独立董事是否提高会计盈余的稳健性

摘要：本文选取2000-2002三个会计年度沪深股市的上市公司为研究样本，运用Jones及其修正模型、Studentt检验、Mann-Whitney检验、Pearson检验、Spearman检验和OLS回归分析等多种统计方法，发现与未设立独立董事的公司相比，设立独立董事公司的可操控应计利润较低；可操控应计利润与独立董事比例呈U型曲线关系。证据表明，独立董事的确在一定程度上能够提高公司会计盈余的稳健性。

关键词：独立董事比例会计盈余的稳健性可操控应计利润OLS回归分析

一、问题的提出

查特费尔德教授指出：会计的发展是反应性的，它是随着商业的发展而产生的。为了真实而公允地反映动荡不安、弱肉强食的外部世界，财务会计历来十分注重稳健性原则的运用。规范学派的灵魂人物佩顿教授指出：当物品的价值上升时，计价师应转过背去(turn his back)，不予计量；而当物品的价值下跌时，应计量之。我国已经进行的会计制度改革也重视会计盈余的稳健性。1992年颁布的《企业会计准则》将稳健性作为一项基本会计原则；2000年颁布的《企业会计制度》规定，企业应该计提坏账准备等“八项计提”。这些会计制度改革被称为“提高会计信息质量的重大举措”(黄世忠，2001)。根据财务报告舞弊的四因子假说，当文化、动机、机会和权衡等四个风险因子皆备时，财务报告舞弊就会发生(娄权，《财会通讯》，2004)。降低机会就成为防范和治理财务报告舞弊的重要一环。截止2003年6月底，我国1250家上市公司中，有1244家聘请了独立董事，独立董事总人数达到3839名，平均每家3名以上。独立董事占董事会成员1／3以上的有800家，占总数的65％，1／4以上的有1023家，占82％。FamaandJensen(1983)指出：大部分公众公司的外部董事或者是其他公司的管理者，或者是其他复杂组织的人……他们是决策专家。……他们经常占有多数席位。外部董事的职责是充当内部管理人员争端的仲裁者，执行涉及内部管理者和剩余索取权人之间严重问题的任务。这些独立董事是否如理论所预测的那样，通过优化公司的治理结构从而提高会计盈余的稳健性，降低财务报告舞弊发生的机会，西方会计学者进行了严谨的探索性研究。Forker(1992)认为，非执行董事对董事会进行监控，从而提高披露的全面性和稳健性。COSO(1992)分析发现，舞弊公司的独立董事所占比例比未舞弊的公司要小。舞弊公司中独立董事的比例为28％，而未舞弊公司中独立董事的比例为43％。Beasley(1996)发现，外部董事的比例与财务报告舞弊的可能性显著地负相关。COSO(1999)发现，在那些被控告舞弊财务报告的公司董事会中，大部分都是内部董事以及与公司有特殊联系的灰色董事(graydirectors)。Peasnell等人(2000)检验了英国公司盈余管理与独立董事之间的关系。研究发现，管理当局提高非正常应计项目(abnormalaccruals)以避免报告损失或盈利减少的可能性与董事会中外部董事的比重负相关。Charles等人(2000)研究发现，独立非执行董事在董事会中所占比重与财务披露的全面性(comprehensiveness)存在正向联系。

我国上市公司聘请的独立董事是否提高会计盈余的稳健性，就我们所能接触到的资料来看，鲜有中国证券市场的证据。本文首先分析2000-2002三个会计年度沪深股市的数据，以考察独立董事与会计盈余稳健性之间可能存在的经验关系。第二部分借助博弈论提出研究假设，认为独立董事的存在会提高公司会计盈余的稳健性。第三部分是模型的设计，主要运用Jones(1991)模型和修正的Jones模型(Dechowetal,1995)来估计可操控应计利润(discretionaryaccruals)，并将该项目作为会计盈余稳健性的变量(proxyvariable)，主要考察独立董事及其比例是否显著地降低可操控应计利润，提高会计盈余的稳健性。第四部分介绍数据采集的来源和样本的选择。第五部分报告实证研究的一些发现，并试图给予比较合理的解释。第六部分指出论文的局限性。

二、研究假设

在理论上，财务报告是管理当局和审计师相互博弈的结果。出于种种经济动机，管理当局倾向于签发比较激进(aggressive)的财务报告，而由于诉讼风险、不对称损失函数(asymmetriclossfunction)和声誉机制的作用，审计师往往青睐于比较稳健(conservative)的财务报告。最终的财务报告取决于博弈双方的谈判能力，它的稳健性会介于比较稳健的a真与比较激进的a之间，管理当局的收益为Ba*(B＞0)，审计师的收益为-La*，假定存在独立有效的外部董事，管理当局的收益将是外部董事效率的减函数(f(f(outside)，而审计师的收益将是外部独立董事效率的增函数(g(outside))，最终的财务报告是博弈各方的纳什均衡，它的解是：对外部独立董事的效率outside求偏导数，得到：

