董事會結構特征與會計穩健性

吳溥峰，張田田，楊 柳

（西安理工大學 經濟與管理學院，陜西 西安 710054）

一、引言

公司的會計信息披露質量對于資本市場的正常運轉以及公司的股東、投資人、債權人等利益相關者都極其重要，不同的利益群體對會計信息質量的需求不同，上市公司的財務報告披露質量始終是企業信息使用者關注的問題。兩權分離導致公司股東與經理人之間信息不對稱，進而引發了代理問題。實踐中，公司高管作為內部人士掌握著信息資源，擁有信息優勢，這會導致股東與經營者之間信息不對稱，為了獲取私有利益，經理人就有可能出現機會主義行為，他們會運用手中的權利對財務報告的編制過程施加影響，對會計盈余進行操縱，引發會計利潤虛增并且使得財務會計信息質量下降，這就使得各契約方不能準確了解企業真實的財務狀況，嚴重損害了股東和公司的利益。毛新述等（2009）認為，會計穩健性有益于信息使用者，高質量的財務報告能夠幫助董事有效地解決代理問題，是約束代理人機會主義行為的一種治理機制，能夠避免管理者的自利行為[1]。

在發生了安然公司和世界通訊公司等讓人震驚的財務造假事件之后，美英等國的證券市場監管部門要求公司加強董事會治理，以提高會計信息披露質量，維護公司及其相關主體的利益。我國更是存在著諸如四川紅光、廣夏實業公司等財務舞弊事件，我國證監會要求必須完善公司治理制度，提高公司會計穩健性。企業會計信息舞弊的根源就是公司治理結構的失效，董事會獨立性的缺乏為管理當局的舞弊提供了條件。

以上財務舞弊案例讓我們意識到了財務信息質量的重要性，會計穩健性作為計量會計信息質量的重要指標，能夠使會計信息披露更加真實。因此，研究董事會結構特征與會計穩健性的關系不僅是當前研究的熱門領域，而且對提高會計信息質量有著非常重要的意義。

二、文獻回顧與評述

穩健性是會計確認和計量的重要原則，高質量的會計信息要求穩健性應盡早確認損失，而對于收益則是必須是在事項確定發生時才能確認，這能夠加強對投資者利益的保護（Dan G，Hayn C，2000；肖成民，2010；王沖，2013；Roychowdhury S，Watts R L，2007）[2-5]。會計穩健性是一項有效的公司治理機制，它能協調好各契約方之間的利益沖突（Foroghi D，Amiri H，Fallah Z N，2013），穩健的會計政策不僅能夠減少經理層對會計數據的操縱行為（Carcello J V，Hermanson D R，et al，2000），而且能夠有效降低公司管理者與各契約方之間的信息不對稱，從而減少了委托代理成本，提高了財務報告的質量，保護了股東和其他利益相關者的利益（Shivakumar L，2005；Ahmed A S，Duellman S，2007；Lafond R，Watts R L，2008）[6-10]。完善的董事會機構有助于會計穩健性提高（JooAnn Ho，2009），尤其是董事會中擁有會計財務知識的董事，隨著他們能力的提高，這種作用越發明顯（Visvanathan G，Krishnan G V，2009）[11-12]。Lara J M G，Osma B G，Penalva F（2009），Lorsch J W 等（1992）研究了公司治理水平與會計穩健性的關系，認為董事結構越優化越能提高會計信息質量，但同時也會增加委托代理成本、使董事之間溝通困難，削弱了董事會的職能[13-14]。孫錚等（2005）運用上海和深圳A股上市公司1999—2002年的數據進行實證分析后也發現，董事會規模對會計信息質量產生正向顯著 影 響[15]；Dhaliwal（2010），Abernathy J L（2013），Visvanathan G（2008）和張俊瑞（2009）等人認為獨立董事作用的發揮可以提高公司會計信息質量，有助于增強會計穩健性[16-19]，而R Sharifi，AT Beydokhti和G Masroor（2013）卻認為獨立董事與會計穩健性沒有相關關系[20]。陳勝藍等（2007）認為，兩職合一會使兩者的職能發生沖突，權利過度膨脹會使管理層的舞弊行為增加，從而降低上市公司的會計穩健性[21]；賈瑞芳（2008）研究發現，新會計準則頒布后，公司的穩健性水平略有下降[22]。

通過論述有關國內外的相關研究成果，可以較為清晰的了解到，各學者關于董事會結構特征對會計穩健性的影響作用，研究結論仍然不一致，該論點需繼續研究。本文結合相關理論知識以及我國特殊的制度背景，以我國深圳主板A股公司2012—2016年數據為樣本，在實證分析的基礎上，研究董事會不同的結構特征與穩健性的關系。

