市場化進程、二權(quán)分離程度與會計穩(wěn)健性研究
——來自中國資本市場的證據(jù)

劉 嫦，楊興全

(石河子大學 經(jīng)貿(mào)學院，新疆 石河子 832003)

世界范圍內(nèi)的集中股權(quán)結(jié)構(gòu)的普遍存在，使得控股股東與中小股東的利益沖突，即控股股東代理問題成為目前國內(nèi)外研究的熱點問題?？毓晒蓶|代理問題產(chǎn)生的基本條件是控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離(以下簡稱二權(quán)分離)。當控股股東通過“金字塔”結(jié)構(gòu)或“交叉持股”方式實現(xiàn)二權(quán)分離后，控股股東就有很強的動機轉(zhuǎn)移上市公司的資源，侵害中小股東的經(jīng)濟利益。會計數(shù)據(jù)，尤其會計盈余數(shù)據(jù)作為契約簽訂和執(zhí)行的基礎(chǔ)信息(Watts and Zimmerman，1986)，其質(zhì)量不可避免地受到控股股東和中小股東的代理沖突的影響。為此，本文以會計穩(wěn)健性程度作為會計信息質(zhì)量的衡量指標，主要探討控股股東的二權(quán)分離程度對會計穩(wěn)健性程度的影響，以期深化會計穩(wěn)健性的解說。

一、文獻回顧

20世紀90年代世界主要國家中的會計準則越來越多地采用公允價值計價，這使得穩(wěn)健性研究成為國外會計盈余研究的核心問題之一。如Basu(1997)[1]等研究表明，近三十年以來，美國會計趨向于中立會計，但美國財務(wù)報告的穩(wěn)健性程度在不斷提高，這就暗示著會計穩(wěn)健性有其存在和發(fā)展的內(nèi)在經(jīng)濟機理。為此，Watts(2003[2]，2003[3])將穩(wěn)健性產(chǎn)生的原因歸結(jié)為契約、法律、管制和稅收四個方面。此后的研究成果進一步表明，會計穩(wěn)健性不僅受到國家的會計制度設(shè)計影響，而且受公司的微觀治理機制以及外部治理環(huán)境等各種因素的影響(Pope和Walker,1999[4];Chandra Wasley和Waymire ,2004[5];Sung S Kwon、Qin Jennifer Yin and Jongsoo Han,2006[6];Lobo和Zhou,2006[7]; Ball和shivakumar,2005[8]; Huijgen,2003[9];Bushman等,2006[10])。

隨著我國會計制度不斷強化穩(wěn)健性原則在企業(yè)會計核算中的運用，國內(nèi)學者對中國資本市場是否存在穩(wěn)健性(李增泉、盧文彬，2003[11]；趙春光，2004[12]；陳旭東、黃登仕，2006[13])、會計盈余穩(wěn)健性的動因(趙春光，2004；李遠鵬、李若山，2005；李遠鵬，2006；曲曉輝、邱月華，2007[14])以及公司治理對會計穩(wěn)健性的影響(劉嫦、楊興全[15]；修宗峰，2008[16]；朱茶芬、李志文，2008[17]；趙德武、曾力、譚莉川，2008[18]；趙瑩、韓立巖、胡偉潔，2007[19]；陳勝藍、魏明海，2007[20]；劉鳳委、汪揚，2006[21]；曹宇、李琳、孫錚，2005[22]；婁權(quán)，2004[23])等問題進行了研究。

從現(xiàn)有文獻來看，盡管目前我國已經(jīng)從多角度探析了影響會計穩(wěn)健性的因素，但是基于終極產(chǎn)權(quán)視角的會計穩(wěn)健性研究較少，基于集中股權(quán)結(jié)構(gòu)下控股股東-中小股東代理沖突視角下的會計穩(wěn)健性研究更為少見。鑒于此，本文基于我國不同地區(qū)市場化進程不均衡的背景，借鑒國外研究經(jīng)驗進一步從終極產(chǎn)權(quán)的視角研究控股股東的二權(quán)分離程度對會計穩(wěn)健性的影響，以期豐富發(fā)展會計穩(wěn)健性理論，尤其是會計穩(wěn)健性的動機理論。同時，該研究也可以提供實際控制人掏空上市公司而損害會計信息質(zhì)量的證據(jù)，并為治理集中股權(quán)結(jié)構(gòu)下的控股股東“掏空”行為提供部分政策建議。

