公司治理与财务舞弊关系的经验分析，本文主要内容关键词为：公司治理论文,财务论文,关系论文,经验论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
本文所研究的财务舞弊行为指：公司管理层突破现有会计规范，蓄意错误呈报、遗漏财务报告中应予披露的内容，或提供虚假会计信息。（注：与财务舞弊有关的另一概念是“盈余管理”，盈余管理是指经理人员在财务报告与组织交易等活动中运用了判断，从而改变企业的对外财务报告，这一概念不属于本文的研究范畴。在本文中，财务舞弊等同于“违法性会计信息失真”、“财务操纵”等术语，盈余管理等同于“财务报表粉饰”等术语。）
一、文献回顾与基本假设
在公司治理中，董事会的一项重要功能是通过有效监督经理层的经营行为来最小化两权分离可能带来的代理成本。Fama（1980）、[1]Fama和Jensen（1983）[2]指出，董事会中大部分具有影响力的董事成员都是公司的内部管理人员，但董事会要成其为有效的决策控制机制，还必须包括部分的外部董事。董事会作为内部控制机制的有效性将随着外部董事的加入而增强。Beasley（1996）[3]的研究表明，无财务舞弊行为公司董事会中外部董事的比例显著大于财务舞弊公司，并且，随着外部董事持股比例上升、外部董事任职期延长、以及外部董事在其它公司任职人数的增加，财务报表舞弊的可能性也不断降低。
我国公司治理改革已逾十年，当前独立董事制度的建立是否有助于改善公司治理结构？胡勤勤和沈艺峰（2002）[4]的研究表明，现阶段上市公司公司治理中的独立董事制度对公司经营业绩的改善未能起到应有的作用。在目前上市公司普遍存在一股独大、内部人控制的情况下，上市公司特殊的制度性背景完全有可能使独立董事制度流于形式。因此，独立董事在上市公司会计监管中也将难以履行预期的信息监督职能。由于我国监管部门直至2001年才对上市公司设立独立董事做出明文规定，这一时点之前的财务舞弊行为并不适用从独立董事角度进行解释，所以本文将以外部董事代表董事会的独立性。（注：国外早期的研究文献也仅以董事是否同时也是公司雇员为标准，将其分为内部董事（公司雇员）和外部董事（非公司雇员）。后来的研究文献才延伸到进一步考虑董事与公司的各种利益关系，并以此为标准再将外部董事分为独立董事和关联董事。）由此，提出本文研究的第一个假设：
假设1：发生财务舞弊的上市公司与未发生财务舞弊的上市公司两者董事会中外部董事比例不存在显著差异。
有关财务报告信息质量的影响因素，除了上文所述董事会结构外，公司所有权结构也被认为具有相当的影响力。Fan和Wang（2002）[5]对东亚经济中所有权结构和会计盈余信息性之间关系的研究表明，所有权高度集中以及由此带来的金字塔式的持股结构，带来了控股股东与外部投资者之间的利益冲突，控股股东将出于自利目的报告会计信息，因此会计信息对外部投资者而言失去了可信性。
在上市公司经营绩效与股权结构的研究中，国有股一股独大以及由此引发的严重内部人控制被归结为国有企业经营绩效低下的重要原因。徐晓东、陈小悦（2002）[6]的研究表明第一大股东为非国家股股东的公司有着更高的企业价值和更强的盈利能力，杜莹（2002）[7]也发现国家股比例与公司绩效呈显著负相关。我国上市公司第一大股东多为国有股且拥有绝对控制权，（注：截至2001年3月，沪深交易所上市公司1122家，总股本3973.12亿，其中国家股、国有法人股2502.％亿，占总股本的63％。此外，2001年度A股上市公司第一大股东的平均持股比例为43.9％，第二大股东持股比例为8.5％。）国有产权的特殊性使行政代理无法构建起对国有产权的有效保护，从而使上市公司为虚饰经营业绩而操纵会计信息成为可能。由此，提出本文研究的第二和第三个假设：
假设2：股权集中度越高的上市公司越容易发生财务舞弊。
假设3：当控股股东为国有股东时，上市公司更有可能发生财务舞弊。
二、研究设计
（一）样本选择
本文以90家上市公司为样本对上述假设进行检验，其中45家为“财务舞弊”上市公司，采取一一对应原则为每一家财务舞弊公司选择相应的配比样本，共获得45家无财务舞弊行为上市公司。样本观察值的所有财务数据均来自中国股票财务数据库查询系统V2.0，董事会变量、股本结构变量来自巨潮资讯（www.cnicfo.com）上市公司历年年报。
