曹俊娥 谷占忠

摘要：本文基于信息不對稱視角，通過獨立董事對盈余質(zhì)量的影響來探測獨立董事的實際效應(yīng)。獨立董事是花瓶？是合謀者還是監(jiān)督者？筆者采用1998到2012年中國資本市場的經(jīng)驗證據(jù)，建立實證模型，研究信息不對稱、獨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：信息不對稱程度高的公司其盈余質(zhì)量更差。由于我國不具有完善的獨立董事市場激勵和約束機制，獨立董事呈現(xiàn)出合謀效應(yīng)；在信息不對稱以及其他公司特征不變的情況下，獨立董事的介入顯著地改變信息不對稱對盈余質(zhì)量的邊際影響，說明獨立董事并非“花瓶”，建立完善的獨立董事制度是非常必要的。本文的研究對健全獨立董事制度、完善公司治理和提升盈余質(zhì)量具有重要意義。

關(guān)鍵詞：信息不對稱；獨立董事；盈余質(zhì)量；監(jiān)督；合謀

1 背景介紹

盈余是會計的核心信息，是公司財務(wù)報告中最為重要的指標(biāo)，而盈余質(zhì)量一直是研究者和實務(wù)操作者高度關(guān)注的內(nèi)容，因為它決定著會計信息能否滿足信息使用者投資決策和業(yè)績評價的需求。本文基于中國股市這一新興的資本市場，來考察信息不對稱和獨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)在以下兩個方面：一是雖然有很多學(xué)者曾經(jīng)研究過信息不對稱程度和獨立董事對于盈余質(zhì)量的影響，但是大多是基于發(fā)達國家的成熟市場的研究，對新興市場的研究還比較少。二是以往的研究大都從單方面來考察信息不對稱或獨立董事對于盈余質(zhì)量的影響效果。事實上，信息不對稱與獨立董事之間也會有相互影響，應(yīng)該綜合兩者進行考察。在本文中，我們引入了信息不對稱與獨立董事的交叉項，考察獨立董事對盈余質(zhì)量的影響及邊際影響，并考察信息不對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、變量說明以及實證模型的構(gòu)建；第四部分為實證分析結(jié)果；第五部分為穩(wěn)健性檢驗；第六部分為結(jié)論及啟示。

2 研究假設(shè)

本文主要采用實證研究的方法，探討?yīng)毩⒍轮贫取⑿畔⒉粚ΨQ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)并加以驗證。

2.1 信息不對稱與盈余質(zhì)量

信息不對稱，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稱問題，盈余多大程度上契合與公司的真實業(yè)績與信息披露程度息息相關(guān)。研究表明，提高信息透明度，降低信息不對稱能顯著改善盈余質(zhì)量，國外一些研究者對此問題進行過一定的探討，用實證方法證明了該觀點，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：上市公司信息不對稱程度越高，則盈余質(zhì)量越低。

2.2 獨立董事與盈余質(zhì)量

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

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

2.3 信息不對稱與獨立董事

美國經(jīng)濟學(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)于信息不對稱理論的研究，不僅適用于傳統(tǒng)經(jīng)濟問題的分析，也契合現(xiàn)代金融領(lǐng)域的需求，同時用來分析獨立董事制度也是恰當(dāng)?shù)睦碚搧碓?。目前已有的研究大部分都是著眼于來考察信息不對稱情況下，獨立董事如果發(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，并進一步引入二者的交叉項，來考察信息不對稱情況下，獨立董事介入對盈余質(zhì)量的邊際影響。當(dāng)獨立董事在公司治理中監(jiān)督效應(yīng)占主導(dǎo)作用時，則認(rèn)為在控制信息不對稱變量之后，獨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，進而產(chǎn)生更高的盈余質(zhì)量；反之，當(dāng)獨立董事的操縱效應(yīng)在公司治理中占主導(dǎo)作用時，則信息不對稱變量被控制后，上市公司盈余操縱程度將得到緩解，進而盈余質(zhì)量會適度回升，由此筆者設(shè)計假設(shè)3：

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

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

3 數(shù)據(jù)來源和研究設(shè)計

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。其中公司財務(wù)數(shù)據(jù)，獨立董事數(shù)量及其相關(guān)信息，監(jiān)事會數(shù)量以及CAPM相關(guān)數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。為避免缺失值與異常值對研究結(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，同時剔除了財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的公司。對于異常值，本文利用WINSOR的方法對1%和99%的異常值進行整理。

3.2 變量說明

模型主要考慮以下因素：盈余質(zhì)量、信息不對稱、獨立董事、信息不對稱與獨立董事的交叉項和其他控制變量等，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，信息不對稱的系數(shù)顯著為正，說明信息不對稱程度越高，盈余質(zhì)量越差。此結(jié)論與假設(shè)1的預(yù)測一致。M2表明，在控制了公司規(guī)模以后，信息不對稱的系數(shù)依然顯著為正，再次驗證假設(shè)1.M3用來驗證獨立董事如何影響盈余質(zhì)量，表3顯示獨立董事的系數(shù)顯著為正，與假設(shè)2中第二個子假設(shè)一致，即獨立董事的合謀效應(yīng)。獨立董事并非不起作用，也并非起到監(jiān)督的作用。進一步，M4中控制了公司規(guī)模、監(jiān)事會人數(shù)等變量之后，獨立董事的系數(shù)依然顯著為正。說明獨立董事確實在公司中合謀而非監(jiān)督。那么，在考慮信息不對稱的情況下，獨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。而交互項的系數(shù)卻顯著為負，表明在信息不對稱的情景下，獨立董事的介入，一定程度上緩解了由于信息不對稱而導(dǎo)致的盈余質(zhì)量問題。這看似與合謀效應(yīng)相左，其實不然，雖然M3以及M4證明，獨立董事并非起到監(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，說明獨立董事并不是花瓶。而其本身顯著地降低了盈余質(zhì)量，獨立董事自身的效應(yīng)減緩了信息不對稱對盈余質(zhì)量的邊際影響，可見建立完善的獨立董事制度是非常必要的。

5 穩(wěn)健性檢驗

為了增強結(jié)論的可信性，我們做如下穩(wěn)健性測試：

增加控制變量。由于審計質(zhì)量等都會影響公司的盈余質(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模型和擴展的Jones模型來計量盈余質(zhì)量。發(fā)現(xiàn)幾種模型的結(jié)論基本相似。

擴大樣本。將樣本搜集區(qū)間擴大至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)險的標(biāo)準(zhǔn)差作為信息不對稱的測度，來研究信息不對稱的大小以及獨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)合信息不對稱與獨立董事的交叉項來考察獨立董事對于公司盈余質(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，降低信息不對稱，促使經(jīng)理人盡可能地披露接近真實業(yè)績的財務(wù)信息，進而提高盈余質(zhì)量。而由于我國獨立董事產(chǎn)生程序的局限，激勵制度的欠缺，資本市場的不完善以及投資者法律保護水平低等各種因素，我國上市公司獨立董事并不能發(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。進一步考察交叉項發(fā)現(xiàn)，由于獨立董事的合謀，其介入顯著地降低盈余質(zhì)量。當(dāng)信息不對稱變量被控制時，獨立董事對盈余質(zhì)量的邊際效應(yīng)為負，其會緩解信息不對稱與獨立董事對于盈余質(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)范我國獨立董事的行為對于提升上市公司治理具有重要意義。在以后的研究中，筆者會考慮更多的因素，比如宏觀形勢（如金融危機）如何影響?yīng)毩⒍滦в玫陌l(fā)揮，獨立董事的背景，證監(jiān)會的相關(guān)政策等。

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