董事會特征對財務重述的影響研究

孫偉　張琳

【摘 要】 近來年，我國制造業上市公司的財務重述數量呈“S型曲線”遞增，這對我國資本市場經濟發展是不利的，然而董事會的履職情況對財務重述有重大影響。文章探討董事會特征與財務重述的關系，以2012—2014年滬深證交所A股制造業上市公司為研究對象，通過建立二元Logistic回歸模型進行實證分析。研究結果表明：在制造業上市公司中，董事會規模較小和董事會會議質量偏低的公司，都難以阻止重述發生；董事會的持股比例與財務重述呈負相關關系；董事長擁有敏銳的認知力與有效利用資源能夠全面影響董事會的決策，可以有效減少重述發生；而董事會獨立性與專設委員會數量對財務重述影響并不顯著。

【關鍵詞】 制造業； 董事會特征； 財務重述

中圖分類號：F230 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2015）23-0074-06

一、引言

財務重述是企業對已經公布的錯誤、誤導性的財務信息進行重新修正并表述的行為，其作為一種糾錯機制，常被認定為企業管理人員操縱盈余、暗箱操作、粉飾信息的“罪魁禍首”，它對投資者、債權人、政府帶來了巨大的負面影響（王斌，2011）。20世紀90年代末期，美國資本市場上財務重述的現象急劇增長，2008年美國財政部在一份研究報告中表明：1997年到2006年間，美國證券市場的財務重述事件由90家激增到1 577家。黃偉（2010）統計表明，1999年到2006年財務重述公司數量激增了3.1倍。李紅梅（2013）指出：2007年到2011年間，中國上市公司發布重述事件由129家增長到137家，雖然數量上呈現出平緩趨勢，可是重述的范圍和影響日益擴大。為此，我國20世紀90年代末首次頒布了針對“會計差錯更正”的會計準則，但其未要求將差錯更正的財務信息獨立披露，這為管理者操縱盈余帶來可乘之機。經幾次修訂后，財政部于2006年新頒布的《企業會計準則——會計政策、會計估計變更和會計差錯變更》中，規定了用追溯重述法重新編制以前年度報表，并與原來的報表對應披露在官方平臺。

董事會依照有關法律、行政法規和公司章程而設立，屬于所有權與經營權分離的代理機制，對披露真實的財務信息負有首要責任。其具有如下特征：第一，董事會監管公司的業務活動，對股東大會提出的決議擁有較強的執行力；第二，董事會區別于股東大會的管理經營領域，向股東大會作出工作報告。董事會作為公司內部治理的主要組成部分，以能夠反映出不同公司的共同點而備受關注。Dalia（2009）認為，自愿重述的公司在發生財務重述后會增加獨立董事數量。陳麗英（2015）認為如果董事兼職家數過多，更容易引起財務重述的發生。因此，國內外學者一致認為它是重述頻發的重要影響因素。我國有著特殊的制度背景，很多制造業上市公司是由國有企業改制而成，股權結構呈現“中央集權”特點，并弱化了董事會的應有職能。在這種情況下，弄清董事會特征是如何影響財務重述的至為重要。

二、理論分析和假設研究

根據組織理論，董事會規模過度膨脹會提高代理成本，不利于有效協調與各董事之間的關系。董事會最適宜的規模應保持在8到9人，這樣可以使董事會隨規模的增大而充分發揮監督能力（Lorsch，1992）。我國上市公司董事會普遍存在著高于9人的現狀，雖符合《公司法》的規定，但大規模的董事會容易被股東的“內部人”操縱，而致使信息失真，難以發揮其應有作用。

因此提出假設1：如果董事會規模過度膨脹，引起財務重述的可能性增加。

根據資源依賴理論，提高獨立董事比例有利于信息質量的保證，獨立董事通過外部環境獲取重要資源和采納外部專家建議，有益于改善公司治理的效率，增強公司內部與外部交流，也對經營層起到監督作用，有效抑制重述現象。在我國制度背景下，上市公司普遍存在大股東控制董事會的現象，董事會直接委托經營層管理公司日常事項， 但公司經營層為追求自身利益而進行盈余管理，遲報不利消息，導致小股東無法及時獲取信息。為防止侵占小股東的利益，獨立董事應發揮其獨立判斷，起到監督、制衡作用，降低證券市場的風險收益。

