领导结构、经理人职业素质与会计信息质量——以受处罚的上市公司为例，本文主要内容关键词为：为例论文,经理人论文,上市公司论文,会计信息论文,素质论文，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。
一、研究方法与模型设计
1.变量与影响因素
本文的着眼点和研究目标是经理人员自身特征、领导结构（经理人员是否和董事长为同一人）与会计信息质量的关系，上市公司信息披露的真实性与经理人的自身特征与领导结构相关，因此，本文选取的变量如表1所示。
表1变量及其含义
变量 含义
Xueli总经理的受教育程度，用学历表示
Prop 总经理的持股比例
Cgsz 总经理的持股市值，以年末收盘价与持股数的乘积表示
Fshp 第一大股东的持股比例
ROE 净资产收益率
Rnoptp
非主营业务利润在总利润中所占比重
Leader
领导结构，当总经理和董事长两职合一时，取1，否则，取0。
Fraud
会计信息变量，当公司披露虚假信息时，取1，否则，取0。
（1）总经理受教育程度。格云·尼特勒在《谎言、欺骗与偷窃》一书中有如下描述：有知识者比无知识者较为诚实；上层和中层人比下层人更诚实。本文假设，当总经理和董事长为同一人时，此时不存在代理条件，即无不对称信息，不存在经理层与公司所有者之间的利害冲突，经理人员为公司着想和为自身着想的终极目标不冲突，会计信息的虚假与经理的职业素质应当呈现负相关，即经理的职业素质越高，则造假的可能性越小。当总经理与董事长并非同一人时，此时存在上述代理条件，即经理人拥有公司所有者不知道的信息，并与公司利益不一致，然而经理人进行会计信息呈报受到多方制约，并非独自操纵，会计信息的虚假与经理的素质不相关。统计中，本文按如下标准（如表2所示）对总经理学历进行统计。
表2总经理受教育程度分值表
分值 1
2 3 4 5 6 7 8
代表学历 初中以下 初中 高中 中专 大专 本科 硕士 博士
（2）总经理的持股比例。Warfield（1995）提出，当经理人员入股或管理机构所占股权增加时，会降低代理人成本，因此，也减少了经理人员操纵盈利数字的可能性。经理人员的持股数越高，其造假的可能性越低，当其持股数上升至控股地位，此时即公司控制权与经营权合二为一，丧失了代理委托的条件，此时经理人员的造假行为已非获得短期利益，而与其职业素质、财务经历、执业年限等因素有关。
（3）总经理的持股市值。Beneish（1999年）发现，那些被SEC采取强制措施的公司高级管理人员在盈余被高估的年份更可能出卖其拥有的股份，并执行其股票期权。从这个侧面可以看出，高级管理人员追求利益最大化是其财务报告舞弊的动机之一。这项研究还发现，因财务报告舞弊导致公司雇佣损失和SEC的货币罚款损失，在公司业绩恶化的前提下，无法有效阻止公司高级管理人员从事财务报告舞弊并抛售其股权或执行股票期权，这一点更证明了高层管理人员的舞弊动机是追求个人效用最大化。
（4）第一大股东的持股比例。在股权集中型上市公司，第一大股东在对管理层的决策施加重要影响的同时，也制约着管理层的行为，同时，大股东掠夺小股东的可能性上升，持股比例成为影响大股东掠夺激励的一个重要变量（Shleifer and Vishny，1986、1997）。但是，当大股东的持股比例越高，其利益与公司利益的一致性就越高，这样，其实施虚假会计信息披露行为的可能性就越低，因为大股东从虚假信息披露中获取短期利益的同时，该行为会对公司的长远发展造成不利影响，削弱公司的未来获利能力，反过来危及到大股东的利益。因此，在持股期限较长的情况下，大股东持股比例越大，所分担的未来收益额就越小，从而降低了其造假动机，而提高了监督经理层以防其造假的激励。La Porta等（1998）的研究也发现，股权集中度与财务报告质量负相关。但也有学者得出相反的结论，Dechow等（1996年）发现，如果内部董事占全体董事的比例越高，或公司董事长与总经理是同一人，或公司未设立审计委员会，该公司可能因违反GAAP而受到SEC的处罚。
（5）净资产收益率。根据中国证监会的有关规定，上市公司申请配股必须符合以下条件：1999年以前为最近3个会计年度的平均净资产收益率在10％以上（特殊行业的公司不得低于9％）且任一年度的净资产收益率不得低于6％，1999年以后，10％的标准降为6％。邱学文（2000）的调查结果表明，会计信息失真的主要原因是为使公司的净资产收益率达到配股资格，凡能改变举债或为某种政治利益而虚报利润。Dechow，Sloat和Sweeny（1996）在分析那些被SEC采取强制措施的原因时发现，公司进行盈余操纵最重要的动机是低成本获得外部融资。
