“譴責”能否促進財務舞弊的公司改善公司治理？

摘 要：本文以1999—2004年間因財務報告信息披露虛假或嚴重誤導陳述而被證監會、上交所和深交所譴責的64家A股上市公司為樣本，以舞弊被公告的前1年到被公告后的第3年為研究區間，首先重點從董事會角度考察舞弊公司是否采取行動完善公司治理機制，接著從股權結構角度探討舞弊事件的公告是否會產生經濟后果，然后從審計意見類型和可操控性應計數角度檢驗舞弊公司財務信息質量是否得到提高，最后通過面板數據模型探究舞弊公司可操控性應計數的變化是否與董事會特征的變化相關，是否通過審計意見類型反映出來。通過實證檢驗，得出以下結論：“譴責”有助于促進財務舞弊公司完善董事會制度；“譴責”使財務舞弊公司高管持股比例呈現降低趨勢；“譴責”有助于財務舞弊公司提高財務信息質量。 

關鍵詞：財務舞弊；董事會；公司治理；可操控性應計數 

中圖分類號：F830．91文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2009）02-0100-08

眾多研究表明，公司財務舞弊與董事會特征顯著相關^[1]；但是，對于曾經舞弊的公司在被譴責公告后，公司治理結構是否發生變化，目前國內外這方面研究很少，主要是Anup Agrawal^[2]和Farber^[3]。為了豐富該領域研究成果，本文從這一主題出發展開探討。，以1999—2004年期間因財務報告信息披露虛假或嚴重誤導陳述而被證監會、上交所和深交所譴責的64家A股上市公司為樣本，以舞弊被公告的前一年到公告后第三年為研究區間，重點從董事會角度考察舞弊公司是否采取行動完善公司治理機制，從股權結構角度探討舞弊事件的公告是否會產生經濟后果，然后從審計意見類型和可操控應計數角度檢驗舞弊公司財務信息質量是否有所提高，通過面板數據模型探究舞弊公司可操控應計數的變化是否與董事會特征的變化相關，是否通過審計意見類型反映出來。

一、理論分析和研究假設

董事會聯結著股東大會和經理層，是公司治理機制的核心。假定在因財務報告信息披露虛假或嚴重誤導陳述受譴責后，公司在董事會制度層面都會積極地采取措施來挽回誠信形象。

（一）獨立董事比例與財務舞弊

董事會能否有效發揮功能，獨立性是一個關鍵因素，其一般通過獨立董事比例來反映。Fama^[4]和Jensen^[5]都認為，董事會的獨立性是其發揮有效治理機制的必要條件，獨立董事出于聲譽成本與避免法律訴訟的考慮會竭力代表股東利益。Beasley^[1]以美國1980—1991年間的75家舞弊公司為樣本，發現較高的獨立董事比例會降低財務報告舞弊發生的可能性。Dechow等^[6]以美國1982—1992年間被SEC申請強制執行判決訴訟的92家公司為樣本，發現它們的獨立董事比例較低。Sharma^[7]以澳大利亞1988—2000年間的舞弊公司為樣本，也得到了相同的結論。Farber^[3]以美國1982—2000年間的87家舞弊公司為樣本，發現它們的治理機制較弱，其獨立董事規模和比例均較小，而在舞弊被公告后的3年內，獨立董事規模和比例均顯著提高。Gongmeng Chen等^[8]以我國1999—2003年間的169家舞弊公司為樣本，發現獨立董事比例與舞弊發生的可能性成負相關。吳世農和蔡志岳^[9]以2001—2005年間因違規行為被監管層公開譴責、公開批評或公開處罰的195家A股上市公司為樣本，發現獨立董事比例越高，公司違規頻率越低。陳關亭^[10]以1999—2004年間發生財務報告舞弊的A股上市公司為樣本，發現較低的獨立董事比例會為財務報告舞弊提供機會。并且，獨立董事比例的增大有利于提高公司績效^[11-12]。

