事会对公司信息披露质量产生不利影响。因此，提出假设3a、3b。
假设3a：管理层持股比例与管理会计信息披露质量正相关。
假设3b：二职合一与管理会计信息披露质量负相关。
（四）监事会治理与管理会计信息披露质量
监事会是专职的监督机构，监事会成员对企业经营活动进行监督。监事会的规模越大，监事会整体的职业经验就相对丰富，能够更加有效地对企业经营活动进行监督和检查。通过召开监事会会议，监事会成员之间可以进行有效的信息交流。监事会会议次数越多，一定程度上代表着监事能对公司的经营管理起着监督作用。因此，提出假设4a、4b：
假设4a：监事会会议次数与管理会计信息披露质量正相关。
假设4b：监事会规模与管理会计信息披露质量正相关。
二、实证研究设计
（一）样本选取与数据来源
本研究选取沪市A股制造业上市公司2009―2014年的年度报告全文为研究样本，并剔除以下几类公司：（1）被ST、PT的公司；（2）缺乏连续6年数据的公司，得到符合要求的样本公司246家，然后利用随机取样方法从中抽取60家样本公司，最后得到有效研究样本360个。本文上市公司数据主要来自巨潮资讯网以及国泰安CSMAR数据库。
（二）变量定义与计量
1.因变量
本文研究的关键之处在于因变量管理会计信息披露质量的获取。本文选取管理会计信息披露指数来衡量管理会计信息披露质量。对于管理会计信息披露指数，目前国内尚无公开数据可以使用。本文借鉴李翔和林树[8]的管理会计信息披露指数的基本模式，并紧密结合我国具体的制度构建了管理会计信息披露评价指标体系。证监会的《年度报告的内容与格式》是上市公司披露的主要依据，因此本文根据2014年的年度报告披露规则，将年度报告的信息条目分类，分别定义财务会计信息、管理会计信息和非会计信息。其中，管理会计信息主要包括年报中的董事会报告、重要事项、公司治理、内部控制及董事、监事、高级管理人员和员工情况。这五类信息大部分都集中在投资计划、经营计划、员工薪酬、治理结构以及公司未来战略等方面。
本文对管理会计信息各个部分设置若干子项，构建了一套由经营管理数据及现状（14项指标）、经营计划（2项指标）、员工薪酬及基础信息（8项指标）、公司治理（12项指标）、投资计划（2项指标）、战略管理（4项指标）共计6部分42子项的管理会计信息披露评价指标体系。
对管理会计信息条目进行分类后，按照以下标准对每家上市公司进行评分：每个条目为2分，总分为84分。如果该条目仅需要进行定性分析，若描述内容充分，相对完整得2分，一般性描述得1分，不进行任何描述得0分；如果该信息条目需要定性与定量相结合分析，内容详细、准确得2分，若仅有定性描述得1分，不进行任何描述得0分。本评分方法没有考虑各项明细指标的权重，在计算总得分时是将各分项得分直接加总得到。其理由在于，上市公司不同的利益相关者有着不同的信息需求，即指标体系中的每项信息具有同等的重要性，因此不予考虑各明细指标的权重。
管理会计信息披露指数（MDI）的计算公式如式1所示：
在对管理会计信息进行评分时，采用双人独立评分法。两名评分者对全部的管理会计信息进行独立评分，由第三者核对，对评分存在不一致的地方进行协调解决。
2.自变量
根据前文的研究假设，本文从公司治理的四个层面共选取10个自变量，具体如表1所示。
3.控制变量
现有研究[9][10]表明，公司特征也会在一定程度上对公司的管理会计信息披露质量产生影响，因此在本文的研究中选取了公司规模、财务杠杆、盈利能力及企业成长性作为反映公司特征的控制变量。中国上市公司的信息披露受披露规则的影响，由于年报的披露规则在2012年和214年这两年进行过调整，因此本文引入披露规则这一虚拟变量作为控制变量。所有变量的定义如表1所示。
（三）检验模型
本文的研究采用多元线性回归分析的方法对股权结构与管理会计信息披露质量之间的关系进行检验。检验模型如式（2）所示：
MDI=β0+β1FSH+β2GYG+β3LTG+β4DLR+β5DSHY
+β6WYH+β7JSH+β8JSHY+β9GLCG+β10LZHY+β11SIZE
+β12DOA+β13ROE+β14TQ+β15GZ+ε（2）
式（2）中，β0是回归截距，β1―β15是回归系数，ε是随机干扰项。
本文采用Stata软件对样本数据进行多元回归分析。
三、实证结果与分析
（一）变量描述性统计
根据样本数据，列出了主要变量的样本均值、标准差、最大值、最小值等描述性统计变量，具体信息如表2所示。
从表2可以看出，MDI均值为0.8427，说明我国沪市制造业上市公司管理会计信息披露水平较好，同时MDI在0.6309和0.9761之间变化，表明不同公司间管理会计信息披露质量存在一定差异，良莠不齐。在股权结构方面，第一大股东持股平均比例高达41.1%，最高达79.7%，这反映出样本公司存在一股独大的股权特征。在董事会治理方面，董事会会议次数平均为8次，董事会议次数最高的公司举行董事会会议高达21次；样本公司中独立董事所占比例的平均值为0.36，说明很多公司设立独立董事一职很可能是为了满足独立董事至少占董事会的三分之一这一法律要求。在管理层治理方面，约有6%的样本公司总经理与董事长为同一人，这说明绝大部分样本公司的职位设计科学，“内部人控制”现象较少。在监事会治理方面，监事会的平均规模约为4人；监事会会议次数平均为4次，会议次数最高的公司为13次。
（二）多变量回归分析
本文首先利用Hausman检验在随机效应模型和固定效应模型中进行选择。通过Hausman检验，本文选取固定效应模型考察公司治理对管理会计信息披露质量的影响，回归结果如表3所示。
从股权结构治理层面，国有股比例与管理会计信息披露质量在10%的水平上显著正相关，流通股比例与管理会计信息披露质量在5%的水平上显著正相关。第一大股东持股与管理会计信息披露质量负相关，这与假设一致，但并未通过显著性检验。
关键词：董事会治理产品市场竞争财务舞弊
一直以来，公司治理对财务舞弊的实证研究主要集中于发达国家，研究结论也有争议。而现有研究公司治理对上市公司财务舞弊影响的文献，绝大多数只是孤立地研究公司内部治理受某单一特征的影响，未能考虑公司外部治理环境的影响。因此，本文尝试把公司内外部治理环境因素与财务舞弊置于同一个框架下来研究。作为公司内部治理的重要特征和外部环境的重要因素，董事会治理和产品市场竞争都应得到足够的重视。
一、文献回顾和研究假设
（一）董事会特征与财务舞弊。
FamaandJensen（1983）认为，如果董事会成员中有较大比例的独立董事，则董事会能发挥实质的作用，股东的权益能得到有效的保护。Beasley（1996）指出，具有高比例外部董事的公司治理效率与舞弊行为呈负相关。但也有学者注意到独立董事可能是“灰色董事”（与公司具有某些非董事会关联关系的外部董事），由于灰色董事与管理者存在其他关联关系，使得董事会的独立性受到侵犯。DwrightD.W.（1996）研究公司治理结构与财务报告质量的关系时发现，公司的财务报告被分析师评级越高，它的内部董事和灰色董事比例在董事会中尤其是在审计委员会中就越低。刘俏、白重恩等（2005）实证研究发现：（1）董事会中独立董事比例的上升有利于提高公司的经营业绩。（2）适当设置一定的内部董事对公司业绩的提升有一定帮助。（3）若公司的最高管理者控制或在一定程度上控制了董事会，那么董事会就很难发挥独立的监督作用，而容易进行财务舞弊。基于以上研究，本文提出：
假设1：独立董事的比例与财务舞弊负相关。
20世纪90年代之前，学术界部分研究支持大规模董事会，认为董事会规模越大，提供的决策咨询就越多，做决策的角度和获得的资源也越多，企业很容易建立良好的外在形象，CEO控制董事会的可能性就越小。大规模董事会还可以避免内部人控制现象，从外部聘请有能力的董事管理公司。然而，董事会中成员太多，也不利于董事会作用的较好发挥。Jensen（1993）认为，大规模的董事会是没有效率的，而且CEO能够较容易地控制董事会。Yermack（1996）也发现具有小规模董事会的公司的绩效更好，舞弊行为更少。与前两种观点不同的是，Uzunetal.（2004）认为董事会规模与舞弊无关，舞弊其实是一种内部人的合谋行为，大规模的董事会，内部人在意见上难以达成一致，而较小规模的董事会虽然容易达成一致意见，但容易形成合谋。蔡宁、梁丽珍（2003）研究了董事会构成、所有权结构和企业舞弊之间的可能关系，结果发现董事会规模与舞弊存在显著正相关的关系。基于以上研究，本文提出：
假设2：董事会规模与财务舞弊负相关。
董事长是否应该兼任总经理是关于董事会的另一个争论焦点。Dechow，Sloan&Sweeney（1996）研究发现总经理兼任董事长的公司更容易因违反公认会计准则（CAAP）而受到SEC的处罚，由总经理创立的公司以及董事会被管理层控制的公司发生盈余操纵行为的可能性更大。国内学者刘立翠、周彬、顾忠（2001）认为，如果上市公司的董事长兼任总经理，会计信息系统难以正常运行，从而导致会计信息质量的降低。薛洪岩、马正吉（2002）也认为，在我国股份有限公司中，由于国家控股，企业董事长和总经理一般都是由行政机关任命，二者职位合二为一，董事会成员绝大部分也担任企业经理，导致公司经理操纵利润、公司外部投资者的合法利益受到侵犯，公司财务报告信息不真实。薛建峰、吴建友、雷英（2001）的研究表明，首先，董事会成员中董事“不懂事”的普遍情况导致其监督作用不能有效发挥；其次，董事与公司经理两者合一实质上形成了“内部人控制”，使得董事会和经理合谋操纵财务报告机会增加。对于我国上市公司，本文提出：
假设3：董事长与总经理两职合一与财务舞弊正相关。
（二）产品市场竞争与财务舞弊。产品市场竞争在一定程度上可以解决问题。许多经济学家（如Alchian，1950）认为，市场竞争（特别是产品市场竞争）可以一劳永逸地解决公司治理问题。确实，由于产品市场具有竞争性，对企业形成一种“硬预算约束”，同时对管理者起到激励作用。考验着企业的生存能力，不合格企业就要遭到淘汰，这给管理者造成极大的外在压力（Hart，1983）。假如经理浪费资源，那么企业在产品市场上终将被淘汰。所以，竞争的增加能减少经理的懒惰行为，有效地对经理实行监督，限制控股股东的机会主义行为，从而提高公司治理水平。对于我国上市公司，本文提出：
假设4：产品市场竞争程度与财务舞弊负相关。
二、研究设计
（一）样本选择。本文研究样本选取的区间为2008-2010年三个会计年度。本文需要的样本数据来自于中国证券监督管理委员会网站、深圳证券交易所、上海证券交易所、和讯财经网站、东方财富网站、锐思数据库等。经过检索，2008-2010年期间受到证监会、深交所和上交所处罚的上市公司属于财务舞弊的有101家，剔除金融行业和数据不全的公司，最终剩余84家，其中2008年受处罚的上市公司是29家、2009年是25家、2010年是30家。
（二）变量定义及其说明。
1.财务舞弊。本文借鉴LLSV（2000）评价不同国家的法律保护程度以及沈艺峰（2004）评价我国不同地区的法律保护程度的研究思路，对上市公司的财务舞弊程度进行定量的评价。具体的评价标准如表1。
2.董事会治理。我们选取三个变量来描述董事会治理特征，具体变量情况如表2。
3.产品市场竞争。对于产品市场竞争度的衡量，目前研究领域还没有一个统一的指标。大部分学者倾向于采用行业集中度或赫芬因德指数等结构性指标，Nickell（1996）认为，企业的主营业务利润率可以看作是企业的“垄断租金”，垄断租金越高，说明其他企业要进入此行业，花费的成本越高，从而市场竞争程度就越低。Randoy和Jenssen（2004）也认为主营业务利润率不仅反映了市场竞争的程度，也反映了企业长期运营的结果，它与市场结构指标相比，和公司治理的关系更为紧密。综合以上观点，我们认为，在研究市场与公司治理效率之间的关系时，用主营业务利润率作为市场竞争度的衡量指标更佳，也更符合本文研究的需要，所以我们根据行业平均主营业务利润率（LRL），将行业区分为高、低竞争度产品市场行业。即用1-LRL表示产品市场竞争程度COM，求出的值越低代表竞争程度越激烈，反之越弱。
4.控制变量。本文对控制变量的选择主要借鉴了国内外现有的舞弊识别机制研究，经过筛选，最后选取了以下两个代表性变量：（1）公司的规模LNAS，即LN（ASSET），本文采用资产总额的对数作为公司规模的控制变量。（2）资产负债率DB，即负债/总资产（D/A）。
（三）实证模型。根据理论分析，我们构建以下模型将产品市场竞争、董事会治理与财务舞弊结合起来，检验三者之间内在的联系。
三、实证分析及结果
（一）描述性统计。根据中国证监会《上市公司行业分类指引》，本文将上市公司划分为13个行业，其中在制造业门类下又有9个大类，共有21类行业。表3为财务舞弊样本的行业分布特征以及各年度分布情况，可以看出财务舞弊公司所涉及的行业较广，这84个样本分别涉及11个行业，主要集中于制造业。三年内财务舞弊的公司在数量上相差不大，而且每个行业分布比较均匀。
表4列举了主要变量的描述性统计特征，从表4可以看出，2008、2009年的FRAUD相差不大，2010年的FRAUD小于前两年，说明2010年舞弊程度较小。三年中OUT、B-SIZE、DUAL无太大差异。三年中COM最高的为2009年，说明2009年市场竞争程度最激烈。
（二）回归分析。为了在一定程度上避免变量之间的多重共线性的影响，我们采用最小二乘法（OLS）对样本数据进行回归，结果见表5。可以看出：（1）独立董事的比例与财务舞弊负相关，但并不显著，这说明我国的独立董事在监督上市公司行为方面，没有起到真正的作用，同时反映出上市公司的独立董事中“灰色董事”大量存在。（2）董事会规模与财务舞弊负相关，但并不显著，这说明董事会的规模并不是影响财务舞弊的因素。（3）董事长与总经理两职合一与财务舞弊正相关，且在5%的水平显著，符合假设。（4）产品市场竞争与财务舞弊负相关，但也不显著。这可能是因为我国市场缺乏有效性。在我国，经济的发展往往需要借助于国家力量，市场的垄断往往不是依靠竞争力和效率形成的，而是依靠权力。因此，行业垄断不仅影响企业绩效，而且会滋生企业权利寻租现象，增加企业财务舞弊的机会。
四、政策及建议
以上结论说明董事会在公司治理中作用显著，独立性越来越重要。董事长和总经理的两职分离能使董事会和管理层相互制约、相互制衡和相互监督。所以，要减少财务舞弊行为的发生需要增强董事长和总经理的独立性，完善董事会制度，通过采取措施使企业内部控制制度得到强化和有效实施，防止在企业内部形成利益集团。
此外，我们要加强行业的有效竞争。本文的研究结论表明，产品市场竞争可以减少舞弊行为，这给予我们启示：应该严厉打击地方政府的限制竞争、保护本地企业的行为，促进行业间的有效竞争。但是，目前我国许多行业处于过度竞争状态，导致企业经营效率低下，因此我们建议，在促进行业竞争的同时，要防止“过度竞争”的发生，争取从“过度竞争”转向“有效竞争”。S
参考文献：
1.Jensen，M.Themodernindustrialrevolution，exit，andthefailureofinternalcontrolsystems[J].JournalofFinance，1993，48（8）：831-880.
2.Grosfeld，petitionandOwnershipStructure：SubstitutesorComplements[J].EconomicsofTransition，2002，21（10）：525-551.
3.刘立国，杜莹.公司治理与会计信息质量关系的实证研究[J].会计研究，2003，（2）.
