我國上市公司董事會特征與盈余質(zhì)量的實證研究

摘要：文章從我國上市公司董事會的特征出發(fā)，以我國A股市場2005年~2007年的上市公司為研究樣本，對董事會特征與盈余質(zhì)量之間存在的深層次關(guān)系進(jìn)行了實證分析。研究結(jié)論表明，盈余質(zhì)量與兩職合一程度、董事會會議次數(shù)顯著負(fù)相關(guān)，與未領(lǐng)取薪酬的董事比例顯著正相關(guān)，獨立董事和董事會規(guī)模與盈余質(zhì)量并沒有顯著的相關(guān)性。此外，在對高盈余質(zhì)量與低盈余質(zhì)量樣本的實證分析中，并沒有發(fā)現(xiàn)兩者的結(jié)果有顯著的不同。

關(guān)鍵詞：董事會特征；盈余質(zhì)量；修正的DD模型

一、 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

董事會特征是指與董事會在設(shè)置、結(jié)構(gòu)以及工作方式等方面呈現(xiàn)出的一些特點，一般來說主要包含以下四個方面：董事會的獨立性、董事會的規(guī)模、董事會會議以及對董事會成員持股比例，其中董事會的獨立性主要體現(xiàn)在董事長與總經(jīng)理“兩職合一”的狀況、獨立董事比例以及未領(lǐng)取薪酬的董事比例等方面。目前，國內(nèi)外學(xué)者對相關(guān)領(lǐng)域的研究仍然是以董事會特征和會計信息質(zhì)量的關(guān)系居多，而對董事會特征的描述大抵也是從上述幾個方面展開的。本文并沒有考慮董事會成員持股比例對盈余質(zhì)量的影響，這是因為目前我國上市公司董事會成員持股比例十分低，不足以產(chǎn)生足夠的利益一致動機以促使他們積極提高盈余質(zhì)量。

1. “兩職合一”與盈余質(zhì)量。“兩職合一”是指CEO產(chǎn)生于董事會甚至直接就是董事長或者由一方實質(zhì)上控制另一方。董事會作為全體股東的委托人，它的一個重要責(zé)任就是負(fù)責(zé)聘任總經(jīng)理并負(fù)責(zé)對其監(jiān)督。因此，盡管“兩職合一”能夠降低代理成本，但這是以損害董事會的獨立性為代價的，而造成直接后果就是經(jīng)理人“自己監(jiān)督自己”，這必然造成更為嚴(yán)重的信息不對稱致機會主義行為，從而對公司盈余質(zhì)量產(chǎn)生不利影響。目前，理論界關(guān)于董事長和CEO是否應(yīng)該“兩職合一”仍無明確論斷。然而有關(guān)“兩職合一”與盈余質(zhì)量的研究更多的是證實了股權(quán)至上主義的擔(dān)心。Forker（1992）認(rèn)為兩職合一會威脅到內(nèi)部監(jiān)控質(zhì)量和信息披露質(zhì)量，并發(fā)現(xiàn)兩職合一與公司信息披露水平存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。Jensen（1993）認(rèn)為如果董事長和CEO兩職合一時，將會大大的弱化董事會的監(jiān)督職能，CEO更有可能運用非正常手段進(jìn)行盈余管理，從而使得公司對外提供的會計信息不能夠真實地反映公司的財務(wù)狀況。因此，從代理理論分析，為了防止代理人的“道德風(fēng)險”和“逆向選擇”，必須強化董事會的監(jiān)控職能，將總經(jīng)理和董事長的職務(wù)進(jìn)行分離，這樣對提高公司盈余質(zhì)量產(chǎn)生積極影響。本文認(rèn)為即使是在現(xiàn)代管家理論下，“兩職合一”更多的優(yōu)勢體現(xiàn)在公司的經(jīng)營方面，而不是對盈余質(zhì)量的保護(hù)上。基于上述分析，本文提出以下假設(shè)：

H1：我國上市公司“兩職合一”程度與盈余質(zhì)量之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即“兩職合一”程度越高，盈余質(zhì)量越低。