上述等式说明随着外部独立董事效率的增强，f(outside)

H：独立董事能够提高公司会计盈余的稳健性。

H与未设立独立董事的公司相比，设立独立董事公司的可操控应计利润较低。

H：可操控应计利润与独立董事比例呈显著的负相关关系。

三、模型设计

为了验证上述研究假设，拟采用的方法是：首先主要运用Jones(1991)模型和修正的Jones模型(Dechowetal,1995)来估计可操控应计项目，并将其作为会计政策稳健性的变量，随后考察设立独立董事与未设立独立董事的公司，其可操控应计利润项目是否有显著的差异(H)。采用的统计方法有描述性统计和单变量分析(参数检验、非参数检验、Pearson相关性检验和Spearman相关性检验)。然而，是不是独立董事的比例越高越好呢?采用多变量分析(主要是OLS方法)来检验可操控应计利润与独立董事比例之间是否存在负相关关系(H)。此外，还对研究发现进行规范分析，试图给出比较符合社会经济现实的解释。

(一)可操控应计利润

为了正确地进行收入与费用相配比，现代会计采用“权责发生制(应计制)”，但它也为管理当局人为调节利润甚至是财务舞弊

打开了方便之门。自Healy(1985)首次运用应计项目分析分红计划开始，应计项目在会计文献中的运用日渐广泛起来。Kaplan(1985)认为总应汁项目会受到经济形势变化的影响。应该将其分解为因经济形势变化影响的部分和经理在会计决策中自主处理的部分，Jones(1991)对此进行了创造性的研究，他开发的模型成为公认的应计项目研究模型。Jones认为总的应计制利润可以分解为不可操控应计利润和可操控应计利润，其中，不可操控应计利润可以认为是公司营业收入增加额和固定资产规模的函数，预计期应计利润总额与其的差额就是可操控的应计利润额，模型为：

其中，TA为应计利润总额；AREV为营业收入变动额；PPE是财产、厂房和设备(property，plant and equipment)，即固定资产；A为年初资产总额。

Dechow et al．(1995)对Jones模型提出异议，他们认为Jones模型会高估非操控性应计利润，低估盈余管理行为，因为在营业收入增加额中，信用销售收入增加额的部分(应收款项增加额)往往是盈余管理的结果。为此，Dechow et a1．(1995)提出了修正的Jones模型：

其中，kREC是应收款项增加额。

由于我国公司上市年份较短，本文采用截面Jones模型而非时间序列Jones模型。主要是分年度、分行业估计不可操控应计利润，样本公司的总应计利润(净利润―经营活动现金净流量)与其的差额就视作可操控应计利润。计算公式：

总应计利润＝净利润―经营活动现金净流量

可操控应计利润＝总应计利润―不可操控应计利润

(二)解释变量

本文运用以下多元回归模型来检验独立董事与会计政策稳健性之间的经验关系：

DA是可操控应计利润，是会计政策稳健性的变量，SIC是行业虚拟变量，ε是回归残差。回归方程中其他解释变量释义如下：

1、公司治理结构 理论认为，随着独立董事的引入，管理当局的机会主义行为会得到一定的控制，从而降低成本(Fama and Jensen，1983)。预计独立董事的比例可能会影响可操控应计利润。可操控应计利润一定是独立董事比例的线性函数吗?Baysinger and Butler(1985)指出：尽管看起来董事的独立性与公司相对财务业绩表现之间在董事会构成范围内呈单调递增关系，但它并非呈一种严格的线性关系。Bamhart and Rosenstein(1998)对1990年标准普尔5000家中的3321家公司的回归分析表明：“有微弱的证据说明独立外部董事比例与公司业绩之间存在一种曲线的关系”。胡勤勤和沈艺峰(2002)发现，当独立董事比例处于0至16．67％区间时，公司经营业绩与独立董事比例之间呈现正相关关系，当独立董事比例处于16．67％至33．33％XE间时，公司经营业绩与独立董事比例之间呈现负相关关系。因此，同时引入独立董事比例及其平方项，以考察可能存在的二次曲线关系。可操控应计利润也可能受到审计委员会的影响，DeFond(1991)发现，内部设有审计委员会的企业较少出现会计差错。引入审计委员会及其和独立董事比例的乘积项，以控制这种影响。独立审计是控制问题的重要外部力量(Jensen and Meckling，1976；Watts and Zim-merman，1986)。DeAngelo，L(1981)认为大会计师事务所提供审计服务的质量较高。因为当审计技术与特定客户的启动成本显著地相关联时，现任会计师能获取与某一特定客户相联系的准租金，如果提供低质量服务，这种“机会主义”行为一旦被发现，就会丧失其他客户，带来损失。Watts and Zimmerman(1983)也认为大会计师事务所会提供较高质量的审计服务，因为与小会计师事务所相比，大会计师事务所更能有效地监督合伙人的行为。据此，认为聘请境外审计师的公司其会计政策会稳健一些。同时，还发现公司上市年限越长，受到监管和信息披露的压力越大，公司治理会相对优于新上市公司，另一方面，上市以前的过度财务包装也可以不慌不忙地释放。预计上市年限与可操控应计利润负相关。在第一大股东绝对或相对控股的时候，他就可以控制董事会，进而操纵公司经营和财务行为，但如果第一大股东为外资股或H股，可能不一定操控利润，所以，第一大股东可能对可操控应计利润施加影响，但影响方向尚难以预测。

