信息不對(duì)稱視角下獨(dú)立董事如何影響盈余質(zhì)量

曹俊娥 谷占忠

摘要：本文基于信息不對(duì)稱視角，通過獨(dú)立董事對(duì)盈余質(zhì)量的影響來探測(cè)獨(dú)立董事的實(shí)際效應(yīng)。獨(dú)立董事是花瓶？是合謀者還是監(jiān)督者？筆者采用1998到2012年中國(guó)資本市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，建立實(shí)證模型，研究信息不對(duì)稱、獨(dú)立董事以及二者交互作用如何影響公司的盈余質(zhì)量，結(jié)果表明：信息不對(duì)稱程度高的公司其盈余質(zhì)量更差。由于我國(guó)不具有完善的獨(dú)立董事市場(chǎng)激勵(lì)和約束機(jī)制，獨(dú)立董事呈現(xiàn)出合謀效應(yīng)；在信息不對(duì)稱以及其他公司特征不變的情況下，獨(dú)立董事的介入顯著地改變信息不對(duì)稱對(duì)盈余質(zhì)量的邊際影響，說明獨(dú)立董事并非“花瓶”，建立完善的獨(dú)立董事制度是非常必要的。本文的研究對(duì)健全獨(dú)立董事制度、完善公司治理和提升盈余質(zhì)量具有重要意義。

關(guān)鍵詞：信息不對(duì)稱；獨(dú)立董事；盈余質(zhì)量；監(jiān)督；合謀

1 背景介紹

盈余是會(huì)計(jì)的核心信息，是公司財(cái)務(wù)報(bào)告中最為重要的指標(biāo)，而盈余質(zhì)量一直是研究者和實(shí)務(wù)操作者高度關(guān)注的內(nèi)容，因?yàn)樗鼪Q定著會(huì)計(jì)信息能否滿足信息使用者投資決策和業(yè)績(jī)?cè)u(píng)價(jià)的需求。本文基于中國(guó)股市這一新興的資本市場(chǎng)，來考察信息不對(duì)稱和獨(dú)立董事是如何影響上市公司盈余質(zhì)量的。與以往研究相比較，本文的創(chuàng)新之處主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：一是雖然有很多學(xué)者曾經(jīng)研究過信息不對(duì)稱程度和獨(dú)立董事對(duì)于盈余質(zhì)量的影響，但是大多是基于發(fā)達(dá)國(guó)家的成熟市場(chǎng)的研究，對(duì)新興市場(chǎng)的研究還比較少。二是以往的研究大都從單方面來考察信息不對(duì)稱或獨(dú)立董事對(duì)于盈余質(zhì)量的影響效果。事實(shí)上，信息不對(duì)稱與獨(dú)立董事之間也會(huì)有相互影響，應(yīng)該綜合兩者進(jìn)行考察。在本文中，我們引入了信息不對(duì)稱與獨(dú)立董事的交叉項(xiàng)，考察獨(dú)立董事對(duì)盈余質(zhì)量的影響及邊際影響，并考察信息不對(duì)稱是如何作用于這種交互效應(yīng)。本文其余內(nèi)容如下：第二部分為研究假說；第三部分為數(shù)據(jù)來源、變量說明以及實(shí)證模型的構(gòu)建；第四部分為實(shí)證分析結(jié)果；第五部分為穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第六部分為結(jié)論及啟示。

2 研究假設(shè)

本文主要采用實(shí)證研究的方法，探討?yīng)毩⒍轮贫?、信息不?duì)稱以及二者交互作用如何影響盈余質(zhì)量，因此提出三條假設(shè)并加以驗(yàn)證。