（6）非主营业务利润在总利润中所占比重。与抬高净资产收益率的动机相同，即虚构经营业绩骗取上市、配股、增发资格所募集的资本以及操纵利润以导致市值增加（黄世忠，2001），操纵市值也是舞弊的重要动机；根据我国公司法等法律的规定，企业必须连续3年盈利，且经营业绩要比较突出，才能通过证监会的审批，为了达到粉饰报表的目的，虚构非主营业务利润是盈余操纵的手段之一。
（7）领导结构。当总经理和董事长两职合一时，取1，否则为0。董事长和总经理是否合一，是是否构成委托代理条件的关键因素。通常认为，经理人舞弊的利己行为是委托代理制度的结果。代理理论的论点就是经理人总是被利己思想所驱动（Harrison & Harrell，1993；Harrell & Harrison，1994：后来被称为H&H）。但是，当两职位合一时，不存在代理理论条件，经理人利益与公司利益是一致的，其造假动机只与个人素质和能力相关。由此可见，代理的条件是否存在和经理人的道德素质构成了经理人提供虚假会计信息的制约因素，也即，二职合一时，经理人是否造假与其职业素质、执业年限和道德水平有关；二职分离时，经理人与公司利益不相一致，同时又存在代理条件，支持经理人造假与本研究其他因素有关。
（8）会计信息质量变量。会计信息反映了公司财务状况和获利能力等经营情况，其质量的高低直接决定着资本市场的有效程度和社会资源的配置效率。高质量的会计信息降低了信息不对称，有助于投资人对公司及其管理当局进行监督，并实施有效的激励措施，而虚假的会计信息则会招致投资者做出错误的决策，给股东造成重大的损失，严重时引发资本市场的混乱。本文以会计信息是否虚假对会计信息质量进行计量，当会计信息存在虚假时，样本公司取值为1，否则取值为0。
2.研究模型与方法
为了研究会计信息虚假与总经理素质之间的相关性，采用的Logistic回归模型如下：
ln（P（Fraud=1）/1-P（Fraud=1））=α+β[，0]Xueli+β[，1]Prop+β[，2]Cgsz+β[，3]Fshp+β[，4]ROE+β[，5]Rnoptp+β[，6]Leader+ε
在研究不同领导结构下经理人职业素质与会计信息质量的相关性时，上述模型中的β[，6]则假定为零。研究使用的软件为SPSS11.5版本。
3.样本与数据来源
本文选取1994～2004年因披露虚假会计信息被证监会或财政部处罚过的40家上市公司为样本，剔除了2家无法取得数据的样本公司，最终得到38家公司为样本组。同时，选取与样本公司会计信息虚假年份前一年年末（若上市申报材料虚假，则以上市当年年末为准）资产规模相同或相近的38家良好的公司为对照组，样本组和对照组共同组成本文研究的总样本。
样本数据中，领导结构、总经理受教育程度等数据根据各家公司披露的年度会计报告，逐家整理取得，各公司各年度年报从以下网站获取：中国上市公司资讯网（www.cnlist.com）、中国证券监督管理委员会网站（http：//www.csrc.gov.cn）、新浪财经（http：//finance.sina.com.cn/）等，资产规模数据、利润总额、主营业务利润、股票年末收盘价数据来自《中国股票市场研究数据库（CSMar）》的财务数据库和交易数据库。
二、研究结果
1.描述性统计结果
样本的描述性统计结果如表3和表4所示。
表3领导结构、受教育程度分布情况频率表
虚假组 对照组
领导结构 学历
领导结构 学历
Count％ Count％ Count％
Count
％
.00
22
57.9％
23
60.5％
1.00
16
42.1％
15
39.5％
3.00 12.6％
4.00
12.6％
5.0013
34.2％
1436.8％
6.0016
42.1％
2052.6％
7.00 8
21.1％37.9％
Total 38 100.0％ 38 100.0％ 38 100.0％ 38 100.0％
表4各变量描述性统计结果
Mean Std.Deviation
Minimum
Maximum
领导结构 .4079.49471
.00 1.00
学历 5.7237.77629 3.00 7.00
经理持股比例.0001184361 .00021233952 .00000000 .00136364
持股市值17.1614 30.54462
.00220.40
第1大股东持股比例
42.6972 19.50795 11.09 88.58
（tp-op）/tp.518371 1.1277205-.04297.7092
净资产收益率 8.0257 16.15756-70.20 33.72
虚假 .5000.50332
.00 1.00
