產品市場競爭對公司治理與財務重述關系調節(jié)效應研究
——來自我國滬深A股的經驗證據(jù)

湖北工業(yè)大學工程技術學院 許立志

產品市場競爭對公司治理與財務重述關系調節(jié)效應研究
——來自我國滬深A股的經驗證據(jù)

湖北工業(yè)大學工程技術學院 許立志

本文基于2010-2014年滬深A股上市公司財務數(shù)據(jù)，從產品市場競爭視角實證檢驗了公司治理與財務重述的關系。結果表明，公司治理綜合指標能夠顯著降低財務重述概率，董事長和總經理兩職合一、高管貨幣薪酬激勵與財務重述正相關，董事會規(guī)模、獨董比例、第一大股東持股比例、管理層持股比例與財務重述負相關；產品市場競爭顯著降低財務重述發(fā)生概率；產品市場競爭對公司治理綜合指標、公司治理分指標與財務重述概率關系發(fā)揮調節(jié)作用；產品市場競爭高的樣本組中，在對財務重述的作用上，產品市場競爭與公司治理綜合指標存在互補關系，而在產品市場競爭程度低的樣本組中，二者存在替代關系；控制內生性后研究結論不變。

公司治理 產品市場 競爭財務重述

一、引言

資本市場中的信息使用者依據(jù)相關會計信息做出投資和融資決策，因此，會計信息的真實可靠性直接關系到信息使用者決策有效性。會計信息質量低下會影響投資者對風險和收益的權衡，因而被國內外學者廣泛認為會計信息質量低的財務重述行為，也具有了研究的理論及現(xiàn)實意義。我國近年來財務重述現(xiàn)象較為普遍，成為損害投資者等相關利益者合法權益的一大殺手，影響了資源的合理配置和社會福利的帕累托改進，降低了上市公司的會計信息質量，進而威脅到資本市場的健康有效的發(fā)展。隨著我國資本市場相關法律法規(guī)的不斷完善，資本市場的運作效率得到一定的提高，但國有控股企業(yè)政府控制和干預、股東一股獨大現(xiàn)象仍然較為突出，而獨立董事作為公司治理的一大制度安排，被部分學者認為我國董事既不獨立也不懂事。因此，我國公司治理的制度安排能否有效抑制財務重述行為，提高會計信息質量，是值得深入探討的話題。公司治理和產品市場競爭的相關研究文獻表明，產品市場競爭可以作為公司治理的一個替代機制，高度的產品市場競爭能夠通過信息效應和約束效應，降低公司管理層的自利行為，但將公司治理、產品市場競爭和財務重述結合到一起的研究文獻較為匱乏，且多為國外的研究。我國特殊的制度背景下，產品市場競爭和公司治理在對財務重述發(fā)揮的作用上存在怎樣的關系，尚為缺乏該類研究。

二、理論分析與研究假設

Shleifer和Vishny（1986）認為，大股東降低了中小股東搭便車的概率，降低了其用腳投票的行為的發(fā)生。Chan et al.（2003）的研究表明，高管薪酬契約由于依賴業(yè)績指標，因此高度集權下權責發(fā)生制會計增加了高管自利行為的程度，從而使其與財務重述之間存在顯著的正相關關系。何威風和劉啟亮（2010）的研究表明，高管特征與財務重述之間存在顯著的正相關關系，特別是高管的性別特征等。王俊秋和張奇峰（2010）發(fā)現(xiàn)政府控制的企業(yè)財務重述概率更大，公司制度環(huán)境的改善降低了二者之間的正相關關系，降低了重述的概率。Burns和Kedia（2007）發(fā)現(xiàn)發(fā)生財務重述的公司高管行權數(shù)量較之未發(fā)生財務重述的公司更高。我國現(xiàn)代企業(yè)制度下，我國上市公司管理層對公司擁有控制權而非所有權，且其薪酬契約的制定和執(zhí)行大多依賴于會計業(yè)績指標，基于自利動機的考慮，高管存在操控盈余的行為以獲得更高的貨幣薪酬、股權薪酬、職位升遷和在職消費等隱性薪酬激勵，增加其控制權私有收益。良好的公司治理機制對高管自利行為具有一定的監(jiān)督和約束，一方面來看，股權集中度較高的企業(yè)，股東有能力和動機加強對高管的監(jiān)督，獨立董事比例越高，其獨立性越大，越能夠代表中小股東的合法權益，審計委員會規(guī)模越大，獨立性越高，其獨立審計發(fā)現(xiàn)財務舞弊及弄虛作假的概率更大，更能及時發(fā)現(xiàn)問題，防止后期被迫進行財務重述行為。年報由大的會計師事務所審計的公司，其財務重述發(fā)生的概率也較低，因此，公司治理機制越完善，公司治理水平越高，公司發(fā)揮財務重述的概率越低，據(jù)此提出本文的第一個假設：