因此提出假設2：提高董事會獨立性可能降低財務重述的發生。

從董事與股東之間的信托關系看，董事的勤勉度能間接地表現其經營決策和經營監督能力，主要體現在董事會會議方面。我國《公司法》中要求上市公司需每年召開至少兩次董事會會議，應在法律和公司章程及其應有權限內作出決議。Jensen（1993）認為，會議中討論內容多與公司治理事項無關，更多的時候成為公司出現經營問題時的“臨時滅火器”。從我國特殊制度的角度來看，上市公司多是國有改制企業，國有股的股權相對集中，董事會成為國有股股東的代理人是普遍現象，也就是說即使召開董事會會議，事項討論和決策權也是大股東在操縱，頻繁召開董事會會議更可能是因為公司經營狀況出現問題而進行補救。

因此提出假設3：董事會會議頻度與財務重述正相關。

由利益趨同假說理論推斷，董事會擁有剩余索取權會使得股東與管理高層目的具有一致趨勢性，即董事會所有權與其偏離價值最大化的成本呈現為反比趨勢。董事會持股比例增加，有助于降低代理成本，間接改善企業業績，使董事會成員追求自身利益最大化的同時，對經營決策監管方面產生積極影響。潘新宇（2009）提出當股東與自身財富利益保持一致時，可有效抑制董事的道德風險與逆向選擇。董事會持股比例增加有益于提高企業責任感，使之減少盈余管理，提高信息披露質量。

因此提出假設4：董事會持股比例與財務重述負相關。

專設委員會是一個協助董事會管理相對獨立領域日常運作與決策的重要部門，與其制度安排、公司治理、股權結構等有著千絲萬縷的聯系，為董事會提供專業的建議與對策，被認為是獨立董事制度的延伸。我國上市公司設立委員會，包括提名委員會、薪酬委員會、審計委員會、戰略委員會，其必須有獨立董事獨立性與相應條件的支撐，才可保證專設委員會有效開展工作，發揮董事會治理效果。

因此提出假設5：專設委員會數量與財務重述負相關。

一般認為，作為企業管理者，學歷與其組織變革和創新能力緊密相關，進而處理相關信息的能力也就越強。為了更好地協調和組織生產經營管理工作，董事長常要站在自己的認知高度提出建議，全權把控經營目標與控制力。董事長的受教育水平直接影響著其接受新事物的能力與應變能力，高管學歷的高低有效影響著過度投資選擇（姜付秀，2009）。董事長擁有敏銳的認知力與有效利用資源，會全面影響董事會的決策，保證會計信息質量。

因此提出假設6：董事長受教育程度高可能降低重述現象。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取2012—2014年為重述范圍，手動歸集滬深證券交易所A股制造業上市公司，剔除金融公司、保險公司、已退市公司、交叉上市公司、數據不完整公司，共獲取3 528條樣本數據。本文涉及的財務重述為上市公司須披露的定期報告中關于財務信息的補充及更正公告的內容。其中，補充公告的內容中，基本涉及的范圍是非財務信息（對參與者及參與事項的詳細說明等），普遍不涉及會計差錯問題，而在更正公告的內容中，解決并調整早期存在重大會計差錯才是財務重述的核心；對董事會特征的界定，依據2002年我國證監會發布的《上市公司治理準則》，涉及上市公司治理的基本原則、上市公司董事等高級管理人員應當遵循的基本行為準則等內容，且其數據來自國泰安數據庫；對制造業的界定，依據證監會在2012年修訂的《上市公司行業分類指引》，經物理變化或化學變化后成為新的產品，不論是動力機械制造還是手工制作，也不論產品是批發銷售還是零售，均視為制造業。

（二）變量設計

被解釋變量為財務重述（RES），用啞變量1或0表示。本文財務重述行為指上市公司于重大事項臨時公告或年報附注早期具有重大會計差錯，并進行追溯調整的信息，不區分上市公司是否發布了不止一次的更正公告。存在財務重述行為RES取1，未發生財務重述RES取0。解釋變量為董事會特征：董事會規模（BSIZE）用董事會成員數量表示；獨立董事比例（IND）用獨立董事人數與董事會成員數量之比表示；董事會勤勉度（DHN）用董事會會議召開頻度表示；董事會持股比例（DDG）為董事會當年持有本公司股份占上市公司總股份比例；專設委員會數量（ZMW）為董事會下設專門四項委員會數量；董事長受教育水平（MDEGR）用啞變量表示（專科及專科以下取0，本科取1，碩士取2，博士取3）。控制變量中，公司規模（CSIZE）用本年度年末總資產的對數表示，公司規模越大，關聯公司、經營狀況越復雜，相對應的內部控制風險增加，治理效率越低，由此推斷公司規模與財務重述正相關；財務杠桿（DEBT）用資產負債率表示，償債能力高，發生重述行為的可能性大大降低，因此認為財務杠桿與財務重述負相關；信息傳遞理論認為一些公司進行一定程度的盈余管理，用“美化”后的盈利能力吸引投資者，因此選用凈利潤與本年期初凈資產、本年期末凈資產平均數的比值來代表凈資產收益率即盈利能力（ROA）；每股收益率（EPS）是衡量管理人員業績的重要標準，用凈利潤與總股本之比表示。