2、实证会计理论(Positive Accounting Theory)变量 实证会计理论(负债权益比假设)认为，在其他条件均不变的情况下，企业的负债权益比率愈高，其经理人员便愈可能选择可将报告盈利从未来期间转移至当期的会计程序，以避免债务契约的技术性违约(Watts and Zimmerman，1999)。张为国和王霞(2004)研究发现，资产负债率越高的企业，经理人员出于职位安全的考虑更多地利用高报错误来进行盈余管理(p＜5％)。预计高负债的企业可能抬高可操控应计利润。规模假设认为，在其他条件均不变的情况下，企业的规模愈大，它的管理人员就愈有可能选择那些能够将当期盈利延续到下期的会计程序(Watts and Zimmerman，1999)。以避免引起公众和管制部门的注意，降低政治成本。管理当局为了凸显其经营才能可能会拔高利润。由于企业规模的扩张，员工人数的增加，人际关系可能比较复杂，企业文化建设难度增大。加之大型企业内部权力距离相对较大，委托链条较长，管理当局受到较少的监控，他们可能人为地抬高可操控应计利润。但另一方面，为了得到提升，下一级部门经理也有充足的动力和热情监督上一级部门经理，加之大型企业的内部控制通常优于小型企业，管理当局的机会主义行为可能在一定程度上得到遏制和收敛。可操控应计利润也可能为负值。因而，公司规模对可操控应计利润的影响大小和方向尚难以预料。

3、控制变量 Dechow et al．(1995)研究发现，公司的应计利润和公司的业绩具有显著的正相关关系。陆建桥(2002)发现亏损上市公司在出现亏损年度存在着人为调减收益的盈余管理行为。据此预测公司业绩与可操控应计利润正相关。Jevons Lee et d．(2000)发现中国上市公司在IPO过程中显著地调高利润。林舒和魏明海(2000)对A股上市公司IPO进行实证分析，结论相同。这里将IPO作为一个控制变量。根据财务报告舞弊的四因子假说，作为有限理性经济人的管理当局是否舞弊，取决于舞弊收益与舞弊成本的对比以及未来收益与当期收益的权衡。以前年度因舞弊会计信息而被监管部门处罚的公司，为了募集竞争性资本，可能会改善公司内部管理，提高会计政策稳健性，以取悦于投资者。预测曾经被监管部门处罚的公司，其可操控应计利润显著为负。此外，还控制了上市地点和行业的可能影响。

四、数据来源

笔者选取沪深股市2000、2001和2002三个会计年度的上市公司作为研究样本，剔除金融类和数据不全的上市公司，得到2000

年897家数据、2001年1117家数据、2002年1170家数据。财务数据来源于香港理工大学和深圳国泰安信息技术有限公司联合开发的《中国上市公司财务数据库查询系统》(CSMAR Financial 2．1)；行业数据和上市口期来源于《中国股票市场交易数据库查询系统》(CSMAR Trading 2．1)；公司治理结构数据取自从中国证券监督管理委员会网站(www．csrc．gov．cn)上下载的当年年报，缺失部分从金融街网站(www．jrj．corn．ca)手工采集。其中，2000年和2001年独立董事数据已与CSMAR公司治理数据库相核对。2002年独立董事数据已与中国诚信信用管理有限公司等主编的《2003中国上市公司基本分析》的数据进行了核对。

五、研究发现

(一)可操控应计利润的描述性统计

由表1可见，运用Jones(1991)模型估计的可操控应计利润，在2000-2002三个会计年度，设立独立董事的公司均值、中位数都比未设立独立董事的公司低。与此同时，运用修正的Jones(1995)模型估计的可操控应计利润，在2000-2002三个会计年度，设立独立董事的公司均值都比未设立独立董事的公司低；2000年和2002年的中位数比未设立独立董事的公司低，这种差异在统计上是否显著，尚须进一步检验。

