公司治理质量与盈余质量——基于中国治理指数(CCGI[NK])的初步证据，本文主要内容关键词为：质量论文,盈余论文,中国论文,公司治理论文,证据论文，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。
引言
公司治理影响会计信息质量，①这个结论可能在国内外达成了一致，在这个过程中，国际著名会计舞弊事件的影响是不可轻视的。正是因为这些事件的影响，让监管层认识到，为了证券市场的健康发展，就必须提高投资者对上市公司的信心；为了提高投资者对上市公司的信心，就必须提高上市公司的信息透明度；为了提高上市公司的信息透明度，就必须健全公司治理结构。为此，无论是美国，还是中国，都采取了诸多措施来改进公司治理，以提高会计信息质量。
公司治理质量的提高，可能会提高会计信息的相关性特征：更为及时提供、更具有预测价值、更具有反馈价值；也可能更具有可靠性特征，更如实反映经济现实、具有可验证性，更为中立。当然，公司治理质量提高，并不一定表示会计信息的相关性和可靠性均同时得到了提高，它可能只改善某一个方面的特征。但是只要在改善某一个质量特征的同时，另外一个质量特征没有下降或者下降的程度低于第一个特征上升的程度，则会计信息的整体质量特征就得到了提升。
由于会计信息质量主要表现为相关性和可靠性两个方面，而这两个质量特征都可以通过检验会计信息的价值相关性来进行判断。文献[1]认为，检验价值相关性通常是相关性和可靠性的联合检验，如果检验表明会计数据存在价值相关性，则会计数据至少在一定程度上存在相关性和可靠性。但是，如果检验表明会计数据缺乏价值相关性，则难以将原因归之于相关性或者可靠性这两个特征的某一个。
本文试图直接检验公司治理质量与会计信息价值相关性的关联特征。与以往研究公司治理质量与会计信息质量关系的文献相比，本文有如下不同：本文以一个综合指标来代表公司治理质量，而不是以公司治理的若干方面来共同代表公司治理的质量特征。具体而言，本文的检验按如下步骤进行：第一步，基于南开大学公司治理研究中心的一系列研究成果，[2-6]从公开途径获得该中心编制的2002年中国上市公司治理 100佳的数据以及2004年50家上市公司的治理数据，以这些公司代表高治理质量类型；第二步，我们采用白重恩等所使用的方法分别计算了全部A股公司2002年和2004年的治理指数，[7]然后，在2002年找出剩余公司中的治理指数最差的100家公司作为低治理质量类型，在2004年找出剩余公司中的治理指数最差的50家公司作为低治理质量类型；第三步，基于收益—盈余回归模型，研究治理质量高低对盈余反应系数的影响。我们通过检验代表治理质量高低的哑变量与盈余水平及其变化的乘积项的系数是否显著，即可判断治理质量高低是否影响了盈余反应系数。
检验结果表明，治理质量高低显著影响到了盈余反应系数，高治理质量公司的盈余反应系数显著高于低治理质量公司。因此，本文的研究为通过改善公司治理结构提高盈余质量提供了经验证据。
一、相关文献回顾与假说发展
1.相关文献
(1)西方国家
早期的研究通常是间接研究治理结构对会计信息质量的影响。大约自2000年以来，研究者开始直接研究公司治理质量对会计信息质量的影响。
①间接研究。一些研究者间接研究了治理结构对会计信息质量的影响，在这些研究中，被解释变量通常是盈余管理（操纵）程度、是否发生财务舞弊、是否重编财务报表、是否受到美国SEC的处罚、审计质量高低与审计收费等，而解释变量是治理结构的某一个方面或者某几个方面，如股权结构、董事会结构（包括审计委员会）、外部审计师、管理者报酬契约等。在股权结构与会计信息质量的关系方面，Warfield等提出，当管理人员入股或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。[8]Beasley发现，董事会特征影响到了会计信息质量。