产品市场竞争对公司治理与财务重述关系调节效应研究——来自我国沪深A股的经验证据

湖北工业大学工程技术学院 许立志

产品市场竞争对公司治理与财务重述关系调节效应研究
——来自我国沪深A股的经验证据

湖北工业大学工程技术学院 许立志

本文基于2010-2014年沪深A股上市公司财务数据，从产品市场竞争视角实证检验了公司治理与财务重述的关系。结果表明，公司治理综合指标能够显著降低财务重述概率，董事长和总经理两职合一、高管货币薪酬激励与财务重述正相关，董事会规模、独董比例、第一大股东持股比例、管理层持股比例与财务重述负相关；产品市场竞争显著降低财务重述发生概率；产品市场竞争对公司治理综合指标、公司治理分指标与财务重述概率关系发挥调节作用；产品市场竞争高的样本组中，在对财务重述的作用上，产品市场竞争与公司治理综合指标存在互补关系，而在产品市场竞争程度低的样本组中，二者存在替代关系；控制内生性后研究结论不变。

公司治理 产品市场 竞争财务重述

一、引言

资本市场中的信息使用者依据相关会计信息做出投资和融资决策，因此，会计信息的真实可靠性直接关系到信息使用者决策有效性。会计信息质量低下会影响投资者对风险和收益的权衡，因而被国内外学者广泛认为会计信息质量低的财务重述行为，也具有了研究的理论及现实意义。我国近年来财务重述现象较为普遍，成为损害投资者等相关利益者合法权益的一大杀手，影响了资源的合理配置和社会福利的帕累托改进，降低了上市公司的会计信息质量，进而威胁到资本市场的健康有效的发展。随着我国资本市场相关法律法规的不断完善，资本市场的运作效率得到一定的提高，但国有控股企业政府控制和干预、股东一股独大现象仍然较为突出，而独立董事作为公司治理的一大制度安排，被部分学者认为我国董事既不独立也不懂事。因此，我国公司治理的制度安排能否有效抑制财务重述行为，提高会计信息质量，是值得深入探讨的话题。公司治理和产品市场竞争的相关研究文献表明，产品市场竞争可以作为公司治理的一个替代机制，高度的产品市场竞争能够通过信息效应和约束效应，降低公司管理层的自利行为，但将公司治理、产品市场竞争和财务重述结合到一起的研究文献较为匮乏，且多为国外的研究。我国特殊的制度背景下，产品市场竞争和公司治理在对财务重述发挥的作用上存在怎样的关系，尚为缺乏该类研究。

二、理论分析与研究假设

Shleifer和Vishny（1986）认为，大股东降低了中小股东搭便车的概率，降低了其用脚投票的行为的发生。Chan et al.（2003）的研究表明，高管薪酬契约由于依赖业绩指标，因此高度集权下权责发生制会计增加了高管自利行为的程度，从而使其与财务重述之间存在显著的正相关关系。何威风和刘启亮（2010）的研究表明，高管特征与财务重述之间存在显著的正相关关系，特别是高管的性别特征等。王俊秋和张奇峰（2010）发现政府控制的企业财务重述概率更大，公司制度环境的改善降低了二者之间的正相关关系，降低了重述的概率。Burns和Kedia（2007）发现发生财务重述的公司高管行权数量较之未发生财务重述的公司更高。我国现代企业制度下，我国上市公司管理层对公司拥有控制权而非所有权，且其薪酬契约的制定和执行大多依赖于会计业绩指标，基于自利动机的考虑，高管存在操控盈余的行为以获得更高的货币薪酬、股权薪酬、职位升迁和在职消费等隐性薪酬激励，增加其控制权私有收益。良好的公司治理机制对高管自利行为具有一定的监督和约束，一方面来看，股权集中度较高的企业，股东有能力和动机加强对高管的监督，独立董事比例越高，其独立性越大，越能够代表中小股东的合法权益，审计委员会规模越大，独立性越高，其独立审计发现财务舞弊及弄虚作假的概率更大，更能及时发现问题，防止后期被迫进行财务重述行为。年报由大的会计师事务所审计的公司，其财务重述发生的概率也较低，因此，公司治理机制越完善，公司治理水平越高，公司发挥财务重述的概率越低，据此提出本文的第一个假设：

