資產質量、資產反應系數與公司治理

唐國平　郭俊

摘 要：公司治理結構不僅直接作用于資產信息的質量，還能通過影響管理層使用資產的效率，進而影響公司資產質量。本文從董事會特征和股權結構兩個維度度量公司治理，發現公司治理水平高的企業資產質量也高。進一步研究發現，資產質量和資產反應系數與公司治理特征的相關關系具有同向變動的趨勢，這對資產質量進行深入研究提供了一條新的路徑。

關鍵詞：資產質量；資產反應系數；公司治理

中圖分類號：F2309 文獻標識碼：A

文章編號：1000176X（2015）04006808

一、引 言

近年來，中國上市公司頻發財務造假丑聞，繼銀廣夏、藍田事件之后，中石油、四大國有銀行等國有大型企業股價集體持續走低，種種現象表明“精美的”（Sophisticated）財務報表背后，企業真正的核心價值——資產質量卻未必如披露的會計信息一樣令人信服。從會計信息的產生環節與過程來看，高質量的會計準則和完善的信息披露與監管制度是提高資產質量的技術保障，而合理的公司治理結構則是促使會計準則和制度良好運行的制度保障，兩者缺一不可。本文基于公司治理的視角，研究公司治理各個層面要素對資產質量的影響，并立足于中國公司治理的現實特點著重研究股權結構和董事會特征對資產質量的影響，從而為評價和改善上市公司資產質量提供公司治理的經驗支持。

資產質量是一個較為寬泛的概念，其內容涉及會計信息質量，同時也可以反映管理層的努力程度。公司治理機制在一定程度上會影響公司日常經營管理的各個方面。公司治理不僅會直接影響到資產信息的質量，同時還能體現管理層使用資產的效率，提升公司治理水平對于改進上市公司資產質量具有積極作用。信息觀認為，現實世界不存在完美、完全和確定性的市場環境。在現實環境中，財務人員無法準確計量資產的經濟價值，各利益集團更無法就計量經濟價值的程序和方法達成一致。決策有用性是會計信息的首要目標，即對決策者來說能夠顯著改善其決策效果的會計信息就是高質量的會計信息。會計信息要符合對信息使用者決策有用的品質要求，資產作為一種主要的會計信息，如果能對信息使用者在做出決策時起到作用，則表明資產所傳達的信息是高質量的。通過財務報告中資產總額公布后的市場反應來度量資產質量，也符合會計信息質量的基本要求。

在有效資本市場中，管理人員披露高質量的會計信息，真實地反映企業的財務狀況和經營成果，以及能夠使信息使用者據此對企業未來的經營狀況做出合理預測時，市場會在會計信息公布后做出積極的反應，通過股票的買進和賣出影響股票價格，使資本流向資產質量高的企業，從而優化經濟資源的配置。并且，管理當局為了私人利益或其他意圖對會計信息加以修飾，導致的資產“水分”和表外資產可以被市場識別出來，由于管理層的盈余管理行為造成的資產虛增，不會反映到股價上來；相反，沒有被會計人員計入賬面的隱性資產（如良好的管理隊伍、企業文化、忠誠的顧客等）也能會被市場發覺，通過股價上漲的方式而體現出來。在有效市場假設前提下，市場會對相同賬面價值但不同質量的資產做出不同的反應。

一、文獻回顧與研究假設

在信息觀下，資產質量是指股票價格對資產賬面價值的反應程度。Collins等[1]發現，賬面凈資產在股價估計中具有更強大的作用而會計盈余卻常常只含有大量的暫時成分。Francis和Schipper[2]指出，盈余水平和變動對于股票回報率的解釋能力在1952—1994年間呈下降趨勢，但是財務報告的價值相關性卻沒有下降，原因是資產和負債的賬面價值（無論有沒有聯合盈余）對權益市場價值的解釋能力卻一直在上升。Rees[3]采用Ohlson價格模型以在馬德里證券交易所上市公司（金融類除外）1986—1995年的財務數據為樣本，比較西班牙會計改革前后股票價格與會計數據之間的關系——會計數據的價值相關性。研究表明西班牙會計改革后會計盈余的價值相關性下降，而凈資產的價值相關性卻得到了提升。本文在借鑒資產負債表模型該模型主要考察資產負債表的價值相關性。