作者简介：
赵秀娟，女，南华大学经济管理学院硕士研究生。研究方向：财务管理。
一、引言
在华尔街金融风暴之后，人们对于高管薪酬的关注上升到了一个前所未有的高度，尤其是近年来，我国上市公司高管们持续进行着“收入冠军”的竞赛。对此，公众不免质疑：高管薪酬究竟由哪些因素决定？高管薪酬作为一个复杂的治理概念受到多方面因素的共同作用，主要包括：公司特征、高管自身特征、资本市场与法律法规等。为了研究公司的薪酬政策制定是否合理，本文拟研究高管薪酬受公司特征的影响是否显著，即假定某管理人员自身条件与所处地区、市场一定，公司因素如何作用于其薪酬。所谓公司特征，即是指公司本身为了更好地经营与发展区别于其他公司的方面，主要包括：公司经营业绩特征、公司发展规模特征、公司治理结构特征、公司所处行业特征、公司成长潜力特征等。
2009年10月30日，28家创业板公司在深交所挂牌上市。众所周知，在创业板上市之前，33位高管为了获取股票套利资金，竟主动放弃高额薪酬集体辞职，这一新闻使得人们将高管薪酬与创业板这一新兴的市场联系起来。如今，五年时间已然过去，创业板市场的泡沫渐渐退去，投资者与上市公司双方都逐渐回归理性，公司股价、业绩等数据趋于平稳，这为创业板上市公司的高管薪酬研究提供了可能性。由于创业板多为高科技、高成长性的民营企业，将他们集中起来，单独研究高管薪酬与经营业绩的相关性，可以有效排除因公司行业不同、潜力不同、股权性质不同而产生的干扰。因此，本文将着重从公司业绩、规模及治理三个特征出发对创业板高管薪酬的影响因素作出实证分析。
二、研究假设
（一）研究假设
1.公司规模与高管人员薪酬相关性
根据管理理论，公司规模越大，管理层级越多，高管人员需要控制的资源越多，经营的复杂多变要求管理者具有更高的管理技巧，并投入更多的时间与精力去协调、优化资源配置。因此，根据人力资源成本理论，高管人员的薪酬待遇自然也应相应提高。另外，企业规模越大，其破产的风险越低，融资渠道更加多元化，薪酬支付能力也就越高。Rosen（1992）与Fleming（2002）等学者的大量研究也发现，随着公司规模的扩大，高管人员薪酬也会随之增加。基于此，笔者提出本文第一个假设。
假设1：高管薪酬水平与企业规模存在显著的正相关关系。
2.公司业绩与高管人员薪酬相关性
根据理论，企业所有者委托专业的人员代其管理企业日常经营活动。但由于高管人员与股东之间存在信息不对称，股东所掌控的信息少于管理者所了解的信息。作为委托人，股东虽然不能清楚地了解经营者的努力程度，但对于企业的绩效是可以清楚看到的，他们可以根据企业的绩效来衡量经营者的工作情况，给予相应的报酬。若经理的报酬由企业的经营业绩来决定，高管人员势必会努力提高企业经营业绩以提高自身报酬。Hall和Liebman在1998年的研究也可以证实这一理论。基于此，笔者提出本文的第二个假设。
假设2：高管薪酬水平与企业经营业绩存在显著的正相关关系。
3.董事会人数、监事会人数与高管人员薪酬相关性
董事会或监事会成员越多，所掌握的专业技能越广泛，管理能力越强，对待关键问题时决策更全面周到，不易受到经营者的蒙蔽，其控制经营者的能力提高，从而使得不利于高管的薪酬方案容易得到通过；并且，由于人员充足，董事会可以利用分而治之的策略分别控制管理层，使得薪酬方案更加不利于高管。基于此，笔者提出第三个假设。
假设3：高管薪酬水平与董事会及监事会的人数存在显著的负相关关系。
4.独立董事占比与高管人员薪酬相关性
一些有社会声誉或专业素养的人才成为独立董事后，会因较为关注其个人的声誉或职业操守而成为管理层的有效监督者，促进上市公司的高管薪酬方案向合理化的水平发展。因此，笔者提出第四个假设。
假设4：高管薪酬水平与独立董事占比存在显著的负相关关系。
5.股权集中度与高管人员薪酬相关性
在股权高度集中的状态下，大股东既具有获取信息和监督经理层的动力，又能够通过在董事会派遣自己的代表对公司实施有效的管理。当公司相当数量的股份集中在少数大股东手中，且控制权带来的收益足以覆盖成本时，大股东有理由也有能力监督管理层。在股权高度集中的状态下，股东对高管的监督更强，会限制高管薪酬的增长。于是，笔者提出最后一个假设。
假设5：高管薪酬水平与股权集中度负相关。
（二）变量选择与模型设定
1.变量定义
相关回归变量定义如表1所示。
2.模型形式
（三）样本选取和数据来源
本文选取2009―2012年的创业板上市公司年报数据作为样本。剔除了被审计师出具非标准意见的上市公司；剔除了这四年间创业板高管人员发生非正常变动的企业；剔除了存在高管违规①记录的上市公司。数据来源于CSMAR数据库，部分缺失数据由金融界和凤凰财经网站公司年度报告查得。具体的样本量为：2009年58家公司，2010年186家公司，2011年178家公司，2012年258家公司。
三、实证分析
（一）描述性统计
表2为各变量的描述性统计。其中，高管薪酬对数标准差为0.8872，说明我国创业板上市公司高管薪酬存在较大的差异，前三名高管年薪之和最高的达804万元，而最少的前三名加起来只有16万元，三人之和平均112万元左右，每人平均高达40万元，说明创业板高管薪酬水平总体较高。同时，公司规模标准差为0.6321，说明创业板公司规模相差较大，其中最大的资产总额为32亿元人民币，最小的仅有1亿元左右，但总体来讲，创业板上市公司规模偏小，这主要与其所处的高科技或服务类行业性质有关。公司董事会平均8.5人，与10人的国际惯例相近。其中独立董事平均比例约为35.3%，即约三分之一的董事为独立董事，说明大多数上市公司符合我国董事会成员中应当至少包括三分之一独立董事的规定。样本中董事会成员最多18人，最少9人，在《公司法》规定5至19人的范围内。第一大股东占比均值为34.76%，说明创业板上市公司股权相对集中，这也与公司规模普遍较小有关，其中，高管人员持股比例平均为26.21%，明显高于其他板块，这与上市前公司不断推出股权认购计划有关。公司平均每股收益0.74元，但波动较大，最高达2.78，最低只有0.033，但总体上讲，业绩水平较高。
（二）多元回归
回归结果见表3和表4。结果表明模型的拟合程度中等，可能是由于被解释变量高管薪酬受到企业本身、管理人员自身以及国家宏观经济政策多方面的共同作用，甚至其中的很多变量难以量化或是难以获取数据。因此，本文拟研究公司特征的相关指标对经理人薪酬的影响，不考虑高管人员自身因素。
四、研究结论和建议
（一）研究结论
由表3和表4可知，LnASSET系数均为正，与预期相一致，说明公司规模与高管薪酬正相关。并且，P值分别为0.0015与0.0002，均远小于1%，说明公司规模对于高管薪酬的正相关关系在1%水平下显著。公司规模越大，对管理人员的学历、能力、精力要求越高，所产生的人力资源成本也就越大，自然会导致薪酬的上升。这与李增泉、魏刚等人的实证结论相一致，同时也验证了本文的假设1。
上述两表中，公司业绩的衡量指标EPS系数均为正，与预期相一致，说明业绩与薪酬两者之间存在正相关关系。而对应的P值分别为0.0473与0.0608，基本可以认为EPS与高管薪酬的正相关关系在5%水平下显著。公司业绩作为衡量高管人员绩效的直接可观测指标，与高管薪酬存在显著正相关关系，说明创业板上市公司薪酬政策能够有效反映质量，较为合理。这与宋增基、张宗益以1997年12月30日之前上市的129家沪市A股的中国上市公司为样本进行的实证研究结果相一致：高管薪酬与公司业绩呈现显著正相关关系。这也验证了本文提出的假设2。
值得注意的是，从表3中可以看到，BSIZE变量系数为正，与预期相反，说明董事会人数与高管薪酬之间正相关，并且，二者的相关性在5%的置信水平上显著。正常情况下，二者应该是负相关关系，即董事会成员越多，对高管的监督越强，其薪酬会越低。但这里却出现了异常，说明创业板上市公司董事会监督效率低下：随着董事会规模的扩大，董事们对关键问题的讨论参与程度受到限制，协调与沟通的成本增大，董事会控制管理层的能力下降，有利于高管的决策容易通过；并且，独裁型的CEO得以利用分而治之的策略一手操纵和控制董事会，从而使得其薪酬方案有利于高管。另外，SUPERVISER变量系数为负，虽与预期符合，即监事会人数与高管薪酬之间负相关，但P值较大，即二者相关性不显著，说明监事会监督效率较低，绝大多数公司的监事会无法掌控公司实权，其设立只是为了满足证监会的基本要求，成为了名副其实的“花瓶”，对高管薪酬的影响不大。并且，由于大多数公司为节省费用，均直接以证监会规定的监事会下限3人为标准，导致各公司监事会规模相差不大，回归结果不显著。基于此，本文的假设3没有得到验证。
从表4可以看出，DRATIO变量系数为负，且P值为0.0009，说明独立董事占比与高管薪酬在1%水平上显著负相关，即独立董事占比越高，高管薪酬越低。这说明在创业板市场，一向被认为形式化的独立董事制度对高层管理人员是有一定的监督作用的，这也与创业板市场特点有关。创业板上市公司大多具有成长快但风险较高等特点，市场泡沫严重，股价容易被高估，因此担任创业板上市公司独立董事的专业人士必须加大对管理层的监督力度以降低风险，从而保全自身的名誉。基于此，假设4得以验证。
最后，上表中BIG1指标相关系数为负，与预期相符，说明股权集中度对高管薪酬有负向影响。第一大股东所占比例越高，股东对公司高层的监督作用越大，高管薪酬会略有下降。但该指标t值偏大，二者的负相关关系仅在10%水平下显著。这可能是因为当第一大股东占比过高时，第一大股东对董事会有绝对控制权，也许反而会为高管人员提供一份不匹配的高薪酬以令其作出有利于绝对控股股东利益的决策。这与LaPorta.R.和Lopez-de-Silanes在1996年的研究成果相一致，同时也验证了本文的假设5。
同时可以看到，对于本文出现的控制变量MSR，实证结果显示高管持股比例与薪酬正相关，虽然相关系数的符号符合预期，但二者不显著，说明关联性不大。笔者认为，创业板高管持股比例虽然较高，但创业板高管们持有公司股权并非为了在董事会占领一席之地，从而拥有公司决策权与控制权。由于创业板股价的持续上涨，高管们更愿意利用手中的股权在资本市场套现，实现高额的资本利得。这种行为具有明显的短期投机性质，对高管们争取长期薪酬水平的提升帮助不大。由于这种创业板市场特有的不成熟性，也就促成了本文开始提到的创业板公司上市不久便有33位高管先后辞职的轰动事件。因此，创业板上市公司高管持股比例对其薪酬影响不显著。
论文摘要：行为安全与安全制度有着密切的联系。在煤矿安全工作中，许多伤害事故是由于员工的不安全行为所导致，而不安全的行为则是由于安全管理系统存在的缺陷所引发。只有理清不安全行为发生的原因，并从提高安全制度的有效性和执行力入手，才能使安全制度与生产实践更好地结合，增强安全制度的效果，最终预防和减少安全事故的发生。
行为安全研究的重点是员工的“不安全的行为”。在煤矿安全工作中，人的不安全行为和物的不安全状态是事故发生的最根本的原因，其中人的不安全行为是导致事故的主因。但是员工的冒险行为反映出的问题并不仅仅是员工自身的行为错误。对不安全行为的研究发现，许多伤害事故是由于员工的不安全行为所导致，而不安全的行为则是由于安全管理系统存在缺陷所引发。作为事故多发的中国煤炭行业，从行为安全研究入手，提高安全制度的有效性和执行力，使安全制度与生产实践更好地结合，最终预防和减少安全事故的发生，具有重要意义。
1．从实践中看行为安全的重要性
在我国，煤炭行业的事故发生率远高于其它行业。据国家安全监察局统计，每年全国煤矿发生一次10人以上的事故40起以上。2009年虽然有所减少，但依然发生1687起，死亡2535人。根据对统计结果的科学分析，多数煤矿安全事故由以下因素引起，一是煤矿工人的不安全行为，二是企业组织程序、企业文化和规则等管理因素。这些因素实际上已经涵盖了人的行为与管理制度两个方面。而在这些事故中，又有70%-80%是由人的不安全行为造成的。美国安全工程师海因里希（Heinrich）认为，在所有发生的事故中，有88%的事故由人为因素引发。在对现代工业企业事故的统计中，由人的因素直接或间接引发的事故大概占85%以上，在一些大型的事故中，比例也高达70%-80%。在我国煤矿发生的重特大事故中，97.67%的事故是人为因素引起。正因为行为安全如此重要，通过制度的力量对其进行制约才成为了必要。
2.行为安全与安全制度建设的关系
亚当斯在其因果连锁模型中认为，组织中的政策、规则会导致人的不安全行为和物的不安全状态，而其中的政策规则归结起来即为煤矿企业的制度，实证结果也显示，制度因素对煤矿安全事故的发生具有显著的影响。从煤矿工人和管理者对制度因素的认知来看，二者都认为制度的健全程度、监督有效性以及制度执行力度对煤矿安全事故的发生存在显著性影响。要减少煤矿安全事故的发生，必须从制度入手，完善企业内部的安全管理制度建设。从监督方面来说，需要加大企业中监督人员的配置比例，增加其数量监督的频次，将煤矿的生产过程置于监督之下，从而预防煤矿安全事故的发生。因此，要做好煤矿职工的行为安全，必然离不开制度建设，从行为安全研究入手设计与执行制度，可以增强安全制度的有效性，预防和减少不安全行为的发生。
3.发生不安全行为的原因
员工为什么会产生不安全行为，其违章的动力在哪里呢？研究发现，员工产生的不安全行为，主要是员工在工作过程中会对自身行为的后果自觉及时地进行利益判断，进而采取主观上认为完成工作任务代价比较小的行动。与遵章行为相比，违章行为是行为人所认为的代价比较小的行为。仔细分析煤矿工人违章行为及其后果，可以给违章者带来如下好处：一是金钱。由于一般是根据完成的任务量兑现金钱，容易造成职工冒进求成，急功近利。二是心理满足感、幸福感和快感。有时部分员工会只是把违章作为一种发泄对企业不满的简单手段。三是时间与力气的节省，疲劳的恢复，这种情况一般在快下班时容易发生。四是便利。五是关爱、表扬、奖赏。在诱因理论中，一个人有某些行为的原因是因为这些原因能满足这些动机。而违章行为，正好满足了职工获利的动力。尽管违章有诸如死亡、受伤、发现以后进行处罚等手段，但由于发生这些情况的概率比较低，在侥幸心理的作用下，利益判断的结果还是违章的获利大于为此付出的风险，由此也造成了违章行为的屡禁不绝。
4.实践中保证安全制度有效性的思路措施
人是煤矿安全生产的主体，控制或消除人的不安全行为，是减少伤亡事故、确保煤矿安全生产的主要措施，因此，对人的不安全行为进行控制，需要从制度入手，采取多种有效手段和措施使职工的行为达到规范化要求，这才是提高安全制度有效性的关键。
4.1加大奖惩力度
通过奖惩手段，一方面抑制职工的违章动力，另一方面是鼓励职工遵章守纪。一要加大对遵章行为的经济回报奖励力度。并且对遵章行为的经济回报奖励力度远远大于对违章行为经济回报的奖励力度；二是加大对遵章行为的处罚力度。给矿井作业人员的违章惩罚力度越大，因为是负回报，其违章的动力也就越小。当然，需要引起注意的是奖惩不能过头，要把握好一个度。避免力度过大给矿井作业人员带来比较大的压力，影响到他们的情绪。甚至会出现一些极端行为，提高了安全管理的代价与复杂性。
4.2加大监督力度
研究发现，在矿井实际操作中，违章行为效价具有即时性和累加性特征，行为成本具有迟滞性和一次性特征。与此相反，遵章行为效价具有迟滞性和一次性特征，成本具有即时性和累加性特征。这就使得违章行为的自然回报期望值大于遵章行为的自然回报期望值。这就是作业人员选择违章的动机。也导致违章行为具有自主性和经常性特征，给治理安全带来很大难度。针对这样一种情况，有必要加大企业监督管理力度，配置合适比例的安全监督员，或者在危险地带设置监控、加强对现场人员检查、声光提醒等手段，以便及时发现违章行为，使违章行为成本趋近于即时性，弱化违章作业人员对自然回报的期待。
4.3合理制定规章
研究发现，有些煤矿制订的规章过于苛刻，职工很难遵守。因为规章越苛刻，职工花费的时间、精力甚至金钱就越多，因此需要把规章制订的更合理与人性。同时应该体现以下原则：一是在制度设计上应该体现对遵章行为的倾斜，加大遵章行为的效价，减小遵章行为的成本，或者加大遵章行为效价的累积性。比如，可以在制度中做出规定，对遵章行为设置科学的评判与监督程序，并及时通过收入、培训、晋升等激励措施给以鼓励，让作业人员对遵章的期待大于对违章的期待，从而遵章的动力更大。二是增大违章阻力，减小违章行为的效价，加大违章行为的成本或者加大违章行为成本的累积性。主要操作手段有，通过认知教育设计来提高个体对违章惩罚的认识；运用学习理论，利用事故案例加强学习，及时兑现处罚，增加违章成本；设置更为科学合理与人性化的制度，关心职工工作与生活；加大对违章指挥者的处罚。
实践证明：制度建设对于约束员工不安全行为更带有根本性、稳定性和长期性，只有通过科学的制度管理，打破“人管人”的旧框架，实行制度管人，文化管人，才能提高企业的执行力。
参考文献
关键词：独立董事独立董事特征盈余管理
一、引言