H1：公司治理程度越高，公司后期发生财务重述的概率越低，即二者之间呈现负相关关系

Alchian（1950）的研究认为，公司治理机制之外的产品市场激烈的竞争同样能够给管理层带来压力，约束其自利行为方面发挥重要作用。Stigler（1958）的研究认为，产品市场竞争能够提高企业的经济效率，外部环境给企业带来的巨大压力能够解决信息和管理层激励的相关问题，降低内外部的信息不对称问题，缓解代理问题。Dryden（1997）基于英国公司为研究样本，发现产品市场竞争能够提高企业的生产力，其与内部股东控制之间存在替代关系。蒋荣和陈丽蓉（2007）的研究也表明，我国外部产品市场竞争越激烈，其对公司管理层的监督程度越大。张功富和宋献中（2007）基于非效率投资视角，该学者的研究发现，处于高度竞争的行业企业，其公司治理与过度投资之间的负相关关系越低，表明外部产品市场竞争和公司治理之间存在互补的关系。但牛建波和李维安（2007）的研究结果表明，公司治理机制不同，其与外部产品市场竞争的关系不同，可能存在互补关系，也可能存在替代关系，因为不同的公司治理机制具有不同的治理效用。综上所述，直接研究公司治理、产品市场竞争和财务重述的十分匮乏，部分相关研究结论也不统一。本文认为，外部产品市场竞争程度越高，其发挥的信息效应和破产效应更大，外部产品市场竞争程度高，信息使用者从竞争的同行业企业中获取的相关行业信息更大，迫于资本市场的压力，企业会增加信息披露以使自己看起来不那么特别，如果处于激烈竞争的行业企业操纵了盈余信息，那么在激烈竞争环境中的企业被外部发现的概率更大，给企业带来的破产清算的压力也就越高。外部竞争激烈程度越高，对公司内外部信息不对称的抑制作用更大，缓解了公司的第一类和第二类代理问题，更能够增加公司治理的效用。外部产品市场竞争程度更高的情况下，市场的不确定性以及由此引发的盈余不确定性更高，而大多公司管理层为风险规避型，为了降低这种高度竞争带来的高不确定性给其自身带来私有成本，管理层会降低盈余操纵，以避免后期发生财务重述给其薪酬、职位、市场声誉等带来的负面经济后果。据此分析，提出本文的第二个研究假设：

H2：外部产品市场竞争越激烈，公司治理与财务重述的负相关关系越大，即外部产品市场竞争对公司治理与财务重述的关系发挥调节作用

三、研究设计

（一）样本选取和数据来源基于2010-2014年我国沪深A股市场的相关财务数据作为初始样本，剔除金融保险行业的样本，剔除ST和*ST的样本，剔除数据缺失的样本，剔除年度行业观测值小于10的样本，为避免极端值的影响，对连续变量进行上下百分之0.5的缩尾处理，最终得到年度观测值为5921个。数据来自国泰安数据库，数据处理采用STATA 10.0。