二、理論分析和研究假設(shè)

亞洲金融危機引發(fā)了人們對東亞乃至世界范圍內(nèi)公司所有權(quán)結(jié)構(gòu)的深入研究。La Porta等(1999)、Claessens、Djankov、Lang(2000)和Faccio、Lang(2002)等研究證實了世界范圍內(nèi)的集中股權(quán)結(jié)構(gòu)是非常普遍的。La Porta等(1999)進一步發(fā)現(xiàn)集中股權(quán)結(jié)構(gòu)下最終控制人存在著控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離現(xiàn)象。在此基礎(chǔ)上，La Porta等就兩權(quán)分離產(chǎn)生的激勵效應(yīng)和侵占效應(yīng)對上市公司的績效影響進行了研究。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，集中股權(quán)下控股股東的現(xiàn)金流權(quán)與企業(yè)價值具有正相關(guān)關(guān)系，而控制權(quán)與企業(yè)價值具有負相關(guān)關(guān)系。當現(xiàn)金流權(quán)和控制權(quán)分離達到一定程度時，終極控制人利用其超額控制權(quán)獲取的私人收益遠遠超過其現(xiàn)金流權(quán)所帶來的共同收益，終極控制人就可能操縱公司管理層以獲取更高的超額控制收益，并可能進一步引發(fā)會計盈余管理行為，降低會計信息質(zhì)量。

作為一個新興的資本市場，我國股權(quán)高度集中，加之投資者法律保護不健全，控股股東和中小股東的代理沖突表現(xiàn)得更為嚴重。為了獲得控制權(quán)私人收益，控股股東存在著建造“龐大帝國”的動機。為滿足大股東的股權(quán)再融資偏好和避免退市的風險以及避免監(jiān)管部門和外部投資者發(fā)現(xiàn)其侵占、掏空等“隧道行為”，控股股東存在著損害會計盈余穩(wěn)健性的意愿和能力。為此本文提出假設(shè)H1：二權(quán)分離程度與公司會計穩(wěn)健性程度負相關(guān)。

一般而言，隨著控股股東持股比例的增加，其控制力也不斷增強，進而使得控股股東具有更強烈的動機侵占中小股東利益。李增泉等(2004)和賀建剛、劉峰(2005)等發(fā)現(xiàn)，資金占用和資產(chǎn)收購與第一大股東持股比例呈倒“U”型關(guān)系；王琨、陳曉(2007)研究表明：隨著上市公司控股股東持股比例的增加，關(guān)聯(lián)方擔保發(fā)生的概率呈現(xiàn)出先顯著上升、其后不顯著、最后顯著下降的變化趨勢。因此本文認為，隨著控股股東對上市公司控制力的增強，控股股東操縱公司的能力越強，公司就越有可能操縱會計信息的生成和披露，導致企業(yè)會計信息質(zhì)量低下。為此，本文提出假設(shè)H2:較之低控制權(quán)公司而言，高控制權(quán)公司中二權(quán)分離程度對會計穩(wěn)健性損害更高。

現(xiàn)有研究已經(jīng)表明，公司外部治理環(huán)境越發(fā)達，則控股股東的侵占行為越有所收斂，進而使得控股股東和中小股東之間的代理沖突較為緩和。如，羅黨論、唐清泉(2007)發(fā)現(xiàn)地區(qū)間政府干預(yù)市場越少、金融市場越發(fā)達，該地區(qū)的上市公司越不會發(fā)生控股股東“掏空”行為。陳勝藍、魏明海(2006)則證實了來自投資者保護較弱地區(qū)的上市公司更愿意提供較高質(zhì)量的財務(wù)會計信息，以補償弱投資者保護帶來的負面效應(yīng)。根據(jù)上述分析，我們認為，外部治理環(huán)境的改善降低了控股股東-中小股東的代理沖突，進而削弱了控股股東利用其控制權(quán)降低會計穩(wěn)健性程度的動機。為此，本文提出假設(shè)H3：外部環(huán)境的改善有助于提高公司會計穩(wěn)健性程度。