本文的貢獻主要體現在兩個方面：其一，能夠有效為市場各監管層了解我國會計穩健性的現狀和發展趨勢提供了資料，使他們能清晰認識到，公司董事會治理對會計信息質量的推動作用；其二，與現有會計穩健性的研究文獻相比，本文將董事會結構特征分為董事會規模、獨董比例、兩職分離以及董事會持股比例這四個方面，檢驗了各個特征對會計穩健性的影響，從而為上市公司提高信息披露質量提供了參考。

文章后面部分結構如下：第三部分是對董事會結構特征與穩健性進行理論分析，同時提出假設；第四部分闡述了研究設計，主要包括變量定義和模型設定；第五部分進行實證檢驗，包括描述性統計、相關性分析、回歸分析以及穩健性測試；第六部分是結論與建議。

三、理論分析與研究假設

（一）會計穩健性的存在性

穩健性原則要求會計人員對損失的計量速度要快于收益（Basu，1997）[23]，這意味著對會計盈余的確認有著嚴格的標準；李遠鵬（2006）認為運用會計穩健性原則可以大大提高會計數據的真實性，其對上市公司財務信息質量具有極其重要的作用[24]。Wuchun Chi等（2008）認為穩健性作為會計信息質量評價的一個原則，對企業來說非常重要，穩健性是構成高質量財務報告的重要因素，其有助于解決信息不對稱問題，會計準則制定機構應當鼓勵這種謹慎性[25]；張曉萍（2008）以2005—2007年數據為樣本，研究發現目前我國上市公司整體上存在會計穩健性并且企業的穩健性程度隨著公司治理的完善也在不斷的加強[26]。由此，本文提出假設：

假設1：我國上市公司存在穩健性。

（二）董事會規模與會計穩健性

國內外學者在這方面的研究結論不一致，Xie B以資源依賴理論為基礎，于2003年發現公司董事會規模與會計穩健性正相關[27]。基于資源依賴理論，他認為董事會規模越大，就會吸收來自不同領域的的董事會成員，他們的專業知識和決策能力等的互補效應就會增加，從而能夠提高董事會的監督力，限制了管理層的機會主義行為，減少了財務報告的偏差，因此，企業就會提供高水平的會計信息質量；然而鄭文堅（2004）卻發現董事會規模與會計穩健性不相關[28]。一般而言，隨著董事會人數的增加，企業將吸收各種各樣的專業人才，董事們不同的管理經驗和背景不但能夠增強董事會的專業化水平、平衡利益相關者的利益，并且有利于同外界建立有效需求，獲得至關重要的資源；再者如果公司具有大規模的董事會，那么它內部的穩定性和內聚性相對于規模較小的公司來說就比較好，能夠有效與CEO制衡，提高公司治理效率。基于此，提出假設：

假設2：董事會規模正向影響穩健性。

（三）獨董比例與會計穩健性

獨立董事能夠對經理層的行為進行監督和評價，這強化了董事會對管理者的監督作用，能夠有效減少管理層代理成本和會計舞弊行為，對會計信息質量的提高具有重要的作用。我國證監會規定，企業中獨董比例不應少于1/3。Ahmed A S等（2007）和趙德武等（2008）均認為獨董比例正向影響穩健性[29-30]；而劉鳳委等（2006）的研究卻發現，獨董比例不影響穩健性[31]。本文認為獨立董事能更好地履行對管理層的監督，有效提高董事會的客觀性和獨立性，獨立董事個人為維護自身名望和榮譽，其有動機在崗位上盡職盡責，及時對管理層的行為進行評價，使得對企業的監管效力更為突出，這能夠幫助企業有效控制盈余管理，保護各契約方的利益，使得信息披露質量有所提高，并且獨立董事在董事會中占比越大，董事會的獨立性也越發顯著，監管力度相應增強，管理層的不當行為就會大大減少，促使管理層使用穩健的會計政策。由此，提出假設：

假設3：獨董比例正向影響會計穩健性。

（四）兩職分離與會計穩健性

Jensen M C（1993）發現兩職合一會削弱董事會的監督效率，影響董事會對經理層的評價，使董事會管理效率低下[32]；Fama&Jensen（1983）認為，董事長和總經理兩職分離才能規避經理層的道德風險和逆向選擇[33]。公司設立董事會的目的之一就是對經理人員進行監督，當董事長和CEO為同一人時，會出現監管者與監管對象重疊，CEO的權力膨脹，就會出現其為了攫取私人利益而損害公司和其他股東利益的行為，使得董事會的獨立性缺失，造成監管形同虛設。本文認為，董事長與CEO是監督與被監督的關系，兩職分離能夠提高董事會監督的獨立性，有效抑制經理層的機會主義行為，減少其操縱盈余的活動，促使其運用穩健的會計政策，保證公司會計信息的質量，維護股東和公司利益。基于理論分析和學者的研究結果，我們提出假設：