鑒于此，本文提出假設一：在舞弊事件被公告后3年內，舞弊公司獨立董事比例有提高的趨勢。

（二）董事會規模與財務舞弊

團隊生產理論認為，大集團容易產生成員之間的相互推諉。董事會規模越大，越容易造成對董事偷懶的激勵和削弱每位董事的權力，而較小的董事會可以有效地治愈董事的偷懶問題，并賦予董事更大的治理權限。相關研究也支持較小的董事會規模有助于抑制財務舞弊發生。Lipton和Lorsch^[13]指出，許多董事會功能紊亂是由董事數量上升所造成，建議將董事會規模限制在10人以內，首選8人或9人。Jensen^[14]指出，太大規模的董事會不是管理層行為的有效監督者。沈藝峰和張俊生^[15]以1998—2000年間被列為ST的82家公司和1999年開始被PT的公司為樣本，發現這些公司的董事會規模比控制組的大。蔡寧和梁麗珍^[16]以1998—2002年間的45家財務舞弊公司為樣本，發現董事會規模與財務舞弊顯著正相關。張翼和馬光^[17]以我國1993—2003年間被監管部門所處罰的160家公司為樣本，也證實了董事會規模越大，公司發生丑聞的可能性越高。Gongmeng Chen等^[8]和吳世農、蔡志岳^[9]也得到了相似的結論。并且，Farber^[3]發現舞弊公司在被譴責公告后的3年內，董事會規模有縮小的趨勢。另外，較小的董事會規模一般能夠帶來更好的公司業績^[18-21]。

鑒于此，本文提出假設二：在舞弊事件被公告后的3年內，舞弊公司董事會規模有縮小的趨勢。

（三）董事會會議次數與財務舞弊

董事會每年召開會議的次數是其活躍程度的一個指示器。Lipton和Lorsch^[13]指出，獨立董事最普遍的問題就是他們缺乏時間執行職責，增加董事會會議時間是提高董事會有效性的重要來源，認為董事會會議次數越多，表明其越積極、越有效。但是，也有研究認為董事會會議次數越多，表明公司存在的隱患就越多。Jensen^[14]指出，董事會行為可能相對被動，其經常在出現問題時被迫從事高頻率的活動。沈藝峰和張俊生^[15]發現ST、PT公司的董事會平均每年開會次數都大于控制組公司，其中PT公司董事會平均每年開會次數大于5次，而控制組平均每年開會次數不足5次。并且，公司被列為ST的當年與前一年度相比，董事會通常有較高的會議頻率。Gongmeng Chen 等和吳世農、蔡志岳都發現，與控制組相比，舞弊公司在舞弊年份，董事會開會的頻率較高，并指出可能是因為公司出現問題較多，需要開會討論，而不意味著董事越勤勉。公司在發生經營困境以后需要召開相對頻繁的董事會會議來解決相關問題，而在度過經營困境之后是不是也需要通過較頻繁的會議來提高公司業績？Nikos Vafeas^[22]以美國307家上市公司為樣本，以1990—1994年為研究區間，發現公司業績越差，董事會的會議次數就越多，而隨著董事會會議頻率的超常增加，經營業績會上升。谷祺和于東智^[23]以我國1996年12月31日以前上市的366家A股公司為樣本，以1996—1999為研究區間，發現在公司績效下降之后，董事會的活動通常會增加，且董事會在非正常活動頻率較高的年度及其以后年度，經營績效會得到微弱的改進。同理，舞弊公司在被譴責公告以后，既需要通過召開董事會會議來解決相關問題，又需要這種方式來監督經營管理，防止以后出現類似問題，并希望改善績效。