（三）模型構建

結合所要研究的問題，本文選擇了二元Logistic回歸分析，同時把企業是否發生財務重述看成因變量，這個因變量的取值只能是0（未發生財務重述）或1（發生財務重述）兩個值。使用該模型符合以下條件：自變量之間不存在相關關系即多重共線性關系；模型的隨機擾動項需用極大似然法估計并需要對數似然比體現其顯著性；Wald檢驗體現回歸系數的顯著性。用控制變量分別代入模型和總體代入模型，公式如下：

RETIT=？茁0 + ？茁1BSIZEIT + ？茁2INDIT + ？茁3DHNIT + ？茁4DDGIT +

？茁5ZMWIT + ？茁6MDEGRIT + ？茁7CSIZEIT + ？茁8DEBTIT + ？茁9ROAIT +

？茁10EPSIT+？孜1 （1）

RETIT=？茁0 + ？茁1BSIZEIT + ？茁2INDIT + ？茁3DHNIT + ？茁4DDGIT +

？茁5ZMWIT+？茁6MDEGRIT+？茁7CSIZEIT+？孜2 （2）

RETIT = ？茁0 + ？茁1BSIZEIT + ？茁2INDIT + ？茁3DHNIT + ？茁4DDGIT +

？茁5ZMWIT+？茁6MDEGRIT+？茁8DEBTIT+？孜3 （3）

RETIT = ？茁0 + ？茁1BSIZEIT + ？茁2INDIT + ？茁3DHNIT + ？茁4DDGIT +

？茁5ZMWIT+？茁6MDEGRIT+？茁9ROAIT+？孜4 （4）

RETIT = ？茁0 + ？茁1BSIZEIT + ？茁2INDIT + ？茁3DHNIT + ？茁4DDGIT +

？茁5ZMWIT+？茁6MDEGRIT+？茁10EPSIT+？孜5 （5）

其中，？茁表示回歸系數，？孜表示隨機擾動項，下標I和T分別表示公司及年度。

四、實證結果及分析

（一）主要變量描述性統計

表1為被解釋變量財務重述與解釋變量董事會特征、控制變量的描述性統計。從表中可看出，財務重述公司與非財務重述公司董事會規模（BSIZE）、獨立董事比例（IND）、董事會勤勉度（DHN）、專設委員會數量（ZMW）、董事長受教育水平（MDGER）這幾個變量都存在顯著的差異。重述公司與非重述公司，董事會規模均值分別為9.110和8.825，均值差異為0.285，在0.1%的水平顯著，表明重述公司董事會規模普遍低于非重述公司，規模小的董事會容易引起財務重述的發生。在獨立董事比例方面，重述公司獨立董事均值比例顯著低于未重述公司均值比例，二者都符合相關法律規定，均值差異為0.433，說明提高獨立董事比例可能有助于減少財務重述發生。在董事會會議次數上，重述公司均值明顯大于非重述公司，且均值差異為-0.412，在1%的水平上顯著，這證明了Jensen（1993）的觀點，董事會會議如滅火裝置，即事后“勤勉”。從兩樣本的董事會持股比例上看，不存在顯著差異。專設委員會與董事長學歷均值分別為3.83和1.52，均值差異均在1%的水平顯著。控制變量中，重述公司的公司規模與財務杠桿均大于非重述公司，并且通過均值差異檢驗；而盈利能力與每股收益率均值差別不大，均值差異也不顯著。

（二）變量相關性檢驗

對各指標與被解釋變量間的相關性進行檢驗，結果如表2所示，采用Pearson相關系數。由表2可知，在0.05的顯著性水平下，與被解釋變量相關的指標分別是董事會規模（BSIZE）、獨立董事比例（IND）、董事會勤勉度（DHN）、董事會持股比例（DDG）、專設委員會數量（ZMW）、董事長受教育水平（MDEGR）、公司規模（CSIZE）、財務杠桿（DEBT）。相關指標應該首先進入回歸方程，如表2所示，董事會規模（BSIZE）、董事長受教育水平（MDEGR）、董事會持股比例（DDG）與財務重述呈現顯著負相關關系，相關系數分別為-0.073、-0.045、-0.054。獨立董事比例（IND）、董事會勤勉度（DHN）、專設委員會數量（ZMW）對財務重述都有著正相關顯著影響。從相關檢驗中可以得知，解釋變量之間的關系系數絕對值均小于0.5，所以指標之間不存在明顯共線，代入方程中的回歸結果相對準確。

