上市公司违规与公司治理结构关系的实证分析

蒋廷富 张金贵

（1、南京工业职业技术学院财务处 江苏 南京 210046；2、江苏科技大学财务处 江苏 镇江 212003）

上市公司违规与公司治理结构关系的实证分析

蒋廷富1张金贵2

（1、南京工业职业技术学院财务处 江苏 南京 210046；2、江苏科技大学财务处 江苏 镇江 212003）

本文选取1998年2009年，因违法违规而被中国证监会行政处罚或被证券交易所公开谴责的上市的311家上市公司为研究样本，并选取了同行业、资产规模最相近的311家上市公司作为配对样本，对公司内部治理结构的多个因素与公司是否违规的关系进行了实证研究。结果表明，董事、监事和高级管理人员平均年龄、董事长是否变更、领取报酬的董事总人数、领取报酬的监事总人数、CR_10指数与上市公司违规显著相关。研究结果为改善上市公司治理结构、有效预防和控制上市公司违法违规提供了经验证据。

上市公司违规公司治理实证分析

一、引言

从1994年1月1日到2009年12月31日，由于违规而被证监会处罚或者被证券交易所公开谴责的上市公司共有679家（次）之多。上市公司违法违规，不仅损害了广大投资者的利益，而且严重威胁着证券市场的健康发展和国家正常的经济秩序，成为我国政府、投资者和证券市场密切关注的话题之一。上市公司违法违规主要表现有：信息披露虚假记载、重大遗漏或严重误导性陈述、未及时披露公司重大事项，未依法履行其他职责、业绩预测结果不准确或不及时、利润虚假、募集资金使用虚假、数据造假、违规担保及控股股东占用资金、违反证券法律法规等。上市公司的这些违规行为最终的结果都损害了投资者尤其是中小股东的利益，给投资者带来严重的经济损失。上市公司违法违规与公司的内部治理结构要素之间有无关系？是一种什么样的关系？本文试图回答这样的问题，从而为如何预防和控制上市公司违法违规提供公司治理方面的经验证据。

二、文献综述

（一）董事会、监事会规模与上市公司违规 董事会、监事会规模即董事会、监事会所包括的成员数量。Lipton和Lorsch（1992）的研究指出，董事会的监督能力随着董事数量的增加而提高，但由此带来的协调与组织过程的效率损失将超过其数量增加所带来的收益，当董事会规模超过10人时，会变得缺乏效率，降低他们参与战略形成的能力，反而更容易被经理人所控制。Jensen（1993）认为，当董事会规模太大、董事会持股比例较低时，董事会就不是管理层行为的有效监督者，而小规模的董事会在信息沟通上有着比较优势，能更有效地对经理人的财务舞弊行为实施控制。Yermack（1996）的经验研究也表明，小规模的董事会比大规模的董事会更有效率。Beasley（1996，1998）发现，董事会规模越大，公司越可能发生财务舞弊。刘立国和杜莹（2003）发现，监事会的规模与财务舞弊的可能性正相关。Hatice Uzun等（2004）发现董事会的规模与公司舞弊行为之间的相关关系并不显著。吴世农和蔡志岳（2006）发现对于公司违规的发生概率、发生频率和严重程度，董事会规模都有正向解释作用，但并不显著。Lipton和Lorsch（1992）建议将董事会的人数限制为10人，首选的董事会规模应该是8人或9人。杨清香等（2008）的研究表明董事会规模与财务舞弊之间呈明显的“U”型关系。可见，在董事会规模与公司违规的关系上主要存在三种观点，即正相关关系、无显著相关关系和最优董事会规模观点。规模小的董事会可以保证成员之间的有效交流，但是如果董事会规模过小，就会限制一些投资者参与公司治理，而且容易被内部人所操纵，难以起到监督经理人的作用。规模大的董事会拥有不同利益相关者代表，丰富的专业知识和管理知识可以达到互补效果，有利于协调各方利益，吸收各种不同的意见，减少公司的经营风险，但是如果董事会规模过大，就容易导致沟通困难、“搭便车”和决策效率低等问题，同样使得董事会难以起到应有的监督作用。