鑒于此，本文提出假設三：在舞弊事件被公告后3年內，舞弊公司董事會會議次數有增加的趨勢。

（四）董事長是否兼任總經理與財務舞弊

委托—代理理論積極主張“兩職分離”的領導結構。Jensen提出CEO兼任董事長時，董事會就不是管理層行為的有效監督者。Dechow指出，在財務報告舞弊的公司中，CEO同時又是董事長的占多數。Anup Agrawal等以美國1978—1992年間的舞弊公司為樣本，發現舞弊在被譴責公告后的兩年內，董事長兼任CEO的比例顯著下降，但仍高于控制組公司。Anup Agrawal等^[24]以美國2000—2001年間159家會計丑聞的公司為樣本，發現當CEO同時為董事長時，發生會計丑聞的概率較高。Farber也發現在舞弊公司中，CEO同時又是董事長的占多數，且在被譴責公告后的3年內，董事長兼任CEO的比例顯著下降。Skousen等^[25]以美國1992—2001年間86家舞弊公司為樣本，發現當CEO兼任董事長時，公司更容易發生舞弊。Gongmeng Chen 等和陳關亭都發現，在中國上市公司中，董事長兼任總經理與財務舞弊發生的可能性呈正相關。并且，董事長兼任總經理將降低公司業績^[20-21]。

鑒于此，本文提出假設四：在舞弊事件被公告后的3年內，舞弊公司董事長兼任總經理比例有降低的趨勢。

二、研究設計

（一）樣本的選擇

本文選取的樣本是1999—2004一方面，我國上市公司于1998年才提供現金流量表；另一方面，監管部門對有舞弊嫌疑的公司進行立案調查一般需要1年以上的時間。因此，本文對舞弊公司的研究時段由公告年份向前延長1年，向后延伸3年，在5年的時間區間研究舞弊公司治理機制的變化，故本文選擇1999—2004年之間的存續舞弊公司為樣本，即1999年向前延長至1998年，2004年向后延伸至2007年。年間因財務報告信息披露虛假或嚴重誤導陳述被證監會、上交所和深交所譴責的A股上市公司，共82家次，其中對多次受譴責的公司以第一次的年份為研究年份，樣本中有2家受過2次譴責這兩家分別是錦州港（600190）和博瑞傳播（600880）。，并剔除了12家已退市和1家于上市年份被譴責的公司這家是新中基（000972），因其上市前一年的相關數據無法獲取，故刪除。，剩下67家，并對每家公司配對一個控制公司，具體依據是：（1）交易所：與樣本在同一家交易所上市。（2）行業：在滿足前1條的前提下，與樣本同行業，行業的規定標準按照證監會的分類標準。（3）規模：在滿足前2條的前提下，與樣本在譴責公告前一年的資產總額最接近。（4）上市年齡：在滿足前3條的前提下，與樣本的上市時間最接近，允許3年的時間差。（5）時間區間：在滿足前4條的前提下，所有樣本需要的數據，控制公司在相應的年份也能公開獲得。（6）公司聲譽：在滿足前5條的前提下，未被證監會、上交所和深交所因財務報告信息披露虛假或嚴重誤導陳述而譴責。

在同時滿足以上6條的前提下，67家公司中有3家無合適控制公司分別是四川湖山（000801）、渝 開 發（000514）和西藏旅游（600749）。，因此本文以64家樣本和64家控制公司為研究對象，兩者的總資產和離公告前一年的上市年限的比較見表1，所有的控制公司都符合要求。本文數據主要來源于Wind咨訊和CSMAR數據庫，部分是由金融界和新浪財經中公司資料整理所得。

（二）樣本的描述

1．樣本按公告年份和交易所的描述統計

從表2可知，2001年和2004年的樣本比例最大，分別占了21．88%和20．31%，與Gongmeng Chen等統計的相似。

2．樣本按行業的描述統計

制造業——機械、設備、儀表和制造業——石油、化學、塑膠、塑料在樣本中所占比例較大，這與這兩大行業的特性是緊密相關的，它們的業務復雜，技術程度要求高，行業環境多變。并且，這也已得到證明^[26]。

（三）變量的設計和描述

從研究主題出發，本文構造以下研究變量，見表3。

圖1是樣本變量的均值比較，與公告前一年相比，公告后第三年的獨立董事規模2001年8月16日，證監會發布《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》，規定在2003年6月30日前，上市公司董事會成員中應當至少包括1/3的獨立董事。因此，為避免因指導意見產生的直接影響，該處以及獨立董事的配對樣本T檢驗中都只取了公告年份是2004年的13家樣本。明顯增大，董事會規模明顯縮小，董事會會議次數也明顯增加。