（三）二元Logistic回歸分析

首先對所有指標進行全部進入式回歸，回歸結果如表3所示。由于公司規模（CSIZE）、財務杠桿（DEBT）、盈利能力（ROA）、每股收益（EPS）是控制變量，因此本文構建了5個模型，分別是控制變量全部進入和分別進入的5種狀況。從變量系數上來看，出現了較多自變量與因變量的相關，說明自變量對因變量的影響較為明顯，且-2對數似然值分別為3 977.953、4 007.724、4 025.809、4 038.110、4 038.214，數值較大，R2分別為0.032、0.024、0.019、0.016、0.016，可知方程的擬合程度尚可。模型1為綜合回歸結果，其董事會規模（BSIZE）回歸系數為-0.056，在5%的水平顯著，說明董事會規模的擴大對高質量的財務報表起到積極影響，規模大的董事會可以有效協調專業資源在董事會成員中的互補，因此，假設1驗證未通過。獨立董事比例（IND）沒有通過檢驗，表明雖然獨立董事比例對公司治理有一定影響，但具體政策還有待改進，假設2未得到驗證。董事會會議次數（DHN）回歸系數為0.037，表明開會次數與財務重述正相關，且在0.1%的水平顯著，符合Lorsch（1992）所說事后滅火而非改善公司治理措施，假設3通過驗證。董事會持股比例（DDG）系數為負且在1%的水平顯著，表明股權激勵在一定程度上降低了重述的概率，持股的增加使董事與公司利益保持一致，有利于發揮委托人監督與決策職能，假設4通過驗證。假設5沒有通過驗證，說明即使大多數公司已有完整的專設委員會，但對防止董事會由內部人掌控與職責細分的作用還是不顯著。董事長受教育水平（MDEGR）的回歸系數為-0.132，假設6通過檢驗，說明董事長具有較高專業水平更有利于公司治理，對信息質量起到監督作用。控制變量中，公司規模（CSIZE）通過了顯著性檢驗，且與財務重述負相關，表明規模小的公司在披露財務信息方面易發生激進行為，很難有效利用自身監控機制來處理公司相關政策。資產負債率（DEBT）、盈利能力（ROA）均通過水平檢驗，說明財務風險越大，經營狀況不理想時，上市公司容易通過重述行為粉飾報表進行盈余管理。每股收益（EPS）與財務重述關系不顯著。

（四）穩健性檢驗

采用縮尾變換檢驗研究結果的穩健性，在董事會特征與財務重述關系的穩健性檢驗中，將所有數據再進行上下5%的縮尾處理。采用替換重要變量衡量的方法，借鑒前人研究，以董事會是否持股作為股權激勵的標準，當董事會持有股權取值1，反之為0；對受教育水平由學歷替換為是否為財經專業，董事長為財經專業取1，反之取0；財務杠桿的衡量調整為營運能力（即總資產周轉率）。表4為檢驗結果，董事會規模、董事會持股的回歸系數分別是-0.091和-0.052，與被解釋變量負相關，再次驗證表3；董事會會議次數與董事長受教育水平回歸系數為0.051和-0.108，驗證了假設3和假設6。由此看來，穩健性檢驗結果與表4的結果保持一致，研究結果的穩健性較高。

五、結論與建議

（一）研究結論

1.董事會規模的擴大有益于其內部資源的充分交流與互補，降低重述概率；董事會股權對財務報表質量有著明顯的激勵作用，更有利于發揮監督職能；董事長作為董事會的代表，具有較高的專業素養和受教育水平可以影響董事會成員履行職能規范嚴謹與監督效率提高，從而減少重述現象的發生。

2.普遍的獨立董事并不“獨立”，從選任時就是為了代表大股東利益而存在的，難以有效阻止財務重述的發生；董事會會議頻繁，質量較低，無法保證會議內容為經營決策與經營監督提供良好平臺，對財務重述產生消極影響；上市公司普遍都有專設委員會，但由于設置時間短、實踐經驗淺，其對信息披露質量的監督效率還有待提高。

（二）研究建議

1.制造業上市公司可根據公司的經營狀況、所處內外環境適當擴大董事會規模，實現資源多元化的交融。

2.董事會的獨立性不論在公司制度中還是在實際治理中，都應體現其真正獨立判斷，而不是做“花瓶董事”，附和中介機構或其他管理層的意向。

3.我國專設委員會在近幾年雖然發展很快，但對專業分工與具體制度還沒有一個適用于目前特殊經濟背景下的規定，從而其職能還未充分發揮，并且對財務重述的影響更是微乎其微，所以，完善專設委員會制度，加強專設委員會實權才是解決問題的重要途徑。

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