企業(yè)異質(zhì)性、公司治理結(jié)構(gòu)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量
——基于我國上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)

西南政法大學(xué)管理學(xué)院 鄭國洪 黃艷妮

企業(yè)異質(zhì)性、公司治理結(jié)構(gòu)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量
——基于我國上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)

西南政法大學(xué)管理學(xué)院 鄭國洪 黃艷妮

本文利用滬深A(yù)股市場2013-2015年的數(shù)據(jù)，分析了股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)特征、高管特質(zhì)和內(nèi)部控制對公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響效應(yīng)，以及這些要素在異質(zhì)性公司背景下的差異性。研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度越高，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越低，而制衡度越高，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越高；獨(dú)立董事占董事會(huì)比例越高，對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的促進(jìn)效應(yīng)越強(qiáng)；高管持股比例在非國有企業(yè)中對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量起促進(jìn)作用，而在國有企業(yè)中這一效用受到限制，但高管薪酬水平卻與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量均呈顯著負(fù)向關(guān)系；監(jiān)事會(huì)功能由于受到我國特殊體制的制約，其對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量影響效應(yīng)并不顯著。

公司治理結(jié)構(gòu) 會(huì)計(jì)信息質(zhì)量 上市公司 產(chǎn)權(quán)差異

一、引言

自2000年以來，我國上市公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量問題頻發(fā)。從早期的“銀廣廈”財(cái)務(wù)報(bào)表造假事件以及“藍(lán)田股份”欺詐等會(huì)計(jì)信息造假事件，再到最近出現(xiàn)的“博敏電子”上市半年首份年報(bào)即被曝光涉嫌造假以及“欣泰電氣”報(bào)送證監(jiān)會(huì)的相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)存在虛假記載，被證監(jiān)會(huì)處以1907萬的罰單等，財(cái)務(wù)造假案例屢禁不止。一些上市公司為了股票上市故意提高股票市價(jià)，虛報(bào)公司業(yè)績；有些經(jīng)營不善的上市公司為了避免遭受退市威脅，披露虛假的財(cái)務(wù)報(bào)告；一些上市公司甚至同中介機(jī)構(gòu)一起與監(jiān)管部門周旋，給低質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息貼上“質(zhì)量合格”的標(biāo)簽，造成會(huì)計(jì)信息失真，嚴(yán)重?fù)p害投資者和債權(quán)人等的相關(guān)利益。根據(jù)中國上市公司違規(guī)處理研究數(shù)據(jù)庫信息統(tǒng)計(jì)，近年來被公示出現(xiàn)披露的會(huì)計(jì)信息有違規(guī)問題的公司機(jī)構(gòu)不斷增加，增長率年平均為12.43%。為了防止舞弊現(xiàn)象的頻繁發(fā)生，我國政府部門相繼出臺了相應(yīng)的法律準(zhǔn)則來規(guī)范上市公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。從2007年1月1日開始實(shí)施的新的《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》，到2011年4月29日中國證券監(jiān)督委員會(huì)發(fā)布的《信息披露違法行為行政責(zé)任認(rèn)定規(guī)則》（以下簡稱“規(guī)則”），表明了我國政府部門從法律制度層面加強(qiáng)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的努力。

提升公司治理水平已然成為提高公司整體效率的必然選擇，而公司治理結(jié)構(gòu)（Corporate Governance Structure）無疑決定了公司治理水平。完善的公司治理結(jié)構(gòu)（機(jī)制）對于公司效率就像健全的國家治理對于國家發(fā)展一樣至關(guān)重要（Wolfensohn J.D.，1999）。對于會(huì)計(jì)信息質(zhì)量來說，公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量并不是由會(huì)計(jì)準(zhǔn)則本身所決定的（Balletal，2003），公司治理結(jié)構(gòu)的完善能夠有效提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，是保障會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的核心要素（熊亞，2005；許波，2005）。因此，公司治理結(jié)構(gòu)之于會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的重要性可見一斑。盡管當(dāng)前我國上市公司治理結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，但仍然存在諸多誘發(fā)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量問題的因素，特別是在我國這樣一個(gè)特殊產(chǎn)權(quán)制度背景下，公司治理結(jié)構(gòu)及內(nèi)部各要素之間的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響機(jī)制是非常復(fù)雜的。因而深入探討在異質(zhì)性公司背景下，我國公司治理結(jié)構(gòu)對會(huì)計(jì)信息的影響是非常具有現(xiàn)實(shí)意義的。

二、理論分析與研究假設(shè)