2.1 信息不對(duì)稱與盈余質(zhì)量

信息不對(duì)稱，顧名思義，是指信息使用者之間掌握著不同的信息，一般而言是指公司外部的利益相關(guān)者不能全部獲得公司內(nèi)部信息的情況。由于信息使用者與公司信息內(nèi)部的信息制造者、提供者和傳播者之間的信息不對(duì)稱問題，盈余多大程度上契合與公司的真實(shí)業(yè)績(jī)與信息披露程度息息相關(guān)。研究表明，提高信息透明度，降低信息不對(duì)稱能顯著改善盈余質(zhì)量，國(guó)外一些研究者對(duì)此問題進(jìn)行過一定的探討，用實(shí)證方法證明了該觀點(diǎn)，且反之亦然。由此，可以很直觀地推斷，盈余質(zhì)量與信息不對(duì)稱程度成反比。

據(jù)此，筆者提出假設(shè)1：上市公司信息不對(duì)稱程度越高，則盈余質(zhì)量越低。

2.2 獨(dú)立董事與盈余質(zhì)量

獨(dú)立董事是否會(huì)不負(fù)眾望，真正做到完善公司治理，提高盈余質(zhì)量，減少財(cái)務(wù)舞弊呢？國(guó)內(nèi)很多學(xué)者從多角度進(jìn)行了多次研究。胡奕明等（2008）發(fā)現(xiàn)具有會(huì)計(jì)或者財(cái)務(wù)背景的獨(dú)立董事在董事會(huì)中占比較高的話，公司的盈余質(zhì)量會(huì)較好。他們同時(shí)發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事參會(huì)次數(shù)多的話，反而會(huì)降低公司的盈余質(zhì)量。然而葉康濤等（2007）發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事有助于抑制大股東的“掏空”行為。國(guó)外學(xué)者，如Beekes等（2004）發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事的比例越高，公司盈余越具有穩(wěn)健性。同時(shí)，Davidson等（2005）使用434家澳大利亞上市公司數(shù)據(jù)，也發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事的比例與盈余管理顯著負(fù)相關(guān)（王珊珊等，2008）。綜合分析，獨(dú)立董事對(duì)盈余質(zhì)量究竟有怎樣的影響，不僅受到諸如獨(dú)立董事的比例、薪酬、專業(yè)背景、公正性和獨(dú)立性等的制約，還受到整個(gè)國(guó)家制度設(shè)置、法律環(huán)境、資本市場(chǎng)特征等的影響。本文認(rèn)為，我國(guó)公司內(nèi)部治理還存在諸多缺陷、獨(dú)立董事制度還不完善、投資者法律保護(hù)水平仍然較低等諸多原因，獨(dú)立董事是會(huì)真正發(fā)揮其監(jiān)督作用還是會(huì)選擇與大股東和經(jīng)理層合謀，需要實(shí)證檢驗(yàn)。由此提出假設(shè)2。

假設(shè)2a：其他條件不變，獨(dú)立董事比率與盈余質(zhì)量正相關(guān)（監(jiān)督效應(yīng)）。

假設(shè)2b：其他條件不變，獨(dú)立董事比率與盈余質(zhì)量負(fù)相關(guān)（合謀效應(yīng)）。

2.3 信息不對(duì)稱與獨(dú)立董事

美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家喬治·阿克羅夫、邁克爾·斯賓塞和約瑟夫·斯蒂格利茨關(guān)于信息不對(duì)稱理論的研究，不僅適用于傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)問題的分析，也契合現(xiàn)代金融領(lǐng)域的需求，同時(shí)用來分析獨(dú)立董事制度也是恰當(dāng)?shù)睦碚搧碓础Ｄ壳耙延械难芯看蟛糠侄际侵塾趤砜疾煨畔⒉粚?duì)稱情況下，獨(dú)立董事如果發(fā)揮作用以及作用效果的。本文則考慮二者如何影響公司盈余質(zhì)量，并進(jìn)一步引入二者的交叉項(xiàng)，來考察信息不對(duì)稱情況下，獨(dú)立董事介入對(duì)盈余質(zhì)量的邊際影響。當(dāng)獨(dú)立董事在公司治理中監(jiān)督效應(yīng)占主導(dǎo)作用時(shí)，則認(rèn)為在控制信息不對(duì)稱變量之后，獨(dú)立董事的介入能夠更好地發(fā)揮H{穩(wěn)定和積極的監(jiān)督作用，進(jìn)而產(chǎn)生更高的盈余質(zhì)量；反之，當(dāng)獨(dú)立董事的操縱效應(yīng)在公司治理中占主導(dǎo)作用時(shí)，則信息不對(duì)稱變量被控制后，上市公司盈余操縱程度將得到緩解，進(jìn)而盈余質(zhì)量會(huì)適度回升，由此筆者設(shè)計(jì)假設(shè)3：