[9]Dechow等发现，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等，该公司越可能因违反GAAP而受到SEC的处罚。[10]Wright研究表明，审计委员会中内部董事和灰色董事的比例与财务报告质量负相关。[11]Peasnell等发现，外部董事能够抑制公司的盈余管理行为，[12]Chtouron等的研究则表明董事会规模与盈余管理负相关。[13]而Bowen等研究了低质量公司治理与会计操纵的相关性，以及低治理质量公司未来的业绩表现，其经验证据不能支持经理人员以牺牲股东财富为代价滥用会计操纵的猜想。[14]
Cohen等详尽回顾了公司治理结构与财务报告质量的关系。在这里，公司治理结构表现为：董事会与审计委员会、外部审计师、内部审计师。第一，董事会与审计委员会。由于审计委员会是保证会计信息质量的重要一环，这篇综述性文献特别关注了审计委员会的研究。综合已有研究的结论他们发现，审计委员会通常由董事会中的低级别成员构成，其效力不仅取决于他们在财务报告方面的专门知识，还取决于董事会对他们的支持和授权程度。审计委员会的独立性，主要决定于董事会的态度和它本身的独立性。已有的研究也表明，审计委员会的作用很重要，特别是在解决外部审计师与管理层就财务报告重大事宜存在不一致意见时作用很明显。最后，董事会与审计委员会的特征与盈余操纵和财务舞弊之间存在关联关系。已有研究意味着，为了让审计委员会在财务报告过程中起重要作用，董事会必须赋予审计委员会真正的权力，审计委员会也必须具有充分的专门知识，这样才能对管理层行为起到有效的监督作用。第二，外部审计师。已有研究表明，董事会和审计委员会力量越强，对外部高质量审计的需要就越大；治理结构质量越高，外部审计收费也越高。近期的研究也表明，股东开始更加直接和积极地影响外部审计，其实现手段是通过投票表决是否批准管理层聘请外部审计师。第三，内部审计师。已有研究表明，审计委员会的独立性和专门知识与内部审计职能的效力正相关。在美国，近年来的公司治理改革很重视内部审计师在提供财务报告质量方面的作用。但是，这方面的研究还很不够。[15]
②直接研究。Vafeas研究了盈余的信息含量（以盈余反应系数代表）是否与外部董事比例以及董事会规模相关。他发现董事会规模与盈余信息含量负相关，但是外部董事比例并没有影响到盈余信息含量。[16]Felo等发现，审计委员会规模越大，审计委员会中存在一个财务专家，财务报告质量（以AIMR评分为代表）越高。[17]Bushman等探讨了治理系统与盈余及时性的关系，发现盈余及时性与如下公司治理变量显著相关：董事会构成、内部董事与外部董事的持股比例、外部董事的基于股票的激励计划、高级管理人员的激励计划。[18]
最近，Dey在研究公司治理对财务报告质量的影响时，在方法上与原有研究有了很大的不同。[19]他的研究按如下步骤进行：(1)选取了代表公司治理结构的 50个指标，利用主成份分析技术将50个指标降维成 12个指标；(2)选取了代表代理成本的七个变量，使用聚类分析技术将样本公司分为三大类：低代理成本公司、中代理成本公司、高代理成本公司；(3)以季度盈余公告的超额收益和收益波动代表盈余的信息含量； (4)按照代理成本高低分组，研究公司治理质量特征对盈余信息含量的影响。结果发现，只有在高代理成本组，公司治理质量特征才显著影响到了盈余的信息含量。由于其样本区间是2000年至2002年，并且样本公司只有243家，其结论的普适性如何尚不得而知。
(2)东南亚国家和地区
众所周知，与英美上市公司的分散股权结构不同，东南亚国家和地区上市公司的股权结构高度集中，并且主要是家族控股，而且由于金字塔型股权结构比较盛行，现金流量权和控制权分离现象较为明显。在这样的制度背景下，尽管大部分东南亚国家和地区采用了高质量会计准则，其会计信息质量仍然不高。[20]