注：Initial Year 表示公司舞弊被公告的前一年；Final Year 表示公司舞弊被公告后的第三年。（下同）

圖2是樣本變量的比例均值比較，與公告前一年相比，公告后第三年的獨立董事比例明顯上升，董事長和總經理兩職合一比例、高管持股比例和非標審計意見比例都明顯下降，而前十大股東持股比例無明顯變化。

（四）研究方法的設計

1．配對樣本T檢驗

運用SPSS15．0進行配對樣本t檢驗，研究樣本和控制組從公告前1年到公告后第3年，獨立董事規模、獨立董事比例、董事會規模、董事會會議次數、董事長和總經理兩職是否合一、前十大股東持股比例、高管持股比例、審計意見類型和可操控性應計數的均值差異。

2．面板數據模型

運用Eviews5．1進行面板數據檢驗，通過可操控性應計數來衡量公司盈余管理程度，更加深入地分析舞弊公司盈余質量的變化是否與董事會制度的完善相關，是否通過審計意見類型反映出來。

三、實證檢驗和分析

（一）配對樣本T檢驗

1．董事會特征配對樣本t檢驗

注：Initiala 表示公司舞弊被公告的前1年；Finala 表示公司舞弊被公告后的第3年；b表示相對于公告前1年（Initiala），變量在后面4年中所發生的變化（下同）。

從表4可知，董事會制度層面主要發生了以下變化：（1）舞弊公司獨立董事規模和比例均有所提高。在公告前1年，樣本的獨立董事規模（OutDir）顯著低于控制組；在公告后第3年，兩者已不存在顯著差別，這也支持了Farber的結論。獨立董事比例（OutDir%）在公告前1年的均值是31．454%，而在隨后的4年中，樣本的比例逐年提高，在公告后第3年達到了32．466%，但仍和控制組之間存在顯著差異。這表明，舞弊公司希望通過提高獨立董事比例和規模向外界表示它們在不斷地改善公司的治理狀況，有信心重新塑造誠信形象。（2）舞弊公司董事會規模逐漸縮小。從公告前1年到公告后第3年，樣本的董事會規模（Dirs）有縮小的趨勢，均值從9．5減少到8．955，與Farber的結論相似。這說明舞弊公司在舞弊事件后有精簡董事會的舉措。（3）舞弊公司董事會會議次數逐漸增加。在公告前1年，樣本的董事會會議次數（Dm）顯著高于控制組，驗證了在我國資本市場上，董事會會議越頻繁并不意味著董事越勤勉，更可能是公司隱患越多的觀點（Gongmeng Chen等）。在隨后的4年中，兩者的會議次數都逐漸增加，但并沒有顯著差異，這也許是說明舞弊公司在被譴責公告以后，既需要通過召開董事會會議來解決相關問題，又需要通過這種方式來監督公司的經營管理，防止以后出現類似問題，并希望改善經營業績。（4）舞弊公司兩職合一比例較高，但也有降低的趨勢。從公告前1年到公告后第3年，樣本的董事長和總經理兩職是否合一（Dual）的比例逐漸降低，均值從0．188降為0．156，但均高于控制組，這不僅驗證了兩職合一更有可能導致公司舞弊發生的觀點^[24-25]，同時也支持了Agrawal等和Farber的結論。

2．股權結構配對樣本t檢驗

表5是公告前1年至公告后第3年的股權結構配對樣本t檢驗結果。

從表5可知，前十大股東持股比例和高管持股比例均發生了變化：（1）舞弊公司前十大股東持股比例逐年降低，且均小于控制組的比例。在公告前1年，樣本的前十大股東持股比例（Top10）顯著低于控制組；從公告年到公告后第3年，兩者的比例逐年降低，且控制組的降低趨勢比樣本更明顯；在公告后第3年，兩者之間已不存在顯著差別。這只能表明高度集中的股權有利于抑制財務舞弊發生，但公司在發展過程中，都愿意適度降低股權集中度。（2）舞弊公司高管持股比例逐年降低，且均小于控制組的比例。在公告前一年，樣本的高管持股比例低于控制組，驗證了高管持股比例越低，公司發生舞弊的可能性越大的觀點；從公告年到公告后第3年，兩者的比例均逐年降低，而樣本的降低趨勢比控制組更明顯；在公告后第3年，樣本的比例仍顯著高于控制組。這可能存在兩方面的原因：一方面可能是舞弊公司以前持股的高管受到處理離開職位所致根據對64家舞弊公司相關年度年報的閱讀，發現高管持股比例的變動主要原因是持股高管的離職變更所引起的。筆者認為離職的內部原因可能存在兩種可能：一種是高管因舞弊事件的處理而離職；另一種是高管了解公司舞弊情況，主動請辭。，另一方面可能是高管對公司未來發展的信心大打折扣，更不愿意持有公司股票。