从表3可以看出，在选取的虚假信息组38个样本中，董事长和总经理两职合一的公司有16个，占样本的42.1％；两职分离的公司有22个，占样本的57.9％；对照组中，董事长和总经理两职合一的公司有15个公司，占样本的39.5％；两职分离的公司有23个，占样本的60.5％。总体上看，在全部76个样本中，有31个公司的领导结构两职合一，45个样本公司为两职分离。就总经理的受教育程度看，总经理的平均学历为5.7237，即平均达到大学本科学历水平。可见，大专学历和本科学历的总经理占到样本的大多数。
表4同时给出了纳入模型中的其他变量的描述性统计结果。
2.logistic回归结果
对样本总体回归结果如表5所示。对模型总体进行Omnibus全局性检验，x[2]=14.258，显著性概率为0.047，小于检验水平0.05，模型有统计意义。从模型的回归结果看，第一大股东持股比例与虚假信息在0.05水平下显著负相关，总经理持股市值与虚假信息在0.1水平下显著负相关。而总经理受教育程度及领导结构虽然系数为负，但与虚假信息的负相关性并不显著。
表5 样本总体回归结果（因变量：虚假变量）
BS.E.
Wald
df Sig.
XUELI -.365 .358
1.037
1 .309
PROP2611.592 1938.914
1.814
1 .178
CGSZ
-.046 .023
3.820
1 .051
FSHP
-.038 .015
6.712
1 .010
ROE .008 .016.277
1 .599
RNOPTP .327 .289
1.279
1 .258
LEADER -.441 .542.664
1 .415
Constant
4.054 2.182
3.453
1 .063
模型检验 χ[2]=14.258， Sig.=0.047
与总结
-2Loglikelihood=91.1，Cox&Snell R[2]=0.171，Nagelkerke R[2]=0.228
由于董事长和经理人两职是否合一是代理理论成立的先决条件，本文认为，不同领导结构，决定着经理人是否存在逆向选择和道德风险问题，由此导致经理人素质和会计信息质量的关系发生微妙的变化。两职合一情况下，经理人的利益与企业的利益一致，会计信息虚假导致股东利益遭受损失的同时，也造成经理人自身利益的损失。因此，经理人伪造会计信息缺乏必要的理由，相反，可能的情况是，经理人凭借自己的知识和技能，真实反映公司财务状况和经营成果，合法有效地披露会计信息。由此导致经理人素质越高，披露的会计信息质量越高。两职分离的情况下，委托代理理论的条件成立，当经理人利益和股东利益不一致时，导致经理人进行逆向选择，经理人从自利的角度，披露对个人有利的公司会计信息，掩盖可能导致个人损失的信息，由此导致会计信息质量下降，在其他条件相同的情况下，当经理人利益和公司股东利益背离越远，披露的信息对公司真实状况扭曲程度就越大，从而导致会计信息质量越差；但是，经理人自身的素质受到其受教育程度的影响，经理人受教育程度越高，其诚信度越高，出现逆向选择的可能性就越小，因此，较高的教育程度和素质，降低了经理人利益与公司股东利益不一致对会计信息质量的扭曲程度，可能的结果是，在两职分离的情况下，经理人职业素质或日受教育程度与会计信息质量相关关系不明显。
为了研究不同领导结构下总经理受教育程度与虚假信息的关系，对上述样本分别进行回归，回归结果如表6所示。
表6两职合一情况下回归结果（因变量为虚假）
B S.E.
WalddfSig.
XUELI-1.867 .846 4.8731 .027
PROP
5998.494 3264.985 3.3751 .066
CGSZ -.093 .071 1.7551 .185
FSHP -.056 .034 2.7291 .099
ROE.065 .048 1.8721 .171
RNOPTP .009 .786 .0001 .991
Constant 12.794 5.551 5.3131 .021
模型检验与χ[2]=12.720， Sig.=0.048
总结-2Loglikelihood=30.223，Cox&Snell R[2]=0.337，Nagelkerke R[2]=0.449
从表6可以看出，在两职合一的情况下，会计信息造假情况与总经理素质负相关，这表明，总经理受教育程度越高，出具虚假会计信息的可能性越小，反之，受教育程度越低，出具虚假会计信息的可能性越大。同时，可以看出，总经理持股比例、第一大股东的持股比例在0.1水平下与虚假会计信息也表现出一定的显著相关性。
对总经理的受教育程度、总经理持股比例、第一大股东的持股比例，我们在两职分离的情况下进行了回归，回归结果如表7所示。
表7 两职分离的情况下回归结果
B S.E.WalddfSig.