上市公司盈余管理行为主要源于大股东的问题以及大股东和中小股东之间信息的严重不对称。由于治理结构的不完善，使得所有者对经营者的约束和监控弱化，导致出现“内部人控制”的现象，经营者可以不受约束地进行盈余管理。改善公司的治理结构，加强公司的治理水平是解决这些问题的有力措施。而大量事实又说明，单纯依靠外部资本市场和经理人市场的约束机制，并不能有效地防止内部人控制以及由此产生的监控问题。正是在这样的背景下，独立董事制度作为完善公司治理结构、制衡控股股东和监督管理层的有效措施得到了广泛的认同和采纳。2001年8月中国证监会了《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》，正式开启了独立董事制度在我国的法制化和规范化进程。本文旨在以往研究的基础上，进一步考虑独立董事本身的特征，如独立董事在董事会中所占的比重、独立董事每年参加的董事会会议次数、独立董事每年获取的津贴以及独立董事与上市公司是否处于同城等因素，考察这些因素的不同对于上市公司盈余管理程度的影响。并根据结论提出相应建议，探讨如何进一步完善独立董事制度，以更好地发挥独立董事的作用，有效监控和约束上市公司的盈余管理行为。
二、文献综述
（一）国外文献在西方独立董事能够在多大程度上改善公司治理结构是一个有争议的问题。有研究认为独立董事能够发挥很大作用，如Beasley（1996）以构建了财务舞弊样本组（75家财务报表舞弊的公司）和非财务舞弊样本组（75家未发生财务报表舞弊的公司）探讨了董事会结构与财务报表舞弊之间的关系，结果表明独立董事的比例能够有效降低财务报表舞弊发生的几率。Bedardetal.（2008）从公司审计委员会董事特征出发，以董事的专业性、独立性、参与程度为变量，发现审计委员会独立性、会计专业背景、参与程度与盈余管理负相关。而另外一些研究却发现独立董事是没有意义的，Peasnelletal.（2001）以英国公司为样本分析了独立董事与审计委员会在抑制盈余管理方面的作用，研究表明独立董事比例在抑制管理阶层会运用正的异常应计数操纵盈余上升方面具有显著效果，但对于抑制负的异常应计数操纵并没有显著的效果。
（二）国内文献在我国规范了独立董事机制之后，独立董事的设置到底有没有意义？独立董事对于改善公司经营业绩、抑制公司盈余管理的程度有没有发挥其应有的作用？根据相关研究显示，由于所选样本、时间区间、变量设置和模型构建等不同，也显示出了与国外类似的结果，即有人认为独立董事发挥了作用，白云霞、吴联生（2008）通过实证研究认为独立董事与盈余管理存在相关关系，董事会会议次数越多，盈余管理程度越大，陈胜蓝，魏明海（2007）研究了上市公司盈余管理与董事会特征的相关性，结果发现：独立董事比例较高的公司盈余管理程度较低。但也有相当一部分研究显示独立董事没有发挥应有的作用，杜晓旭（2009）等研究发现，上市公司的经营业绩与独立外部董事之间存在不显著的正相关关系。而且上市公司对独立董事作用发挥情况的评价也不高，并有独立董事不“懂事”，独立董事不独立之说。
三、研究设计
（一）研究假设独立董事的设置旨在提升董事会的独立性，进而加强对公司管理层的监管。我国自2001年推行独立董事制度以来，证监会大力推进独立董事制度建设，目前，独立董事在董事会中的比例普遍在法定的1/3以上，对于独立董事舞弊事件也进行了惩治，为独立董事职责的发挥起到了一定推动作用，随着我国上市公司治理结构的完善，独立董事在促进公司依法经营、依法信息披露等方面将发挥更重要的作用。因此，提出假设1：
假设1：独立董事在董事会成员中所占比重越大，上市公司盈余管理的程度越低
独立董事不参与公司的经营管理，要了解公司的经营管理事项最直接、有效的方式是参加董事会会议，独立董事参加董事会会议次数越多，能够利用自身的专业能力、经营经营与董事会其他成员共同分析问题、选择公司经营策略，从而提升公司决策能力，另一方面，通过了解公司经营管理的实际情况，减少信息不对称程度，强化对公司的监督力度。因此，提出假设2：
假设2：独立董事参加的董事会会议次数越多，上市公司盈余管理的程度越低
在上市公司担任独立董事也需要领取相应的报酬，以弥补独立董事履职的费用，以激励独立董事更好地发挥作用，因此，证监会在《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》中规定“上市公司应当给予独立董事适当的津贴”，进而为独立董事更好的履行职责提供报酬，尽管上市公司可以决定独立董事的报酬，但是独立董事可以通过拒绝接受聘任、或者辞职等方式来表达对津贴的不满，独立董事的津贴是其尽职工作发挥监督职能的内在动机。因此，提出假设3：
假设3：独立董事薪酬越高，上市公司盈余管理的程度越低
独立董事与上市公司在同一个城市，有利于独立董事了解上市公司的信息，加强对上市公司的监督，因此，独立董事和公司在一个城市有助于遏制盈余管理。因此，提出假设4：
假设4：独立董事与上市公司在同一城市与盈余管理负相关
（二）样本及数据来源本文选取了2012年度沪深两市的所有上市公司作为样本。2012年度，沪深两市共有1446家上市公司。对这1446个样本进行了如下处理：（1）由于银行、保险等金融行业的资产负债结构以及业务特征与其他行业有着很大区别，金融行业所适用的盈余管理模型也不同于一般行业，加之该行业上市公司较少，因此直接将这16家上市公司剔除。（2）2006年度共有36家被特别处理（SpecialTreatment，ST）的上市公司，以及51家进行股权再融资的公司，由于这两类公司存在强烈的盈余管理动机，也要剔除。（3）由于在盈余管理的计算过程中，需要采用2011年度的数据，因此，2012年新上市的以及2011年度数据不全的公司也要剔除，共79家。经过上述处理，最终得到有效样本1206个。
（三）变量定义本文以盈余管理为被解释变量，独立董事比例、是否设立审计委员会、独立董事参加的董事会会议次数、独立董事津贴、独立董事与上市公司工作地点一致性作为解释变量。与此同时，根据以上文献综述，本文将董事长总经理是否两职合一、净资产收益率、资本结构、资产规模、股权集中度、上一年度是否亏损等因素作为控制变量。并预测了解释变量相应的符号，控制变量符号基本为前人研究成果的总结。变量定义见表（1）。
（四）模型构建本文采用修正的Jones模型计算公司盈余管理程度，并采用横截面数据进行估计。模型如下：
四、实证检验分析
（一）描述性统计表（2）的描述性统计结果可以看出：以可操控性应计利润所度量的盈余管理最大值为8.338297，而最小值为-7.466994，说明我国的上市公司既存在正向的盈余管理，也存在负向的盈余管理，而均值为0.042374，说明正向盈余管理的程度更为严重。从盈余管理的绝对值来看，各公司间差别很大，但基本上都存在一定程度的盈余管理，有的甚至相当严重。均值达到0.27，盈余管理的程度较高。从独立董事的数量看，最少的为1位，最多的达到8位，平均值达到了3.28位。而从独立董事在董事会席位中所占的比例来看，最小的仅占5.88%，最大的可以达到60%，均值为35.22%。说明各公司独立董事的设置情况差别很大，有少部分公司对于《指导意见》“在2003年6月30日前，上市公司董事会成员中应当至少包括三分之一独立董事”的规定并没有进行贯彻，但总体均值超过了三分之一的标准，说明在《指导意见》的规范下，独立董事的设立取得了一定的成果。但是同时作者还发现，在这1206家上市公司中，独立董事比重为三分之一的有684家，比例高达56.72%，说明很多上市公司可能在迎合中国证监会的硬性规定，而其自身引进独立董事的积极性并不高。从董事会会议召开的次数来看，最少的是3次，而最多的达到33次，平均为8.16次。从独立董事在上市公司领取的津贴标准看，独立董事的津贴也基本上分布在3～4万的区间，但总体来看，差别比较大，有的独立董事不领取报酬，而有的领取高达25万的津贴，在不发达地区为1～3万，发达地区则主要集中在6～8万。由于是否设立审计委员会以及独立董事与上市公司地点一致性两个变量都是虚拟变量，可以对其数量和比例做以下分析见表（3）。由此可见，2006年我国上市公司设立审计委员会的仅有37.81%，这一方面是由于中国证监会没有对设立审计委员会做出强制性规定，另一方面则在于如果上市公司设立审计委员会，则必须有二分之一以上的成员是独立董事，而按照上述的分析结果，我国的独立董事数量较少，上市公司没有足够的独立董事来担任审计委员会的成员，这两个原因造成我国设立审计委员会的上市公司较少。而从工作地点一致性方面来看，同城与异地的差距较小。
控制变量的描述性统计见表（4）、表（5）。可以看出：上市公司的规模差别较大，总资产的自然对数最大的达到25，而最小的仅为14。净资产收益率的差别也很大，最小的为-16%，最大为8%。资产负债率方面，最小的仅2%，最大的竟然达到798%（中华A，000017，严重资不抵债），均值为59.96%，说明我国上市公司平均负债融资的比率超过股权融资，负债融资在我国上市公司的融资结构中所占的地位更加重要，这可能影响上市公司为迎合债权人的某些指标需求以及进一步的负债融资而进行盈余管理。从前十大股东的股份比例之和看，我国上市公司的股权集中度较高，平均值达到55.07%。从董事长与总经理兼任的情况看，我国尚存在161家上市公司存在两职合一的情况，董事长与总经理两职应完全分离，两职合一的公司更可能存在盈余管理行为。从2005年度是否亏损看，亏损的上市公司数量较小，仅占19.15%，而盈利的情况较为普遍，占到了80%以上。可见我国的上市公司的盈利性和发展性较好。
（二）回归分析根据前面的分析，运用修正的琼斯模型来计算公司的盈余管理程度，并采用横截面数据分行业进行估计。具体估计步骤为：首先，将所有的数据分不同行业运用模型2进行回归，得到β1、β2和β3的值。其次，将β1、β2和β3分别作为参数α1、α2和α3的估计值，代入模型1，可以计算出非可操控性应计利润。最后，将第二步计算出的非可操控性应计利润代入模型3，用总应计利润扣除非可操控性应计利润，即可得到可操控性应计利润DA，对DA取绝对值作为盈余管理程度的度量指标。在计算过程中各变量都需要除以上一年末的总资产进行标准化。在此以制造业为例，说明参数的估计过程和模型的适用性。从以表（6）、（7）可以看出，回归系数β3达到了5%的显著性水平，而β1接近于10%的显著性水平的临界值，β2则接近于20%的显著性水平的临界值，这说明模型所设置的解释变量基本能够显著解释总应计利润。由于主营业务收入是会使收益增加的应计利润项目，而固定资产其折旧会使收益减少，因此β2的符号应该为正，β3的符号应该为负，从表中我们可以看出回归后的系数是符合预期的。再从模型汇总来看，模型的R2和调整后的R2分别达到0.196和0.151，说明模型整体拟合程度较好，我们用修正后的琼斯模型进行估计盈余管理是合理的。独立董事特征与盈余管理的回归结果见表（8）。从表（8）可以看出：（1）独立董事比例对于盈余管理的影响系数是负的，方向符合我们的预期，但是相关性非常弱。这说明在我国独立董事在董事会席位中比重的提高发挥了一定的作用，但是不显著。假设一没有得到完全验证。这与苏卫东等（2006）和杜晓旭（2009）的结论相同。可能的原因是，首先，张逸杰等（2006）认为“独立董事与盈余管理的关系不是简单的线性关系，而可能存在倒‘U’型关系”，当独立董事从无到有时，这是一个质的改变，会使盈余管理下降，但是当独立董事的人数到达一定比例时，监督效率反而可能下降，其次，中国证监会规定“上市公司董事会、监事会、单独或者合并持有上市公司已发行股份1%以上的股东可以提出独立董事候选人，并经股东大会选举决定”，在实际操作中，大多由大股东进行提名，这可能会影响独立董事的独立性。再次，自我国独立董事机制建立以来，就存在着独立董事“不懂事”“花瓶董事”等说法，认为很多上市公司对于独立董事的建立只是在迎合监管部门的硬性规定，使独立董事的建立流于形式，也不为其作用的发挥提供相应的条件和激励约束机制，客观上制约了独立董事作用的发挥。（2）从审计委员会的设立情况来看，与盈余管理没有显著的相关关系，这说明在我国虽然有一些公司自愿设立了审计委员会，但是它并没有能够发挥应有的作用，这可能是由于审计委员会的设立也只是流于形式，或者其中的外部董事比例不高，或者成员的专业能力有限等。（3）从董事会会议的召开次数来看，体现出与盈余管理的较弱的负相关关系，也即董事会的召开能够在一定程度上抑制公司的盈余管理程度。从理论上分析，董事会会议的召开能够促进独立董事对上市公司的了解和信息的沟通与传递，促进董事对管理层的监督机制，但是在实践中，我国很多上市公司的董事会会议成为了事后解决问题的方式，如李常青等（2004）研究发现董事会会议是一种“灭火器”，只有公司出了问题才召开董事会会议。这导致在我国，董事会会议对盈余管理的影响是复杂的。（4）从独立董事所领取的津贴与盈余管理的关系看，其相关关系通过了10%的显著性水平的检验，是较为显著的负相关。假设四得到验证。这一方面是由于独立董事领取的津贴越多，责任感也就相应较大，领取较高的津贴会形成对独立董事的激励约束机制，增强独立董事工作的积极性，促进独立董事更加明确自己的责任和努力发挥监督作用。另一方面，提供较多薪酬的公司一般是规模较大、发展较好、在行业中居于领先地位的公司，它们的治理结构相对较为完善，盈利性较好，因此本身的盈余管理程度就会较低。另外，这些公司所聘请的独立董事也一般都是全国知名的专业人士，专业水平较高，声誉约束也比较强，所以，综合这些因素，津贴与盈余管理呈现较显著的负相关关系。（5）从独立董事与上市公司地点一致性来看，二者呈正相关，与预期相反，接近于10%显著性水平的临界值。这说明独立董事与上市公司在同城，非但不能降低其盈余管理水平，反而不利于其监督作用的发挥。作者认为可能的原因是：在我国特殊的人文背景下，一切正式的法律、制度、规章，都可以因人而异，因事而异，人们并不十分重视正式的规章制度，而更多地看重家庭关系、同乡关系、朋友关系、地域关系等等。《指导意见》规定了七种不能担任独立董事的人员的情形，但是这项规定无法穷尽所有影响独立性的可能情形。又由于独立董事的选聘本身就是不完善的，由大股东来提名难免造成他们选择对自己有利的独立董事。从这个意义上说，与上市公司在同一个城市的独立董事，极可能与上市公司或其控股股东以及管理人员之间存在千丝万缕的关系，而这种种关系又在《指导意见》所规定的七种排他性规定之外。他们从一开始就不具备独立性，更确切地说，他们是非独立的外部董事即灰色董事，所以我们无法期望他们能够发挥独立董事的监督作用。几个控制变量的回归结果都比较显著，而且方向都与预期相同，董事长兼任总经理的公司，两职不完全分离会损害董事会对高管的监督作用，会有较高的盈余管理水平；资产收益率越高的公司，其盈利能力较强，会降低管理层进行盈余管理的动机；公司规模较大的公司，其成长性和盈利能力较好，盈余管理的程度较低；上一年度亏损的上市公司更容易进行盈余管理；股权集中度越高的公司盈余管理程度也越高；资产负债率与盈余管理显著正相关，这是因为负债融资在我国上司公司融资结构中占据了越加重要的位置，上市公司会为了迎合银行等的标准而进行盈余管理。从模型的拟合程度来看，R2达到0.107，调整后的R2接近0.1，拟合程度较好，说明所建立的模型是合理的。
五、结论
本文研究显示，假设中仅有一个具有显著验证，有两个得到了较弱的验证，说明我国独立董事制度的现状并不是非常乐观的，许多本应发挥作用的机制并未带来显著的作用。独立董事的比例较高，能够在一定程度上遏制盈余管理，应适当提高独立董事在董事会席位中的比重；审计委员会的建立并没有能够抑制盈余管理，需要出台更多的政策或采取更有效的措施督促上市公司建立有效的审计委员会；董事会会议次数的增多也在一定程度上能够抑制盈余管理，应着手努力如何使上市公司积极主动地召开董事会会议，而非出现事情之后“事后灭火”；独立董事的津贴较高能增强其发挥作用的积极性，抑制上市公司的盈余管理；工作地点一致性方面，独立董事与上市公司在一地不能够抑制盈余管理。独立董事的制度建立了，但其作用却比较有限。目前我国公众对独立董事的评价是独立董事不“懂事”，独立董事不独立，经验证据也的确证明了独立董事作用的发挥非常有限，而根据支晓强和童盼的研究，表明我国独立董事“懂事”但不独立，即他们能够发现公司的违法行为，但却更多地采取了“用脚投票”的方式选择离职。这背离了我国在上市公司建立独立董事机制的初衷，必然影响资本市场的有效配置，影响公司治理作用的发挥，也影响公众对独立董事和上市公司的信心。
参考文献：
[1]白云霞、吴联生：《信息披露与国有股权私有化中的盈余管理》，《会计研究》2008年第10期。
[2]陈胜蓝、魏明海：《董事会独立性、盈余稳健性与投资者保护》，《中山大学学报》2007年第2期。
[3]杜晓旭：《上市公司董事会特征与盈余管理关系研究――基于2006年上市公司财务数据的实证检验》，《财会通讯》2009年第4期。
[4]BeasleyMS：AnEmpiricalAnalysisoftheRelationbetweenBoardofDirectorCompositionandFinancialStatementFraud，TheAccountantReview，1996.