2. 獨立董事比例與盈余質(zhì)量。有關(guān)董事會獨立性的另一重要方面是獨立董事制度。由于外部董事（即獨立董事）更注重的自身職業(yè)的尊嚴(yán)、具有維護(hù)自身市場聲譽的動機，因而會積極主動地履行監(jiān)督激勵人的職能，因而董事會中有外部董事介入時會加強其對經(jīng)理人的監(jiān)督。獨立董事對董事會決策有控制功能，由于獨立董事相對獨立于管理層的約束，因此相對于內(nèi)部董事而言，獨立董事能更好地保護(hù)股東的利益（Fama Jensen，1983）。Forker（1992）發(fā)現(xiàn)較高的獨立董事比例能夠提高財務(wù)信息披露質(zhì)量，減少經(jīng)營者由于隱瞞信息而獲得不當(dāng)利益的可能性。然而，Vafeas（2000）發(fā)現(xiàn)盈余的質(zhì)量與獨立董事數(shù)量并沒有顯著的關(guān)系，這與董事會獨立性會提高盈余決策有用性的觀念不一致。趙景文、杜興強（2007）研究表明獨立董事比例對整體信息披露質(zhì)量有顯著的積極影響；然而，也有一部分學(xué)者認(rèn)為獨立董事制度僅僅是一個花瓶，制度本身存在著許多嚴(yán)重的問題，未達(dá)到預(yù)期的目的。目前，我國《公司法》對上市公司明確規(guī)定，獨立董事占全體董事總數(shù)的比例至少要達(dá)到1/3。而有很多上市公司的獨立董事的數(shù)量如果減少一人，便達(dá)不到法定比例，而這存在著建設(shè)形式上的獨立董事制度的嫌疑。基于上述分析，本文提出以下假設(shè)：

H2a：我國上市公司董事會中獨立董事比例與盈余質(zhì)量之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，即董事會中獨立董事比例越高，盈余質(zhì)量越高。

H2b：與董事會中獨立董事比例剛達(dá)到三分之一的上市公司相比，董事會中獨立董事比例高于三分之一的上市公司的盈余質(zhì)量較高。

3. 未領(lǐng)取薪酬的董事比例與盈余質(zhì)量。上市公司董事會獨立性受到侵害的最主要原因往往就是來自與薪酬相關(guān)的壓力。由于薪酬來自于上市公司，董事往往不能表達(dá)自己真實的意思表示，從而是難以保持獨立性。相反，如果不在上市公司領(lǐng)取薪酬，則能夠較好地保持獨立性。基于上述分析，本文提出以下假設(shè)：

H3：我國上市公司董事會中未領(lǐng)取薪酬的董事比例與盈余質(zhì)量之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，即董事會中未領(lǐng)取薪酬的董事比例越高，盈余質(zhì)量越高。

4. 董事會規(guī)模與盈余質(zhì)量。有關(guān)董事會規(guī)模的大小與董事會監(jiān)督功能的關(guān)系上，理論屆迄今仍無法形成一致性結(jié)論。認(rèn)為董事會規(guī)模越大監(jiān)督效果越差的主要有Jensen Vafeas等。Jensen（1993）認(rèn)為規(guī)模越大，董事會的效率可能越低，并且越容易被CEO控制和影響，不易發(fā)揮監(jiān)督功能。Rosenstein Wyatt（1990）認(rèn)為董事會規(guī)模的擴大常常是獨立董事增加的結(jié)果，而獨立董事的增加能夠強化董事會監(jiān)督，降低代理成本，從而提高公司價值。Dalton等（1999）卻認(rèn)為，規(guī)模愈大意味著董事所具備的專業(yè)背景可能愈廣泛，因而愈能掌握外在環(huán)境的變遷，使得經(jīng)營效率性及監(jiān)督功能愈佳。一般來說，上市公司董事會的工作事務(wù)繁多，如果規(guī)模相對較小，不僅難以提供足夠的專業(yè)服務(wù)，而且難以分身給經(jīng)理人以過多的監(jiān)督，從而不利于提高盈余信息等會計信息的質(zhì)量。相反，規(guī)模大的董事會不經(jīng)能夠勝任股東的委托責(zé)任，并且有足夠的精力去監(jiān)督經(jīng)理人，從而有利于提高盈余質(zhì)量。考慮到我國上市公司普遍存在的國有股“一股獨大”的現(xiàn)象，本文認(rèn)為董事會規(guī)模的增大不會造成董事會內(nèi)部過多的利益主體對抗，相反會對大股東進(jìn)行一定程度上的制衡。基于上述分析，本文提出以下假設(shè)：