在兩權分離背景下，經營者傾向于從自身利益出發，不忠于職守，違背企業價值最大化原則，損害股東利益[4]，導致企業資產營運效率低下，降低企業資產質量。公司治理良好的公司，由于擁有相對完善的董事會治理機制和合理的股權結構，其管理層在公司運營過程中會更加高效運用資產，資源得到有效配置，不斷優化資產，提高資產質量。

股權結構被視為公司治理的產權基礎。Claessens和Diankov[5]提出當控制權超過所有權，終極控制人與中小股東代理沖突突顯，上市公司特有的股權結構導致內部治理結構趨于失效，利益博弈的失衡嚴重影響到會計信息質量[6]?？毓晒蓶|對企業的籌資、投資、分配和日常經營決策等行為都具有較強的控制能力[7]。這些行為都會對企業的資產運營和資產信息的生成產生重要影響[8]，即影響著資產質量的主要決定因素。同時，董事會是公司治理的核心[9]。董事會是維護股東和管理人員之間契約關系的一項重要機制[10]。董事會將股東和管理人員聯系起來，董事會特征就成為公司治理可能影響資產質量的一種路徑。Klein[11]研究了董事會對于公司財務、會計管理過程的重要性，證實董事會特征確實與會計信息操縱有關。有大量的研究證據支持董事會最重要的職責之一就是對公司財務報告的生成過程進行監督，公司治理結構這一制度環境在很大程度上會影響資產質量[12]。

控股股東控制著公司的重大經營決策，當控股股東為國有股東時，控股股東的“缺位”問題，又會增加控股股東與中小股東之間的代理成本。由于中國特殊的制度背景，國有股產權的不明晰和股權不流通使得代理問題惡化，進而可能形成事實上的內部人控制。當控股股東為國有股東時，上市公司發生財務重述的可能性更大[13]。沒有國有股的公司比有國有股的公司業績顯著要好[14]。劉立國和杜瑩[15]認為如果公司的第一大股東為國資局時，公司更可能發生財務舞弊。上市公司的資產質量可能受到控股股東身份的影響，為此本文提出如下假設：

假設1a：相比于國有控股企業，非國有控股企業具有更高的資產質量，反映為更高的資產反應系數。

其他股東雖然在與控股股東的代理問題中居于不利地位，但還是會根據自身情況選擇可行的方式盡量規避損失。公司其他大股東對第一大股東的制衡是保護外部投資者利益的一種重要機制[16]。隨著其他股東持股比例的增加，他們的監督動機和能力就得到了提高，對其他大股東的制衡能力越強。多個大股東的存在對于抑制資產掏空等侵害行為可以起到互相監督、制衡的作用。對中國資本市場而言，其他大股東作為和公司利益緊密關聯的內部人，同樣具有一定的與其持股比例和控制權相應的信息優勢，這有助于減少上市公司實際發生的違規行為[17]。為此本文提出如下假設：

假設1b：股權制衡能力越強，企業資產質量越高，相應的資產反應系數越大。

董事會規模無疑是影響董事會監督效率的重要因素。大規模的董事會可能代表更多股東的利益，也可能囊括更多的專業知識和豐富的成員。同時，分配給專業委員會每一位董事的任務相對較少，從而有更好的監督效果[18]。并且，監控的效力也會隨著增大，董事的專業才能夠得到更充分的發揮[19]。本文認為，董事會規模越大越能有效地進行管理監督，為此提出如下假設：

假設2a：董事會規模越大，企業資產質量越高，資產反應系數越大。

在董事會中保證一定比例的外部董事是提高公司治理水平的必要條件。董事的有效監管主要取決于相對于管理層的獨立程度[20]，這種獨立性通常由董事會中獨立董事所占比例加以衡量，獨立董事的專業特長和客觀性將使管理層的隧道行為與資源侵占最小化[21]。獨立董事具有維護自身市場聲譽的動機去履行監督管理層職能，外部獨立董事的介入被授予對管理層的監督、考核、獎懲等職權，可以通過減少管理層和股東之間的利益沖突來維護公司利益[22]。外部董事為建立及維持其專業聲譽，獨立行使職權的誘因較強，因此能發揮較強的監督機制[23]。Beasley[24]、Dechow等[20]以及Klein[11]發現獨立董事比例越高，財務報告的質量也越高。為此本文提出如下假設：