通常而言，公司治理結(jié)構(gòu)是指公司在決策行為方面的制度安排、組織設(shè)計(jì)和機(jī)制形成等內(nèi)容（Oliver Hart，1995），是對公司控制與剩余權(quán)利索取的結(jié)構(gòu)安排。Jensen and Meckling（1976）最先提出公司治理結(jié)構(gòu)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的關(guān)系問題，成為了公司治理結(jié)構(gòu)研究與改革的新起點(diǎn)。公司治理結(jié)構(gòu)的完善能夠有效提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，是保障會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的核心要素（熊亞，2005）?？傮w而言，國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于公司治理結(jié)構(gòu)對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響研究主要基于股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)特征、公司高層管理者和內(nèi)部控制四個(gè)維度來展開（劉愛東，2016）。

首先，就股權(quán)結(jié)構(gòu)對會(huì)計(jì)信息的影響而言，股權(quán)集中度和股權(quán)制衡度是影響會(huì)計(jì)信息的重要因素，股東持股通過“協(xié)同效應(yīng)”和“壕溝效應(yīng)”兩個(gè)路徑來影響公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量（Mock，1988），在此基礎(chǔ)上，F(xiàn)an and Wong（2002）進(jìn)一步提出，股權(quán)集中度可以通過壕溝效應(yīng)、信息效應(yīng)和激勵(lì)效應(yīng)三個(gè)機(jī)制來影響會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。實(shí)際上，股權(quán)集中度與股權(quán)制衡度對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響路徑并不是線性的（楊晉渝，2013；林芳，2012）。當(dāng)然，股東特質(zhì)是決定股權(quán)結(jié)構(gòu)作用于會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的重要因素（申慧慧，2012；劉博等，2013），如股權(quán)構(gòu)成中的國家持股比例越高，公司信息披露的水平就越高（Eng L.and Mark Y.，2003），而機(jī)構(gòu)投資者在一定持股比例條件下，他們對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響效應(yīng)是不同的（Ping-Sheng Koh，2003）。因此，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1a：股權(quán)集中度與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量負(fù)相關(guān)

假設(shè)1b：股權(quán)制衡度與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量正相關(guān)

其次，就董事會(huì)特征作用于會(huì)計(jì)信息質(zhì)量來講，董事會(huì)是監(jiān)督公司內(nèi)部的最高決策者，其獨(dú)立性和行為效率將直接影響公司治理（Fama and Jensen，1983）。顯然，獨(dú)立董事比例、外部董事比例越高，對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升具有重要促進(jìn)作用（Park and Shin，2004；Peasnel，2005；韓小芳，2012）。但在實(shí)際過程中，獨(dú)立董事的產(chǎn)生、履職時(shí)間和董事會(huì)規(guī)模等因素也使得獨(dú)立董事之于會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的客觀性存在諸多局限（鄧小洋、李芹，2011），例如，在早期的研究中，Yermack（1996）學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)監(jiān)督職能會(huì)隨著董事會(huì)規(guī)模增大而減弱，董事會(huì)規(guī)模與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊發(fā)生的可能性呈正向關(guān)系。因此，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：獨(dú)立董事占董事會(huì)比例與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量負(fù)相關(guān)

再次，公司高層管理者及其行為無疑是影響公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的重要因素，特別是近年來在媒體監(jiān)管力度不斷增強(qiáng)的環(huán)境下，高層管理者對公司治理的影響越來越深（盧碧，2013）。其一，管理者的個(gè)人特質(zhì)是影響會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的重要因素（邱昱芳等，2011；王霞等，2011）；其二，高管控制權(quán)、高管變更與會(huì)計(jì)信息透明度、公司盈余管理具有顯著的相關(guān)關(guān)系（代彬，2011）；其三，高管的薪酬水平也會(huì)影響會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，基本邏輯在于薪酬水平影響高管對盈余管理、公司治理和腐敗行為等方面的選擇，進(jìn)而決定高管在一系列影響會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的行為方面的選擇（南曉莉等，2013）。因此，本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3a：高管持股比例與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量正相關(guān)

假設(shè)3b：高管薪酬水平均與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量負(fù)相關(guān)

最后，是內(nèi)部控制對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響。顯然，公司內(nèi)部控制制度的核心目標(biāo)之一就是保障會(huì)計(jì)信息質(zhì)量（Lu H.et al.，2011；Goh B.W.and Li H.，2011；Singer and You.H，2011）。國內(nèi)外學(xué)者對內(nèi)部控制能夠提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量已達(dá)成共識，例如，方紅星（2011）、吳益兵（2012）、黃惠平（2012）等學(xué)者結(jié)合我國的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，比較系統(tǒng)地研究了公司內(nèi)部控制對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響效應(yīng)，并分析了這一影響的具體作用機(jī)制，得出了豐富的研究結(jié)論。總體而言，關(guān)于內(nèi)部控制與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量影響的研究，主要集中在以下三個(gè)角度，即內(nèi)部控制鑒證報(bào)告披露、內(nèi)部缺陷及其修正和控制其他影響因素。因此，本文提出假設(shè)4。