Ball等认为，会计准则与经理人员和审计师的行为动机之间存在相互影响，他们对香港、马来西亚、新加坡和泰国等国家与地区的研究为此提供了少有的证据。这些国家和地区的会计准则来源于普通法国家（如英国、美国和国际会计准则委员会），他们普遍认为，普通法国家的会计准则质量高于成文法国家。但是，这些国家和地区的财务报告提供者的行为动机却意味着财务报告是低质量的。他们以及时确认经济利润（特别是损失）来代表财务报告质量。Ball等的研究表明，这些国家和地区的财务报告质量并不比成文法国家的高。不过，香港地区比其它三个国家报告经济利润和损失的及时性更高，这是因为香港地区是高度市场化的经济体系。因此，他们认为，如果忽视行为动机，仅仅以会计准则来区分国家和地区的财务报告，将会导致误解，而国际会计领域、透明度指标以及IAS的拥护者都是基于会计准则来区分各国的财务报告的。他们还指出，为了提高财务报告质量，更重要的是改变经理人员和审计师的行为动机，仅仅引进高质量会计准则是不够的。最后，由于各国经理人员和审计师在财务报告方面的行为动机存在很大差异，会计国际化所能达到的程度将会受到限制。[21]
Fan和Wong基于东亚七个经济实体的977家公司，研究了盈余信息含量（以盈余反应系数表示）和所有权结构之间的关系。他们发现，股权集中度、控制权与现金流量权的分离程度与盈余信息含量负相关。他们的研究结果与两个相互补充的理论解释相一致：其一，股权集中、金字塔型股权结构与交叉控股导致了控股股东和外部投资者之间的代理冲突。控股股东会相应地出于自己的利益报告会计信息，这些会计信息对外部投资者失去了可信度。其二，股权集中与低盈余信息含量相关联，股权集中还会避免泄漏有关企业寻租行为的私有信息，这也会降低盈余的信息含量。[20]
从会计研究的国际视野来看，基于东南亚国家和地区的研究能够丰富会计研究的内涵和外延。但是，利用这些国家和地区的数据研究会计问题要想获得国际性的学术贡献，就必须研究这些国家和地区特殊的制度性因素，包括股权结构在内的公司治理结构乃至其不同于西方国家的文化传统。
(3)国内的研究
国内方面，关于公司治理与会计信息质量关系的研究，以规范研究成果居多。[22-26]而实证研究方面，就笔者掌握的公开发表的论文来看，就是如下几篇：梁杰等[27]以截至2003年底被中国证监会公开查处的财务报告舞弊的上市公司为样本，研究公司治理结构与会计舞弊的关系；刘立国等[28]选取1994年至2002年6月因财务报告舞弊而被证监会处罚的25家上市公司作为研究样本，从股权结构、董事会特征两方面，对公司治理与财务报告舞弊之间的关系进行了实证分析；崔学刚[29]利用中国上市公司1997、1999、2001三年的年报数据，构造信息披露指数，以此代表信息透明度，研究公司治理因素对透明度的影响，并考察了它们之间的作用规律；最近，王化成和佟岩研究了控股股东与盈余质量的关系，他们使用中国上市公司 1999-2002年的数据，基于盈余—收益回归模型。[30]
国内外的研究表明，公司治理质量确实影响到了会计信息质量。公司治理质量越高，会计信息质量也会越高。但由于绝大部分研究都是同时就公司治理结构的若干方面来研究治理质量对会计信息质量的影响，因此，难以就公司治理质量高低是否以及如何影响会计信息质量得到一个明确的结论。
因此，通过采用合适的方法构造公司治理指数以代表公司治理质量，进而研究治理指数高低对会计信息质量的影响可能是一个比较好的研究方向。
2.研究假设
本文关注公司治理质量对盈余的信息含量的影响，类似于Fan等及王化成的研究，[20,30]我们可以基于收益—盈余模型来探讨治理质量高低对盈余反应系数的影响，如果治理质量与盈余反应系数显著正相关，则说明治理质量越高，盈余的信息含量越大，盈余的质量就越高。于是，我们可以提出如下研究假设：