三、變量選擇和研究設(shè)計

自從Basu(1997)首次從收益和損失的不對稱確認角度定義穩(wěn)健性，并采取盈余-股票報酬反應(yīng)的不對稱性系數(shù)衡量會計盈余的穩(wěn)健程度之后，Basu模型就成為衡量會計穩(wěn)健性的主要方法。但是，我國股票市場不規(guī)范，股票價格嚴重偏離其內(nèi)在價值，Basu模型并不一定適用我國。因此，本文將采取Ball和Shivakumar(2005)的權(quán)責發(fā)生制模型來衡量會計穩(wěn)健性程度，模型公式如式(1)：

(1)

表1 變量定義及其計算

說明:如果下文中變量沒有帶下腳標，則表示當年值。

模型中，α2測量了會計盈余對好消息的反轉(zhuǎn)速度，系數(shù)α3反應(yīng)了虧損較之盈利的反轉(zhuǎn)增量速度。如果公司采取了穩(wěn)健性會計原則，那么公司將更為及時地確認壞消息，進而使得壞消息的反轉(zhuǎn)速度更快，進而使得α3顯著為負。β6測量了二權(quán)分離指數(shù)對會計盈余反應(yīng)好消息反轉(zhuǎn)速度的影響，β7測量了二權(quán)分離指數(shù)對會計盈余反應(yīng)壞消息增量反轉(zhuǎn)速度的影響。如果二權(quán)分離程度的加大會誘發(fā)實際控制人產(chǎn)生損毀會計信息質(zhì)量的動機和行為并使得會計穩(wěn)健性程度下降，則預(yù)期β7顯著為正。鑒于本文主要分析二權(quán)分離指數(shù)對會計穩(wěn)健性的影響，因此，主要關(guān)注β7系數(shù)大小和顯著性。

四、實證結(jié)果和分析

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本篩選

本文將研究區(qū)間定為2004—2006年。參考現(xiàn)有文獻，我們對于上市公司終極控股股東的界定標準為:(1)最終控制者能追蹤到各級政府、自然人或是家族；(2)最終控制者直接或間接是上市公司的第一大股東，如果某上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)圖未表明持股比例，則默認為持股比例是100%；(3)鑒于我國目前的市場監(jiān)管者、參與者以及理論研究人員普遍認為20%是股東對企業(yè)相對控制的基本標準，本文將20%的控制權(quán)作為控股股東最低持股比例標準。因此，本文將控制權(quán)低于20%(含20%)樣本將直接刪除，同時剔除金融保險行業(yè)樣本、非正常交易公司以及關(guān)鍵財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本。

外部治理環(huán)境變量來源于樊綱等《中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進程2006年報告》，上市公司現(xiàn)金流權(quán)和控制權(quán)數(shù)據(jù)根據(jù)深圳國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫提供的年度報告手工搜集整理取得，其他財務(wù)數(shù)據(jù)直接來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。

(二)描述性統(tǒng)計

1.控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)分離度的統(tǒng)計分析

表2 控制權(quán)、現(xiàn)金流權(quán)以及分離程度的分布

從表2可以看出：我國全部上市公司的平均控制權(quán)比例為0.430 7，現(xiàn)金流權(quán)比例為0.357 7，二權(quán)分離指數(shù)為3.559 1。可見，我國上市公司平均控制權(quán)比例普遍高于現(xiàn)金流權(quán)比例，二權(quán)存在著不同程度的分離。此外，從分年度的統(tǒng)計來看，我國上市公司整體的控制權(quán)比重在逐年下降，但是現(xiàn)金流權(quán)比例下降更快，進而導致二權(quán)分離程度在逐年加大。

(三)回歸結(jié)果及其分析

我們采取最小二乘法對樣本數(shù)據(jù)進行回歸，其中模型1是不考慮控制權(quán)水平、外部治理環(huán)境等因素的結(jié)果，模型2是在模型1的基礎(chǔ)上依據(jù)控制權(quán)高低進行的分組回歸結(jié)果，模型3則進一步考慮了外部治理環(huán)境的差異對會計穩(wěn)健性的影響。

