[上市公司董事会治理与财务报告舞弊的实证研究] 董事会财务报告

　　摘要：本文立足于我国特有的制度背景和上市公司董事会治理机制现状，运用规范研究和实证研究相结合、以实证研究为主的研究方法，解释董事会治理机制与财务报告舞弊的理论联系，发现董事会治理的改善有利于遏制财务舞弊的发生，存在缺陷的董事会治理将很可能诱发财务报告舞弊行为的发生。
　　关键词：董事会治理 财务报告舞弊 治理机制
　　
　　财务报告舞弊一直是困扰国际会计学界的重大问题，也是阻碍我国证券市场发展的重要因素之一，而处于公司治理结构核心地位的董事会治理缺陷正是引发财务报告舞弊的深层次原因。因此，从董事会治理层面来研究财务报告舞弊的影响因素，寻求识别财务报告舞弊发生的董事会治理方面的预警信号，进而改进董事会治理以防止财务报告舞弊的发生，不仅有利于保护投资者的利益、降低注册会计师执业风险，而且有助于政策制定者对症下药，维护我国股票市场的健康发展。
　　
　　一、研究设计
　　
　　（一）研究假设本文研究了基于董事会治理层面的财务报告舞弊的影响因素，提出如下假设：
　　（1）董事会独立性与财务报告舞弊的理论假设。我国董事会的独立性包含两层含义。一是董事会独立于国有股股东。区别于美国高度分散的股权结构，我国的股权结构存在特殊性，即存在“国有股一股独大”并且国有股权“所有者缺位”的特殊现象。因此，在我国上市公司董事会中由国有股东委派的董事会成员的比例比较高。由于代表国有股权的股东与真正出资者是不完全相同的，前者除了关注经济利益外，可能更关注社会就业与稳定等，而后者主要关注的是经济利益，因此，就股东监督其委派董事的积极性而言，前者不如后者。而且，我国目前对国有股东委派董事的激励机制还不完善，其自身经济利益与企业业绩（股东利益）的相关度较低，该类董事的工作积极性不可能充分发挥。可以说，代表国有股权的董事在既缺乏约束机制又缺乏激励机制的情况下，缺乏维护股东利益的动力，该类董事在董事会中的比重越大，董事会相对于国有股东的独立性就越差，董事为其自身利益（如更多的在职消费等）最大化与经理层合谋而侵害股东利益的财务报告舞弊行为发生的可能性增大。二是董事会独立于经理层面。Fama and Jensen（1983）提出独立董事在董事会中的比例越高，越能有效监督经营者的机会主义行为，从而可以降低公司财务报告舞弊发生的概率。Beasly（1995）的经验研究发现：独立董事在公司董事会中的比例显著的影响着舞弊财务报告的发生率，独立董事越多，虚假财务报告发生的概率越低，公司越倾向于更大程度的资源披露信息。美国SEC曾对150家样本公司进行调查研究，结果表明：舞弊公司的内部董事比例明显高于非舞弊公司。可以认为，内部董事比例越高，独立董事比例越低，公司发生财务报告舞弊的可能性也越大。综上所述，提出如下假设：
　　假设1：国有股股东委派的董事比例越高，发生财务报告舞弊的概率越大
　　假设2：内部董事比例越高，发生财务报告舞弊的概率越大
　　（2）董事会积极性与财务报告舞弊的理论假设。有效发挥董事会的监督作用，为股东利益勤勉工作的另一个重要前提是董事会的积极性。Beasley（1996）研究表明随外部董事持股比例的增加，其积极性也会随之提高，外部董事监督作用越大，该公司发生财务报表舞弊的可能性下降。独立董事成员持股量越多，发生财务欺诈概率越小。可以认为，外部董事（与内部董事相比较而言）独立性相对较高，其持股比例越高，其工作积极性也越高，对经理层监督更为有效，能在一定程度上抑制财务报表舞弊的发生。因此，提出如下假设：
　　假设3：外部董事持股比例越高，发生财务报告舞弊的概率越小
　　（3）董事会的监控能力与财务报告舞弊的理论假设。董事会的监控能力主要分为两类：一是财务监控能力，二是经验监控能力。经理人作为有限理性的经济人，有着一定的自利倾向，且处在信息优势一方，极有可能通过粉饰财务报告来进行掩饰其侵害股东利益的“道德风险”行为。这种情况下，假如董事具有财务知识背景，能凭借其掌握的专业知识在第一时间发现并纠正错误，及时遏制财务报告舞弊的发生，其监控能力必然提高。如果董事具有在其他企业担任董事或高级管理人员的经历，因其熟悉经理的工作流程，对本公司经理层的监控更为有效，另外，还能提高与经理的沟通效率和效果。因此，提出如下假设：
　　假设4：具有财务专业知识的董事比例较高，发生财务报告舞弊的概率越小
　　假设5：具有高官任职经历的董事比例越高，发生财务报告舞弊的概率越小