（二）董事长和总经理是否两职合一与财务报告舞弊 Beasley（1996）、Persons（2006）等实证研究发现，两职合一威胁内部监控和信息披露质量，两职合一与公司信息披露质量负相关，与财务舞弊正相关。Anup Agrawal和Sahiba Chadha（2004）发现，当CEO同时为公司发起人时，公司的会计丑闻发生概率较高。李常青和赖建清（2004）发现，CEO兼任董事长将降低公司绩效，而CEO兼任董事不影响公司绩效。但张翼和马光（2005）等实证研究却没有发现这种关系。吴淑琨等（1998）发现两职是否合一与其绩效之间并没有显著的相关关系，而与公司规模存在正相关关系。而吴世农和蔡志岳（2006）却发现董事长兼任总经理的公司不容易违规，或违规程度较轻微。从代理理论的角度分析，董事长与总经理的担任者应分离，以相互制衡，降低公司违规的可能性。而两职合一会使得总经理在经营决策、会计政策选择、利润分配、政策制定等方面拥有独断权，从而导致公司违规的可能性增大。但代理理论与现代组织行为和组织理论存在某些冲突。Donaldson（1990）提出的现代管家理论认为，代理理论对总经理内在机会主义和偷懒的假定是不合适的，总经理对自身尊严、信仰以及内在工作满足和职业发展的追求，会促使他们努力经营公司，成为公司资产的好“管家”。根据权变思想产生的环境依赖理论认为，两职合一的合理性要依据所处的具体环境来进行分析，在比较稳定的环境中，两职分离可以制约CEO的权力；在高度不确定的环境中，两职合一的制度安排可以使公司做出更快、更一致的决策来应对环境变化，这与吴淑琨等（1998）的研究结论是一致的。孙永祥（2000）的研究也表明，我国国有控股公司全面实行两职分离可能并非适合我国实际情况。我国目前对董事长与总经理的法制约束和激励机制还都不够完善，此种情况下，就很难说董事长能对总经理形成有效监督；两职分离的情况下，总经理的创新自由也会受到董事长的很大限制，两职分离带来的监管成本可能超过其带来的利益。

（三）独立董事与上市公司违规 Fama和Jensen（1983）指出，独立董事制度是提高董事会独立性从而保证其监督效率的重要制度安排。PatriciaM.Dechow等（1996）指出，在存在财务报告舞弊行为的公司中，独立董事在董事会中所占比例较低，董事会常常由公司内部人员控制。Klein（2002）在检验公司治理与盈余操纵之间关系的研究中发现，董事会的独立董事比例越高，越不受CEO影响，财务报告的质量越高。David B.Farbe（2005）发现舞弊公司具有较弱的治理机制，独立董事的人数和所占比例均较小。杜兴强，温日光（2007）研究表明，独立董事越多，公司会计信息质量越好。而张翼和马光（2005）发现独立董事的数量与公司发生财务丑闻的可能性不相关。吴世农和蔡志岳（2006）的研究也发现，独立董事比例与公司违规的频率之间存在负相关关系，但并不显著。陈信元和夏立军（2006）等实证研究却没有发现这种负相关关系，甚至是正相关关系。按照与公司的关系，一般将董事分为内部董事、有关联的外部董事和无关联的外部董事，后者也称独立董事。独立董事与公司没有关联且具有维护市场声誉的动机，有助于加强对管理层的监督，从而降低上市公司违规的可能性。但独立董事制度来源于国外，而中国的上市公司在外部环境、监管的法律制度和股权结构等方面与国外公司都存在着较大的差异。中国证监会于2001年5月才对上市公司董事会中独立董事的比例作出了明确规定，这种监管机构的强制规定而不是上市公司的内部需要会导致独立董事在独立性、专业素质、能否切实履行职责等诸多方面都存在不确定性，出现“挂名董事”、“无关董事”，从而影响独立董事制度效用的发挥。如果绝大部分上市公司都是为了满足“1/3”的强制要求而确定独立董事规模，那么独立董事规模与上市公司违规之间的相关关系就可能并不显著。

（四）公司高层持股与上市公司违规 Shawver（2003）发现董事持股比例与财务报告舞弊存在显著的负向关系。Beasley（1996，1998）发现，舞弊违规的公司董事会的持股水平、审计委员会的作用与一般公司有着明显差异。张维迎（1999）认为，作为国家资本出资人代表的政府官员对企业资产并不具有剩余索取权，而只能得到固定的工资以及与其他行政人员类似的福利，这种没有剩余收益权的控制权是缺乏激励的控制权，所以无法从制度上保证其拥有充分的监督动机和积极性。于东智（2002）发现，我国上市公司高级管理人员持股比例偏低，年度报酬激励作用根本不存在。林钟高、徐正刚（2002）认为财务报告中的会计盈余信息直接影响到企业被评估的市场价值的高低，一旦企业市场价值与经理人个人利益发生联系，精明的经理人就会产生强烈的操纵财务报告进而影响被评估企业价值的动机。梁杰等（2004）发现高级管理层持股比例与财务报告舞弊显著负相关。委托代理理论认为，由于信息不对称以及契约的不完备，股东无法对经理的行为进行有效监督。为了解决委托人和代理人利益的不一致，剩余索取权除了授予企业物质资本的拥有者也要授予人力资本的拥有者。公司高层持股可以使其在追求自身价值最大化的同时实现企业价值最大化，有助于减少公司违规，提高公司的经营业绩。但是这也只是部分地解决了委托代理问题，从长期来看，股东和管理层的利益依然是难以真正协调的。股东作为所有者自然是期望公司能有真实的、长期稳定的增长和回报，更关心公司的长远利益；而管理层真正关心的只是期权行权期内股价的表现，在这一期间，股价越高，管理层行权所实现的收益也就越大。在我国上市公司中，董事、监事、高级管理人员持股比例相对较低，能否对他们起到激励作用还有待进一步检验。另一方面，相对于通过正常手段更好地经营公司来说，管理层会利用自身信息优势和市场监管漏洞，通过违规操作从账面上“设定”公司利润，结合或真或假的信息发布从而影响股价是更为便捷和迅速的方法。在公司的外部经营环境恶化、实际经营业绩远未达到预期目标时，管理层这种操纵盈余、粉饰报表的动机就更为强烈。而董事会、监事会持股是无益于解决这方面问题的。