假設(shè)4：內(nèi)部控制質(zhì)量與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量正相關(guān)

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源本文利用國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）滬深A(yù)股市場的近6819個(gè)微觀數(shù)據(jù)作為樣本，實(shí)證分析股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)特征、高管特質(zhì)和內(nèi)部控制四個(gè)要素對公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響效應(yīng)。本文剔除了以下幾類數(shù)據(jù)：被ST、*ST的公司；缺乏連續(xù)6年數(shù)據(jù)的公司；部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失的公司。

（二）變量定義與模型構(gòu)建對相關(guān)變量的測度，本文則借鑒既往研究的經(jīng)驗(yàn)方法，對公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量（quality）的測度主要選取操控性應(yīng)計(jì)利潤來實(shí)現(xiàn)；對股權(quán)結(jié)構(gòu)（right）的測度指標(biāo)選擇將基于“集中”和“制衡”兩個(gè)維度，分別選取第一大股東持股比例（right1）和第一大股東和第二大股東持股比例（right2）；對董事會(huì)特征（directors）選取獨(dú)立董事所占比重來測度；對高管特質(zhì)（executive）變量的測度則選擇公司高管的持股比例（executive1）和公司前三位高管的薪酬水平（executive2）；對內(nèi)部控制（control）指標(biāo)的度量選取監(jiān)事會(huì)的會(huì)議次數(shù)。最終，可以建立如下回歸方程（1）：

當(dāng)然，公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量除了受到上述四個(gè)因素的影響之外，還會(huì)受到政府和市場等其他內(nèi)外部治理要素的影響，因而為了盡可能減少回歸估計(jì)中由于遺漏變量而導(dǎo)致的估計(jì)偏誤問題，本文還在方程（1）的基礎(chǔ)上納入了如下相關(guān)控制變量，分別是公司的控制權(quán)變更（change）啞變量，若公司控制權(quán)變更賦值為1，否則為0；政府與市場關(guān)系指數(shù)（government）；公司審計(jì)意見（audit）啞變量，若公司審計(jì)意見不是標(biāo)準(zhǔn)無保留意見賦值為1，否則為0；同時(shí)，本文還控制了年度虛擬變量（year）和行業(yè)虛擬變量（industry）。綜上所述，本文的回歸方程（2）如下所示：

上式中，β為各變量的估計(jì)系數(shù)，下角標(biāo)it表示t時(shí)間i公司的變量數(shù)據(jù)，Year和Industry為時(shí)間和行業(yè)虛擬變量，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。本文的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)均是來自“CSMAR數(shù)據(jù)庫”滬深A(yù)股上市公司在2013-2015年間的相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，公司治理相關(guān)數(shù)據(jù)來源于股東結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)庫、財(cái)務(wù)報(bào)告審計(jì)意見數(shù)據(jù)庫和治理結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)庫。以樊綱和王小魯編制的《中國公司治理指數(shù)》報(bào)告中相關(guān)數(shù)據(jù)來測度政府與市場關(guān)系指數(shù)。本文采用STATA軟件對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸分析。本文變量定義見表1。

表1 變量定義

四、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)檢驗(yàn)本文在實(shí)證回歸之前進(jìn)行了相應(yīng)的數(shù)據(jù)相關(guān)性檢驗(yàn)，以保證估計(jì)結(jié)果的可靠性，所采用的方法是皮爾遜相關(guān)性檢驗(yàn)，結(jié)果表明各變量之間相關(guān)性不強(qiáng)，不存在多重共線性問題，同時(shí)結(jié)合表2估計(jì)結(jié)果中，VIF值均處于0至10之間，經(jīng)驗(yàn)判斷方程估計(jì)不存在共線性問題，因此估計(jì)結(jié)果可靠性較好。與此同時(shí)，本研究選擇的是截面數(shù)據(jù)，樣本量充足在很大程度上避免了自相關(guān)問題，且估計(jì)結(jié)果DW值均在2左右，可以確定模型沒有自相關(guān)問題。擬合優(yōu)度R2的結(jié)果均在0.2左右，表明選取的解釋變量對被解釋變量解釋水平在20%左右，與相關(guān)研究的擬合優(yōu)度值基本一致。同時(shí)，F(xiàn)值均超過了5表明模型整體上是顯著的。