(二)参数检验与非参数检验结果

表2和表3是可操控应计利润的参数检验与非参数检验结果。均值T检验和中位数的Mann-Whitney检验取得相类的结果。2002年设立独立董事的公司其可操控应计利润(截面Jones模型估计)均值及中位数均比未设立独立董事的公司低，这种差异在10％的水平上显著。说明2002年独立董事在监控经理机会主义行为，提高会计盈余稳健性方面发挥了作用。没有发现2000年和2001年两者的统计差异。

表4显示，Peamon相关性检验未发现可操控应计利润在两类公司上存在显著性差异。Spearman相关性检验(表5)发现，截面Jones模型估计的可操控应计利润与是否设立独立董事在10％的水平上负相关。可能由于诉讼风险的加大，以及声誉机制的约束，2002年独立董事积极参与公司财务的监控，会计政策稳健性有所提高。未发现明显的证据表明截面修正的Jones模型估计的可操控应计利润与是否设立独立董事之间存在经验关系。Pearson检验与Spearman检验结果存在不一致。

通过以上参数检验、非参数检验和Spcarman相关性检验，我们发现，设立独立董事与未设立独立董事的公司在可操控应计利润方面存在差异，证据表明，独立董事的引入的确提高了会计盈余的稳健性。然而，是不是独立董事的比例越高越好呢?下面，我们用OLS方法检验可操控应计利润与独立董事比例之间是否存在经验关系。

(四)多变量分析

1、ODS回归结果 以Jones模型估计的可操控应计利润(Jones DA)作为被解释变量的OLS回归结果如表6所示：

研究发现：(1)可操控应计利润与独立董事比例的平方在5％的水平上正相关。可以认为可操控应计利润与独立董事比例呈u型曲线关系。在拐点左边，二者成非线性负相关关系(a non-linear negative relation)。它的经济含义可以理解为：早期，随着独立董事的引入，管理当局受到比较严格的监控，机会主义行为会有所收敛，可操控应汁利润下降，公司的会计盈余趋于稳健。当独立董事的比例到达一个最优值时，可操控应计利润达到最低，独立董事的比例继续加大，可操控应计利润会随之攀升，公司的会计政策趋于激进。这可能由于随着独立董事人数的增多，容易产生搭便车行为。Jensen(1993)认为一个规模较小的董事会更容易发挥监控职能，而规模较大的董事会更容易被总经理所控制。随着独立董事人数的增多，沟通和协调就变得比较困难，而且，也不利于相互之间的监督和控制。同时，独立董事有被内部化的倾向，Cadbury爵士意味深长地指出：经过一段时间，“外部人”会不知不觉地变为“内部人”。由于经济利益的驱动，独立董事是很难“守身如玉”的；(2)可操控应计利润与公司上市年限在10％的水平上负相关。这可能由于上市年限长，公司治理结构日趋优化和合理，信息披露也日渐规范化，会计盈余趋于稳健，也可能由于公司上市以前的过度财务包装，在以后年度得以回转和释放；(3)当第一大股东为外资股或H股时，可操控应计利润在1％的水平上显著地为负。这可能是由于外资股或H股的产权相对比较明晰，大股东会及时地遏制管理当局的机会主义行为，会计盈余趋于稳健；(4)可操控应计利润与资产净利润率在1％的水平上正相关。这可能由于业绩表现好的公司希望锦上添花，降低融资成本，管理当局也希望提高红利的现值。业绩不佳甚至是亏损的公司可能要洗大澡(take a bath)，不妨一亏到底，来年轻装前进；(5)可操控应计利润与是否受过处罚哑变量在5％的水平上负相关。可能是由于以前年度舞弊财务报告而受证监会或财政部处罚后，其会计盈余趋于稳健。这也说明对舞弊的处罚是有效果的。管理当局决定会计盈余稳健性时会进行利益权衡。

2、稳健性检验(Robust Checks) 改变变量的定义，表6的回归结果是否会改变呢?对Jones模型与修正的Jones模型所估计的可操控性应计利润进行相关性检验，发现两者之间的Pearson相关系数为0．909(p

六、研究局限

本文的研究结论所受到的最大威胁来自于：(1)用截面Jones模型估计可操控性应计利润，而该模型并不一定适合我国；(2)Jones模型估计的可操控应计利润作为会计盈余稳健性的变量，这样做是否存在偏差以及偏差的大小，尚不可知；(3)如果独立董事的确提高了会计盈余的稳健性，究竟采用哪些方法，作用机制如何以及怎样优化，本文没有探讨。有关后续研究一定可以克服这些局限，为新兴的中国证券市场注入活力。

*　教育部重大招标项目：“企业财务舞弊及其对策研究”(批准号：02JAZJD630008)的阶段性成果。

本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。