1.财务舞弊上市公司。本文从中国证监会（www.csrc.gov.cn）历年行政处罚、通报批评、公开批评的上市公司中选取财务舞弊样本公司。（注：截至2002年7月4日证监罚字[2002]12号。）首先，上述公司的违法违规行为仅限于信息披露方面，而不包括信息披露之外的行为。（注：具体有：上市公告、招股说明书等上市文件有重大遗漏和虚假陈述；中报和年报有重大遗漏和虚假陈述；未及时报告、公告可能对公司股票价格产生较大影响的重大事件；未及时公开澄清可能对公司股票价格产生误导性影响的信息；股票发行、交易过程中的其他重大遗漏和虚假陈述。具体见《股票发行与管理暂行条例》第六章“上市公司的信息披露”。）其次，监管部门从1998年开始才要求上市公司在年报中披露公司治理信息，有限于此，本文舞弊样本的选取期间始于1998年，即上市公司的财务舞弊行为最早不早于1998年。再次，财务舞弊公司仅限于证监会正式立案审查，并做出行政处罚、通报批评、公开批评等正式处理决定的案件。依据上述标准，本文共选取45家财务舞弊上市公司作为舞弊公司样本。
2.无财务舞弊上市公司。每一家财务舞弊上市公司以下列标准为基础，共选取45家无财务舞弊行为的上市公司作为配比样本：（1）交易所：财务舞弊公司与配比样本公司在同一交易所上市交易，即上海证券交易所或深圳证券交易所；（2）公司规模：财务舞弊前一年与舞弊公司资产总额最接近的公司；（3）行业：舞弊公司和配比公司所在行业相同，研究采取商业、制造业、公用事业、房地产、综合类等五大类作为行业分类标准。除上述标准外，配比公司还必须不在上交所、深交所公开谴责的公司之列，并且公司历年审计报告都必须是标准无保留意见。舞弊公司与配比公司基本情况见表1。
表1 舞弊公司与配比公司基本情况 （￥以千元为单位）
（二）研究设计
研究设计上采取logit回归分析，分别对第二部分提出的假设进行检验：
假设1：
式（1）对上市公司外部董事比例和上市公司舞弊行为之间的相关性进行了检验，式（2）对上市公司股权集中度、控股股东性质和上市公司财务舞弊行为之间的相关性进行了检验。
式（1）、式（2）的因变量都是FRAUD，该变量为哑变量，若上市公司有财务舞弊行为该值取1，否则取0。
式（1）的解释变量是％OUTSIDE，代表董事会中外部董事所占比例，以未在公司任职的董事人数除以董事会总人数。式（2）的解释变量是％FIRSTHOLD和STATEHOLD，％FIRSTHOLD代表上市公司第一大股东持股比例，本文以第一大股东持股比例衡量上市公司股权集中度，该变量以第一大股东持股数除以公司总股数计算；STATEHOLD代表上市公司第一大股东性质，该变量为哑变量，第一大股东为国有股股东该变量取1，否则取0。
对上市公司财务舞弊行为产生差异性影响的控制变量，如：
（1）董事会规模（BOARDSIZE），Yermark（1996）[8]发现董事会监督职能随着董事会规模增大而减弱，本文预测该控制变量与上市公司财务舞弊行为存在正相关关系，该变量以董事会人数计量。（2）二元性（DUALITY），Jensen（1993）[9]认为CEO无法独立于其个人利益履行董事会主席的监督职能，两职合一无疑会影响到董事会监督职能的发挥。本文预测该控制变量与财务舞弊行为之间存在正相关关系。该变量为哑变量，当董事会存在两职合一的情况时取1，否则取0。（3）上市流通年数（AGEPUB），林舒、魏明海（2000）[10]研究发现上市公司上市前都存在过度“包装”的现象，而我国证券市场也普遍流行“一年绩优、两年绩平、三年绩差”的说法，当企业绩效低下时管理层操纵会计数字的诱因也可能随之增强。本文预测公司上市期间与其财务舞弊行为存在正相关关系，该变量以公司上市流通年份数计量。（4）配股（SEO），蒋义宏、魏刚（1998）[11]的研究发现，针对配股资格中ROE必须达到10％的规定，我国上市公司ROE的分布存在显著的“10％现象”。本文预测上市公司争取配股资格与否与财务舞弊行为存在正相关关系。该变量为哑变量，上市公司在财务舞弊行为发生后三年内有配股行为的该变量取1，否则取0。（5）特别处理（ST），上市公司发生亏损时将有强烈的诱因操纵会计盈余以避免被特别处理，已被特别处理的公司则多通过财务操纵行为实现“脱帽”。[12]本文预测上市公司是否被特别处理与财务舞弊行为存在正相关关系。该变量为哑变量，上市公司财务舞弊行为发生后被特别处理、特别处理期间发生财务舞弊、财务舞弊后实现“摘帽”的，（注：财务舞弊当年或之后三年内被特别处理的，可视作为避免ST而操纵会计盈余；特别处理期间发生财务舞弊的，可视作力图“摘帽”而操纵盈余；财务舞弊后被撤销特别处理的，可视作通过操纵盈余实现“摘帽”。）该变量取1，否则取0。（6）财务杠杆（LEVER），企业的负债权益比率越高，企业经理人员就越可能选择将报告盈余从未来期间转移至当期的会计程序。[13]本文预测上市公司财务杠杆与财务舞弊行为存在正相关关系，该变量以总资产负债率计量。（7）企业规模（SIZE），Ho和Wang（2001）[14]发现，公司规模与自愿披露程度存在显著正相关关系。本文预测上市公司规模与财务舞弊行为存在负相关关系，该变量以上市公司总资产取自然对数计量。（8）获利能力（ROE），本文预测上市公司获利能力与财务舞弊行为存在负相关关系，该变量以净资产收益率（ROE）计量。