H1：公司治理程度越高，公司后期發(fā)生財務重述的概率越低，即二者之間呈現(xiàn)負相關關系

Alchian（1950）的研究認為，公司治理機制之外的產品市場激烈的競爭同樣能夠給管理層帶來壓力，約束其自利行為方面發(fā)揮重要作用。Stigler（1958）的研究認為，產品市場競爭能夠提高企業(yè)的經濟效率，外部環(huán)境給企業(yè)帶來的巨大壓力能夠解決信息和管理層激勵的相關問題，降低內外部的信息不對稱問題，緩解代理問題。Dryden（1997）基于英國公司為研究樣本，發(fā)現(xiàn)產品市場競爭能夠提高企業(yè)的生產力，其與內部股東控制之間存在替代關系。蔣榮和陳麗蓉（2007）的研究也表明，我國外部產品市場競爭越激烈，其對公司管理層的監(jiān)督程度越大。張功富和宋獻中（2007）基于非效率投資視角，該學者的研究發(fā)現(xiàn)，處于高度競爭的行業(yè)企業(yè)，其公司治理與過度投資之間的負相關關系越低，表明外部產品市場競爭和公司治理之間存在互補的關系。但牛建波和李維安（2007）的研究結果表明，公司治理機制不同，其與外部產品市場競爭的關系不同，可能存在互補關系，也可能存在替代關系，因為不同的公司治理機制具有不同的治理效用。綜上所述，直接研究公司治理、產品市場競爭和財務重述的十分匱乏，部分相關研究結論也不統(tǒng)一。本文認為，外部產品市場競爭程度越高，其發(fā)揮的信息效應和破產效應更大，外部產品市場競爭程度高，信息使用者從競爭的同行業(yè)企業(yè)中獲取的相關行業(yè)信息更大，迫于資本市場的壓力，企業(yè)會增加信息披露以使自己看起來不那么特別，如果處于激烈競爭的行業(yè)企業(yè)操縱了盈余信息，那么在激烈競爭環(huán)境中的企業(yè)被外部發(fā)現(xiàn)的概率更大，給企業(yè)帶來的破產清算的壓力也就越高。外部競爭激烈程度越高，對公司內外部信息不對稱的抑制作用更大，緩解了公司的第一類和第二類代理問題，更能夠增加公司治理的效用。外部產品市場競爭程度更高的情況下，市場的不確定性以及由此引發(fā)的盈余不確定性更高，而大多公司管理層為風險規(guī)避型，為了降低這種高度競爭帶來的高不確定性給其自身帶來私有成本，管理層會降低盈余操縱，以避免后期發(fā)生財務重述給其薪酬、職位、市場聲譽等帶來的負面經濟后果。據(jù)此分析，提出本文的第二個研究假設：

H2：外部產品市場競爭越激烈，公司治理與財務重述的負相關關系越大，即外部產品市場競爭對公司治理與財務重述的關系發(fā)揮調節(jié)作用

三、研究設計

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源基于2010-2014年我國滬深A股市場的相關財務數(shù)據(jù)作為初始樣本，剔除金融保險行業(yè)的樣本，剔除ST和*ST的樣本，剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本，剔除年度行業(yè)觀測值小于10的樣本，為避免極端值的影響，對連續(xù)變量進行上下百分之0.5的縮尾處理，最終得到年度觀測值為5921個。數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)處理采用STATA 10.0。