假說3a：隨著信息不對(duì)稱的提升，獨(dú)立董事的介入會(huì)提升公司盈余質(zhì)量（監(jiān)督效應(yīng)）。

假說3h：隨著信息不對(duì)稱的提升，獨(dú)立董事的介入會(huì)降低公司盈余質(zhì)量（合謀效應(yīng)）。

3 數(shù)據(jù)來源和研究設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)說明

本文選取的樣本為滬深兩市上市公司，樣本期間為1998年1月1日至2012年12月31日。其中公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，獨(dú)立董事數(shù)量及其相關(guān)信息，監(jiān)事會(huì)數(shù)量以及CAPM相關(guān)數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。為避免缺失值與異常值對(duì)研究結(jié)論的影響，筆者剔除了金融類公司、中小板上市公司，以及ST和*ST的上市公司，同時(shí)剔除了財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的公司。對(duì)于異常值，本文利用WINSOR的方法對(duì)1%和99%的異常值進(jìn)行整理。

3.2 變量說明

模型主要考慮以下因素：盈余質(zhì)量、信息不對(duì)稱、獨(dú)立董事、信息不對(duì)稱與獨(dú)立董事的交叉項(xiàng)和其他控制變量等，具體變量及說明如表1所示。

由表l中Ml的回歸結(jié)果可知，信息不對(duì)稱的系數(shù)顯著為正，說明信息不對(duì)稱程度越高，盈余質(zhì)量越差。此結(jié)論與假設(shè)1的預(yù)測(cè)一致。M2表明，在控制了公司規(guī)模以后，信息不對(duì)稱的系數(shù)依然顯著為正，再次驗(yàn)證假設(shè)1.M3用來驗(yàn)證獨(dú)立董事如何影響盈余質(zhì)量，表3顯示獨(dú)立董事的系數(shù)顯著為正，與假設(shè)2中第二個(gè)子假設(shè)一致，即獨(dú)立董事的合謀效應(yīng)。獨(dú)立董事并非不起作用，也并非起到監(jiān)督的作用。進(jìn)一步，M4中控制了公司規(guī)模、監(jiān)事會(huì)人數(shù)等變量之后，獨(dú)立董事的系數(shù)依然顯著為正。說明獨(dú)立董事確實(shí)在公司中合謀而非監(jiān)督。那么，在考慮信息不對(duì)稱的情況下，獨(dú)立董事將如何影響盈余質(zhì)量呢？M5的結(jié)果告訴我們，在加入二者的交互作用以后，各自依然顯著，且結(jié)論與前面模型一致。而交互項(xiàng)的系數(shù)卻顯著為負(fù)，表明在信息不對(duì)稱的情景下，獨(dú)立董事的介入，一定程度上緩解了由于信息不對(duì)稱而導(dǎo)致的盈余質(zhì)量問題。這看似與合謀效應(yīng)相左，其實(shí)不然，雖然M3以及M4證明，獨(dú)立董事并非起到監(jiān)督作用，但是其本身是信息的攜帶者，信息使用者也可以從他們身上捕獲有用信息，不論是好的還是壞的，說明獨(dú)立董事并不是花瓶。而其本身顯著地降低了盈余質(zhì)量，獨(dú)立董事自身的效應(yīng)減緩了信息不對(duì)稱對(duì)盈余質(zhì)量的邊際影響，可見建立完善的獨(dú)立董事制度是非常必要的。