XUELI
.055.414 0.0171.895
PROP
-3984.0182993.646 1.7711.183
FSHP
-.036.017 4.6131.032
Constant
1.731
2.595 .4451.505
模型检验 χ[2]=6.553，Sig.=0.088
与总结-2Loglikelihood=55.808，Cox&Snell R[2]=0.136，Nagelkerke R[2]=0.181
从表7可以看出，在两职分离的情况下，会计信息造假情况与总经理的受教育程度不再相关，但与第一大股东的持股比例仍然表现出其相关性。
可见，不同的领导结构，经理人素质和会计信息质量存在明显的差别。两职合一的情况下，经理人素质越高，会计信息质量越高，越不可能披露虚假的会计信息，经理人素质与会计信息虚假负相关，两职分离的情况下，经理人与会计信息虚假的相关性消失。一个合理的解释是，两职分离招致了经理人道德风险和逆向选择，由此导致，经理人自身利益和股东利益冲突与会计信息虚假正相关，这一正相关关系抵消了经理人素质与会计信息虚假的负相关关系。
三、结论与建议
（1）总体上看，会计信息虚假情况与领导结构、总经理受教育程度的相关系数为负，但这种负的相关性并不显著。这说明，会计信息虚假与经理人和董事长两职合一存在潜在的负相关关系，即两职合一比起两职分离，会计信息虚假的可能性要低，也就是会计信息虚假与两职分离潜在地存在正相关关系，与经理人的素质潜在地存在负相关性。
（2）在董事长和总经理两职合一的情况下，会计信息虚假与总经理的受教育程度呈显著负相关，这说明，总经理受教育程度越高，会计信息质量越高，虚假的可能性越低。就领导结构两职合一而言，实质上剔除了两职分离的情形，本质上散失了委托代理理论存在的条件，降低了产生道德风险和逆向选择的可能性，更便于凸现和分析经理人素质和会计信息质量的关系。
（3）在两职分离的情况下，会计信息质量与总经理受教育程度的相关性不显著。之所以如此，是因为在两职分离的情况下，会计信息质量受到更多的因素影响，尤其是经理人道德风险和逆向选择，抵消了经理人素质与会计信息虚假的负相关关系。
上述结论说明，经理人对于财务报告的编制有着控制权，财务报告一定程度上是其意志的体现，此过程中，经理人的道德水准和业务素质始终在发挥作用，道德水准和业务素质可由其受教育程度来决定，经理人受教育程度越高，其道德水准和业务素质就越高，即其职业素质越高，其对于会计报告造假的可能性就越低。从整体看，这种相关性不显著的原因是财务报告的出炉虽然经理人应负主要责任，但其毕竟受到多种原因的制约，例如领导结构两职合一的代理条件的制约，具体的财务人员的操作与能力的制约和公司其他利益的制约等。但是，在董事长和总经理两职合一的情况下，不存在代理条件，总经理代表自己利益代表董事会利益行使公司的经营管理权，此时，总经理受教育程度越高，其道德水平和业务素质就越高，即其职业素质越高，其造假的可能性就越低。在两职分离的情况下，总经理意志与利益与公司整体利益存在较多的不一致，此时存在信息不对称的情况，如果监督不力，总经理可能会进行逆向选择，由此导致对会计信息造假的可能性大大提高，抵消了经理人素质与会计信息质量的相关关系，从而出现会计信息质量与总经理受教育程度的相关性不显著。
基于上述结论，本文建议，治理财务报告舞弊已经不能单从会计、审计技术角度出发，对于会计报告的产生主体人的治理不能忽视。在对于公司高层管理人员的受教育程度和职业素质的关注亟待加强的同时，应当选取能真正代表公司利益的人担当公司高层管理人员，对于委托代理的高层管理人员，公司内部应当加强监督力度，公司外部应当有相应的证券法，明确并细化财务报告舞弊的认定、法律责任的种类、法律责任人、赔偿金额等规定。