H4：我國上市公司董事會規(guī)模與盈余質(zhì)量之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，即董事會規(guī)模越大，盈余質(zhì)量越高。

5. 董事會會議次數(shù)與盈余質(zhì)量。目前，學(xué)術(shù)界對董事會會議次數(shù)多好還是少好之爭依然尚無定論，爭議的焦點在于應(yīng)該將董事會會議視為消除隱患的補救性機制還是提高公司治理的前瞻性措施。Lipton Lorch（1992）認(rèn)為董事會會議次數(shù)越多，則表明董事會越積極有效。因此，他們建議董事們每兩個月至少應(yīng)該開一次會。另一方面，Jensen（1993）認(rèn)為董事會并不是非常有效，往往與事無，并且經(jīng)常在出現(xiàn)問題時更加活躍。所以，更高頻率的董事會活動可能是對公司較差狀況所做出的反應(yīng)。肖作平（2007）也同樣認(rèn)為頻繁的董事會會議是董事會對公司困難時期的一種反應(yīng)。經(jīng)常召集會議的董事會花費其成員董事更多的時間和精力，從形式上看這樣的董事會更具責(zé)任心，更積極地履行職責(zé)。因此，可以認(rèn)為董事會會議次數(shù)是提高董事會效率性的一個重要來源，董事會活動越頻繁，董事們有更多的時間交換意見、設(shè)置戰(zhàn)略和監(jiān)督管理層，從而有助于改善公司治理水平。基于上述分析，本文提出以下假設(shè)：

H5：我國上市公司董事會會議次數(shù)與盈余質(zhì)量之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，即董事會召開的會議次數(shù)越多，盈余質(zhì)量越高。

二、 研究設(shè)計

1. 樣本選擇。本文以2005年~2007年我國A股市場全體上市公司為研究的初始樣本，如上述模型所示，由于計算某一上市公司每一年的盈余質(zhì)量時，會涉及到該公司前后一年以及當(dāng)年（共計三年）的數(shù)據(jù)，因此本章的數(shù)據(jù)的實際期間跨度為2004年~2008年。在確定初始樣本之后，通過以下步驟進(jìn)一步對這些初始樣本公司進(jìn)行篩選，經(jīng)過一定的方法進(jìn)行篩選后共計得到676家上市公司，本文進(jìn)行實證研究所需要的數(shù)據(jù)主要來自于深圳國泰安開發(fā)的CSMAR數(shù)據(jù)庫系統(tǒng)，由于本文需要對研究樣本進(jìn)行行業(yè)分類，在分類時采用我國證券監(jiān)督管理委員公布的上市公司行業(yè)分類指引。

2. 變量設(shè)定。本文設(shè)置了企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率和托賓Q三個控制變量，同時為了控制年度系統(tǒng)性差異的影響，本文以2005年度樣本公司為基準(zhǔn)組，設(shè)置兩個時間虛擬變量YEAR06、YEAR07，當(dāng)觀測樣本屬于2006年度時，YEAR06為1，否則為0；同樣，當(dāng)觀測樣本屬于2007年度時，YEAR07為1，否則為0。

被解釋變量、解釋變量以及控制變量的名稱、表示符號和具體的含義如表1所示。

其中，本文對盈余質(zhì)量的計量采用了修正的DD模型，修正的DD模型如下表示：

△WCj，t=b0+b1CFOj，t-1+b2CFOj，t+b3CFOj，t+1+b4△REVj，t+b5PPEj，t+εj，t

EQ則為εj，t的絕對值。

其中，△WCj，t表示經(jīng)過t-1期資產(chǎn)總額調(diào)整的公司j第t期流動性應(yīng)計總額；

CFOj，t-1、CFOj，t、CFOj，t+1分別表示經(jīng)過t-1期資產(chǎn)總額調(diào)整的公司j第t-1，t，t+1期的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量；

△REVj，t表示經(jīng)過t-1期資產(chǎn)總額調(diào)整的公司j第t期營業(yè)收入變動；

PPEj，t表示經(jīng)過t-1期資產(chǎn)總額調(diào)整的公司j第t期固定資產(chǎn)原值；

εj，t表是殘差項。

3. 模型建立。根據(jù)以上對被解釋變量、解釋變量以及控制變量的設(shè)定，本文建立以下回歸分析模型：

EQ=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7+β8X8+β9Year06+β10Year07+ε