（二）變量定義（1）公司治理的計量。借鑒以往的研究方法，用六個公司治理指標，即董事會規(guī)模、獨董人數(shù)、高管持股比例、高管貨幣薪酬、董事長和總經理兩職合一、股權集中度，分別對其賦值后加總得到公司治理綜合指標。具體來說，董事會規(guī)模大于均值的取值1，否則為0。獨董人數(shù)大于均值的取值1，否則為0。高管持股比例超過均值的取值1，否則為0。高管貨幣薪酬激勵大于均值的賦值1，否則為0，董事長和總經理兩職合一賦值1，否則為0。第一大股東持股比例大于均值的賦值1，否則為0。加總六個指標的得分，得到公司治理綜合指標，最高分為6分，最低分為0分，分值越高表明公司治理水平越好。（2）產品市場競爭的計量。參考羅煒和朱春艷（2010），計算赫芬達爾指數(shù)，用單個上市公司所占有的市場份額的平方加和，即市場份額用單個公司的主營業(yè)務收入除以行業(yè)所有上市公司主營業(yè)務收入，再將每個公司的該比值平方后加總。（3）財務重述的計量。如果公司在觀測年度發(fā)生財務重述，那么該指標取值為1，未發(fā)生財務重述則取值為0。（4）控制變量。公司規(guī)模、公司經營的周期、資產總報酬率、資產周轉率、資產負債率和公司是否發(fā)生虧損都可能影響公司發(fā)生財務重述的概率，因此，為更好的厘清本文所要研究的主題，將這些因素加入到回歸模型中加以控制。為防止年度因素和行業(yè)因素的干擾，在回歸模型中亦加入行業(yè)和年度虛擬變量。變量定義如表1所示：

（三）模型構建

模型1：檢驗公司治理和財務重述關系的Logistic模型。

模型2：檢驗產品市場競爭對公司治理和財務重述關系的調節(jié)效應的Logistic模型。

如上述公式（1）和（2）所示，公式（1）為檢驗公司治理和財務重述關系的Logistic模型，公式（2）為檢驗產品市場競爭對公司治理和財務重述關系調節(jié)效應的Logistic模型。RESTATEit為i公司t年度是否發(fā)生財務重述，為0/1二元變量。governanceit為公司治理綜合指標，comp為產品市場競爭的替代變量，如果H1得到驗證，那么預期公式（1）中的a1系數(shù)為負值，如果H2得到檢驗，那么公式（2）中的b3的系數(shù)應該為負值。∑controlvar為回歸模型中控制的其他與財務重述相關的變量，具體如表1所示。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計如表2所示：在5921個樣本觀測值中，發(fā)生財務重述的樣本占6.7%，公司治理綜合指標的均值為4.302，最小值為1，最大值為6，中位數(shù)為3.211。董事會規(guī)模的均值為8.482，中位數(shù)為9，獨立董事的均值為3.008，中位數(shù)為3，高管持股比例均值為5.316%，中位數(shù)為0.002%。高管貨幣薪酬的自然對數(shù)均值為13.852，中位數(shù)為13.790。董事長和總經理兩職合一的均值為0.132，第一大股東持股比例的均值為36.743%。產品市場競爭的均值為0.083，中位數(shù)為0.115，最小值為0.022，最大值為0.384。公司規(guī)模用資產的自然對數(shù)表示，其均值為21.861，中位數(shù)為21.707，最小值和最大值分別為16.117和28.482。公司資產周轉率的均值為0.690，中位數(shù)為0.566，經營周期的均值為5.032，中位數(shù)為5.072，資產報酬率的均值為0.043，中位數(shù)為0.039。為防止解釋變量之間出現(xiàn)高度多重共線性，本文還計算了各變量的皮爾森相關系數(shù)，并且針對每個回歸模型計算了變量的方差膨脹因子的值，均值均小于3，表明不存在嚴重多重共線性的干擾，為控制文章篇幅，正文未報告相關內容。