（二）变量定义（1）公司治理的计量。借鉴以往的研究方法，用六个公司治理指标，即董事会规模、独董人数、高管持股比例、高管货币薪酬、董事长和总经理两职合一、股权集中度，分别对其赋值后加总得到公司治理综合指标。具体来说，董事会规模大于均值的取值1，否则为0。独董人数大于均值的取值1，否则为0。高管持股比例超过均值的取值1，否则为0。高管货币薪酬激励大于均值的赋值1，否则为0，董事长和总经理两职合一赋值1，否则为0。第一大股东持股比例大于均值的赋值1，否则为0。加总六个指标的得分，得到公司治理综合指标，最高分为6分，最低分为0分，分值越高表明公司治理水平越好。（2）产品市场竞争的计量。参考罗炜和朱春艳（2010），计算赫芬达尔指数，用单个上市公司所占有的市场份额的平方加和，即市场份额用单个公司的主营业务收入除以行业所有上市公司主营业务收入，再将每个公司的该比值平方后加总。（3）财务重述的计量。如果公司在观测年度发生财务重述，那么该指标取值为1，未发生财务重述则取值为0。（4）控制变量。公司规模、公司经营的周期、资产总报酬率、资产周转率、资产负债率和公司是否发生亏损都可能影响公司发生财务重述的概率，因此，为更好的厘清本文所要研究的主题，将这些因素加入到回归模型中加以控制。为防止年度因素和行业因素的干扰，在回归模型中亦加入行业和年度虚拟变量。变量定义如表1所示：

（三）模型构建

模型1：检验公司治理和财务重述关系的Logistic模型。

模型2：检验产品市场竞争对公司治理和财务重述关系的调节效应的Logistic模型。

如上述公式（1）和（2）所示，公式（1）为检验公司治理和财务重述关系的Logistic模型，公式（2）为检验产品市场竞争对公司治理和财务重述关系调节效应的Logistic模型。RESTATEit为i公司t年度是否发生财务重述，为0/1二元变量。governanceit为公司治理综合指标，comp为产品市场竞争的替代变量，如果H1得到验证，那么预期公式（1）中的a1系数为负值，如果H2得到检验，那么公式（2）中的b3的系数应该为负值。∑controlvar为回归模型中控制的其他与财务重述相关的变量，具体如表1所示。

四、实证分析

（一）描述性统计如表2所示：在5921个样本观测值中，发生财务重述的样本占6.7%，公司治理综合指标的均值为4.302，最小值为1，最大值为6，中位数为3.211。董事会规模的均值为8.482，中位数为9，独立董事的均值为3.008，中位数为3，高管持股比例均值为5.316%，中位数为0.002%。高管货币薪酬的自然对数均值为13.852，中位数为13.790。董事长和总经理两职合一的均值为0.132，第一大股东持股比例的均值为36.743%。产品市场竞争的均值为0.083，中位数为0.115，最小值为0.022，最大值为0.384。公司规模用资产的自然对数表示，其均值为21.861，中位数为21.707，最小值和最大值分别为16.117和28.482。公司资产周转率的均值为0.690，中位数为0.566，经营周期的均值为5.032，中位数为5.072，资产报酬率的均值为0.043，中位数为0.039。为防止解释变量之间出现高度多重共线性，本文还计算了各变量的皮尔森相关系数，并且针对每个回归模型计算了变量的方差膨胀因子的值，均值均小于3，表明不存在严重多重共线性的干扰，为控制文章篇幅，正文未报告相关内容。

表2 描述性统计

（二）回归分析表3给出了公司治理和财务重述的logistics回归结果。如表3所示：公司治理综合指标与财务重述的系数为-0.101，在5%水平显著，表明公司治理综合指标能够降低财务重述发生的概率。从公司治理分指标与财务重述发生概率的回归结果来看，董事会规模与财务重述的系数为-0.005，在10%水平显著；独立董事比例与财务重述的系数为-0.004，不显著，管理层持股比例与财务重述的系数为-0.012，在5%水平显著，高管货币薪酬激励与财务重述的系数为0.009，在10%水平显著，董事长和总经理合一与财务重述的系数为0.104，在10%水平显著，第一大股东持股比例与财务重述概率的系数为-0.213，在1%水平显著。从表3公司治理分指标的回归结果来看，董事会规模、管理层持股和第一大股东持股比例均能够显著降低财务重述发生的概率，独董比例虽然也能降低财务重述发生的概率，但该影响不显著。而高管货币薪酬、董事长和总经理两职合一则与财务重述正相关，增加了财务重述发生的概率。从控制变量的回归结果来看，公司规模、资产周转率和总资产报酬率与财务重述发生的概率负相关，而资产负债率和公司的经营周期则与财务重述发生的概率呈现显著的正相关关系，增加了财务重述发生的概率综上所示，表3的结果支持了本文的H1，即公司治理机制能够降低财务重述发生的概率，提高会计信息质量。