表2 公司治理結(jié)構(gòu)對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量影響：OLS估計(jì)

（二）全樣本估計(jì)本文首先進(jìn)行了全樣本估計(jì)，所采用的方法是最小二乘法估計(jì)法（OLS），結(jié)果見表2中第（1）列。結(jié)果顯示，公司治理結(jié)構(gòu)對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量存在顯著影響，即股權(quán)結(jié)構(gòu)集中度與制衡度、獨(dú)立董事狀況和高管持股與薪酬水平均顯著影響會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，這一結(jié)論與既往大多數(shù)研究結(jié)論保持一致，具體影響如下。第一，股權(quán)結(jié)構(gòu)對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量有顯著的影響。變量股權(quán)集中度（right1）的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，表明股權(quán)集中度越高，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越低；相反，變量股權(quán)制衡度（right2）的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明公司股權(quán)制衡度越高，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量則越高。這有效的驗(yàn)證了假設(shè)1a和假設(shè)1b，也表明股權(quán)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化應(yīng)該是上市公司提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量首要考慮的問題。這是因?yàn)楣蓹?quán)結(jié)構(gòu)是公司治理結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)，股權(quán)結(jié)構(gòu)的差異直接導(dǎo)致權(quán)力安排的不一致，必然會(huì)影響到企業(yè)的會(huì)計(jì)行為，進(jìn)而影響企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，平衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)對公司治理的實(shí)際效能的作用不言而喻。第二，獨(dú)立董事狀況對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響。變量directors的估計(jì)系數(shù)在10%顯著水平上為負(fù)，說明獨(dú)立董事所占比例越高，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的水平越低。這一結(jié)果有效的驗(yàn)證了假設(shè)2，表明獨(dú)立董事對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量提升沒有起到作用，對上市公司治理水平的提高影響不大。主要是由于在我國獨(dú)立董事的選聘機(jī)制過于形式主義，缺乏獨(dú)立董事問責(zé)機(jī)制，大多數(shù)獨(dú)立董事只是名義上的，并沒有實(shí)際權(quán)力，沒有風(fēng)險(xiǎn)意識和責(zé)任感的獨(dú)立董事更是很少參與公司治理。因此，獨(dú)立董事對公司的治理價(jià)值幾乎沒有貢獻(xiàn)，獨(dú)立董事比例的提高對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的改善不會(huì)產(chǎn)生作用。第三，高管特質(zhì)層面。高管特質(zhì)的兩個(gè)變量公司高管的持股比例executive1和高管的薪酬水平executive2均在10%及以上顯著水平上成立。而前者系數(shù)為正，假設(shè)3a成立，表明高管持股比例越高，越有激勵(lì)使他們提供高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息；而后者系數(shù)顯著為負(fù)，假設(shè)3b成立，說明高管薪酬水平越高就越有可能操縱會(huì)計(jì)信息，進(jìn)而影響會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。一般來說，管理層持股比例越高時(shí)，會(huì)更加關(guān)注公司的股票價(jià)格，股票價(jià)格的高低會(huì)對管理層的利益產(chǎn)生直接影響。此時(shí)，管理層就希望通過信息披露來傳遞更多關(guān)于企業(yè)經(jīng)營狀況以及未來發(fā)展前景的信息，從而提高企業(yè)股票價(jià)值和自身利益。由此說明管理層持股能有效改善企業(yè)管理會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量。而高管薪酬水平的高低決定了其經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和地位的高低，較高的薪酬使得管理層更易忽視風(fēng)險(xiǎn)意識，增強(qiáng)了盈余管理的動(dòng)機(jī)。第四，內(nèi)部控制變量control的估計(jì)系數(shù)沒能通過顯著性檢驗(yàn)，可能的解釋是我國上市公司監(jiān)事會(huì)對會(huì)計(jì)信息的影響作用非常有限，這主要的原因是由于我國監(jiān)事會(huì)并沒有獨(dú)立的地位，其行為受制于董事會(huì)。其他控制變量的估計(jì)結(jié)果均與理論預(yù)期相符，在此不做贅述。