关键词:公司治理;财务报告舞弊;股权结构;董事会特征
一、引言
随着市场经济的不断发展和金融市场的不断完善，投资者对公司会计信息披露质量的要求越来越高。无论是自愿性信息披露还是强制性信息披露，都受到信息需求者的高度重视。从90年代初的深圳原野到90年代末的琼民源、红光实业，再到银广夏事件、蓝田股份。同样，会计信息舞弊现象已成为国际问题。在美国，能源巨头安然公司超过了12亿美元的假账、美国第三大药品连锁店莱得艾德公司虚增税前利润23亿美元、美国第二大长途电话公司世界通信虚增税前利润38.52亿美元、全球最大的复印纸制造商施乐公司虚增税前利润15亿美元。
据《上海证券报》统计，截止到2005年12月16日，我国共有107家上市公司出现177起违规记录。而2003年、2004年同期分别为56起和111起，2004年的违规记录比上年增长1倍，2005年在此基础上又剧增6成，统计显示的信息披露违规比例高达52.5%。更值得注意的是，以我国监管的有效性来推断，实际情形要比有关部门查处的要严重得多。如金花股份，2005年11月突然爆出大股东占资6.02亿元的大黑洞，如此重大的问题只被定义为信息披露“延误”、“限期整顿”，违规记录中根本找不到金花股份的名字[1]。
从影响会计信息质量的重要因素来看，我国上市公司治理结构同样存在缺陷，公司治理结构问题是目前比较受重视却一直没有得到改善的顽疾。普遍存在上市公司的股权结构不合理、存在内部人控制、监事会督办不力、大股东侵占挪用上市公司的资金、控制股东肆意侵害中小股东利益、市场操纵等现象，严重影响了我国证券市场的健康发展和现代企业制度的建设和完善。因此，从解决公司治理结构问题的角度来研究会计信息质量具有举足轻重的意义。
二、文献回顾
目前，国内外的实证研究主要是通过多元线性回归分析的方法来研究公司治理结构与会计信息质量之间的关系。虽然之前取得了很多成果，但总体看来并没有一致的结论，甚至还有学者之间的研究成果是相悖的。
(一)股权结构角度
主要是对国有股比例、股权集中度等因素进行研究。比如:LaPorta(1998)提出，股权集中度与财务报告质量成负相关。他认为公司前N大股东的持股比例越高，对公司行为的控制就越倾向于他们自身的利益，从而增加财务报告舞弊的可能性[2]。刘立国、杜莹(2003)提出，上市公司的法人股比例越高，流通股比例较低，公司越有可能发生财务报告舞弊。执行董事、内部董事在董事会中比例越高，公司越有可能发生财务报告舞弊。发生舞弊的公司往往有一个更大规模的监事会[3]。
(二)董事会特征角度
主要是对独立董事比例、执行董事比例、CEO两职状态、董事会规模、监事会规模等因素进行研究。比如:Fama(1980)和Fama与Jenson(1983)提出，董事会构成是决定董事会监控职能发挥的重要因素。由于经理层具有信息优势，如果经理层在董事会中占主导地位则容易发生侵害股东财富的行为。而外部董事的引入可解决这一问题[3]。Jenson(1993)提出，一个规模较小的董事会更容易发挥监控职能，而规模较大的董事会更容易被总经理控制[4]。Chaganti(1995)则认为较大规模的董事会可以提供更大范围的服务，在防止公司财务失败方面更为有效[5]。两个人的观点正好相反。
蔡宁(2003)研究发现，在发生财务报告舞弊与未发生舞弊的上市公司董事会中，外部董事比例不存在显著差异，董事会规模与财务报告舞弊显著正相关。他还发现股权集中度与财务舞弊行为显著正相关，控股股东性质与财务舞弊行为相关性不显著[5]。
Dechow等(1995)发现，如果内部董事占全体董事的比例越高，或者公司董事长和总经理是同一人，该公司越可能因为违规而受到处罚[6]。Beasley(1996)和Dechow(1996)提出，具有较大比例非执行董事的公司发生财务报告舞弊的可能性较低[7]。美国COSO委员会发现，发生财务报告舞弊的公司的董事会中有更高比例的内部董事和灰色董事[8]。
Beasley(1996)发现董事会规模与财务报告舞弊正相关，即董事会规模越大，财务报告舞弊发生的可能性亦越大。Beasley(1996)还提出，独立董事在公司董事会中所占的比例能显著影响虚假财务报告的发生率，独立董事越多，虚假财务报告的发生率越低[8]。但是公司有无审计委员会以及审计委员会所占的比例并不显著影响虚假报告的发生率。他认为，在减少财务报告舞弊现象中起重要作用的是董事会的构成情况，而不是审计委员会的存在与组成[7]。
Carcelle(2000)提出，对于一些陷入财务困境的公司而言，独立董事在审计委员会中的比例越大，注册会计师在审计报告中对能否持续经营表示无保留意见的可能性越大[2]。这也支持了蓝带委员会在1999年提出的关于建立完全独立的审计委员会的提议。
(三)外部治理角度
主要研究方向有审计委员会是否设置等。比如:Zimmerman和Watts(1980)认为，管理层对独立审计师的聘任有着举足轻重的影响。面对充分竞争甚至恶性竞争的审计市场，期望审计人员完全保持独立是不可能的[5]。洛贝克等(1989)提出，审计委员会在降低财务报告舞弊现象发生方面有很大的潜能。对高级管理人员控制薄弱的企业，财务报告舞弊现象越容易发生[5]。
Wright(1996)提出，审计委员会中内部董事和灰色董事的比例与财务报告质量负相关[9]。CMullen(1996)提出，财务报告舞弊公司设置审计委员会的比例低于未舞弊公司[2]。Dechow等(1996)通过对违反GAAP的92家样本公司的实证研究发现，内部董事的比例越高或公司董事长与总经理为同一人，以及公司未设立审计委员会，则该公司越有可能因违反GAAP而受到SEC的处罚[6]。
薛祖云、黄彤(2004)提出，监事会规模小以及灰色董事和名义董事的独立性差可能是导致信息披露质量问题的原因之一，董事会、监事会会议更大程度上起灭火作用。持股董事、监事人数较多的董事会、监事会在监督信息质量方面会更有效[10]。
根据以上文献，可以发现样本的选择、研究方法的不同以及没有全面分析公司治理结构与会计信息质量之间的影响关系是导致结论不同的主要原因。公司治理结构和会计信息质量都是复杂的、系统的概念，二者相互影响、相互制约是因为其内部各因素之间存在着某些必然的因果联系。而目前的研究过多的集中在单一的、局部的联系上，没有充分的关注二者之间的各种关联性。若要系统、全面地了解和把握二者之间的关系，必须从整体上把握它们的关联关系。仅仅考虑单个指标或单一方面的影响，则不能反映公司治理结构与会计信息质量之间的制衡关系，结果也必然出现偏差。因此，笔者借鉴国内外实证研究的众多成果，综合选择出影响会计信息质量的公司内外部治理结构方面的指标因素，用实证分析方法来研究二者之间的关系。
三、研究设计
(一)研究假设
在国家股占重要或较大比例的上市公司中，国家的各级政府及行业主管部门是其产权主体。由于行政机关不享有剩余索取权，从而没有足够的利益动力，驱使他们去有效地监督、评价和激励经营者。也使得经营者由于行政部门的薄弱产权控制力而形成了事实上的控制人，即内部控制人。由于经营者和实际控制人没有动力追求更长远的利益，同时造假代价又小，因而内部人为实现其控制目的就会在一定程度上借助财务报告舞弊[2]。由此，得到研究假设1。
假设1:国家股比例与会计报告舞弊正相关
过度的股权集中容易产生控股股东侵占中小股东和上市公司利益为代价来追求自身利益的行为。我国的上市公司中，大量存在一个或几个大股东通过收购以及关联控制等方式控制大多数股份的现象，也普遍存在控股股东侵害上市公司利益的行为。控制股东为了谋求自身利益最大化，很可能利用操纵会计信息的手段侵害他人利益。由此，得到研究假设2。
假设2:股权集中度指数与会计舞弊正相关
董事会中董事的人数对董事会的功效有很大的影响，规模过大则有可能会引起董事会的行动过于迟缓、内部容易产生分歧和监督职能不断弱化等现象，从而更有可能发生舞弊行为。由此，得到研究假设3。
假设3:董事会规模与会计舞弊正相关
监事会是由被选举的股东和一定比例的职工代表组成的，监事会的作用主要是监督董事会成员的所作所为有没有违规公司章程的条款，这一点监事会是有权力直接指名的，在董事长选举时也起监督作用。但是监事会实质上缺乏对董事行为的制约力，而且在上市公司中，又存在监事会成员由公司内部人员兼任的现象，缺乏独立监督能力，从而监督职能更多的也是形同虚设。而且上市公司为了掩饰他们的舞弊行为，也很有可能会设置大规模的监事会来掩人耳目。由此，得到研究假设4。
假设4:监事会规模与会计舞弊正相关
独立董事的独立性在董事会中具有重要的作用和地位。虽然我国的独立董事制度才刚刚起步，独立董事在董事会中所起的作用也非常有限。但从证监会为完善独立董事制度制定的相关法规我们可以看出，未来独立董事制度将会得到不断完善，独立董事的地位和作用也将得到较大的改善。由此，得到研究假设5。
假设5:独立董事比例与会计舞弊负相关
执行董事是指在公司高级管理层兼任职务的董事。由于经理层具有信息优势，兼任经理人员会使公司的董事更容易掌控信息来源、披露程度以及信息的真实性，从而可以通过损害其他中小股东的利益来保障自身利益。披露虚假财务信息则是执行董事用来实现自身利益的理想方式。由此，得到研究假设6。
假设6:执行董事比例与会计舞弊正相关
CEO两职状态即董事长与总经理是否为同一人担任。若两职位由同一人担任，不仅会使内部董事占绝对优势，而且经理层也会在预测、决策、利润分配、自我鉴定与评价等环节中具有更多的发言权。这样董事会就失去了独立性，不足以进行经营决策以及对经理层进行有效的控制[7]。也容易导致经理层操纵利润，侵害中小股东及公司合法权益，甚至于对外报送的财务报表不能真实反映公司财务状况。由此，得到研究假设7。
假设7:董事长、总经理各为1人，易发生会计舞弊
审计委员会是董事会设立的专门工作机构，主要负责公司内外审计的沟通、监督和核查工作。审计委员会的主要目标是督促上市公司提供有效的财务报告，并控制、识别与管理众多因素对公司财务状况带来的风险。审计委员会作为董事会的一个机构，主要职能是使董事会、高层管理者与内、外部审计员关注有效的财务报告与风险管理(关键风险的识别和控制)的重要性。因此，审计委员会的设置对于公司财务报告的披露有重要的监督作用。由此，得到研究假设8。
假设8:审计委员会是否设置与会计舞弊负相关
控股股东是指其出资额占公司资本总额百分之五十以上或者其持有的股份占公司股本总额百分之五十以上的股东。或者出资额、持有股份的比例虽然不足百分之五十，但依其出资额、持有的股份所享有的表决权已足以对股东会、股东大会的决议产生重大影响的股东。控制股东性质若为国有股，则有可能发生政企难分、政资不分、企业经营与行政垄断权力不分等制度弊端，从而不能保证所披露信息的真实性。由此，得到研究假设9。
假设9:国有控股与会计舞弊正相关
笔者认为，一旦上市公司需要用报送虚假会计报告来掩饰其舞弊行为时，必然需要董事长配合。而董事长只有在公司需要对外报送虚假会计报告时持同意态度，他才不会很快被公司更换。因此，一般轻易或频繁更换董事长的上市公司发生会计舞弊的可能性更大。由此，得到研究假设10。
假设10:董事长变更与否与会计舞弊正相关
(二)样本选择与描述性统计
在选择样本之前笔者考虑到，为了保证本课题研究的方向和能准确切入主题，该怎样选择数据才能比较准确的反映其中的问题?根据前文所作的假设，如果单个研究某一类公司能不能反映所有类型或不同类型公司的问题?笔者认为，将舞弊公司与非舞弊公司对比研究，能将舞弊公司的特有的问题突出化和显著化，从而体现出有哪些变量对公司会计舞弊存在重大影响或显著关系。因此在本研究中，将舞弊公司与非舞弊公司进行对比分析，以期获得较好的结果。
笔者收集了沪市和深市2001—2005年间因财务报告舞弊被证监会处罚的上市公司，并且为每一家舞弊公司选取一个控制样本公司。在选取控制样本公司的同时，考虑到行业、年度、规模、相关法规制度的不完善等众多因素的影响，为控制样本的选取设置了以下筛选条件:(1)所选取的控制样本公司与舞弊公司属于同一个行业;(2)所选取的控制样本公司与舞弊公司在同一交易所上市A股;(3)所选取的控制样本公司曾经没有因为会计舞弊而被证监会处罚，所选用财务年度的审计报告为无保留意见的审计报告;(4)所选取的控制样本公司前一年资产总额与舞弊公司最为接近。
由于有的上市公司舞弊时间较早，资料无法搜集，有的舞弊公司无法找到符合条件的控制样本，初步得到了124家舞弊公司和124家配对样本公司，有9家公司因为数据披露不完全而和其配对样本公司一起被剔除，最终得到115家舞弊公司和115家配对样本公司作为研究对象。舞弊上市公司与配对样本公司的数据来源于深圳证券交易所、中国证监会、上海证券交易所网站以及国泰安等机构提供或披露的年报。
在进行实证分析前，首先对所有样本公司的行业分布进行统计。本研究所选取的公司涉及的行业分布比较广泛且代表性较强，以期能从不同行业、不同体制的公司中找出会计舞弊问题的共性。
其次，还需要对舞弊公司与控制样本公司进行描述性统计，以确定二者之间在公司规模上是否存在显著性的差异。统计结果表明，两类公司在公司规模上无显著性差异，符合本研究选取样本的限制条件，可以进行实证分析。
(三)变量定义
根据2007年1月31日颁布的第40号中国证券监督委员会令关于《上市公司信息披露管理办法》第21条之相关规定，上市公司的年度报告应当记载以下内容(节选):(1)公司股票、债券发行变动情况，报告期末股票、债券总额、股东总数，公司前10大股东持股情况;(2)持股5%以上的股东、控制股东以及实际控制人情况;(3)董事、监事、高级管理人员的任职情况;d)董事会报告;(4)报告期内重大事件及对公司的影响[11]。依据这些规定可以推断，上述因素是对信息披露质量有重要影响的。因此，本研究在设置变量时以此为主要依据来设置。具体变量设置如下:
五、结论及建议
通过对我国上市公司财务报告舞弊的实证研究，可以发现我国上市公司舞弊现象比较严重，存在涉案金额大、舞弊持续时间长等特点。笔者认为，上市公司的股权结构和董事会特征这两个因素是影响会计信息失真的重要原因。以这两类因素为基础，对舞弊公司与控制样本公司进行了实证分析。结合、对比其他类似实证研究文章的成果，得出如下结论及建议:
1.舞弊公司与控制样本公司相比有较低的独立董事比例、较高的执行董事比例和股权集中度，控制股东性质更多的是国有股、董事长与总经理为同一人的现象更严重。此外，相对于控制样本公司来说，舞弊公司有更大规模的董事会和监事会，也就是说，监事会的监督职能并没有得到充分的发挥。另外，舞弊公司相比控制样本公司存在更不乐观的审计委员会的设置情况等。
2.随着对公司治理结构问题研究的引入，跳出只在会计学的范围内研究会计信息质量的旧模式限制。在面对我国企业公司治理诸多问题存在的情况下，从公司治理结构这一全新的侧重点上来剖析其对会计信息的作用机制、影响是具有举足轻重意义的。研究如何改进和完善我国的公司治理结构，也为提高会计信息的质量并最终达到促进企业、经济健康发展提出了有效的途径。