其中，β0、β1，…，β10，為待估計的回歸系數(shù)，ε為殘差項。

三、 實證分析

1. 描述性統(tǒng)計分析。表2列示了董事會特征變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從平均水平看，董事長和總經(jīng)理兩職合一情況不是很嚴(yán)重，高盈余質(zhì)量樣本公司的兩職合一程度（0.099）要比低盈余質(zhì)量樣本公司的兩職合一程度（0.126）低。獨立董事比例剛剛超過三分之一這一法定比例，未領(lǐng)取薪酬的董事比例接近于30%，并且低盈余質(zhì)量樣本公司的獨立董事比例以及未領(lǐng)取薪酬的董事比例要稍高一些。本文對假設(shè)H2b進(jìn)行了檢驗，如表3所示，與董事會中獨立董事比例剛達(dá)到三分之一的上市公司相比，其余高于三分之一的上市公司的EQ值較大，也就是說盈余質(zhì)量較低。這與假設(shè)H2b時完全相反的，更加說明了獨立董事這個重要的公司治理變量的毫無作為。董事會規(guī)模平均為9個~10個人，董事會會議次數(shù)為8次~9次，高盈余質(zhì)量樣本公司的董事會規(guī)模稍大一些，但低盈余質(zhì)量的樣本公司的董事會會議次數(shù)要明顯比高盈余質(zhì)量樣本公司多。

2. 回歸分析。表4列示了盈余質(zhì)量與董事會特征變量的回歸分析結(jié)果。從全樣本回歸結(jié)果來看，調(diào)整的R的平方值為0.215，模型總體在1%的水平上通過了檢驗，F(xiàn)統(tǒng)計量為56.429，這表明回歸模型總體是有效的。兩職合一、未領(lǐng)取薪酬的董事比例以及董事會會議次數(shù)三個變量分別在5%、10%以及5%的顯著性水平上通過了T檢驗。但是在高盈余質(zhì)量與低盈余質(zhì)量的研究樣本公司中無論是F檢驗還是T檢驗，回歸結(jié)果很不理想。

四、 結(jié)論

綜上所述，上市公司盈余質(zhì)量與兩職合一程度顯著負(fù)相關(guān)，與未領(lǐng)取薪酬的董事比例顯著正相關(guān)，這與提出的研究假設(shè)H1與H3是一致的。盈余質(zhì)量與董事會會議次數(shù)顯著負(fù)相關(guān)，這與研究假設(shè)H5是相反的，這說明董事會會議次數(shù)越多并不能表明董事會成員的積極工作態(tài)度，而董事會會議更可能是消除隱患的補救性機制。獨立董事比例與董事會規(guī)模對應(yīng)的兩個研究假設(shè)沒有通過檢驗，這說明它們可能不是有效影響盈余質(zhì)量的變量。此外，從對高低盈余質(zhì)量樣本的分析來看，兩個樣本的回歸結(jié)果并不存在顯著性的差異。因此，為了提高上市公司的盈余質(zhì)量，我們認(rèn)為最關(guān)鍵的是加強董事會的獨立性，應(yīng)盡量避免董事長和總經(jīng)理兩職合一帶來的不良影響，同時明確獨立董事的責(zé)任，能夠真正實現(xiàn)獨立董事機制的作用。

參考文獻(xiàn)：

1. Nikos Vafeas，Board structure and inform- ativeness of earnings，Journal of Accounting and Public Policy，2000，(19).

2. 趙景文，杜興強.財務(wù)會計信息與公司治理.大連：東北財經(jīng)大學(xué)出版社，2007.

3. 唐清泉.獨立董事的知識型花瓶式角色，當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理，2006，（5）:105-109.

4. 李海艦，魏恒.重構(gòu)獨立董事制度，中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2006，（4）:88-96.

5. Lipton，M.，Lorsch，J. A Model Proposal for Improved Corporate Governance Business Lawyer，1992，（59）:59-77.

6. 肖作平.公司治理影響審計質(zhì)量嗎—來自中國資本市場的經(jīng)驗證據(jù).管理世界，2006，（7）:22-33.

基金項目：國家自然科學(xué)基金（70772087）；中央高校基本科研業(yè)務(wù)費專項資金（DUT10ZD107）、（DUT10RW107）。

作者簡介：李延喜，博士，大連理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師；董文辰，大連理工大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部博士生；季侃，東北財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院博士生。

收稿日期：2010-09-18。