（三）異質(zhì)性檢驗(yàn)顯然，在我國這樣一個(gè)特殊股權(quán)背景制度環(huán)境中，國有控股公司與非國有控股公司在公司治理結(jié)構(gòu)方面存在差異，雖然市場化改革促使了二者的不斷優(yōu)化，但仍然存在一定的異質(zhì)性，這極有可能導(dǎo)致公司治理結(jié)構(gòu)對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響存在差異性。因此，為了檢驗(yàn)上述假設(shè)，本文進(jìn)一步將樣本劃分為“國有控股”和“非國有控股”兩個(gè)樣本組，重新對方程（2）進(jìn)行了回歸估計(jì)，結(jié)果見表2中第（2）-（5）列。結(jié)果顯示，劃分后的樣本估計(jì)結(jié)果與全樣本估計(jì)結(jié)果具有高度一致性，表明全樣本估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。進(jìn)一步分析可知，首先，國有控股公司中股權(quán)集中度與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，且這一負(fù)相關(guān)性強(qiáng)于非國有控股公司；相反，股權(quán)制衡水平與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量顯著正相關(guān)，而這一相關(guān)強(qiáng)度卻高于非國有控股公司；其次，獨(dú)立董事所占比重在國有控股和非國有控股公司中均與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)，且在10%的水平上顯著成立，而國有控股公司的相關(guān)關(guān)系強(qiáng)于非國有控股；再次，高管所持股權(quán)比例對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響效應(yīng)并沒有在國有控股公司中發(fā)現(xiàn)，可能的原因是我國國有控股公司中實(shí)施股權(quán)激勵(lì)措施仍然不多，激勵(lì)力度相對較小，所以這一因素極有可能抑制了高管持股對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的正向影響效應(yīng)；第四，高管薪酬水平均與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平在國有和非國有企業(yè)中均呈顯著的負(fù)向關(guān)系，與全樣本估計(jì)結(jié)果一致；最后，分樣本估計(jì)中內(nèi)部控制變量的估計(jì)系數(shù)仍然沒有通過顯著性檢驗(yàn)，表明我國監(jiān)事會(huì)不明確現(xiàn)象在國有與非國有公司中均存在。

五、結(jié)論

本文利用國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）滬深A(yù)股市場2013-2015年的近6819個(gè)微觀數(shù)據(jù)，實(shí)證分析股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)特征、高管特質(zhì)和內(nèi)部控制四個(gè)要素對公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響效應(yīng)。最終實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，公司治理結(jié)構(gòu)對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量存在顯著影響效應(yīng)。其中，股權(quán)集中度和制衡度與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量分別呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)和正相關(guān)，即股權(quán)集中度越高，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越低，而制衡度越高，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越高；獨(dú)立董事占董事會(huì)比例越高，對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的抑制效應(yīng)越強(qiáng)；而高管持股比例在非國有企業(yè)中對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量起促進(jìn)作用，而在國有企業(yè)中這一效用受到限制，但高管薪酬水平卻與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量均呈顯著負(fù)向關(guān)系，說明高管薪酬水平越高就越有可能操縱會(huì)計(jì)信息，進(jìn)而影響會(huì)計(jì)信息質(zhì)量；而監(jiān)事會(huì)功能由于受到我國特殊體制的制約，并未能像國外一樣對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響。基于上述實(shí)證研究結(jié)論，本文的啟示是直觀的。第一，公司治理結(jié)構(gòu)中，股權(quán)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化應(yīng)該是首要考慮的問題。目前上市公司普遍存在“一股獨(dú)大”、中小股東權(quán)益難以得到保障的問題，因此，可以考慮減少國有股的持股比例，更多地引入機(jī)構(gòu)投資者加以制衡，從而保護(hù)中小股東的權(quán)益，提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。第二，董事會(huì)作為公司治理結(jié)構(gòu)的權(quán)力中心，無疑在提高公司治理效率上發(fā)揮著重要的作用，然而我國上市公司中較嚴(yán)重的“內(nèi)部人控制”和獨(dú)立董事形同虛設(shè)的現(xiàn)象，必然降低了董事會(huì)的監(jiān)督作用，因此，我們應(yīng)當(dāng)提高獨(dú)立董事的比例同時(shí)提高其獨(dú)立性，充分發(fā)揮其相應(yīng)的監(jiān)督職能。第三，公司高管過于單一的薪酬形式極有可能導(dǎo)致其對公司運(yùn)營缺乏責(zé)任感，從而做出為了短期利益而粉飾會(huì)計(jì)信息的行為，因而可對管理層實(shí)施股權(quán)激勵(lì)機(jī)制（尤其是國有控股公司）等一系列內(nèi)部激勵(lì)措施，減少其會(huì)計(jì)信息造假的動(dòng)機(jī)。

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［16］吳益兵：《內(nèi)部控制的盈余管理抑制效應(yīng)研究》，《廈門大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版）》2012年第2期。

［17］黃惠平、宋曉靜：《內(nèi)控報(bào)告與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量及企業(yè)價(jià)值》，《經(jīng)濟(jì)管理》2012年第1期。

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（編輯 梁恒）