假設2b：獨立董事的比例越高，企業資產質量越高，資產反應系數越大。

董事長是否兼任總經理是董事會治理的重要指標。董事長和總經理由同一人兼任，因其握有主導議程與召開會議的權力，將使董事會超然獨立地位受到掣肘，而使管理當局對董事會掌控的勢力提升，進而削弱董事會監督職能。中國的上市公司的公司治理與發達國家相比存在較大差異，許多上市公司的董事長或總經理往往是由政府部門直接任命，董事長如果由總經理兼任很有可能導致董事會成為“一言堂”，從而影響資產質量。為此本文提出如下假設：

假設2c：如果董事長與總經理兩職合一，則企業資產質量越低，資產反應系數越小。

董事會會議是董事會成員之間進行交流的重要渠道。頻繁的董事會會議是發現和消除隱患的措施，而不是前瞻性措施，通常被當作 “滅火器”。真正運行良好的公司，董事會會議頻率不需要太多[23]。Vafeas[25]發現公司績效與董事會會議次數呈負相關關系，為此本文提出如下假設：

假設2d：董事會會議召開的次數越多，企業資產質量越低，資產反應系數越小。

Khanna和Poulsen[26]認為高管在公司中往往是作為一種標志性角色，被解聘的高管可能只是公司的“替罪羊”。公司業績與高管變更之間存在負相關關系[27]，較差的公司業績提高了高管變更的可能性[28]。特別在中國具有行政任命的背景下，董事長的更換可能為會計信息披露管理創造空間，從而影響資產質量。為此本文提出如下假設：

假設2e：更換高管導致企業資產質量降低，資產反應系數變小。

二、研究設計

1樣本選擇與數據來源

為了排除新會計準則的實施對企業財務報告的影響，本文選取2009—2012年在滬深兩市上市的A股公司作為研究樣本。在樣本選擇時剔除了以下類型的企業：（1）金融保險類公司。（2）被交易所ST的公司。（3）相關數據缺失的公司。最后得到6 503個樣本觀測值。本文所有財務數據均來源于國泰安數據庫。

2模型選取與變量說明

（1）模型選取

本文采用如下模型來分析公司治理對資產質量的影響。

（2）變量說明

由于市場評價法難以計算每一家公司的資產質量，因此，選用資產質量基本分析評價法衡量公司資產質量。借鑒以往的研究成果，分5個層次選取了11個財務指標來評價資產質量。

具體計算方法可詳見《資產質量評價體系研究》（唐國平，郭?。┮晃模抻谄?，此處不再贅述。上市公司的資產質量信息是資產真實性、周轉性、盈利性、獲現性

錢愛民和張新民（2009）在構建經營性資產評價指標體系時提出了這一特征。和可持續性等財務信息的綜合匯總。其中，資產的真實性

本文在選取真實性指標時，借鑒了K值（宋獻中和高志文，2001）的相關研究成果，但考慮到中國會計準則的變化，故沒有將三年以上應收賬款、待處理財產凈損失劃入不良資產。是指資產真實存在，并能為企業帶來經濟利益，長期待攤費用和長期應收賬款無法為企業帶來利潤，因此本文并用不良資產比率進行測度。周轉性是指資產在企業生產經營過程中被利用的效率，周轉性是資產的本質特征，本文綜合運用總資產周轉率、債權周轉率和存貨周轉率作為衡量指標。盈利性是指資產在生產運營過程中被利用的效果，是評價資產質量的核心指標，此處綜合運用資產息稅前利潤率、毛利率、核心利潤率作為衡量指標。資產的獲現性是指資產在使用過程中能夠為企業創造現金凈流量的能力，采用資產獲現率和核心利潤獲現率指標進行衡量。資產的可持續性表現為企業資產能夠在未來持續地產生凈現金流量，發展勢頭良好的企業能使資產總額保持穩定增長，我們采用總資產增長率和無形資產比率指標進行衡量。