　　（二）样本选取和数据来源本文收集了自我国证券交易所成立至2008年12月31日，因财务报告存在重大虚假陈述等行为并对当年财务报表重大影响而被证监会公开处罚的上市公司，共82家。舞弊公司的名单来自朱国泓《财务报告舞弊的二元治理》一书，以及中国证监会网站（www.csrc.省略）。同时，为了控制外部环境和行业等因素的影响，为每一家舞弊公司分别选择一个配对样本。配对样本必须同时满足以下条件：与舞弊公司同行业、同年度、同上市地点；与舞弊公司规模相当，具体而言，配对样本的资产规模控制在舞弊样本资产规模的70%至130%范围内；必须为非ST、PT公司；当年的审计意见必须是无保留审计意见。根据上述选样原则，选取了一组配对样本，这样得到舞弊样本和非舞弊样本共计174个。对两类样本的规模进行了一致性检验，结果见（表1）显示两组样本在规模上无显著差异，表明配对样本在规模上满足选样要求。财务数据均来自于SESMAR数据库，董事会治理的相关数据均根据中国证监会指定信息披露网站――巨潮资讯网公开披露的上市公司年度报告信息进行逐一整理而成。所用计算和分析软件为EXCEL和SPASS17.0。
　　（三）变量定义 研究变量主要包括因变量（财务报告舞弊变量）和解释变量（公司董事会治理机制变量）。（1）因变量。因变量fraud，表示是否发生财务报告舞弊，发生财务报告舞弊fraud=1，否则fraud=0，这是个哑变量。（2）解释变量的设定见（表2）。
　　（四）模型建立基于研究假设，本文构建识别财务报告舞弊的董事会治理变量的Logistic回归判别模型。为了尽可能保证最终进入模型的变量在模型中有着较强显著性，并增强所建立识别模型的有效性，将对舞弊公司和非舞弊公司进行显著性检验时在1%、5%、10%的显著性水平上通过T检验和Wilcoxon检验的指标变量作为建立Logistic回归模型的初始变量，以期建立能有效判别舞弊可能性的识别模型，建立如下模型进行回归分析：
　　
　　二、实证结果分析
　　
　　（一）差异性检验为了进一步发现舞弊样本和非舞弊样本之间有显著差异的公司董事会治理机制量化指标，将所收集到的舞弊样本和控制样本按0、1分组，1为舞弊公司，0为非舞弊公司，采用SPASS17.0对收集的数据进行处理，对舞弊样本和控制样本的变量进行显著性检验，以期能找出显著的指标变量，建立有效识别舞弊的判别模型。舞弊样本和配对样本变量指标的配对样本T检验和Wilcoxon检验结果如（表3）。从两组样本均值和中值的差异性配对检验结果可以看出：（1）代表董事会相对于国有股股东独立性的指标在舞弊样本与非舞弊样本之间存在显著差异，而代表董事会相对于经理层独立性的两职状态在两类公司之间也存在显著差异，但内部董事比例这一指标在两类公司之间的差异并不显著。第一，国有股股东委派董事比例在舞弊公司与非舞弊公司之间存在显著差异。前者的均值为55.0746%，中值为49.2%，均高于后者，并在10%的显著性水平上通过T检验，即国有股股东委派的董事在董事会总人数中的比重与公司发生财务舞弊的可能性呈正向关系，假设1得到验证。这表明，在我国“国有股一股独大”且国有股权所有者缺位现象严重的情况下，代表国有股权的董事缺乏履行其应尽职责的约束机制和激励机制，该类董事的比例越高，“内部人”（经理层甚至是经理层与董事合谋）控制的现象更为严重，“内部人”为自身利益而侵害股东利益的财务舞弊行为的可能性越大。第二，内部董事比例在舞弊公司与非舞弊公司之间不存在显著差异。对该指标的检验结果显示，内部董事比例T检验的Sig值为0.837，Wilcoxon检验的Sig值为0.835，均没有通过显著性检验，即未发现上述两指标在舞弊公司与非舞弊公司之间存在显著差异，假设2没有通过验证。这可能因为独立董事制度从2001年起实施，内部董事比例高是我国的普遍现象，因此，不能说财务舞弊与内部董事比例毫不相干，而是说，它们之间相关关系的证明是后续研究的关注重点。（2）代表董事会积极性的量化指标在两类公司之间均存在显著差异，即非舞弊样本的外部董事平均持股量显著高于舞弊样本。舞弊样本外部董事平均持股量为0.008443%，中位数为0，而非舞弊样本的外部董事平均持股量为0.107578%，中位数为0.003350%，且在10%显著性水平下通过Wilcoxon检验，即外部董事平均持股量与财务舞弊成负向关系，假设3得到检验，这表明因外部董事本身的独立性相对较强，其持股比例越高，工作积极性也就越高，对经理层的监督力度也就越强，对防止因“内部人”控制而引起的财务报告舞弊行为更为有效。（3）代表董事监控能力的量化指标在两类公司之间存在显著差异。第一，舞弊样本董事会中具有财务专业知识的董事比例显著高于非舞弊样本。舞弊样本董事会中具有财务专业知识的董事比例的均值为15.174524%，中值为14.28575,而非舞弊样本则分别为10.582754%和10.101%，且在5%的显著性水平下通过T检验和Wilcoxon检验，即具有财务专业知识的董事比例与财务报告舞弊呈显著正向关系，这与提出的假设4恰好相反，但与Todda.Shawver（2003）的研究结论却是一致的。可能原因在于，我国上市公司董事会中内部董事的比例普遍很高，而具有财务专业知识的董事大多为内部董事，该类董事的独立性较差，其掌握的会计专业知识不仅不能遏制舞弊的发生，反而成为经理层的“帮手”，提高舞弊的发生率。第二，非舞弊样本具有高管任职经历的董事比例显著高于舞弊样本。舞弊样本则分别为44.78%和44.44%，且在5%的显著性水平上通过T检验和Wilcoxon检验，即具有高管任职经历的董事比例与财务报告舞弊呈显著负向关系，这与提出的假设5一致，表明董事具有高管任职经历，其熟悉经理的工作流程，对本公司经理层的监控和沟通更为有效，从而降低舞弊的发生率。