H1：公司治理质量与盈余反应系数正相关
由于盈余的信息含量可以体现为盈余水平与盈余变化的信息含量，以上假说可以进一步细化为：
H1a：公司治理质量越高，盈余水平的反应系数越大
H1b：公司治理质量越高，盈余变化的反应系数越大
二、研究设计
1.检验模型
我们采用的基准模型是文献中广泛使用的回报率模型即（收益—盈余回归模型）。该模型为Easton和 Harris在1991年首次提出，他们发现会计盈余水平及其变动数（在除以期初股价后）均与年度报酬率相关。[31]一般而言，使用价格模型和回报率模型都可能得到合适的结果，[32]但回报率模型能更好地克服规模和异方差的影响。此后，回报率模型成为了检验会计信息价值相关性的标准模型之一。在国内，该模型同样被广泛使用。[30,33,34]基准回报率模型表示如下：
其中，Ret[,it]为累计收益率，在本文中定义为i公司t年5月至t+1年4月的累计收益率；EPS[,it]为盈余水平，在本文中定义为i公司t年净利润除以年末总股数；
表示盈余变化；P[,it-1]为i公司t年4月末的A股收盘价。②
当然，该模型最初只是用于检验会计盈余水平及其变化的价值相关性。为了检验公司治理质量对盈余质量的影响，还必须对模型加以改造。我们通过在回报率模型中加入代表治理质量高低的哑变量与盈余水平及其变化的交叉乘积项，通过检验交叉乘积项是否显著来判断治理质量高低是否影响了盈余反应系数。[20,30]检验公司治理质量对盈余质量影响的基本模型如下：
其中，DUM代表公司治理质量高低的哑变量，如果公司属于高治理质量类型，取值为1，否则取值0。
我们进一步对规模因素、资产负债因素、公司成长性以及所属行业进行控制，以更加可靠地估计公司治理质量对盈余质量的影响。[20,30]具体而言，我们估计如下经验模型：
其中，SIZE[,it-1]代表规模因素，定义为i公司t年4月末A股流通市值的自然对数；LEV[,it-1]为i公司t-1年末的资产负债率，定义为负债总额除以总资产；Q[,it-1]代表公司成长性，用i公司t-1年末的Tobin's Q表示；③行业因素用公司t-1年末公司所属行业表示，按照证监会2001年所公布的新行业类型分类，取第一位代码，按照惯例使用哑变量进入回归方程。
对于模型(2)和(3)，我们通过检验b3、b4是否显著来判断公司治理质量对盈余质量的影响。
2.公司治理质量的测度
本文的关键之处就是公司治理质量的测度，我们分两个步骤完成这个工作：第一步，本文从公开途径获得南开大学公司治理研究中心编制的部分治理指数数据，从发表在《管理世界》2004年第2期“中国上市公司治理指数与治理绩效的实证分析”一文获得2002年中国上市公司治理100佳的数据，从南开大学公司治理网站下载的试用数据库中获得2004年50家上市公司的治理数据，以这些公司代表高治理质量类型；④第二步，我们采用白重恩等所使用的方法分别计算了全部A股公司2002年和2004年的治理指数；第三步，找出低治理质量类型公司：在2002年，排除中国上市公司治理100佳后，找出剩余公司中的治理指数最差的100家公司作为低治理质量类型；在2004年，排除南开试用数据库中所列出的50家公司后，找出剩余公司中的治理指数最差的50家公司作为低治理质量类型。
我们这样做是出于如下考虑：南开大学公司治理研究中心编制的上市公司治理指数，是对控股股东行为、董事会治理、经理层治理、信息披露、利益相关者治理、监事会治理综合考察的结果，可能比较真实和全面地反映了公司治理质量，因此，我们在本文中尽量使用该中心编制的治理指数。但由于我们从公开途径所获得的该中心编制的指数资料十分有限：2002年只有上市公司治理100佳数据，2004年只有50家公司的数据，而这些公司都属于高治理质量类型，如果仅就这些公司分析治理质量对盈余信息含量的影响，将会由于样本缺少变异性，导致估计结果有偏，难以充分反应治理质量对盈余质量的影响。