表2 描述性統(tǒng)計

（二）回歸分析表3給出了公司治理和財務重述的logistics回歸結果。如表3所示：公司治理綜合指標與財務重述的系數(shù)為-0.101，在5%水平顯著，表明公司治理綜合指標能夠降低財務重述發(fā)生的概率。從公司治理分指標與財務重述發(fā)生概率的回歸結果來看，董事會規(guī)模與財務重述的系數(shù)為-0.005，在10%水平顯著；獨立董事比例與財務重述的系數(shù)為-0.004，不顯著，管理層持股比例與財務重述的系數(shù)為-0.012，在5%水平顯著，高管貨幣薪酬激勵與財務重述的系數(shù)為0.009，在10%水平顯著，董事長和總經理合一與財務重述的系數(shù)為0.104，在10%水平顯著，第一大股東持股比例與財務重述概率的系數(shù)為-0.213，在1%水平顯著。從表3公司治理分指標的回歸結果來看，董事會規(guī)模、管理層持股和第一大股東持股比例均能夠顯著降低財務重述發(fā)生的概率，獨董比例雖然也能降低財務重述發(fā)生的概率，但該影響不顯著。而高管貨幣薪酬、董事長和總經理兩職合一則與財務重述正相關，增加了財務重述發(fā)生的概率。從控制變量的回歸結果來看，公司規(guī)模、資產周轉率和總資產報酬率與財務重述發(fā)生的概率負相關，而資產負債率和公司的經營周期則與財務重述發(fā)生的概率呈現(xiàn)顯著的正相關關系，增加了財務重述發(fā)生的概率綜上所示，表3的結果支持了本文的H1，即公司治理機制能夠降低財務重述發(fā)生的概率，提高會計信息質量。

表3 公司治理與財務重述的logistics回歸結果

表4給出了產品市場競爭對公司治理與財務重述發(fā)生概率關系調節(jié)的logistics回歸結果。如表4所示：在公司治理綜合指標及分指標的各回歸結果中，產品市場競爭與財務重述的系數(shù)均顯著為負值，大部分系數(shù)在10%水平顯著，表明產品市場競爭能夠降低財務重述發(fā)生的概率，存在顯著的主效應。公司治理綜合指標及分指標與財務重述的回歸系數(shù)與表3的結果相差不大，為了控制文章篇幅不再贅述。本文關心的是公司治理綜合指標與產品市場競爭交互項、公司治理各分指標與產品市場競爭交互項分別與財務重述發(fā)生概率的回歸系數(shù)。從表4各列的回歸結果來看，公司治理綜合指標與產品市場競爭和財務重述發(fā)生概率的回歸系數(shù)為-0.109，在5%水平顯著，表明公司治理綜合水平一定的情況下，產品市場競爭程度越大，越能夠有效降低財務重述發(fā)生的概率，表現(xiàn)為產品市場競爭與公司治理機制對財務重述上的互補作用，也一定程度上驗證了產品市場競爭的公司治理效應。從公司治理分指標和產品市場競爭交互項與財務重述發(fā)生概率的回歸結果來看，board*comp與財務重述發(fā)生概率的回歸系數(shù)為-0.002，IB*comp與財務重述發(fā)生概率的回歸系數(shù)為-0.001，hold*comp與財務重述發(fā)生概率的回歸系數(shù)為-0.101，在5%水平顯著，salary*comp與財務重述發(fā)生概率的回歸系數(shù)為0.005，在10%水平顯著，dual*comp與財務重述發(fā)生概率的回歸系數(shù)為-0.102，在10%水平顯著，top1*comp與財務重述發(fā)生概率的回歸系數(shù)為-0.104，在1%水平顯著。從公司治理分指標與產品市場競爭交互項及財務重述發(fā)生概率的回歸結果來看，大部分結果支持了公司治理綜合指標的回歸結果，表明公司治理水平一定的情況下，產品市場競爭程度越高，財務重述發(fā)生的概率越低，驗證了本文的H2。表4控制變量的相關回歸結果與表3基本相似，為控制文章篇幅，不再贅述，具體如表4所示。