3．審計意見類型配對樣本t檢驗

從表6可知，在公告前1年，樣本的非標審計意見比例（Opi）顯著高于控制組；從公告年到公告后第3年，樣本的非標審計意見逐年減少；在公告后第3年，樣本的比例仍顯著高于控制組。并且，在對應年份，發現樣本的非標審計意見比例均顯著高于控制組限于篇幅，未列出公告年、公告后第1年和公告后第2年的檢驗結果。。因此，這不僅驗證了我國的非標審計意見具有信息含量的觀點^[27-29]，而且也表明舞弊公司在努力提高財務信息質量。

4．可操控性應計數配對樣本t檢驗

已有研究發現，截面Jones模型估計出的可操控性應計數能夠有效地衡量公司盈余管理程度^[30-31]。同時根據夏立軍^[32]對多個盈余管理計量模型及其調整模型在中國證券市場使用效果的比較研究，本文采用調整后的Jones模型來估計可操控性應計數（DAt），變量的描述見表8。DAt的計算過程是：首先計算出（1）式的α1、α2和α3；再將其代入（2）式中，算出NDAt；最后將NDAt 代入（3）式求出DAt，從而進行配對樣本t檢驗。

GAt/At-1=α1(1/At-1)+α2(ΔREVt/At-1)+α3(PPEt/At-1)+εt（1）

NDAt=α1(1/At-1)+α2(ΔREVt/At-1)+α3(PPEt/At-1)（2）

DAt=TAt/At-1-NDAt（3）

從表9可知，在公告前一年，樣本的可操控性應計數的絕對值（|DA|）顯著高于控制組；在公告年和公告后兩年，樣本的|DA|均有降低的趨勢；在公告后第三年，樣本的|DA|仍顯著高于控制組。由于可操控性應計數的正負值分別表示公司的正負向盈余管理的程度，因此，以舞弊公司公告前一年的可操控性應計數為基準，將可操控性應計數按正負值分組檢驗。對于正的可操控性應計數（DA+），在公告前一年，樣本顯著高于控制組；而在隨后四年中，樣本的DA+逐年降低；在公告后第三年，兩者之間沒有顯著差別。對于負的可操控性應計數（DA-），在公告前一年，樣本顯著低于控制組；而在隨后四年中，樣本的DA-逐年提高，且每年都與控制組有顯著差別；在公告后第三年，兩者之間沒有顯著差別。

可見，在公告前一年，樣本和控制組的可操控性應計數存在顯著差異，而在公告后第三年，樣本和控制組的正、負可操控性應計數不存在顯著差異。因此，舞弊公司的財務信息質量有改善的趨勢。

5．小結

可見，舞弊公司董事會制度確實得到了改善，非標審計意見的比例也有所降低，正、負可操控性應計數在公告后第三年與控制組也已不存在顯著差異。因此，下面建立面板數據模型，運用可操控性應計數來衡量公司盈余管理程度，探究舞弊公司盈余質量的變化是否與董事會制度的完善相關，是否通過審計意見類型反映出來。

（二）面板數據檢驗

1．變量的選取

（1）因變量：可操控性應計數的絕對值（|DA|）；（2）自變量：獨立董事比例（OutDir%）、董事會規模（Dirs）、董事會會議次數（Dm）、董事長和總經理兩職是否合一（Dual）和審計意見類型（Opi）；（3）控制變量：總資產報酬率（Roa）、現金流量（Cfo）、資產負債率（Lev）、流動比率（Liq）、總資產周轉率（Tra）、主營業務收入增長率（Gw）、上市年限（Age）和公司規模（Size），具體描述見表7，依據的文獻主要有Watts和Zimmerman、Becker、夏立軍等。