表3 公司治理与财务重述的logistics回归结果

表4给出了产品市场竞争对公司治理与财务重述发生概率关系调节的logistics回归结果。如表4所示：在公司治理综合指标及分指标的各回归结果中，产品市场竞争与财务重述的系数均显著为负值，大部分系数在10%水平显著，表明产品市场竞争能够降低财务重述发生的概率，存在显著的主效应。公司治理综合指标及分指标与财务重述的回归系数与表3的结果相差不大，为了控制文章篇幅不再赘述。本文关心的是公司治理综合指标与产品市场竞争交互项、公司治理各分指标与产品市场竞争交互项分别与财务重述发生概率的回归系数。从表4各列的回归结果来看，公司治理综合指标与产品市场竞争和财务重述发生概率的回归系数为-0.109，在5%水平显著，表明公司治理综合水平一定的情况下，产品市场竞争程度越大，越能够有效降低财务重述发生的概率，表现为产品市场竞争与公司治理机制对财务重述上的互补作用，也一定程度上验证了产品市场竞争的公司治理效应。从公司治理分指标和产品市场竞争交互项与财务重述发生概率的回归结果来看，board*comp与财务重述发生概率的回归系数为-0.002，IB*comp与财务重述发生概率的回归系数为-0.001，hold*comp与财务重述发生概率的回归系数为-0.101，在5%水平显著，salary*comp与财务重述发生概率的回归系数为0.005，在10%水平显著，dual*comp与财务重述发生概率的回归系数为-0.102，在10%水平显著，top1*comp与财务重述发生概率的回归系数为-0.104，在1%水平显著。从公司治理分指标与产品市场竞争交互项及财务重述发生概率的回归结果来看，大部分结果支持了公司治理综合指标的回归结果，表明公司治理水平一定的情况下，产品市场竞争程度越高，财务重述发生的概率越低，验证了本文的H2。表4控制变量的相关回归结果与表3基本相似，为控制文章篇幅，不再赘述，具体如表4所示。

表4 产品市场竞争对公司治理与财务重述关系调节的logistics回归结果

（三）稳健性检验表5基于产品市场竞争程度大于还是小于均值，将全样本分为产品市场竞争程度高和产品市场竞争程度低的样本，其中产品市场竞争程度高的样本组共有3947个样本年度观测值，产品市场竞争程度低的样本组共有1974个样本年度观测值。具体如表5所示：分组后的回归结果表明，处于产品市场竞争程度高的样本组中，产品市场竞争、公司治理综合指标与财务重述发生概率的回归系数分别为-0.029和-0.024，分别在5%和10%水平显著，表明存在显著的主效应；而公司治理综合指标与产品市场竞争交互项与财务重述发生概率的回归系数为-0.212，在1%水平显著，较之表4来看，显著性有了较大幅度的提升，说明产品市场竞争程度越高，其在对降低财务重述发生概率上的公司治理效应越大，支持并深化了表4的回归结果。在产品市场竞争程度低的样本组中，产品市场竞争与财务重述发生概率的回归系数不显著，公司治理综合指标与财务重述发生概率的回归系数在10%水平显著，而产品市场竞争与财务重述发生概率回归系数不显著的原因，是因为在回归模型中加入了公司治理综合指标与产品市场竞争交互项所致，从交互项与财务重述发生概率的回归结果来看，与产品市场竞争程度高的样本组的回归结果不同，该交互项与财务重述发生概率的回归系数为0.012，在10%水平显著，表明产品市场竞争程度低的样本组中，产品市场竞争与公司治理在对降低财务重述发生概率上发挥替代作用，而非表4所示的互补作用。导致这一结果可能的原因是，产品市场竞争程度低的样本，一般为垄断性行业企业，这类企业大多为国有控股，公司治理水平较低，这类公司高管为了追求政治升迁和政绩，更可能通过操控财务盈余的方式达到这些自利动机，从而增加了财务重述发生的概率，进而表现为公司治理与产品市场竞争在对财务重述发生概率上存在替代关系。其他控制变量的回归结果与表3和表4基本无显著差异，在此不再赘述，详见表5。