3.加强监事会制度的建设。我国上市公司监事会的监督职能目前为止并没有发挥出最有效的作用，表明我国上市公司的监事会制度还不完善，在规范和监督公司行为和财务报告舞弊上的作用还很不足。通过前文的假设以及检验结果已经了解了其中的主要问题，针对这些存在的问题，笔者提出以下建议:一是加强监事会的独立性。因为监事对董事没有实质意义上的罢免权，所以只有通过法律法规、职业道德规范等途径来加强监事的独立性，才能保证监督作用的有效实施，从而保证所披露的会计信息的质量。二是进一步规范监事会成员的任免制度。避免公司内部人员兼任监事，从而限制公司的舞弊行为。
4.加强独立董事行为的有效性。结合本研究的假设和研究结果来看，独立董事在限制公司舞弊行为上的作用是显著的。但是我国的独立董事制度还有待改善和加强，在规范市场和限制舞弊行为上还能发挥更重要的作用。根据研究结果，笔者提出以下建议:一是借鉴CPA协会的模式，建立独立董事协会。让独立董事加入自己自律的组织，时刻提高自己的能力和规范自己的行为。二是规范独立董事的任职资格和任免制度。建立起独立董事的人才市场，保证独立董事的能力始终符合充分履行自身职责的要求。同时也要保证独立董事的独立性，不应由董事会提名，而应由股东大会提名且主要应由非董事单位和中小股东提名，这样选任的独立董事才能具有真正的独立性。独立董事的选择对象也不应过多地侧重于经济学家、技术专家等社会名流，而应着重选择有企业管理经验、有投资决策专长和有把握市场能力的专业人士[12]。
5.寻求国有股的有效退出机制，进行股权结构优化，提高公司治理效率。现行的国家股、法人股和社会公众股的划分以及国家股、法人股不能上市流通的规定，是我国经济体制改革一定阶段的产物。在保证国家对国有企业实施适宜程度控制的前提下，让国家股、法人股上市流通。这有利于完善所有者控制权，促进上市公司治理结构“用手投票”机制的真正形成，促进我国股市由“投机市”转向“投资市”，促进资源的合理流动与配置。目前，政府和公司应当利用股份回购、可转换债券等多种金融工具，寻求有效的国有股减持和退出机制。同时，寻找合格的机构投资者和市场进入机制，扩充和增加流通股比例，通过股权结构的“一退”和“一进”来优化公司股权结构，为完善公司内部治理提供所有权制度基础[13]。
参考文献
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关键词：审计委员会特征会计稳健性PanelDate模型
一、引言
公司治理理论，审计委员会通过执行事前控制、事中沟通与协调以及事后监督的职能，可以有效解决两权分离产生的冲突，提高公司财务报告质量。因此，审计委员会对财务报告质量具有重要影响。那么审计委员会对于作为财务报告质量衡量标准之一的稳健性的影响如何？不同产权性质下审计委员会特征对会计稳健性的影响是否有所差异？已有研究很少涉及这方面的探讨，而这些问题对于审计监管机构以及公司风险控制都具有很强的现实意义。鉴于以上分析，本文从审计委员会的规模、独立性和专业胜任能力等方面，实证分析了审计委员会特征对会计稳健性的影响。
二、研究设计
（一）研究假设审计委员会的重要职责是监督外部审计师与经理层，从而形成一种制衡力量以减少两者的利益合谋，提高公司信息披露水平。审计委员会规模、独立性和专业胜任能力等特征是影响其运行效果的重要因素。
（1）审计委员会规模。Beasley（1996）研究发现，审计委员会规模与财务报告质量之间具有显著的正相关关系；我国学者兰艳泽（2011）从财务重述角度研究上市公司审计委员会特征对财务报告质量的影响，得出的结论与Beasley类似。审计委员会规模可以从一定程度上反映审计委员会的履职能力。审计委员会规模越大，意味着审计委员会对经理层的日常监督力度越大，发现盈余操纵的概率越大；且会有更多精力来询问和督促经理层更正已发现的问题，从而提高会计稳健性。基于此，本文提出研究假设：
假设1：审计委员会规模对会计稳健性的影响显著为正
（2）审计委员会独立性。审计委员会独立性通常用审计委员会成员中独立董事所占比例来衡量。Klein（2002））发现审计委员会中独立董事比例越高，公司盈余管理程度越低；唐跃军（2008）发现审计委员会的独立性和活跃性对审计意见的影响更为显著；刘雷等（2012）发现，审计委员会独立性越强，会计信息质量越高。由于大多数独立董事是社会上的知名人士，因此在“光环效应”影响下，独立董事会积极履行监督职责，维护股东利益，减少经理层的机会主义行为。基于此，提出假设：
假设2：审计委员会中独立董事比例对会计稳健性的影响显著为正
（3）审计委员会专业胜任能力。审计委员会专业胜任能力通常用审计委员会成员中拥有会计或财务专家的比例来量化。Krishnan（2005）发现审计委员会成员中财务专家比例与内部控制缺陷之间呈显著负相关关系；周兰（2010）发现审计委员会专业性和活跃性与审计收费正相关。审计委员会专业胜任能力从本质上代表了审计委员会的履职能力，审计委员会中拥有会计或财务专家，意味着审计委员会在履行审核公司财务信息职能时，能有效识别和防范公司财务舞弊行为，提高财务信息质量。因此假设：
假设3：审计委员会专业胜任能力对会计稳健性的影响显著为正
（二）样本选择与数据来源本文选取2008年至2011年沪深交易所A股制造业上市公司作为初始样本，然后分别剔除当年IPO公司、ST、*ST、SST和S*ST公司以及数据不全的公司，最终选定的样本公司为4203家，其中2008年为1035家，2009年为1054家，2010年为1038家，2011年为1076家。本文单独选择一个行业可以减少行业差异的影响，使稳健性检验更有效力；而且制造业门类多，种类全，更具有代表性。本文审计委员会特征的相关数据手工收集于巨潮资讯网公开披露的上市公司年度报告和董事会决议内容，其他相关的财务数据来源于锐思数据库（）。本文相关的数据处理主要采用EXCEL和EVIEWS6.0统计软件。
（三）变量定义和模型建立本文选取如下变量：（1）会计稳健性的衡量。目前学术界会计稳健性的测量，使用较多的有盈余-股票回报计量模型（Basu，1997）和盈余-应计现金流计量模型（BallandShivakumar，2005）。由于我国资本市场是弱势有效市场，加之我国证券市场在2007-2009年剧烈波动，导致上市公司股票回报率波动较大，因此使用盈余-股票回报计量模型可能导致较大偏差（李凯，2010）。因此，本文采用盈余-应计现金流计量模型衡量会计稳健性：ACCi，t=？琢0+？琢1CFOi，t+？琢2DCFOi，t+？琢3CFOi，t×DCFOi，t+ξi，t（1）
式中：ACCi，t表示i公司t年初总资产平减后的应计项目，即（净利润+财务费用-经营活动现金流量）/年初总资产；CFOi，t表示i公司t年初总资产平减后的经营现金净流量；DCFOi，t为虚拟变量，当CFOi，t小于0时，DCFOi，t取1，否则取0。由于应计项目具有缓解经营活动现金流量的噪音和及时确认经济损益的作用，因此应计项目与负经营活动现金流量之间的正相关关系更强（张兆国，2012），如果存在会计稳健性，则CFOi，t×DCFOi，t交互项的系数？琢3预期显著为正。（2）解释变量与控制变量。本文在借鉴已有研究成果的基础上，根据研究需要，并考虑到数据的可得性，将审计委员会特征界定为审计委员会规模、审计委员会独立性和审计委员会专业胜任能力三个方面。本文选择的控制变量为：董事会规模、董事长与总经理是否两职合一、资产规模、第一大股东持股比例、资产负债率和成长能力。变量的具体描述和定义见表（1）。根据本文的研究思路，为考察审计委员会特征对会计稳健性的影响，本文对盈余-应计现金流计量模型进行修正。限于篇幅，只列出各变量的一些主要交互项。
ACCi，t=？琢0+？琢1CFOi，t+？琢2DCFOi，t+？琢3CFOi，t×DCFOi，t+？琢4QANi，t+？琢5QANi，t×CFOi，t×DCFOi，t+？琢6INDi，t+？琢7INDi，t×CFOi，t×DCFOi，t+？琢8COMi，t
+？琢9COMi，t×CFOi，t×DCFOi，t+？琢10ASSi，t+？琢11ASSi，t×CFOi，t×DCFOi，t+？琢12SHAi，t+？琢13SHAi，t×CFOi，t×DCFOi，t+？琢14PARi，t+？琢15PARi，t×CFOi，t×DCFOi，t+？琢16DIRi，t+？琢17DIRi，t×CFOi，t×DCFOi，t+？琢18DFLi，t+？琢19DFLi，t×CFOi，t×DCFOi，t+？琢20GROi，t+？琢21GORi，t×CFOi，t×DCFOi，t+ξi，t
三、实证检验分析
（一）描述性统计表（2）为各变量的描述性统计。审计委员会平均规模为3.39人，其中规模为3的样本达到总样本的75.73%；独立董事平均比例为66.67%，财务专家平均比例为41.55%，而最小值为25%，最大值为100%，说明我国制造业上市公司审计委员会专业胜任能力存在较大差异。总体来看，审计委员会各特征变量符合《上市公司治理准则》的要求。控制变量方面，第一大股东持股比例均值达到38.19%，说明股权集中度较高，股权结构仍然存在“一股独大”现象；董事长与总经理两职合一的均值为0.94，接近1，表明我国大部分制造业上市公司董事长兼总经理。
（二）相关性分析通过各研究变量间的相关系数表（限于篇幅，表未列出），可以发现：应计项目与审计委员会规模、独立性以及专业胜任能力之间存在显著的正相关关系，表明审计委员会各特征变量能显著抑制公司发生操纵性应计，从而提高会计稳健性，符合假设命题。此外，审计委员会三个特征变量之间存在显著的相关关系，说明解释变量之间可能相互影响，但其相关系数的绝对值都在0.1-0.4之间，控制变量的相关系数也都低于0.4，因此，研究变量之间不存在严重的多重共线性问题。
（三）回归分析表（4）是审计委员会特征对会计稳健性的影响结果。限于篇幅，表中只列出各变量的一些主要交互项系数。模型调整的R2为0.5380，表明模型的整体解释能力较强。（1）从固定效应面板数据回归结果看，代表稳健性水平的交互项（CFO*DCFO）系数在5%水平上显著为正，说明我国制造业行业上市公司的会计信息总体上是稳健的。IND*CFO*DCFO的系数（24.2678）在10%水平上显著为正，说明审计委员会中独立董事会增强会计稳健性。COM*CFO*DCFO的系数（34.8174）在5%水平上显著为正，表明审计委员会中财务专家会增强会计稳健性。假设2和假设3得到证实。（2）审计委员会规模对会计稳健性的影响不显著，甚至符号为负。这与Abbott（2004）得出的结论一致，但与假设1不符。可能的现实解释是，我国长期以来形成的“一股独大”的特殊制度背景，使得董事会成为大股东的“专属区”，因此隶属于董事会的审计委员会也成为大股东的“发言堂”，审计委员会规模的法律规定也失去了原有的制衡作用，甚至规模越大的审计委员会越可能出现意见不合、“搭便车”等行为，影响决策效率，降低会计稳健性。（3）控制变量方面，ASS*CFO*DCFO的系数在1%水平上显著为正，说明公司规模会提高会计稳健性。SHA*CFO*DCFO的系数和PAR*CFO*DCFO的系数分别在1%水平上和10%水平上显著为负，表明股权集中以及董事长兼任总经理会削弱会计稳健性。（4）从分年度回归结果看，代表稳健性水平的交互项系数全都通过显著性检验，并且显著性逐年增强，表明2008-2011年我国制造业上市公司会计稳健性不断提高。然而，分年度显示的审计委员会规模对会计稳健性的影响仍不显著。从审计委员会独立性看，除2008年不显著外，其余三年均在10%水平上统计显著。从审计委员会专业胜任能力看，2008-2009年在10%水平上显著为正，2010-2011年则在5%水平上显著为正。可见，随着审计委员会专业胜任能力不断提高，其对会计稳健性的影响逐步增强。控制变量中，公司规模、董事会规模、董事长兼任总经理、财务杠杆、成长能力都对会计稳健性有显著影响。
（四）进一步分析考虑到不同产权性质的上市公司，其审计委员会特征对会计稳健性的影响可能有所差异，因此进一步区分国有上市公司和非国有上市公司两组子样本分别回归。回归结果见表（5）。国有上市公司显著存在会计稳健性，而非国有上市公司的会计稳健性不显著。可能的解释是，国有上市公司由国家控制，财务系统比较健全，因此利润操纵的可能性较小；而非国有上市公司“船小底薄”，受供求波动影响大，财务风险较大，因此会计信息不稳健。审计委员会规模对会计稳健性的影响在两类上市公司中都不显著，与表（3）的回归结果一致。国有上市公司审计委员会独立性和专业胜任能力对会计稳健性的影响与非国有上市公司不存在明显差异，分别在5%水平上和1%水平上显著为正。国有上市公司资产规模和财务杠杆对会计稳健性的影响分别在10%水平上和1%水平上显著为正，而非国有上市公司都不显著；非国有上市公司成长能力对会计稳健性的影响在5%水平上显著为负，而国有上市公司不显著。造成这些差异的原因可能是，国有上市公司资本结构较合理、财务实力较雄厚，对会计信息进行粉饰的动机比较小，因此能显著提高会计稳健性；而非国有上市公司，尤其是处于成长期的非国有上市公司，由于规模较小、实力较弱，为稳固上市地位并发展壮大，更倾向于对会计政策进行操纵以美化财务状况，造成会计稳健性下降。
四、结论
本文运用公司治理理论，以2008-2011年沪深两市制造业上市公司的数据为研究样本，实证检验了审计委员会特征对会计稳健性的影响。结果表明，审计委员会特征对会计稳健性有一定的影响。具体而言，从全样本公司看，2008-2011年我国制造业上市公司普遍存在会计稳健性；审计委员会规模对会计稳健性无显著影响，审计委员会独立性与专业胜任能力会显著增强会计稳健性。从各年度比较看，2008-2011年我国制造业上市公司的会计稳健性逐年提高；审计委员会独立性对会计稳健性的影响显著为正，且各年差异较小；审计委员会专业胜任能力对会计稳健性的影响逐年增强。国有上市公司普遍存在会计稳健性，而非国有上市公司的会计稳健性不显著；国有上市公司审计委员会独立性和专业胜任能力对会计稳健性的影响与非国有上市公司无显著差异。这些研究结果将在理论上有助于进一步丰富会计稳健性的研究内容；在实践上对于进一步完善审计委员会制度，改善董事会治理效率，提高会计稳健性具有一定的指导意义。
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关键词:公司治理;公司高管;正常变更;盈余管理
中图分类号:F276・6;F275文献标识码:A文章编号:1006-4311(2009)12-0001-05
0引言
上市公司盈余管理行为是会计信息失真的一个重要源头,它误导利益相关者对公司绩效和价值的判断,也可能影响依赖于财务报告契约的结果,从长远来看还会阻碍证券市场的健康发展。因此,加强对盈余管理行为的防范,不仅能够更好地保护投资者利益,也有助于促进整个市场经济秩序的可持续发展。