假設4：兩職分離正向影響穩健性。

（五）董事會持股比例與會計穩健性

董事會持股比例作為一個重要的激勵機制，在董事會治理方面必不可少。Lafond等（2008）研究發現董事會持股與會計穩健性呈正相關關系，董事會持股比例的提升能促使董事會更加謹慎地制定決策，會更多地關注對經理層的監督控制，及時有效的制止經理層的財務舞弊行為，從而保護股東和自身利益[34]；許群娥（2007）認為，董事會持股比例正向影響穩健性，必要的激勵措施會促使董事會更好的履行監管責任[35]。所以本文認為，董事會成員的利益決定著他們的行為方向，完善的薪酬制度能激勵他們認真工作，并且對他們的激勵越大，他們就越會為股東著想，實現股東利益最大化，這能促使他們更好地履行監督管理當局的職責，使得經理層財務報告舞弊的會計行為大大減少，提高了會計信息質量和企業價值，維護了投資者的權益。由此，提出假設：

假設5：董事會持股比例正向影響穩健性。

四、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取2012—2016年深圳主板A股上市公司為數據樣本，為確保樣本選取的合理性和研究結果的科學性，剔除了不符合條件的樣本公司，包括IPO公司、ST公司和金融保險類公司，以及5年間數據不連續的企業和數據存在異常的企業。經過以上處理，5年共有1 630個觀測值，其中2012年觀測值327個，2013年觀測值為307個，2014年觀測值為307個，2015年觀測值為 334個，2016年觀察值為355個。本研究的各項財務數據和公司治理數據來源于CSMAR數據庫、WIND數據庫以及手工收集，并采用Excel 2003、SPSS21.0進行數據處理與分析。

（二）模型設定

衡量穩健性的方法主要有應計項目法、Basu法、盈余持續計量法和凈資產計量法。根據前文的理論分析，本文在參考Ball and Shivakumar（2005）模型的基礎上，構建的回歸模型如下：

其中，ACCi，t=（凈利潤+財務費用-經營活動現金流量）/期初總資產；CFOi，t是經營活動現金流量除以年初總資產；DRi，t是啞變量，當 CFOi，t小于0時為1，否則為0；代表殘差。

在模型（1）中，β2為會計應計與正經營活動現金流之間的相關性；而（β2+β3）與此相反；β3大于 0就說明存在會計穩健性；Xi，t為董事會結構特征的維度變量，包括董事會規模、獨董比例、兩職分離以及董事會持股比例。本文主要考察董事會結構特征與穩健性的關系，關注變量Xi，t*DRi，t*CFOi，t的系數 β7。ControlVariablesi，t為控制變量。

（三）變量定義

本文的自變量是董事會規模、獨董比例、兩職分離以及董事會持股比例四個方面，參考Mohammed（2011）的研究，對公司規模、財務杠桿和盈利能力進行控制[36]。變量的具體定義如表1所示。

表1 主要變量定義表

五、實證分析

（一）主要變量的描述性統計分析

從表2可以看出，應計項目（ACC）的均值為-0.011 5，中位數為-0.015 6，平均值大于中位數，這說明ACCi，t的分布是右偏的，可見我國大部分企業的穩健性水平有待進一步提高。

第一，董事會規模（Boasize）的均值和中位數分別為2.170 4和2.197 2，此值取對數前的自然數分別為8.957 0和9，均值基本等于中位數，說明上市公司中董事會設置普遍是9位，董事會規模設置為奇數位有利于投票表決。

第二，獨立董事比例（Indpro）的均值為37.28%，大于1/3，符合我國關于獨董比例不得少于1/3的規定。它的中位數是33.33%，表明企業獨董的設置僅僅是為了達到證監會的監管要求，樣本中的上市公司還沒有真正意識到獨立董事對提高董事會獨立性的重要作用。

第三，兩職兼任（Dusality）的期望值（中位數）為0.1798（0），說明我國絕大部分上市公司采取的是兩職分離的治理結構，說明企業都比較看重董事會的獨立性。

第四，董事會持股比例（Stopro）的均值是0.78%，中位數是0，說明企業董事會持股比例較低，其中有689個企業的董事會持股數為0，占據總樣本的42.27%。這是因為大多數公司的情況是不一樣的，比如說國有大中型企業的董事會，他們的持股比例可能是0，而民營上市公司大多是家族式企業，他們的董事會是由家族人員控制，他們的持股比例就可能高達50%，甚至是80%。

表2 變量的描述性統計

（二）相關性分析

對所需變量進行Pearson相關性檢驗，結果如表3所示。董事會規模和其持股比例在0.05的水平下與會計穩健性存在顯著的正相關關系；董事長與CEO兩職分離在10%的水平上與會計穩健性存在顯著的正相關關系，相關性較好；公司規模、資產負債率、總資產收益率與會計穩健性關系分別為負相關、負相關和正相關。根據各相關系數的大小，可以看出，模型不存在嚴重的共線性。