2．模型的判定

面板數據模型有不變參數模型、變截距模型和變參數模型三種，首先必須依據協方差分析來判斷樣本數據適合哪種模型，見表8。

注：S1、S2、S3分別表示變參數模型、變截距模型和不變參數模型的殘差平方和（Sum squared resid），T表示每個截面成員的觀測數，N表示截面成員數，k表示自變量和控制變量數；***表示在1%水平下顯著，**表示在5%水平下顯著，*表示在10%水平下顯著。

3．變參數模型的檢驗

表9是樣本變參數模型的檢驗結果。其中，獨立董事比例（OutDir%）在公告年和公告后第1年與可操控性應計數（|DA|）均在5%的水平下顯著負相關，這說明舞弊公司獨立董事比例的提高確實有利于改善盈余質量；董事會規模（Dirs）在公告后第2年與可操控性應計數（|DA|）在5%的水平下顯著負相關，這說明董事會規模為9人如表4，公告前一年董事會規模的均值為9．5，公告年的均值為9（9．5-0．5=9）。時，有助于抑制盈余操縱，與Lipton和Lorsch^[13]結論基本一致；董事會會議次數（Dm）在公告后第1年與可操控性應計數（|DA|）在5%的水平下顯著負相關，而在公告后第3年與|DA|在10%的水平下顯著正相關，這說明舞弊公司董事會會議次數的增加既是董事會解決問題的一種途徑，也是公司出現財務困境的一個反映指標；董事長和總經理兩職是否合一（Dual）在公告后第2年與可操控性應計數（|DA|）在10%的水平下顯著負相關，這說明我國的董事會領導結構更支持現代管家理論；審計意見類型（Opi）在所有年度與可操控性應計數（|DA|）均不顯著相關，這說明，從公告前1年到公告后第3年，舞弊公司|DA|的顯著變化并沒有通過審計意見類型反映出來。

注：Initial表示公司舞弊被公告的前1年，Detect表示公司舞弊被公告的當年，Detect1表示公司舞弊被公告后的第1年，Detect2表示公司舞弊被公告后的第2年，Final表示公司舞弊被公告后的第3年。

四、結 論

1．“譴責”有助于促進財務舞弊公司完善董事會制度

在公告前1年，樣本和控制組在獨立董事規模、董事會會議次數方面均存在顯著差異；從公告年到公告后第3年，樣本獨立董事規模和比例均逐漸增大，董事會規模逐漸縮小，董事會會議次數逐漸增多，董事長和總經理兩職合一比例逐漸降低，支持了本文的四個假設；在公告后的第3年，樣本和控制組在獨立董事規模、董事會會議次數方面已不存在顯著差異，董事會規模也基本相同，但獨立董事比例仍存在顯著差異。這既說明舞弊公司積極采取措施完善董事會制度，也體現出積極落實監管部門政策建議。

2．“譴責”使財務舞弊公司高管持股比例呈現降低趨勢

在公告前1年，樣本的高管持股比例低于控制組；從公告年到公告后第3年，兩者的比例均逐年降低，而樣本的降低趨勢比控制組更明顯；在公告后第3年，兩者之間仍存在顯著差別。這可能存在兩方面的原因：一方面可能是舞弊公司以前持股的高管受到處理離開職位所致；另一方面可能是高管對公司未來發展的信心大打折扣，更不愿意持有公司股票。

3．“譴責”有助于財務舞弊公司提高財務信息質量

在公告前1年，樣本和控制組在審計意見類型和可操控性應計數方面存在顯著差別，而從公告年到公告后第3年，樣本的非標審計意見比例逐年減少，且兩者在公告后第3年的正、負可操控性應計數不存在顯著差異。同時，根據面板數據檢驗，發現舞弊公司精簡董事會規模、提高獨立董事比例的舉措確實有助于抑制盈余操縱、提高財務信息質量。

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（責任編輯：孟 耀）

注：“本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文。”