因此，我们需要为这些高治理质量公司寻找低治理质量公司作为对照。本文借鉴白重恩[7]的做法，选取代表公司治理结构的八个指标，⑤然后使用主成份分析技术构造治理指数。具体而言，本文选取如下指标：(1)关于CEO是否兼任董事会主席或副主席的哑变量；(2)外部董事比例；(3)五大高管人员的持股比例；(4)第一大股东持股比例；(5)第二至第十大股东的持股集中度；(6)关于企业是否拥有母公司的哑变量；(7)关于是否在其它市场挂牌上市的哑变量；(8)关于是否国有控股的哑变量。在获得所有A股公司2002年和2004年的这八个指标后，我们就可以采用主成份分析技术降维，这种主成份分析每年进行一次。为了便于与白重恩等的结果相对照，我们仅取第一个主成份来代表公司治理质量。本文的全部数据处理与计量工作均基于SAS 8.2系统。
三、数据
1.选样条件
本文在获得低治理质量类型公司的治理数据时，需要就全部A股公司计算治理指数，计算年度分别为 2002年和2004年。在计算治理指数时的选样条件就是可以获得代表公司治理质量的八个指标。
最终我们基于收益—盈余模型检验治理质量对盈余反应系数的影响时需要获得价格与收益率数据、盈余水平及其变化数据，因此，可以获得估计价格模型和收益模型的会计、价格与收益数据就成了我们的第二个选样条件。
2.数据来源
公司治理数据主要来自于CCER，如有缺失，到 CSMAR SYSTEM补缺；会计数据全部来自于CSMRA SYSTEM；价格与收益率数据，2004年年底之前全部来自于CSMAR SYSTEM，2005年则来自于CCER。
3.数据描述
根据如上选样条件，在2002年获得了191家公司的数据，其中，在南开编制的上市公司治理100佳的公司中，有一家公司无法获得收益与财务数据，剩余99家，代表高治理质量类型；属于自行编制治理指数的最差100家公司中，有八家公司无法获得财务与收益数据，剩余92家代表低治理质量类型。
在2004年，共获得了94家公司的数据，其中，在可以获得南开治理指数的50家公司中，有两家公司无法获得收益与财务数据，有效观测值为48家，代表高治理质量类型；在自行编制治理指数的治理质量最差50家公司中，有四家公司无法获得财务与收益数据，剩余46家，代表低治理质量类型。
表1 数据描述
变量描述性统计报告在表1的Panel A中。先看年度累计收益，由于2002年和2004年A股市场持续下跌，无论是高治理质量公司还是低治理质量公司，年度累计股票收益均为负，不过，高治理质量的累计收益仍然高于低治理质量公司；而从盈余水平及变化来看，无论是2002年还是2004年，高治理质量公司均高于低治理质量公司。
从变量的相关性来看（表1的Panel B），高治理质量公司的盈余水平及其变化与股票收益的相关性高于低治理质量公司，这可能就意味着治理质量高低对盈余质量产生了很大的影响。此外，两年的数据均显示，高治理质量公司的盈余水平与盈余变化的相关性高于低治理质量公司，说明对于高治理质量公司来说，盈利能力的持续性可能更强。
四、回归结果分析
1.结果分析
表2 回归结果
我们分别对2002年和2004年的数据估计了收益—盈余回归模型，结果报告在表2中，从结果中可以看出：
(1)模型的拟合效果相当好，对照Ball等[35]的国际比较研究结果，就本文的样本来看，中国上市公司盈余的信息含量相当高。⑥
(2)治理质量高低显著影响到了盈余质量。在加入治理质量哑变量与盈余水平及其变化的交叉项后， 2002年调整后的R[2]从模型(1)的0.32增加到了模型(2)的0.38，2004年调整后的R[2]从模型(1)的0.10增加到了模型(2)的0.16。