对能导致盈余管理行为的各种特殊事项的关注是增强盈余管理行为监测的重要方法。高管变更就是诱发盈余管理行为的一个特别事项,部分企业在更换高管人员的过程中暴露出来的盈余管理行为十分严重,已成为实务界非常关注的一个议题;尤其是在我国上市公司高管变更愈加频繁的今天,随之带来的盈余管理问题更受到学术界的重视。
按照公司治理理论,公司治理结构对盈余管理行为有着重要的影响(Leuz等,2003)[1]。因此,本文拟通过实证分析的方法,寻找不同治理环境下上市公司高管变更诱发盈余管理行为的经验证据,以求为完善公司治理结构、防范盈余管理行为提供建议。
1文献回顾
管理人员在离职前存在“短视行为”,即指正常更替情况下,将要离职的管理人员认为企业的长期利益与个人的短期利益不再有密切关系,就会试图以公司未来的收入减少为代价,来增加个人在金钱上的收入或提高个人的声誉(Dechow,1991)[2]。一些学者也认为公司经理人员一旦离职,将不再关注自己在公司内部的职业生涯,因此会根据自身利益最大化来做出公司决策(GibbonsandMurphy,1992)[3]。相关的实证研究结果表明,当职业生涯前景减弱时,经理们在其任期内的最后几年间会减少一些长期性的支出,以提高会计收入和年度红利(ButlerandNewman,1989)[4]。
盈余管理行为是高管离职前短视行为的重要表现。有学者认为,将要离任的管理者为了获得更多的奖酬及以后在经理人市场中获得更好的声誉,有强烈的动机驱动盈余管理行为,从而实现自己预期的业绩(MurphyandZimmerman,1993)[5]。相关的实证研究结果大多也支持这一观点:在高管变更(更换后前任CEO在董事会仍担任职务)的日本公司中,高管变更前一年确实存在调增利润的现象(MirandaandSusan,2002)[6];CEO为了退休前获得更高的报酬、提升职业声誉或能够继续在董事会任职,增强了盈余管理行为的动机,在退休前的一、两年存在调高盈余的行为(ReitengaandTearney,2003)[7]。
关于公司治理与盈余管理行为的关系,国内外学术界的研究广泛、结论相对集中:大股东是解决问题的重要人物,可能会对公司会计信息质量产生影响(Hart,1995)[8]、(雷光勇,2006)[9];董事会中独立董事的数量和盈余管理行为的程度是线性负相关的,即独立董事越多,公司财务报告的真实性越强(Beaslye,1996)[10]、(BiaoXie等,2003)[11];我国监事会制度在抑制公司的财务报告舞弊方面没有发挥应有的作用(刘立国和杜莹,2003)[12]。
通过对以往相关文献的回顾,可以发现:
(1)国内关于高管变更诱发盈余管理行为的研究较少。虽然国外做了部分相关研究,但是与国外市场经济环境相比,我国证券市场还不是很成熟,而且二者在公司治理制度方面也存在较大差别,不能完全将国外的研究成果应用于我国上市公司治理。
(2)未能考虑董事长变更对盈余管理行为的影响。由于国外大部分公司都是私营企业,董事长会长期管理企业,因此在研究高管变更诱发盈余管理行为时就较少考虑到董事长(赵震宇,2007)[13]。而我国情况却不同,在很多国有企业中董事长也是代表“国家”管理和执行公司事务的人,主要负责制定公司发展战略和把握公司前进方向。董事长受国有股权的委派,变动较为频繁,因此,有必要考虑董事长变更的情形。
(3)轻视了公司治理结构对盈余管理行为的影响。现有研究中大多能够考虑到对公司的绩效和规模进行控制,但公司治理结构也是约束盈余管理行为的重要因素,以往研究轻视了公司治理结构对盈余管理行为的影响。
本文在考虑公司治理与盈余管理行为关系的基础上,对我国上市公司董事长、总经理变更离职前盈余管理行为进行实证研究,并提出建议。
2实证设计
2.1研究假设
借鉴国内外相关研究,将高管变更划分为正常变更和非正常变更两种类型。正常变更指与当事人管理行为或决策无关的因素导致其职位发生变化的情况,主要包括“退休”、“任期届满”。非正常变更指当事人的管理行为或决策直接或者间接影响其职位变更的情况,包括“工作变动”、“辞职”、“非到期解聘”、“个人原因”、“违规或犯罪”等。
①高管正常变更可能诱发离职前的盈余管理行为。将要离职的管理者认为企业的长期利益与个人的短期利益不再有密切关系,在其任职的最后时间里,会试图以减少公司未来收入为代价来增加个人利益。为了离任时获得更多的奖酬或增加个人声誉,高管会产生强烈地提高公司业绩的愿望,增强其盈余管理行为的动机。董事长和总经理是上市公司非常重要的两名高管,也是公司中对业绩变化承担责任最多的两个人,因此将离任的董事长和总经理很可能会出现调增利润的行为。当高管人员能够预先知道自己离任时间时,他们会在离职前操纵调增公司利润。由此提出:
假设H1:高管(董事长或总经理)正常变更的前一年或两年,上市公司会调增利润。
②当公司股权高度分散时,股东与管理层之间的问题突出,成本较高。因为分散的小股东不具有参与公司治理的能力和动力,都不愿意去监督和激励管理层,小股东的这种“搭便车”现象使得股东对管理层的监督软弱无力。但随着股权集中度的提高,在追求利益的作用下,大股东具有了监督经营者的动力和能力,可以部分解决“搭便车”问题,大股东的这种积极影响称为“激励效应”。因此,股权集中度的提高能使管理层受到更多的监督,对其自利行为也能起到抑制的作用。由此提出:
假设H2:股权集中度低的上市公司高管(董事长或总经理)正常变更的前一年或两年调增利润比股权集中度高的显著。
③根据委托理论,给予管理者报酬,能够对管理者产生有效的激励,减少成本。将董事会、监事会成员收入与其业绩挂钩,也能对其产生很大激励作用。已有研究表明,提高对监事的激励可以降低经理层违规概率和提高监督效益(刘银国,2004)[14]。因此,薪酬在一定程度上能够对董事会、监事会成员起到激励作用,使其能够更好地参与公司治理、更有效地监督和约束管理者。由此提出:
假设H3:
H3a:当不在上市公司领取薪酬的董事比例较大时,高管(董事长或总经理)正常变更的前一年或两年调增利润的现象较为显著。
H3b:当不在上市公司领取薪酬的监事比例较大时,高管(董事长或总经理)正常变更的前一年或两年调增利润的现象较为显著。
④董事会治理效率与其独立性也是相关的。独立董事能够增强董事会客观性和独立性,有助于执行董事进行监控、抑制管理层的自利行为;因此独立董事可以帮助董事会治理和监督功能的实现。由此提出:
假设H4:董事会中独立董事所占比例较小时,高管(董事长或总经理)正常变更的前一年或两年调增利润的现象较为显著。
2.2样本和数据
我们以2003~2008年为研究期间,从国泰安上市公司数据库(CSMAR)获取此期间上市公司的年度数据为初始样本,筛选过程如下:①选取2003~2008年沪深两市非金融类上市公司;②为增强样本的对比性,剔除了上市历史较短的企业,即剔除2002年1月1日之后上市的公司;③被特殊处理(ST)和所有者权益为负属于财务异常的极端情况,因此剔除2003-2008年曾经被ST或者所有者权益曾经为负的公司;④剔除财务数据与公司治理结构数据在国泰安上市公司数据库中不全的样本。由此得到本文最终的研究样本4300个。本文数据的分析和统计采用SPSS11.5软件。
2.3变量设定
2.3.1被解释变量
被解释变量为上市公司操纵性应计利润。针对中国股票市场的盈余管理行为,在使用盈余管理计量模型时应优先考虑基本Jones模型,并且分行业估计行业特征参数,同时使用线下项目前总应计利润作为因变量估计特征参数,然后将包含线下项目的总应计利润和估计出的正常性应计利润之间的差额作为非正常性应计利润(夏立军,2003)[15]。本文采用上述方法计算,计算过程如下:
①用式(1)分行业进行回归分析,来获取特征参数a1、a2、a3的估计值α1、α2、α3。
GAt/At-1=a1(1/At-1)+a2(ΔREVt/At-1)+
a3(PPEt/At-1)+εt(1)
其中:GAt是第t期线下项目前总应计利润,即GAt=经营利润-经营活动产生的现金流量净额;ΔREVt为第t期收入和第t-1期收入的差额;PPEt是第t期期末固定资产的价值;At-1是第t-1期期末总资产;εt为回归方程的残差。
②用式(2)计算操纵性应计利润DAt。
DAt=TAt/At-1-NDAt(2)
其中:TAt是包含线下项目的总应计利润,TAt=净利润-经营活动产生的现金流量净额;NDAt是估计出的非操纵性应计利润之间的差额,NDAt=α1(1/At-1)+α2(ΔREVt/At-1)+α3(PPEt/At-1)
2.3.2解释变量和控制变量
解释变量包括董事长和总经理是否发生正常变更,详见表1。
控制变量包括企业真实业绩、规模和负债水平。对上市公司经营的真实业绩,是内外部利益相关者关注的重点,但高管会根据真实经营业绩情况,采取调整盈余的手段:当真实业绩较差时,可能调增利润;而真实业绩较好时,可能会选择相反手段将利润平滑到以后各期。因此有必要对上市公司真实业绩进行监控。考虑到经营现金流量不易被管理者控制,故本文采取每股经营现金流量作为真实业绩变量。对公司规模,在回归模型中取的是公司总资产的对数值,这是因为规模大的公司更容易受到公众关注,出于声誉考虑,高管的盈余管理行为的动机可能相对较弱。对负债水平,选用资产负债率来衡量公司的负债水平。对负债水平进行控制,是因为负债水平高的企业,通常需要调增利润,以使债权人相信公司业绩优良,从而减小进一步债务融资的难度。
本文通过对样本分组并分别进行回归分析,对比不同治理结构下,高管正常变更与盈余管理行为的关系。相关研究变量的定义如表1所列。
3实证结果
3.1主要变量描述统计和均值差异性检验
表2是因变量和自变量基本情况统计和均值差异性T检验结果。从表2可以看出,董事长的正常变更比总经理要频繁,证明了在我国目前的市场环境下,考虑董事长变更情形的必要性。通过操纵性应计利润均值T检验结果可以得出,只有按照是否是董事长正常变更前一年进行分组的操纵性应计利润均值在0.05的水平下通过了显著性检验,结合均值统计结果可认为,董事长发生正常变更的公司前一年操纵性应计利润显著高于未发生董事长正常变更的公司。
3.2全样本实证结果
表3是全样本回归的结果。董事长正常变更前一年的系数是0.036,在0.01水平下显著,也就是董事长正常变更前一年的调增利润行为是显著的,董事长变更前两年却没有通过显著性检验,而且总经理正常变更的前一年或前二年的盈余管理也都是不显著的。
3.3分组实证结果
通过对样本分组并分别进行回归分析,对比不同治理结构下,高管正常变更与盈余管理的关系。
3.3.1股东治理差异下的实证结果
表4是关于股东治理差异下的回归结果。在股权集中度低的治理结构下,董事长正常变更前一年的系数是0.044,在0.05水平下显著,也就是董事长正常变更前一年的调增利润行为是显著的,董事长变更前两年是不显著的;但总经理正常变更前一年或两年的盈余管理行为都是不显著的。在股权集中度高的治理结构下,无论是董事长还是总经理正常变更前一年或前两年的盈余管理行为都是不显著的。
3.3.2董事会和监事会治理差异下的回归结果
表5是董事会和监事会治理差异下的回归结果。
在未在公司领取薪酬的董事比例大的治理结构下,董事长正常变更前一年的系数是0.048,在0.05水平下显著,也就是在董事长正常变更前一年的调增利润行为是显著的,董事长变更前两年是不显著的;但总经理正常变更前一年或前两年的盈余管理行为都是不显著的。在未在公司领取薪酬的董事比例小的治理结构下,无论是董事长还是总经理正常变更前一年或前两年的盈余管理行为都是不显著的。
在未在公司领取薪酬的监事比例大的治理结构下,董事长正常变更前一年和前两年的系数分别为0.029和0.043,在0.1和0.05的水平下显著,也就是董事长正常变更前一年和前两年调增利润的行为是显著的。但总经理正常变更前一年或两年的盈余管理行为都是不显著的。在未在公司领取薪酬的监事比例小的治理结构下,无论是董事长还是总经理正常变更前一年或前两年的盈余管理行为都是不显著的。
3.3.3独立董事治理差异下的回归结果
表6是关于独立董事治理差异下的回归结果。在独立董事比例小的治理结构下,董事长正常变更前一年的系数是0.074,在0.05水平下显著,也就是在董事长正常变更前一年调增利润的行为是显著的,董事长变更前两年是不显著的;但是总经理正常变更的前一年或前两年的盈余管理都是不显著的。在独立董事比例大的治理结构下,无论是董事长还是总经理正常变更前一年或前两年的盈余管理行为都是不显著的。
3.4对实证结果的讨论
在公司治理水平弱(股权集中度相对较低、独立董事比例小、未在公司领取薪酬的董事比例大、未在公司领取薪酬的监事比例大)的情况下,董事长正常变更前一年或前两年调增利润的现象,比公司治理水平强(股权集中度相对较高、独立董事比例高、未在公司领取薪酬的董事比例小、未在公司领取薪酬的监事比例小)的情况下要显著,符合本文假设。即董事长为了获得更多的薪酬和职业声誉,在正常变更前一年或前两年存在调增公司利润的行为,但是好的公司治理结构能够有效地抑制董事长正常变更前的这种盈余管理行为。
同时,研究也发现董事长正常变更前一年调增利润的行为比变更前两年要显著。也就是说在正常变更情况下,即将离职的董事长一般会在离职前一年调增利润,为获得更高的离任薪酬和职业声誉创造条件。但是,有时为了防止这种自利行为被发现,董事长也可能提早就做好了“准备”,选择在变更前两年调增利润。
在上述实证分析中,没有证据显示总经理正常变更能够诱发盈余管理行为,即使根据公司治理水平分组检验,结果仍不显著。说明我国上市公司形成的委托关系中,在人层面,董事长才是实际的关键人物,这也符合我国实际情况。因为在我国最终控制人为国有性质的上市公司占绝大多数,在这部分公司中董事长是代表“国家”管理和执行公司事务的人,主要负责制定公司发展战略和把握公司前进方向。而总经理则是董事长选派出来管理日常事务的二级人,所以总经理所起的作用可能要弱于董事长。
4结论和建议
与以往研究不同,本文在考虑股权、董事会和监事会结构差异的基础上,对我国上市公司高管正常变更诱发的盈余管理行为进行了研究。通过实证分析得出以下结论:为了离职前获得更高的报酬和职业声誉,董事长在变更前一、两年有调增利润的行为,变更前一年的盈余管理行为比变更前两年要显著;但没有发现总经理变更前有显著的盈余管理行为。此外,完善的公司治理结构对董事长正常变更前的盈余管理行为能够起到有效的抑制作用。
根据本文研究结论,提出以下建议:
(1)在我国目前的市场环境下,要注意防范董事长正常变更离职前的盈余管理行为。尤其是变更前一年的调增利润行为更加显著,更应引起关注。
(2)完善外部高管人员市场、建立管理人员的长期声誉机制,使高管人员的长期职业生涯利益与公司的长远利益相联系,从根本上减少高管人员离职前自利驱动的短视行为。