三、研究结果
（一）描述性统计分析
表2对舞弊公司组与配比公司组之间有关变量其差异的显著性进行了检验，每一配对（pair）是以配比公司的变量值减去舞弊公司的相应变量值。
表2 配对样本T检验
**Correlation is significant at the 0.01 level（2-tailed）；**Correlation is significant at the 0.05 level（2-tailed）.
从表中可以看出，两个样本组第一大股东持股比例（％FIRSTHOLD）、配股（SEO）、特别处理（ST）之间的差异在0.01的水平上高度显著，资产负债率（LEVER）之间的差异在0.05的水平上显著。配比公司的第一大股东持股比例平均低于舞弊公司8.75％，配比公司的配股行为多于舞弊公司，而舞弊公司被特别处理的可能性更大，舞弊公司的财务杠杆平均高于配比公司8.3％。
（二）Logit回归分析
1.外部董事比例与财务舞弊。表3列示了上市公司外部董事比例与公司财务舞弊行为关系的回归结果。
表3 外部董事Logit回归结果
**Correlation is significant at the 0.05 level（2-tailed）.
从表中可以看出，外部董事比例与上市公司财务舞弊行为之间不存在显著的相关性，研究假设1通过检验。这一结论同Beasley（1996）[3]的研究结果正相反，Beasley发现上市公司外部董事比例与财务舞弊行为存在高度显著的负相关关系。
2.第一大股东持股比例、性质与财务舞弊。表4列示了上市公司第一大股东持股比例、第一大股东性质与公司财务舞弊行为之间关系的回归结果。
表4 第一大股东持股比例、第一大股东性质Logit回归结果
***Correlation is significant at the 0.01 level（2-tailed）.
*Correlation is significant at the 0.1 level（2tailed）.
从表中可以看出，第一大股东持股比例与上市公司财务舞弊行为存在正相关关系，并在0.01的水平上高度显著；但第一大股东性质与财务舞弊行为之间的关系没有通过检验。
（三）对研究结果的讨论
研究假设1通过检验，证明了发生财务舞弊的上市公司与未发生财务舞弊的上市公司两者董事会中外部董事比例不存在显著差异。我国上市公司的外部董事没有发挥预期的信息监督职能，这一现象是根植于我国特殊的制度性背景的。正如Fama和Jensen（1983）[2]所言，外部董事人力资源的价值主要取决于他们在其他组织中担任内部决策管理人员的工作情况，他们要通过董事职位向外部职业市场传递相应的信号。外部董事之所以会对选择、聘任他们的公司高管人员进行监督，是因为外部董事有充分的激励去维护他们作为决策控制专家的声誉。可见，成熟职业市场的存在，是外部董事成其为有效监督机制的关键。目前我国的外部董事多是行政任命，而非职业决策控制专家，在外部董事本身不具备职业素质、成熟职业市场缺失的情况下，外部董事没有尽职监督也是必然结果。
研究假设2股权集中度与上市公司财务舞弊行为的正相关关系通过检验，但研究假设3第一大股东性质与财务舞弊行为之间的关系没有通过检验。与Fan和Wang（2002）[5]的研究结果一致，在所有权高度集中的情况下，上市公司公司治理失效的可能性随之增大，控股股东将出于自利目的报告会计信息，上市公司财务舞弊的可能性也就越大。控股股东是否为国有股东与财务舞弊之间却不存在显著的相关性，这说明控股股东性质对我国证券市场财务舞弊行为不具解释力。在所有权高度集中的情况下，国有控股股东与非国有控股股东操纵会计信息的激励是相同的。
研究还发现下述因素对上市公司财务舞弊具有解释力。首先，上市公司配股行为与财务舞弊存在负相关关系，这说明了进行配股的上市公司业绩相对较好，为达到10％、6％的配股生命线而进行财务舞弊的激励也就相对减弱，或者说我国证券市场上市公司财务舞弊的主要目的不是为了争取配股资格，但不排除上市公司出于配股目的而进行财务报表粉饰。其次，公司规模与财务舞弊存在负相关关系。大规模企业需要更多的资本，其所受到的社会关注、监管关注也更大。尽管大规模企业也可能具有为募集更多社会资金而操纵会计数字的动因，但与社会压力、监管压力相权衡，大规模企业更倾向于放弃这一动因。再次，董事会规模与财务舞弊存在正相关关系，随着董事会规模的增大，董事会监督职能随之减弱，财务舞弊发生的可能性也就增大。