5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了增強(qiáng)結(jié)論的可信性，我們做如下穩(wěn)健性測(cè)試：

增加控制變量。由于審計(jì)質(zhì)量等都會(huì)影響公司的盈余質(zhì)量，故將其加入模型，作為控制變量，發(fā)現(xiàn)實(shí)證結(jié)果沒有顯著變化。

改變模型設(shè)置。使用Jones模型、修正的Jones模型和擴(kuò)展的Jones模型來計(jì)量盈余質(zhì)量。發(fā)現(xiàn)幾種模型的結(jié)論基本相似。

擴(kuò)大樣本。將樣本搜集區(qū)間擴(kuò)大至1990-2012年，結(jié)果沒有顯著變化。

改變回歸方式，由最初的OLS，也即最小二乘法的回歸方式，變成更加穩(wěn)健可靠的回歸（即，robustregression，命令為rreg）。改變剔除極值的方法，用Cook's Distance和中位數(shù)回歸（即median regression.命令為qreg），結(jié)果沒有顯著的變化。說明本文的結(jié)論不受以上因素的影響，是穩(wěn)健的。

6 結(jié)論及啟示

本文以1998年至2012年度滬深兩市A股一般上市公司為樣本，用Kothari et al.（2005）基于業(yè)績(jī)調(diào)整的截面瓊斯模型來度量盈余質(zhì)量，選取基于特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)的標(biāo)準(zhǔn)差作為信息不對(duì)稱的測(cè)度，來研究信息不對(duì)稱的大小以及獨(dú)立董事的行為是如何影響上市公司的盈余質(zhì)量的，并結(jié)合信息不對(duì)稱與獨(dú)立董事的交叉項(xiàng)來考察獨(dú)立董事對(duì)于公司盈余質(zhì)量的邊際影響。研究發(fā)現(xiàn)，上市公司信息不對(duì)稱的程度越高則公司的盈余質(zhì)量越差，因此公司在成本效益的理性權(quán)衡下，應(yīng)注重增加信息的披露，提高信息透明度，提供多元的信息披露渠道，降低信息不對(duì)稱，促使經(jīng)理人盡可能地披露接近真實(shí)業(yè)績(jī)的財(cái)務(wù)信息，進(jìn)而提高盈余質(zhì)量。而由于我國(guó)獨(dú)立董事產(chǎn)生程序的局限，激勵(lì)制度的欠缺，資本市場(chǎng)的不完善以及投資者法律保護(hù)水平低等各種因素，我國(guó)上市公司獨(dú)立董事并不能發(fā)揮其監(jiān)督作用，而是很有可能與內(nèi)部股東合謀，操作盈余，產(chǎn)生合謀效應(yīng)并導(dǎo)致盈余質(zhì)量的下降。進(jìn)一步考察交叉項(xiàng)發(fā)現(xiàn)，由于獨(dú)立董事的合謀，其介入顯著地降低盈余質(zhì)量。當(dāng)信息不對(duì)稱變量被控制時(shí)，獨(dú)立董事對(duì)盈余質(zhì)量的邊際效應(yīng)為負(fù)，其會(huì)緩解信息不對(duì)稱與獨(dú)立董事對(duì)于盈余質(zhì)量共同的降低作用。由此說明了完善上市公司的信息披露制度和規(guī)范我國(guó)獨(dú)立董事的行為對(duì)于提升上市公司治理具有重要意義。在以后的研究中，筆者會(huì)考慮更多的因素，比如宏觀形勢(shì)（如金融危機(jī)）如何影響?yīng)毩⒍滦в玫陌l(fā)揮，獨(dú)立董事的背景，證監(jiān)會(huì)的相關(guān)政策等。

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