(3)提高公司治理水平是上市公司的当务之急。抑制高管正常变更前盈余管理行为的关键是加强股权、董事会和监事会治理结构的完善。
研究局限性:由于数据限制,本文只是检验了高管正常变更前一、两年的盈余管理行为,并没有考虑更长的时间窗口,将在今后的研究中补充。
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【关键词】董事会治理;成本;监督机制
一、引言
现代企业的一个重要特征是所有权和经营权分离,由此产生了委托关系,由于委托人与人之间的信息不对称性,经营者可能会为追求自身利益而损害股东利益。近年来,我国上市公司频频出事,如伊利高管事件,北青高管丑闻,关铝股份“高管欠账被计提”事件等,经营者做出侵害股东权益的事情屡见不鲜。在两权分离的现代企业制度下,经营者的败德行为引起了学术界对上市公司监督机制的思考。宁家耀等(2008)对中国上市公司董事会行为与公司绩效关系进行了实证研究,表明董事会行为与前期经营绩效显著负相关,与当期和后期绩效显著正相关,两者之间存在显著的内生关系。刘玉敏(2006)认为,董事会效率与公司绩效之间存在正相关关系,公司绩效会随着董事会效率的增强而提高。完善公司治理是减轻委托问题、降低成本的关键,董事会作为股东的人,负责监督和控制经理层的日常经营活动,是公司内部治理机制的核心。因此,本文从董事会的角度,深入探讨董事会独立性特征、行为特征以及激励特征对成本的影响,为进一步完善我国上市公司董事会治理机制提供一定的经验依据。
二、理论分析与研究假设
(一)董事会规模与成本
董事会负责对公司的发展前景进行筹划和对经理层的活动进行监督,其工作的效率对成本有较大的影响。关于董事会规模的有效性,学术界存在两种不同的观点:一种观点认为董事会规模大则可以给公司提供更广泛的经验知识和社会关系,有利于提升公司的价值;另一种观点认为规模小的董事会沟通协调效率更高。Lipton和Lorsch(1992)最早提出了限制董事会规模的建议。他们认为,在一定规模范围内,董事会的监督能力随着董事会规模的增加而提高,超出有效规模范围,协调和组织过程带来的负面影响将超过董事人数增加所带来的收益。也就是说,董事人数增加带来的好处并不能抵销其负面成本,他们建议把董事会规模限制在十人以内,最好是八九个人。于东智(2003)的研究表明,董事会规模有效性的转折点大约是在9人。笔者认为,在一定范围内,董事会规模与成本负相关,超出有效范围之后,董事会规模与成本正相关。基于上述分析,本文提出:
假设1,董事会规模与成本存在正U型关系。
(二)独立董事比例与成本
董事会保持独立性是其能够实现监督控制作用的关键点。独立董事的利益独立于公司之外,与公司的联系较弱,被认为能够从公司的整体利益出发作出判断和决策,监督经理层、保护全体股东的合法权益。董事会中必须具有足够数量的独立董事才能有效发挥监管作用。自从我国上市公司引入独立董事制度以来,国内许多学者对独立董事制度进行了研究。高雷、罗洋、张杰(2007)以2004年沪深A股全部上市公司(金融类除外)为样本,采用多元回归模型进行研究,发现独立董事比例与上市公司的业绩之间存在正相关关系。国外实行独立董事制度较早,对于独立董事制度实施效率的研究比较完善。Fama和Jensen(1983)的研究表明,独立董事作为低成本控制权内部转换的市场机制介入董事会,能够降低执行董事和管理层合谋的可能性,从而有效地解决问题。这些研究都表明,董事会中存在一定数量的独立董事对降低成本有较大的作用。因此,提出:
假设2,上市公司独立董事比例与成本负相关。
(三)董事会领导权结构与成本
董事长是否应该兼任总经理一职备受理论界的关注。理论认为两职合一容易造成公司内部人控制的局面,难以保持董事会的独立性,董事会对经理层的监控力度削弱,经理层机会主义行为的可能性加大,从而损失会增加。Jensen(1993)认为在单一领导结构下,公司的内部控制机制对经理人失效,管理层有更大的机会操纵董事会,因此董事会不能有效地实施其监控职能。国内的学者对董事会领导权结构也有研究。田志龙(1997)对我国沪深上市公司的实证分析表明:在中国上市公司市场机制不够完善的条件下,“不兼任”公司的董事会结构,相对“兼任”公司而言,更有利于形成良性的监督制衡关系。作为完善公司治理结构的一个措施,我国证监会也建议上市公司实行董事长与总经理两职分离。据统计,目前我国大多数上市公司采取的是两职分离的形式。基于国内外公司治理研究成果和我国上市公司的制度背景,提出:
假设3,董事长与总经理两职分离能够显著降低成本。
(四)董事会年度会议次数与成本
一般而言,董事会会议次数越多,董事们就有更多的时间交换意见,制定战略,监督管理层。但是Jensen(1993)认为,在公司运行良好时,董事会的行为相对不积极,董事会成员很少在一起探讨公司的发展大计,董事会经常在公司经营出现问题时被迫从事高频率的活动。即董事会行为不是提高治理效率的先行措施,而是对困难时期的一种反应,董事会更像一个解决公司问题的“灭火器”。谷祺等(2001)研究了我国上市公司董事会会议频率与绩效之间的关系,结果表明企业绩效下降后董事会的活动通常会增加,董事会非正常活动频率较高的年度及以后的年度,企业的经营绩效会得到微弱的改善。于东智(2003)认为,董事会的行为是被动反映性的,而不是事前反映的措施,公司绩效的下降驱动了董事会从事更高频率的活动。基于上面的分析,为董事会行为中可能存在着很大程度的效率浪费,董事会行为越频繁反映了成本越大。因此提出:
假设4,董事会年度会议次数与成本正相关。
(五)董事会成员持股比例与成本
影响董事会发挥自己功能的因素诸多,其中之一为董事会对公司经营者监督的动机。董事持股是董事对经理层进行监督的动因之一,拥有本公司的权益会在很大程度上激励董事们关注公司的价值和长远发展。根据“协同效应”原理,董事持股可以使董事会成员把自己的利益与公司的利益合二为一,董事从而更加关心公司的长远利益,因此可以避免董事只追求短期利益行为的发生,能最大限度地减低成本,实现股东利益最大化。Jensen(1993)指出让董事持有公司的股票或以期权的形式支付其报酬,能够将董事所获得的利益与承担的风险相联系,以尽可能低的成本激励董事为实现企业价值最大化而行动。Morck(1988)所做的研究表明,上市公司的Tobin’sQ值随着董事会成员持股比例的上升会增长,反映了董事持股对公司的价值有正面影响,降低了成本。李增泉(2000)对我国1998年800多家上市公司进行研究,发现董事会成员持股有利于提高公司的业绩。因此提出:
假设5,董事会成员持股比例与上市公司的成本负相关。
三、研究设计
(一)样本选取
文章以2004年-2007年的沪深A股制造业的上市公司为样本,剔除ST公司和变量具有缺失或异常的样本后共得到1552
个有效样本。文章使用的董事会治理数据和财务数据,通过CSMAR数据库和CCER数据库整理得到。
(二)变量解释
通过参考Ang、Cole和Lin(1998)的做法,选取经营费用率来计量成本。经营费用率是支出类指标,其与成本同方向变化,即经营费用率越大,成本越高。经营费用率(OER)=(管理费用+营业费用+财务费用)/主营业务收入。被解释变量、解释变量和控制变量的定义见表1。
(三)经验模型
考察我国上市公司董事会特征与成本的关系,所使用的基本回归方程如下:
OERit=β0+β1Scaleit+β2Scaleit2
+β3Independentit+β4Dualit+β5Timesit+β6Sharesit+β7LnSizeit+β8Debtit+β9Firstit+εit
(其中:ε表示随机误差项,i表示公司,t代表年度。)
四、实证研究结果
(一)描述性统计(见表2)
表2给出了样本各个变量的描述性统计。董事会规模最小为5人,最大为17人,符合我国公司法规定的董事人数应大于5人小于19人的要求。独立董事比例的平均值比较接近1/3,总体上达到了法规的要求。董事会领导权结构的平均数为0.89,即采取两职分离的公司为1381家,占比约为89%,说明大多数公司采用了董事长与总经理两职分离的形式。董事会年度会议次数最小值为3,最大值为33,标准差为3.086,差异较大,说明现实中很可能存在某些公司以召开高频会议解决问题的现象。董事会成员持股比例平均值1.61%,说明上市公司董事会持股数量非常有限。作为控制变量的第一大股东持股比例平均值为39.78%,说明上市公司的股权高度集中。
(二)回归分析
经过Pearson双尾相关性检验,解释变量间不存在明显的多重共线性,因此可以作为单独的变量对被解释变量进行回归。考虑到2007年我国上市公司实行新的会计准则,前后的财务数据存在可比性的问题,本文对2004年-2006年的样本回归方程与2007年的样本回归方程进行了稳定性检验(Chow检验),发现两个回归方程不存在较大的结构变化。
回归结果显示:1.董事会规模一次项的系数为负值,二次项的系数为正值,并且均通过了0.05水平下的显著性检验,因此,董事会规模与成本之间存在着显著的非线性U型关系,与理论预期一致,假设1得到实证支持。并且发现董事会规模大约在10人时①成本最低。2.独立董事比例的系数为负值,但没通过显著性检验,实证结果未能支持假设2,说明独立董事在我国上市公司中尚未有效发挥出其应有的作用,上市公司独立董事制度的实施效果不甚理想。3.董事会领导权结构的系数为负值,并且通过了0.05水平下的显著性检验,说明董事长与总经理两职分离是较为理想的模式,两职分离显著降低了成本,与假设3的预期一致。4.董事会年度会议次数变量的系数没有通过显著性检验,说明董事会行为强度与成本没有显著的相关关系,假设4未得到实证结果的支持。5.董事会成员持股比例与成本有正向的关系,并且在0.01水平下通过了显著性检验,与笔者预期的假设相反,说明股权激励没有起到一般公司治理理论中所预期的效果。这可能与我国上市公司的股权结构的特殊性有关。我国上市公司股权高度集中,而且仅有的1/3股份可流通,其余2/3的非流通股份主要掌握在国有或国有法人股股东手中。在这种环境下,股权激励可能强化了“内部人控制”,使得国有资产流失,导致成本费用率高。
五、结论及启示
本文深入探讨了董事会特征对成本的影响,结果发现:董事会规模与成本之间存在正U型关系,且在10人组成的董事会中成本最小;董事长与总经理两职分离能够显著降低成本;董事会成员持股反而增加了上市公司的成本;独立董事比例和董事会年度会议次数对成本的影响不显著。
可以看出,以上结果与西方董事会治理理论所预期的情形并非完全一致,这恰恰反映出我国董事会治理的特殊性。因此,我国应根据自身的现实背景,逐步完善上市公司董事会治理机制,使之与中国国情相适应,达到减轻委托问题、降低成本的作用,以促进上市公司价值的提升。
本文的主要贡献在于实证检验了我国上市公司董事会特征对成本的影响,强调了董事会在减轻委托问题、降低成本方面的作用,丰富了以往有关董事会研究的文献,为完善我国董事会治理机制提供了一定的经验依据。
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一、样本选择与数据来源
本文研究的样本为2009年1月～2013年12月期间沪深两市的120家上市公司。这120家样本公司的行业分布为：工业66家，农业34家，服务业20家，样本具有一定的普遍性和代表性。
二、指标选取与模型设计
（一）指标选取及其假设
（1）监事会规模（用监事会人数表示）。本文认为，对于监事会来说，较大规模的监事会能够拥有更广泛的知识和信息来源，能代表更多出资人的利益，对上市公司违规的监督更有效。因此，本文提出第一个假设：监事会规模与上市公司经营绩效正相关。
（2）监事持股比例。通常认为不持股的监事缺少履行监督职责的积极性，他们手中的权力会成为廉价投票权。因此，本文提出第二个假设：监事持股比例与上市公司经营绩效正相关。
（3）监事会的薪酬水平（以监事年薪表示）。众所周知，较高的报酬会给监事会更大的激励，积极履行自己的职责，从而会抑制违规行为，提高公司的整体价值。因此，本文提出第三个假设：监事年薪与上市公司经营绩效正相关。
（4）监事会年内开会数及提出异议数。从理论上讲，监事会召开会议的次数越多，应当对公司违规行为的抑制作用越大。因此，本文提出第四个假设：监事会会议及提出异议的次数与上市公司经营绩效正相关。
（二）模型设计
根据研究假设，构建如下基本的模型：
p=a0+a1S+a2L+a3G+a4T+
其中：P为公司的经营业绩；常变量；S分别代表公司的监事会人数规模、监事会成员持股比例、监事会成员的薪酬水平、年内开会数及提出异议数；L为上市公司的经营杠杆度；G为上市公司的资产增长率；T为上市公司的资产负债率；为随机扰动项。
三、实证结果分析
由表中的回归结果可以看出方程整体拟合的较好，调整后的拟合优度为0.52，F统计量为31.03，通过1%的显著性检验。
（一）监事会人数与经营绩效的关系
s1监事会规模与经营绩效呈负相关关系，t统计量为-0.84，显著性较差，没有通过19%的显著性检验，这与我们的假设二者是正相关并不一致，分析出现这一结果的原因，笔者认为监事会规模过大或者过小都会影响公司经营绩效，无法真正起到监督作用；同样人数过多会导致管理成本的增加和管理效益的下降。
（二）监事会持股比例与经营绩效的关系
s2监事会持股比例与经营绩效正相关，且t统计量13.35通过5%的显著性检验，这与我们的假设是一致的。给予监事会成员以合理的股权激励对于监事会职能的充分发挥是必要的。
（三）监事会薪酬水平与经营绩效的关系
s3监事会薪酬水平与经营绩效正相关，但t统计量为1.47，未通过5%的显著性检验，正相关的关系不是很显著。这可能由于大部分上市公司其监事会成员是公司的内部职员，薪酬由公司支付，但实际上监事会成员的薪酬多少都是公司的管理者决定的，所以也就无法保证监事会成员对决定自己收入、支付给自己工资的管理者进行客观的监督。
（四）监事会年内开会数及提出异议数
s4监事会年内开会数及提出异议数与经营绩效呈正相关关系，t统计量为0.51，未通过30%的显著性检验，正相关关系不是很显著。
四、研究结论
【关键词】公司治理；盈余管理；股权结构
上市公司的盈余管理行为自我国证券市场建立以来一直是理论界、实务界以及监管部门关注的焦点。陆建桥（2002）认为“盈余管理是企业管理人员在会计准则允许的范围之内，为了实现自身效用的最大化和（或）企业价值的最大化作出的会计选择”，由于股东控制权与管理层的经营权分离，因此股东与管理层之间的委托关系与信息不对称为管理层进行盈余管理提供了“机会”。健全的公司治理结构可以对管理层作出的盈余信息进行有效的监督，降低二者之间的委托成本。本文从股权结构、董事会特征和管理层激励三个方面对国内现有公司治理与盈余管理的研究成果进行文献回顾。
一、股权结构与盈余管理
（一）大股东持股比例