表4 產品市場競爭對公司治理與財務重述關系調節(jié)的logistics回歸結果

（三）穩(wěn)健性檢驗表5基于產品市場競爭程度大于還是小于均值，將全樣本分為產品市場競爭程度高和產品市場競爭程度低的樣本，其中產品市場競爭程度高的樣本組共有3947個樣本年度觀測值，產品市場競爭程度低的樣本組共有1974個樣本年度觀測值。具體如表5所示：分組后的回歸結果表明，處于產品市場競爭程度高的樣本組中，產品市場競爭、公司治理綜合指標與財務重述發(fā)生概率的回歸系數(shù)分別為-0.029和-0.024，分別在5%和10%水平顯著，表明存在顯著的主效應；而公司治理綜合指標與產品市場競爭交互項與財務重述發(fā)生概率的回歸系數(shù)為-0.212，在1%水平顯著，較之表4來看，顯著性有了較大幅度的提升，說明產品市場競爭程度越高，其在對降低財務重述發(fā)生概率上的公司治理效應越大，支持并深化了表4的回歸結果。在產品市場競爭程度低的樣本組中，產品市場競爭與財務重述發(fā)生概率的回歸系數(shù)不顯著，公司治理綜合指標與財務重述發(fā)生概率的回歸系數(shù)在10%水平顯著，而產品市場競爭與財務重述發(fā)生概率回歸系數(shù)不顯著的原因，是因為在回歸模型中加入了公司治理綜合指標與產品市場競爭交互項所致，從交互項與財務重述發(fā)生概率的回歸結果來看，與產品市場競爭程度高的樣本組的回歸結果不同，該交互項與財務重述發(fā)生概率的回歸系數(shù)為0.012，在10%水平顯著，表明產品市場競爭程度低的樣本組中，產品市場競爭與公司治理在對降低財務重述發(fā)生概率上發(fā)揮替代作用，而非表4所示的互補作用。導致這一結果可能的原因是，產品市場競爭程度低的樣本，一般為壟斷性行業(yè)企業(yè)，這類企業(yè)大多為國有控股，公司治理水平較低，這類公司高管為了追求政治升遷和政績，更可能通過操控財務盈余的方式達到這些自利動機，從而增加了財務重述發(fā)生的概率，進而表現(xiàn)為公司治理與產品市場競爭在對財務重述發(fā)生概率上存在替代關系。其他控制變量的回歸結果與表3和表4基本無顯著差異，在此不再贅述，詳見表5。

表5 穩(wěn)健性logistics回歸結果

表6借鑒馬永強和陳歡（2013）的方法，用壟斷租金表示產品市場競爭程度，對產品市場競爭進行替代性計量。表6為替代性計量后的穩(wěn)健回歸結果，以便于檢驗本文H2成立與否。如表6所示：COMP為替代性計量后的產品市場競爭指標，COMP與財務重述發(fā)生概率的回歸結果，在產品市場競爭程度高和產品市場競爭程度低的樣本中分別為-0.103和-0.018，分別在5%和10%水平顯著，公司治理綜合指標在產品市場競爭程度高和產品市場競爭程度低的樣本中，回歸系數(shù)分別為-0.014和-0.012，均在10%水平顯著。公司治理綜合指標與COMP交互項與財務重述發(fā)生概率的回歸系數(shù)，在產品市場競爭程度高和競爭程度低的樣本中分別為-0.209和0.101，分別在1%和10%水平顯著。表6的結果與表5基本一致，也表明產品市場競爭程度高時，產品市場競爭與公司治理在對財務重述發(fā)生概率的抑制上存在互補關系，而在產品市場競爭程度低的情況下，二者在對財務重述發(fā)生概率的抑制上存在替代關系。為防止內生性影響，本文該部分內容還基于公司特征的基本變量對財務重述發(fā)生概率進行擬合，將測算出的擬合值作為公式（1）和公式（2）中RESTATE的值，用產品市場競爭、公司治理相關變量及其他控制變量對擬合出的RESTATE進行回歸分析，得到的結果與前文基本一致。由于前期發(fā)生虧損，可能增加公司的融資約束及降低公司股票價格，因此，在前期發(fā)生虧損的公司中，管理層更具有動機操控盈余信息，后期被發(fā)現(xiàn)進行重述的概率也就更大，為控制該因素對文章結論的影響，在該部分內容中還將公司前期是否虧損（LOSS）加入到回歸模型中，結果表明，LOSS和財務重述發(fā)生概率之間呈現(xiàn)顯著的正相關關系，但并不影響本文主要解釋變量的回歸系數(shù)的方向及顯著性，本文結論穩(wěn)健。