表3 二權(quán)分離程度和會計穩(wěn)健性的回歸結(jié)果

從表3模型1的回歸結(jié)果來看，β7為正但沒有通過10%的統(tǒng)計水平檢驗，這一結(jié)果似乎表明二權(quán)分離程度并沒有對會計穩(wěn)健性程度產(chǎn)生影響。為此，本文進一步依據(jù)控股股東控制權(quán)中位值將全樣本分為高控制權(quán)組和低控制權(quán)組進行分組回歸。模型2中的分組結(jié)果顯示，高控制權(quán)組公司的β7顯著為正，但低控制權(quán)組β7無法通過基本的統(tǒng)計檢驗。這一結(jié)果就表明，當控股股東的控制權(quán)處于高水平狀態(tài)時，其二權(quán)分離程度越高，二權(quán)分離程度對會計穩(wěn)健性程度的損害越嚴重。但是，當實際控制人處于低控制權(quán)狀態(tài)時，鑒于其他相對控股股東的制衡，控股股東的二權(quán)分離程度并沒有明顯損害會計穩(wěn)健性程度，從而證實了假設(shè)2。

為進一步考察外部治理環(huán)境對會計穩(wěn)健性的影響，本文采取樊綱等(2007)市場化進程指數(shù)作為外部治理環(huán)境好壞的代理變量進行檢驗。為此我們在原有模型的基礎(chǔ)上將市場化指數(shù)及其與收益指標、消息指標等交叉項納入的回歸模型(具體見表3中的模型3)。其中，交叉項Market×DNIt-1×ΔNIt-1的系數(shù)反應(yīng)了市場化進程指數(shù)對會計盈余反應(yīng)壞消息的增量速度的影響。如果外部市場環(huán)境的改善有助于提高會計穩(wěn)健性，則該系數(shù)應(yīng)該顯著為負。從表3模型3的回歸結(jié)來看，交叉項Market×DNIt-1×ΔNIt-1的系數(shù)為負，而且通過了10%的統(tǒng)計水平檢驗，表明市場化程度越高的地區(qū)其上市公司的虧損比盈利的反轉(zhuǎn)速度更快。這就證實了市場化進程較高地區(qū)的上市公司的會計穩(wěn)健性程度比較市場化較低地區(qū)的公司要高，從而證實了本文的假設(shè)3，即外部環(huán)境的改善有助于緩和控股股東-中小股東之間的代理沖突，進而提高公司的會計穩(wěn)健性程度。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為保證研究結(jié)果的可靠性，本文進一步以凈利潤/期末資產(chǎn)總額來計算資產(chǎn)收益率，并以該方法下的資產(chǎn)收益率是否增加作為好壞消息的啞變量；同時，在衡量外部治理環(huán)境變量時，我們采取了地區(qū)國民生產(chǎn)總值將全國省份劃分為發(fā)達地區(qū)和不發(fā)達地區(qū)，以反映外部治理環(huán)境；此外，為避免異方差對研究結(jié)論的影響，本文采取了加權(quán)最小二乘法進行回歸。以上情況下的研究結(jié)果同上述分析類似。

五、研究結(jié)論和啟示

本文研究表明我國上市公司的會計盈余具備穩(wěn)健性特征。當控股股東的現(xiàn)金流權(quán)和控制權(quán)分離時，其分離程度對會計穩(wěn)健性產(chǎn)生了影響，而且這一影響程度視控股股東的控制權(quán)程度以及公司控股股東屬性而不同。進一步研究證實了外部治理環(huán)境也對公司穩(wěn)健性會計信息供給產(chǎn)生影響，但是，不同屬性的公司其穩(wěn)健性會計信息供給行為受到的影響程度不一致[24]。

這一研究為終極控制人為“掏空”上市公司而損害會計信息質(zhì)量提供了直接證據(jù)，進一步深化了會計穩(wěn)健性理論解說。鑒于上述結(jié)論，為進一步完善我國會計信息披露制度，提高會計信息質(zhì)量，保護中小投資者利益，首先應(yīng)該強化實際控制人信息的披露，為投資者掌握上市公司實際控制人的相關(guān)信息提供指導。其次，要進一步完善我國資本市場的監(jiān)管制度，加強會計法律體系的完善，尤其是完善會計民事責任，遏制控股股東利用超額控制權(quán)損害會計信息質(zhì)量的行為。最后，要進一步深化經(jīng)濟體制改革，完善外部治理環(huán)境，營造良好的外部市場環(huán)境。

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