　　（二）卡方检验和拟合优度检验本文采用了Logistic回归分析方法中的Backward Stepwise:Wald方式，即采用向后逐步法，根据Wald统计量的概率值将变量剔除出模型，根据Wald统计量的概率进行剔除变量的检验可以自动消除变量之间的多重共线性，逻辑回归检验结果如（表4）所示。最终模型的卡方值为27.766，显著性水平为0.000，说明模型中包含的自变量整体检验非常显著，说明回归模型的设计较为合理。（表5）中的-2LL是将对数似然比值乘以-2来衡量模型对数据的拟合度，好的模型的似然比值要高，其-2LL相对要小，本模型中的2LL=160.770。Cox&Snell R Suare和Nagelkerke R Square统计量利用数量来解释Logistic模型中的变化。它们与线性模型中的R相似，本模型Cox&Snell R Suare=0.185，Nagelkerke R Square=0.246。
　　（三）回归分析 （表6）表明方程的正确分类能力为66.2%，具体来说，当样本为舞弊样本时，该模型将其判断为舞弊的概率为64.7%，而判为非舞弊的概率为35.3%；当样本为非舞弊时，该模型判断为非舞弊的概率为67.6%，而判为舞弊的概率为32.4%。一般认为，方程的总体正确率大于50%时即为有效。（表7）列示了最终进入模型的相关统计量，再次证明了以下结论：董事会独立性越差，发生舞弊的可能性越大，模型中X1（国有股东委派的董事比例）的Sig值为0.001、系数B的符号为正，即国有股东委派的董事比例与财务舞弊在1%的显著性水平上呈正相关关系，与假设和指标的差异性检验结果一致。董事的积极性越高，发生舞弊的可能性越小，模型中X2（外部董事的持股比例）的Sig值为0.051、系数B的符号为负，即外部董事持股比例与财务舞弊在10%的显著性水平上呈负相关关系，与假设和指标的差异性检验结果一致。在未保证董事独立的前提下，其财务监控能力越高的公司，其发生管理舞弊的可能性越大，模型中X3的Sig值为0.014、系数B的符号均为正，即在1%显著性水平上与舞弊的发生呈正相关关系，这与本文的假设相反，但与差异性检验结果一致；董事会的经验监控能力越高，舞弊发生的可能性越小，模型中X4的Sig值为0.006、系数B的符号为负，即在1%的显著性水平上与舞弊的发生呈负相关关系，这与本文的假设和差异性检验结果一致。根据（表7）各个变量的系数（B），可以写出（假设将系数取小数后的三位）：
　　logit（odds）=b0+∑biXi=-1.613+0.037X1-20.895X3+0.042X4-0.025X5
　　再根据公式logit（odds）=ln（p/1-p），就可以计算某个公司在以上变量值已知的情况下，该公司发生舞弊行为的概率。
　　
　　三、结论
　　
　　本文在借鉴国内外相关研究及其公司治理指标体系研究的基础上，通过寻求适合中国现实情况的董事会治理机制的量化指标来进行实证检验。多元logistic回归检验得出董事会治理与财务报告舞弊之间关系的经验证据：我国上市公司董事会独立性较差是引发财务报告舞弊的重要因素之一，即国有股股东委派的董事比例与财务报告舞弊在1%的显著性水平上显著正相关；我国上市公司董事会的积极性是影响财务报告舞弊的重要因素之一，即外部董事持股比例与财务报告舞弊在10%的显著性水平上显著负相关；董事会监控能力也是影响财务报告舞弊的重要因素之一，即具有财务专业知识的董事比例与财务报告舞弊在5%的显著性水平上显著正相关，具有高管任职经历的董事比例与财务报告舞弊在1%的显著性水平上显著负相关。根据实证研究的结果，本文提出如下相关政策建议：首先，应当提高董事会的独立性，这是董事会发挥其应有职责的重要前提；其次，提高董事会的积极性，尤其是独立性较强的外部董事，建立一套合理的董事会激励机制；再次，应提高董事会的经验监控能力；最后，应当建立审计委员会制度等方式，以提高董事会的运作效率。
　　
　　参考文献：
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　　（编辑虹云）