(3)治理质量高低主要影响盈余变化的信息含量。从2002年和2004年的情况来看，高治理质量公司的盈余变化的反应系数显著高于低治理质量公司。在控制了规模、Q、资产负债率、行业等因素的影响后，参数估计值b4在2002年的t值为4.17（在0.01水平下显著），在2004年的t值为2.03（在0.05水平下显著）。而在2004年的估计模型中，各解释变量中唯一显著的就是治理质量哑变量与盈余变化的交叉项。
(4)2004年与2002年相比，收益—盈余模型的拟合效果较差，似乎意味着盈余的信息含量在下降，但由于数据的限制，尚不能对此得到确定性的结论。
因此，回归分析结果表明，一方面，公司治理质量越高，盈余变化的反应系数越大，这意味着我们不能拒绝假设H1b；另一方面，公司治理高低基本上并没有显著影响到盈余水平的反应系数，原假说H1a没有得到经验证据的支持。总体来看，公司质量对盈余质量有显著影响，但是主要影响盈余变化的反应系数，说明外部投资者对高治理质量公司的盈余增长持肯定态度，因而相应地调高了对公司的估值水平，而对低治理质量公司的盈余增加却持怀疑态度，并未因这些公司盈余增加而变更其估值水平。
2.稳健性测试
我们还使用t年6月至t+1年5月的累计收益、t年7月至t+1年6月的累计收益作为股票收益进行了稳健性测试，对结论并无明显影响。此外，我们还使用个股累计收益减去同期A股市场累计收益的净收益作为被解释变量进行了稳健性测试，结果同样不变。
五、结论与局限性
本文的研究表明，公司治理质量显著影响到了盈余的信息含量，高治理质量公司的盈余反应系数显著高于低治理质量公司。特别值得指出的是，市场似乎认为低治理质量公司的盈余变化没有信息含量，而认为高治理质量公司的盈余变化具有显著的信息含量。由于盈余质量是会计信息质量的重要内容，本文的结论表明，为了提高会计信息质量，改善公司治理结构是必要的。
当然，由于数据的限制，本文的研究还存在很大的局限性。主要体现为两点：其一，本文依据南开大学公司治理研究中心公开的数据选择高治理质量公司，而根据自行计算的治理指数选择低治理质量公司，这二者之间可能存在不一致；其二，本文仅针对治理质量很高和很低的公司比较了其盈余的信息含量，加之本文仅使用了2002年和2004年的数据，样本容量有限，影响到了本文结论的普适性。
我们将在今后的研究中克服这些局限性，以期获得更为稳健和普遍的结论。
注释：
①为一致起见，本文中的会计信息质量高低、公司治理质量高低都是针对于外部投资者而言的。
②除以期初股价是为与被解释变量累计收益率计算保持一致。
③Tobin's Q定义为总资产市场价值除以总资产帐面值，其中总资产市场价值等于负债面值加上权益市值，而权益市值等于流通股（A股、B股或者H股）市值加上非流通股的价值，后者等于非流通股股数乘以A股每股t-1年年末收盘价乘以0.3。
④这50家公司的治理指数均值为66.03，最小值为63.71，最大值为70.8。而利用南开2002年公司治理100佳的治理指数，我们发现均值66.48，最小值为60.99，最大值为78.81。我们可以合理假定，中国上市公司的治理质量在2002年与2004年没有飞跃性的变化。那么，我们可以推断2004年的这50家公司的治理质量至少在前200名。由此，相对于我们自行计算的最差50家治理质量公司，这是治理质量较高的公司。
⑤仅选取八个指标，与南开治理指数所涉及的指标相去甚远，但是由于采用南开大学公司治理中心的方法编制治理指数，非我们目前的财力和人力所能及，我们只能采用这种替代方法，我们将会在未来的研究中改进治理指数的编制方法。
⑥当然，本文仅研究了高治理质量公司与低治理质量公司的盈余信息含量，同时仅使用了2002年和2004年的数据，结论能否推广，尚需严格的检验。
标签：审计委员会论文; 财务报告论文; 会计论文; 盈余质量论文; 会计信息质量论文; 公司治理理论论文; 治理理论论文; 相关性检验论文; 投资论文; 财会论文;