（三）回歸分析

表3 相關性分析結果

表4 回歸分析結果

由表4的總體樣本回歸結果可以看出：

模型（1）顯示，DR*CFO的系數 β3是 0.379（t=10.239），并且在1%的顯著水平下為正，假設1成立，表明2012—2016年深圳主板A股公司是存在會計穩健性的，這與李增泉等（2003）的研究結論一致[37]。

在模型（2）中，Boasize*DR*CFO的回歸系數β7為0.229，董事會規模與會計穩健性在1%的統計水平下顯著正相關，說明增加董事會人數能提升企業的穩健性，較大的董事會規模能為企業的決策提供專業服務，董事們不同的知識和經驗能提高他們的監督效率，同時也改善了董事會治理的效果，提升了企業的穩健性，故研究假設2得到驗證。

在模型（3）中，Indpro*DR*CFO的回歸系數 β7為-0.133，在1%的水平上負顯著，獨董比例與穩健性并未呈現預想的正相關關系，不符合預測。究其原因，大部分企業獨董比例僅僅停留在證監會所做的規定上，并不是因為實際治理中真正需要而聘用，使得獨立董事的職能并未真正發揮。說明僅僅通過增加獨立董事比例并不能增強會計穩健性，要從根本上提升會計穩健性就要求完善獨立董事制度，使其獨立性不能只停留在形式上，而更重要的是使獨立董事的監督作用得到最大的發揮。

在模型（4）中，Dusality*DR*CFO 的系數 β7為0.341，且在1%的顯著性水平下顯著為正，實證結果支持研究假設4。這一結論也與Wuchun Chi，Chiawen Liu，Taychang Wang（2009）的研究結果一致，他們發現董事長和CEO兩職分離能夠使董事會的獨立性有大幅度的提升[38]，同時也強化了對管理當局的監督，抑制了管理層的自利行為，提高了財務報告的穩健程度，維護了股東和公司總體利益，從而提升董事會監督決策效率和質量。

在模型（5）中，Stopro*DR*CFO的系數 β7為0.164，并且在1%的水平下顯著為正，證實了假設5，說明企業對董事的激勵越高，那么公司的穩健性程度也會越高。這一結論也與Ahmed等（2007）的研究結果相同，提高董事會薪酬可以使董事會與股東利益緊密相連，這能促使他們更好的履責，及時發現并制止經理層的機會機會行為，對經理層的經營管理活動進行強有力的監督，來不斷提升企業的會計穩健性水平。

在控制變量中，公司規模、財務杠桿和總資產收益率對會計穩健性都有顯著影響。

（四）穩健性檢驗

為了考察結果的穩健性，本文做了如下檢驗：用Basu（1997）的會計盈余-股票報酬模型來衡量會計穩健性，即：

其中，用β3來衡量會計穩健性，當β3大于0時，表明公司存在穩健性，β7的系數代表了以上個解釋變量與會計穩健性的關系。

表5 穩健性檢驗回歸結果

以上穩健性檢驗結果再次驗證了上面的假設，結果具有穩健性。

六、研究結論及建議

本文通過選擇2012—2016年深圳主板A股上市公司最新5年數據為樣本，運用Ball等的應計現金流模型來衡量企業會計穩健性，分析了董事會結構特征與會計穩健性的關系，研究發現：董事會規模、兩職分離以及董事會持股比例正向影響穩健性，獨董比例負向影響會計穩健性。

基于上述的研究結論，本文從董事會治理角度給出建議：（1）合理規范董事會規模。上市公司應根據其自身的實際情況，來選擇董事會人數，合適的規模能提高董事會的決策效率、改善其監督功能并且有利于提高會計信息質量，同時能夠促使董事會更好地履行職責。（2）完善公司獨立董事制度。從選聘方式和激勵機制兩方面來提升獨立董事的獨立性和監督力，避免獨立董事的形式化和空洞化，同時能夠遏制管理層通過財務舞弊達到自利的行為，發揮監督效果，增強會計穩健性，有利于提高公司治理水平，切實維護股東和公司的利益。（3）兩職分離能夠使董事會對管理層真正地發揮獨立、客觀、公正的作用，大大提升董事會的獨立性，能有效制衡管理當局的權利，對經理層能形成有效的監控，使管理層做出穩健的會計行為，使其選擇穩健的會計政策。（4）董事會持股比例是一種有效的激勵機制，要充分發揮物質激勵的作用，科學合理的董事薪酬制度是實現董事會治理的重要措施。共同的利益促使他們必將做出符合股東利益的決策，董事持股比例越大就越有助于他們積極地履行自己的監督職責，保障了會計穩健性水平的提高。

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