本文從兩個方面衡量上市公司的公司治理水平（Gov）：股權結構和董事會特征，分別包括股權性質和股權集中度，董事會規模、董事會獨立性、兩職合一、董事會會議和高管變更。同時，根據相關文獻的研究結論，本文選擇審計意見類型、審計師類型和公司規模以控制其他因素對被解釋變量的影響。

另外，本文采用Winsorize的方法，對所有小于1%分位數（大于99%分位數）的觀測值，令其值分別等于1%分位數（99%分位數）。具體變量定義如表1所示。

三、實證檢驗與分析

1描述性統計

表2列示了變量的描述性統計。如表2所示，上市公司資產質量得分的均值為2492，中值為2500，上市公司的資產質量平均而言并不高。樣本公司中有45200%的公司的終極控制人為非政府。樣本公司第一大股東的持股比例平均為第二大股東的15520倍，這表明樣本公司存在較高的股權集中度。樣本公司董事會平均有9124個董事會成員，董事會中獨立董事的比例平均為36400%，超過了證監會所要求的1/3的監管要求，董事會每年平均開會次數為8979次。有81400%的樣本公司的董事長和總經理由兩人擔任。平均而言，有25600%的樣本公司的高管發生了變更。

2回歸結果

表3列示了公司治理對資產質量影響的回歸結果。第（1）列列示了把所有的公司治理變量同時放入模型中的回歸結果。股權結構方面，公司股權性質與資產質量得分顯著正相關，說明相比于國有企業，非國有企業具有較高的資產質量。公司股權集中度與資產質量得分顯著負相關，說明相比于股權分散的公司，股權集中的公司具有較低的資產質量。假設1得到驗證。公司董事會規模與資產質量得分顯著正相關，說明相比于董事會人數較少的公司，董事會人數越多，公司的資產質量越高。公司董事會會議次數與資產質量得分顯著負相關，這表明，董事會會議次數更多的公司具有較低的資產質量。董事會開會更多是為了解決公司所面臨的眾多問題，而這樣的公司往往具有較低的資產質量。高管是否變更與資產質量得分顯著負相關，這表明，相比于高管沒有變更的公司，發生高管變更的公司具有較低的資產質量。假設2基本得到驗證。

值得注意的是，公司董事會獨立性與資產質量得分顯著負相關，董事會中獨立董事越多，反而會降低公司的資產質量，與本文的假設2b相反。其原因可能在于，獨立董事并不參與公司的經營管理，如此一來，獨立董事雖然可以提高資產的真實性，但是這同時會降低公司的經營管理水平，進而降低公司的資產質量。并且，本文發現Indep與Shrz的相關系數顯著為正，說明獨立董事比例越高，稀釋了其他董事在董事會的權利，再加上獨立董事的不作為，因此大股東在董事會的控制能力相對增強，更易于做出損害公司資產質量的行為。另外，公司董事長和總經理是否合一與資產質量得分顯著負相關，相比于董事長和總經理合一的公司，由兩人擔任的公司反而具有較低的資產質量，這與假設2c相反，其原因可能在于，如果董事長和總經理由兩人擔任會降低公司在進行決策時的效率，并進而降低了公司的資產質量。

另外，被出具標準審計意見的公司、聘請國際四大會計師事務所的公司和規模較大的公司均具有較高的資產質量，這與本文的預期相符。表3的第（2）列列示了單獨把股權結構方面的公司治理變量放入回歸模型中的回歸結果，第（3）列列示了單獨把董事會特征方面的公司治理變量放入回歸模型中的回歸結果，這兩個回歸結果均與第一個回歸結果相同。這進一步驗證了本文的研究結論。

為進一步了解資產質量各層面的公司質量特征，我們將五個層次的資產質量與公司治理變量得分進行回歸。表4顯示，資產質量各層面顯示出不同的資產質量特征。在股權結構方面：民營企業比國有企業的資產質量體現出更高的盈利性和可持續性，而股權集中度高的公司其資產質量反映出更低的盈利性、變現性和可持續性。在董事會特征方面：公司董事會規模越大，資產質量的周轉性、盈利性和可持續性越強，較多的獨立董事不僅能夠提高公司資產的真實性，同時也能提高公司資產的盈利性和變現性。而董事長和總經理由兩人擔任以及公司高管發生變更都會降低公司資產的真實性、盈利性和可持續性。另外，公司董事會開會次數越多則公司資產的真實性、周轉性、變現性和可持續性越強。分層次檢驗結果各變量的系數大部分較為顯著，且符號與資產質量總得分的回歸結果基本一致，綜合指數法整體比較穩健。