表5 稳健性logistics回归结果

表6借鉴马永强和陈欢（2013）的方法，用垄断租金表示产品市场竞争程度，对产品市场竞争进行替代性计量。表6为替代性计量后的稳健回归结果，以便于检验本文H2成立与否。如表6所示：COMP为替代性计量后的产品市场竞争指标，COMP与财务重述发生概率的回归结果，在产品市场竞争程度高和产品市场竞争程度低的样本中分别为-0.103和-0.018，分别在5%和10%水平显著，公司治理综合指标在产品市场竞争程度高和产品市场竞争程度低的样本中，回归系数分别为-0.014和-0.012，均在10%水平显著。公司治理综合指标与COMP交互项与财务重述发生概率的回归系数，在产品市场竞争程度高和竞争程度低的样本中分别为-0.209和0.101，分别在1%和10%水平显著。表6的结果与表5基本一致，也表明产品市场竞争程度高时，产品市场竞争与公司治理在对财务重述发生概率的抑制上存在互补关系，而在产品市场竞争程度低的情况下，二者在对财务重述发生概率的抑制上存在替代关系。为防止内生性影响，本文该部分内容还基于公司特征的基本变量对财务重述发生概率进行拟合，将测算出的拟合值作为公式（1）和公式（2）中RESTATE的值，用产品市场竞争、公司治理相关变量及其他控制变量对拟合出的RESTATE进行回归分析，得到的结果与前文基本一致。由于前期发生亏损，可能增加公司的融资约束及降低公司股票价格，因此，在前期发生亏损的公司中，管理层更具有动机操控盈余信息，后期被发现进行重述的概率也就更大，为控制该因素对文章结论的影响，在该部分内容中还将公司前期是否亏损（LOSS）加入到回归模型中，结果表明，LOSS和财务重述发生概率之间呈现显著的正相关关系，但并不影响本文主要解释变量的回归系数的方向及显著性，本文结论稳健。

表6 产品市场竞争替代计量的稳健回归结果

五、结论与建议

（一）结论本文结论如下：第一，公司治理综合指标能够显著降低财务重述发生的概率，公司治理分指标中，董事长和总经理两职合一、高管货币薪酬激励与财务重述发生概率显著正相关，董事会规模、独董比例、第一大股东持股比例、管理层持股比例与财务重述发生概率负相关。第二，产品市场竞争能够显著降低财务重述发生的概率；产品市场竞争对公司治理综合指标、公司治理分指标与财务重述发生概率的关系发挥显著的调节作用。第三，基于产品市场竞争程度分组回归结果表明，产品市场竞争程度高的样本组，产品市场竞争与公司治理综合指标在对财务重述的作用上存在互补，而在产品市场竞争程度低的样本组中，产品市场竞争与公司治理综合指标在对财务重述的作用上存在互替。第四，控制内生性的结果基本不变。

（二）建议本文由研究结果可知，应该大力发展我国的经理人市场，降低董事长和总经理两职合一的情况。高管货币薪酬激励增加了财务重述发生的概率，因此应该建立完善的高管薪酬激励体制，以增加对高管的激励效应，降低其自利行为动机。加强资本市场中的竞争，降低自然垄断及政府垄断行业企业，增加市场资源配置的效率，一定程度上能够抑制财务重述的发生，推动我国市场经济的健康发展。

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（编辑 文博）