表6 產品市場競爭替代計量的穩(wěn)健回歸結果

五、結論與建議

（一）結論本文結論如下：第一，公司治理綜合指標能夠顯著降低財務重述發(fā)生的概率，公司治理分指標中，董事長和總經理兩職合一、高管貨幣薪酬激勵與財務重述發(fā)生概率顯著正相關，董事會規(guī)模、獨董比例、第一大股東持股比例、管理層持股比例與財務重述發(fā)生概率負相關。第二，產品市場競爭能夠顯著降低財務重述發(fā)生的概率；產品市場競爭對公司治理綜合指標、公司治理分指標與財務重述發(fā)生概率的關系發(fā)揮顯著的調節(jié)作用。第三，基于產品市場競爭程度分組回歸結果表明，產品市場競爭程度高的樣本組，產品市場競爭與公司治理綜合指標在對財務重述的作用上存在互補，而在產品市場競爭程度低的樣本組中，產品市場競爭與公司治理綜合指標在對財務重述的作用上存在互替。第四，控制內生性的結果基本不變。

（二）建議本文由研究結果可知，應該大力發(fā)展我國的經理人市場，降低董事長和總經理兩職合一的情況。高管貨幣薪酬激勵增加了財務重述發(fā)生的概率，因此應該建立完善的高管薪酬激勵體制，以增加對高管的激勵效應，降低其自利行為動機。加強資本市場中的競爭，降低自然壟斷及政府壟斷行業(yè)企業(yè)，增加市場資源配置的效率，一定程度上能夠抑制財務重述的發(fā)生，推動我國市場經濟的健康發(fā)展。

［1］周曉蘇、周琦：《基于盈余管理動機的財務重述研究》，《當代財經》2011年第2期。

［2］李世新、劉興翠：《上市公司財務重述公告的市場反應與行業(yè)傳遞效應研究》，《管理評論》2012年第5期。

［3］楊忠蓮、楊振慧：《獨立董事與審計委員會執(zhí)行效果研究》，《審計研究》2006年第2期。

［4］黃志忠、白云霞、李暢欣：《所有權、公司治理與財務報表重述》，《南開管理評論》2010年第5期。

［5］曹強：《中國上市公司財務重述原因分析》，《經濟管理》2010年第10期。

［6］張俊瑞、馬晨：《股權結構與財務重述研究》，《審計與經濟研究》2011年第2期。

［7］江州、李富強：《競爭、產權和我國國有企業(yè)治理效率的實證檢驗》，《中國軟科學》2007年第12期。

［8］牛建波、李維安：《市場競爭和公司治理的交互關系研究——基于中國制造業(yè)上市公司1998-2003年數(shù)據(jù)的實證分析》，《南大商學評論》2007年第1期。

［9］何威風、劉啟亮：《我國上市公司高管背景特征與財務重述行為研究》，《管理世界》2010年第7期。

［10］羅煒、朱春艷：《代理成本與公司自愿性披露》，《經濟研究》2010年第10期。

［11］馬永強、陳歡：《金融危機沖擊對企業(yè)集團內部資本市場運行的影響——來自我國民營系族企業(yè)的經驗證據(jù)》，《會計研究》2013年第4期。

［12］王俊秋、張奇峰：《政府控制、制度環(huán)境與上市公司財務重述行為》，《經濟管理》2010年第4期。

［13］Owers,James E.Lin,Chen-Miao,Rogers,Ronalds.C. The Informational Content and Valuation Ramifications of EarningsRestatements.InternationalBusiness&Economics Research Journal，2011.

［14］Chen,Sheng-Syan,Lai,Shu-Miao.The Vertical Information Transfer Effects of Earnings Restatements along the Supply Chain］.Working Paper,National Taiwan University,2009.

［15］Ruth W.Epps,Sarbanes-Oxley 404 Material Weakness -es and Discretionary Accruals.Accounting Forum，2010.

［16］William R.Baber and Michael H.Gran of Foreword. Journal of Accounting and Public Policy，2009.

（編輯 文博）