现有研究关于股权集中度对盈余管理的影响结论尚不统一。在世界范围内，股权分散是发达国家大公司中存在的组织结构，而最典型的组织结构就是股权高度集中、以大股东为主的所有权结构。王化成和佟岩（2006）提出控股股东的持股比例越高，其通过各种方式进行盈余管理的可能性就越大，王昌锐和倪娟（2012）通过对沪深两市2007～2010年上市公司进行实证研究发现上市公司股权集中度与盈余管理程度正相关，这表明股权集中度高的控股大股东可能通过盈余管理剥削中小股东的权益，即“隧道效应”。王卫星和杜冉（2016）对沪市A股2012～2014年的财务数据进行分析，发现控股股东股权越集中，进行盈余管理的程度越高，同样说明了股权相对集中的公司存在“隧道效应”。也有部分学者认为股权集中度对盈余管理存在负效应。如杜光强和温日光（2007）提出公司股权集中度与盈余管理呈负相关的关系，因为公司股权集中度越高，公司高级管理人员的报酬越高，独立董事越多，监督更有效，因此会计信息质量就越高，盈余管理程度越低。张俊瑞和马晨（2011）通过对2005～2010年发生财务重述的公司进行研究，发现股权集中度越高，财务重述发生的可能性越低，越能有效抑制盈余管理行为。
（二）股权制衡度
在我国普遍“一股独大”的上市公司中，为了有效抑制大股东对公司利益的损害，公司的控制权应当由多个大股东分享，通过内部牵制达到大股东之间相互监督的效果，同时也保留了控股股东股权相对集中的优势。随着公司中股权制衡度的提高，上市公司进行盈余管理的行为逐渐减少。游家兴和罗胜强（2008）用盈余信息质量反向替代盈余管理，发现第二大股东持股比例的增加，有助于提高盈余信息的质量；（2012）、黄雷和齐振勇（2012）也都通过实证研究得出股权制衡度与盈余管理负相关的结论。然而黄新建和吴江（2007）年通过实证研究ST类公司发现，由于所选样本中公司大股东之间关系的复杂性，因此第二至第十大股东持股并没有起到抑制大股东进行盈余管理的作用；李孟寅（2011）运用规范研究指出股权制衡度对盈余管理同时存在正反效应。
二、董事会特征与盈余管理
（一）董事会规模
国内在研究董事会规模对盈余管理的影响这一问题上存在争议。有学者认为董事会规模越大，在决策时就会效率低下，并且各董事之间的沟通变得复杂，因而董事会不能起到很好的监督作用，为管理层实施盈余管理提供了“机会”（于东智，池国华，2004）。但是大部分学者认为董事会规模的适当扩大，能够容纳不同领域专业背景的人才，加强对管理层的监督，有效抑制管理层进行盈余管理。孙金帅和梅世强（2011）以2006年1202家上市公司为研究对象，综合研究董事会特征与盈余管理的关系，实证结果表明董事会规模与盈余管理显著负相关，说明大规模的董事会提高了董事会的效率，加强了对管理层盈余管理的监管，明显降低公司的盈余管理程度；但江维琳和李琪琦（2011）对2004～2006年沪深两市民营企业进行实证研究，发现董事会规模与盈余管理并没有显著相关关系，张敦力和崔海红（2016）也发现董事会规模与盈余管理水平无关。
（二）董事长和总经理两职分离程度
从领导结构来说，董事长和总经理两职是否合一也是董事会独立性的体现。公司的领导权结构反映了公司董事会的独立性和执行层的创新自由的空间，董事长和总经理两职合一将损害董事会监督公司管理当局的客观公正性，因此两职应当分离（孙金帅，梅世强，2011）。高雷和张杰（2009）董事长和总经理两职合一会影响内部控制和信息披露质量，“两职合一”的总经理由于缺乏有效的监督，更容易利用信息不对称进行盈余管理，江维琳和李琪琦（2011）也认为董事长兼任总经理不利于发挥董事会的监督职责。因此两职分离，更能形成有效的董事会，增加董事会监督和控制经理层机会主义行为的能力，并能提高公司透明性（杨清香，张翼，2008）。
三、管理层激励
（一）管理层薪酬委托理论认为，以业绩为基础的高管薪酬契约有利于激励高管为企业作出更大的贡献。但是高管的自利动机驱使他们通过调高应计利润而多报公司盈余，避免管理层未实现经营业绩指标而使个人利益遭到损失。孙奕驰和申晔（2016）以深市A股2013年上市公司为研究对象，采用多元回归检验高管薪酬差距跟盈余管理程度之间的关系，同样得出高管薪酬差距与盈余管理正相关的结论；但唐洋和郭静洁（2010）发现在我国国有上市公司中，高管薪酬与盈余管理正相关，这表明高管薪酬激励并没有发挥治理职能，反而使管理层有机会进行盈余管理，黄良杰（2010）也曾提到国有企业的高管薪酬由于受到政府的干预，激励效果不够，并且所有者的缺位使得管理层有操纵盈余的动机。近些年国内学者开始对真实盈余管理活动进行研究，真实活动盈余管理即通过改变经营、投资或筹资交易的时间或结构来影响当期盈余，与应计式盈余管理相比，这种方式更隐蔽，但是会增加企业的交易成本，导致现金流出，从而损害企业价值（叶康涛，2015）。马永强和张泽南2013)研究发现，高管薪酬更易诱发高管实施应计式盈余管理，高管薪酬与真实盈余管理活动呈显著负相关;许坎2016)从应计盈余管理和真实盈余管理权衡的视角，检验高管货币激励及高管股权激励与两类盈余管理的关系，以我国20102013年沪深A股上市公司为样本，实证研究结果表明:高管货币激励与两类盈余管理显著负相关，而高管股权激励与两类盈余管理显著正相关。
(_二)管理层持股比例
关于管理层持股比例与盈余管理的关系，理论界有两种对立”的理论一类学者支持Jensen和Meckling1976)提出的利益趋同假说”，即公司在两权分离的制度下，管理层为了追求自身利益最大化可能做出损害股东权益的决策，山此产生成本，当管理层的持股比例达到一定程度后，他们的利益与公司的利益逐渐趋于一致，随着管理层的持股比例的提高，股东与管理层之间的成本逐渐降低，有效抑制管理层基于自利动机操纵盈余。即高管持股比例越大，盈余管理程度越低。黄文伴和李延氰2011)从管理层薪酬契约的角度出发，以2006}2008沪深上市公司为样本，建立多元回归模型对管理层年薪和股权激励与上市公司盈余管理程度之间的关系进行实证研究，发现管理层年薪和股权激励均与上市公司盈余管理程度显著负相关，即管理层年薪和股权激励可以加强对上市公司盈余管理的约束。周晓苏和陈风2015)从会计稳健性的视角研究高管薪酬激励与两类盈余管理之间的关系，研究发现，无论是货币薪酬激励还是股权激励，都能够有效抑制两类盈余管理行为的发生，但是股权激励对应计式盈余管理的抑制作用大于真实盈余管理。另一类学者认为，在我国上市公司中国有控股企业比例较大，国有企业中山于所有者缺位产生的内部人控制事件频繁发生，我国市场监管环境较发达国家资本市场相对薄弱，上市公司普遍存在盈余操纵的行为。在我国资本市场投资者中，个人投资者或散户的比重过大，信息不对称和专业知识的缺乏使他们难以理性预期到上市公司盈余管理程度，这使得管理层通过盈余操纵来控制股价成为可能。赵息和石延禾吠2008)发现实施股权激励计划的公司管理层有进行盈余管理的动机，并且盈余管理程度与股权激励强度正相关。蔚和林大血2010)也发现股权激励具有负而的公司治理效应，管理层持股比例与盈余管理正相关，管理层基于个人利益会加剧盈余管理程度工H锐。
四、总结
关键词公司治理；董事会激励；业绩
不同的国家和文化对董事会职能的规定不同，但都强调董事会的战略管理和监督职能。董事会负责聘用、监督、考核管理层，为公司战略发展做出决策，并对公司业绩负有最终的责任。而董事会激励机制是保证各类董事行使其职能、发挥其在董事会中应有作用的前提，是保证董事会选择合适的经理人员并对其进行积极必要的监督考核从而保护股东利益的重要手段。由此可见，董事会激励机制是否有效直接关系到公司的业绩表现。关系到投资者的利益。
一、文献回顾
董事会激励包括董事持股和现金薪酬两个方面。委托理论认为董事是全体股东的代表，在股东与董事的关系中，股东是委托人，董事是人，股东关心的是自己财产的安全和增值，而董事可能有其自己的利益目标例如在职消费等，当董事、经理的利益与股东不一致时，他们很可能牺牲股东利益而谋取自身利益的最大化，而董事持股可以使得董事与股东利益一致有助于降低成本。但Demsetz(1983)和Farm&Jensen(1983)认为较低的内部人持股比例可以保证股东财富最大化，较高的内部人持股比例则会引起“堑壕效应”从而使公司价值降低。
学者们对董事会股权激励特征进行了大量的实证研究，结果也并不统一。M?rck,Shleifer&Vishny(1988)发现董事会成员持股与托宾Q之间存在非线性关系，当董事会成员持股低于5％和高于25％时，托宾Q随着持股比例的增加而增大，当持股比例介于5％和25％之间时，托宾Q随着持股比例的增加而降低。McConnell＆Servaes(1990)发现当内部人持股在0到40％50％之间的某一点时，公司价值与内部人持股比例正相关，超过这一点后，公司价值与内部人持股负相关。BhabratSJ(2007)发现了与Morck,Skleifer&Vishny(1988)类似的曲线关系，只是两个转折点不同，前者是12％和40％，后者是14％和40％。Daviesetal(2005)发现管理层持股与公司价值之间是五次函数关系。Migueletal(2004)研究了许多国家不同的公司治理结构，指出董事会持股与公司业绩之间的关系受到各国主流公司治理体系的显著影响。
对于董事的现金薪酬与公司业绩的关系学者们也做了相关的研究。牛建波，李胜楠(2006)对2002-2004年我国民营上市公司的董事报酬与公司价值之间的关系进行了实证研究，发现报酬最高的前三名董事报酬总和与企业的市场价值不存在显著的相关关系，这说明对于我国民营上市公司而言，董事报酬的增加并不能降低股东与董事之间的成本，并不能增加企业的价值。陈军，刘莉(2006)以2004年的沪深两市九个行业250个公司为样本，研究竞争性市场结构下上市公司董事会特征对公司业绩的影响。结论是公司业绩与董事薪酬显著正相关，与未领薪董事比例显著负相关。
综上可知，学者们从董事持股和现金薪酬两方面对董事会激励特征与公司业绩关系进行了研究，但考虑到我国上市公司中存在着许多不在上市公司领取薪酬的董事、独立董事薪酬较为固定不与业绩挂钩以及由于公司文化背景等差异上市公司之间董事薪酬差别很大，所以不论是董事薪酬总额还是前三名董事薪酬都不能反映上市公司真实的激励水平，故本文只对董事持股情况和不在上市公司领取薪酬的董事比例进行研究。
二、董事会激励特征与公司业绩关系的理论分析
如果董事的薪酬只是基本工资和对已完成业绩的年度奖励的话，他们势必会追求公司短期的利益、追求在职消费等。损坏股东利益而使自己的利益最大化。董事拥有适度的持股权可以缓和他们与股东之间的利益冲突。对于持股董事来说，拥有公司股权使他们相应承受着自身决策所带来的后果，持股比例越大，董事更可能做出符合股东利益的投资决策，但当持股过大时就容易产生内部人控制的现象。所以，本文认为董事持股比例与公司业绩之间存在着二次关系，即随着董事持股比例增大，公司业绩越好，当董事持股比例增大到一定程度后，随着董事持股比例的增大，公司业绩反而变差。
此外。我国上市公司中普遍存在着董事甚至是董事长不领取薪酬的现象，这种现象的原因是股东公司向上市公司派遣一些董事，而其中许多董事都选择在股东公司领取薪酬而不在上市公司领取薪酬。另外，在国有上市公司中，由政府委派董事的现象普遍存在，这些董事由于没有放弃在政府的职位因而在政府机关而不在上市公司领取薪酬。很多学者质疑董事会中不领取薪酬的董事能否起到其应有的作用，认为在股东公司领取薪酬的董事只为股东公司着想，不能发挥其应有的作用，而身为政府官员的董事“身在曹营心在汉”，容易造成政企不分，不利于企业的规范化发。鉴于以上分析，本文提出的假设为：
H1：董事持股比例与公司业绩之间存在倒u型关系。
H2：不在上市公司领取薪酬董事比例与公司业绩负相关。
三、实证分析
(一)数据来源及变量定义
本文选取2003年12月31日之前在深圳和上海证券交易所上市的A股上市公司为研究对象，剔除ST、PT以、*ST类公司、金融类公司，最终得到837家上市公司样本(包括539家在上海证券交易所上市的公司和298家深圳证券交易所上市的公司)，收集这些公司从2005年至2008年的业绩数据和董事会特征数据。数据来源：主要来自于国泰安数据库，对于数据库中少量缺失及异常数据本文参考上海证券交易所和深圳证券交易所网站上公布的上市公司年度报告，将数据补充完整和进行了必要的修正。
在董事会治理与公司业绩关系的研究中，国外学者通常使用托宾Q来衡量公司业绩。但是我国股票市场仍尚未发展成熟，上市公司的股票价格难以反映其真实价值，所以本文选用了净资产收益率ROE作为业绩指标，该指标具有很强的综合性。是整个杜邦财务评价体系的核心，同时也是我国证监会对上市公司进行考核和投资者关注的重要指标之一。董事会激励特征变量包括董事持股比例Bos，取所有董事年末持股总数与总股数的比例；不在上市公司领取薪酬的董事比例Nop，取不在上市公司领取薪酬的董事人数／董事总人数。控制变量包括公司规模；负债水平，取总负债与总资产的比例；股权集中度，取第一大股东的Herfindahl指数；成长性，取主营业务增长率；行业变量，制造业公司取1，非制造业公司取0；是否为国有哑变量，国有控股企业取1，否则取0。这些控制变量都是影响公司业绩的不可忽视的因素。70％，平均来看，我国上市公司董事持股比例为0.6267％，中
值为0.0012％，与西方国家相比，我国上市公司董事持股比例较低。不在上市公司领取薪酬的董事比例在0到67％之间，均值为30.92％，中值为33.33％。
(三)模型设计
ROEt=a+B1Bos+B!Bos+[33Nop+controlvariables+s
其中，a为常数项；B，为变量系数；s为随机干扰项；contolvariables为控制变量，包括公司规模、负债水平、股权集中度、成长性、行业变量和是否为国有哑变量。
(四)实证结果
列示的回归结果来看，方程拟合程度较好，F值为29.345，通过了显著性检验。董事会持股比例与公司业绩roe存在着二次函数关系，且呈倒u型，这就证实了本文的假设H1，经计算最值点为30.08％，即当董事会持股比例小于30.08时，随着董事会持股比例的增加，公司业绩越好，而当董事会持股超过30.08％时，随着董事会持股比例的增加，公司业绩反而下降。不在上市公司领取薪酬的董事比例与公司业绩负相关，这与本文的假设H2相符，但是并不显著。常数项和除行业变量和是否为国有哑变量之外的控制变量均在显著性水平为0.05时显著，考虑到篇幅，表2中没有列示常数项和控制变量的回归结果。
***表示显著性水平为0.01；**表示显著性水平为0.05；*表示显著性水平为0.1
四、结论
通过以上分析得到的结论是：董事会持股比例与公司业绩ROE之间存在倒u型关系，且当董事会持股比例达到3008％时。公司业绩表现最好。不在上市公司领取薪酬的董事比例与公司业绩不存在显著相关关系。
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