表5列示了采用ARC模型分析公司治理對資產質量影響的回歸結果。Asset×Shrz的系數顯著為負，說明股權集中度越高，股權制衡能力越差，大股東操控能力越強，股價對資產的反應敏感性降低，假設1得到驗證。Asset×Board的系數顯著為正，董事會規模越大的企業，董事會在公司治理中發揮的作用越強，資產反應系數越高。Asset×Meet的系數在全變量回歸結果中顯著為負，董事會會議次數的增加降低了管理效率，導致企業資產質量下降。Asset×Gchan的系數在加入董事會特征的回歸結果中顯著為負，當企業變更高管時，由于企業已經出現問題，資產質量處于較低水平，更換高管是為了緩解壓力或迫于無奈，符合“替罪羊”假說。上述結果顯示假設2基本得到驗證。結果與表3中的回歸結果在符號上完全一致，說明資產質量與資產反應系數存在同向變動關系，即資產質量高的企業，資產反應系數就越大，這一結論為資產質量領域未來的實證檢驗提供了一個新的研究視角。

2敏感性檢驗

為了驗證本文結論的可靠性，本文還進行了以下的穩健性檢驗：（1）在加總計算總的資產質量得分時，直接根據11個細分指標加總計算，而不在先求平均數，然后再加總。（2）對于股權性質，采用第一大股東的性質來衡量。（3）對于股權集中度變量，使用赫芬達爾指數“前三大股東持股比例的平方和”、“前五大股東的持股比例的平方和”來衡量。（4）對于行業的分類，采用中國證監會公布的一級行業進行分類。上述敏感性檢驗在實質上均沒有改變本文的結果，這表明本文的實證結果在一定程度上是穩健的。

五、結 論

基于基本分析評價法下的資產質量得分，本文從股權結構和董事會特征兩個方面實證檢驗了公司治理分別對資產質量和資產反應系數的影響，發現：（1）從股權結構來看，非國有企業比國有企業具有較高的資產質量（資產反應系數）；股權集中的公司比股權分散的公司具有較低的資產質量（資產反應系數）。（2）從董事會特征來看，董事會人數越多，董事會開會次數越少，都會導致公司資產質量增加；發生高管變更的公司具有較低的資產質量（資產反應系數）。值得注意的是，董事會中獨立董事越多，反而會降低公司的資產質量（資產反應系數），其原因可能在于，獨立董事并不參與公司的經營管理，如此一來，獨立董事雖然可以提高資產的真實性，但是同時會降低公司的經營管理效率，進而降低公司的資產質量（資產反應系數）。另外，公司董事長和總經理是否合一與資產質量得分（資產反應系數）顯著負相關，其原因可能在于，如果董事長和總經理由兩人擔任會降低公司在進行決策時的效率，并進而降低了公司的資產質量（資產反應系數）。

一個有趣的現象是，通過公司治理要素與五個層次的資產質量得分的回歸分析發現，不同的公司治理特征體現出來的資產質量性質存在差異。在股權結構方面：民營企業和股權集中度低的企業資產質量體現出更高的盈利性和可持續性特征。這反映出在民營企業，股權較為分散，公司則主要在可持續穩定經營的基礎上，以實現盈利目的為主。而國有企業，大多股權相對集中，鑒于企業特殊的性質和全民所有制的制度背景，企業還需承擔就業、社會穩定，甚至還要擔負維護金融、經濟秩序的責任。因此，國有企業盈利目標相比于非國有企業并沒有那么強烈。在董事會特征方面：只有董事會規模和開會次數與資產質量的周轉性和可持續性存在顯著關系。意味著董事會成員更多地關心企業的周轉經營情況，因為這關系到他們的績效甚至“飯碗”。企業只要不倒閉，董事會成員除非發生重大決策失誤基本不會面臨被解雇的危機。并且，董事會都有建造自己“帝國”的企圖。更傾向于更快地周轉經營，不斷擴大企業規模，滿足自己控制權不斷擴張的欲望。

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（責任編輯：于振榮）