（五）股权集中度与上市公司违规 Shleifer和Vishney（1997）认为股权集中或大股东的存在可以加强对管理者的监管，减少管理者机会主义的幅度，导致管理者和股东间更少的代理冲突，从而减少代理成本。La Porta等（1999）发现股权集中度与财务报告质量负相关，在股权集中的上市公司，大股东会利用其控制性地位，利用关联交易等转移上市公司资产和利润，侵害小股东的利益。Mark和Li（2001）指出，如果大股东持股比例太高，会导致监督的减少，不利于代理问题的解决，特别是在国有控股的企业，由于控股股东对利润最大化目标的偏离，缺乏足够的动力解决代理问题。刘立国、杜莹（2003）发现，流通股比例越高，公司发生财务报告舞弊的可能性越小；当第一大股东为国资局时，财务报告舞弊发生的可能性增加；前十大股东持股比例平方和与财务报告舞弊的发生负相关。蔡宁、梁丽珍（2003）以45家舞弊公司为样本，分析了董事会构成和所有权结构与舞弊可能性的关系，结果发现公股权集中度与舞弊可能性存在正相关关系。梁杰等（2004）的研究结果发现国家股比例、股权制衡度与财务报告舞弊显著正相关，法人股比例、股权集中度与财务报告舞弊显著负相关。。陈国进、林辉和王磊（2005）检验了公司治理和声誉机制对上市公司违法违规行为的约束作用，发现公司第一大股东集中持股有利于约束违法违规行为。陈关亭（2007）发现，第一大股东持股比例、独立董事比例、董事会会议次数与财务报告舞弊显著负相关。从公司治理角度看，高度分散的股权结构，在流动性较强的资本市场中，便于收购和兼并，可以形成很强的外部接管压力，因而可以有效约束上市公司的经营管理，使其努力提升经营业绩从而降低其被收购风险。但在此情形下所有权与经营权高度分离，由于信息不对称和监督成本过高，大量的小股东难以形成对董事会或管理层的有效约束，“搭便车”现象就会普遍存在。董事长或总经理作为公司决策者或管理者，在公司治理中的地位特别突出，容易造成管理层的“内部人控制”，股东和管理者之间存在很高的代理成本，不利于从公司内部减少管理层的违规行为。而相对集中的股权结构使得股东对管理层的约束更具有动力，其监管收益也会大于监管成本，可以减少上市公司的违规行为。但股权高度集中，或者存在绝对控股的情形下，控股股东就有可能利用其绝对控股地位而损害中小股东利益，从而产生另一层代理问题，即控股股东和中小股东之间的代理问题。大股东利用关联方交易，转移上市公司资产和利润，占用上市公司资金的违法违规行为发生概率就会增大。

（六）“四委”设立情况与上市公司违规 “四委”即战略、审计、提名、薪酬与考核委员会。从与上市公司违规的关系角度看，已有的研究主要集中在审计委员会的作用上。Dechow，Sloan和Sweeney（1996）发现，内部治理结构弱化尤其是未设立审计委员会的公司更可能因违反公认会计原则（GAAP）而受到美国证券交易委员会（SEC）的处罚。Beasley（1996）从审计委员会可以提升董事会财务报告监督整体能力出发，对舞弊公司与非舞弊公司是否设置审计委员会的差别进行了检验，但相关证据并不支持二者间有显著差异的假设。Abbott，Parke和Peters（2004）发现审计委员会的独立性、每年的会议次数与财务报表是否重编显著负相关，审计委员会中缺少财务专家会增加财务报告重编的可能性。Skousen和Wright（2006）发现没有设立审计委员会的公司舞弊概率较高。杨忠莲和殷姿（2006）研究发现非舞弊公司成立审计委员会的可能性显著大于舞弊公司。谢永珍（2006）研究表明，我国上市公司审计委员会在维护信息披露的质量方面起到了一定积极作用，但在防止上市公司财务舞弊、维护关联交易的规范性以及确保上市公司的财务安全性等方面发挥的作用并不显著。在英美国家，董事会下一般设立若干委员会，如执行委员会、任免委员会、薪酬委员会、审计委员会（由独立董事构成）等，这些委员会分管着决策、执行、监督等职责，能有效发挥董事会的监督、制衡和决策作用。2002年1月我国国家经贸委和证监会联合颁布的《上市公司治理细则》中规定:上市公司董事会可以按照股东大会的有关决议，设立战略、审计、提名、薪酬与考核等专门委员会，其中审计委员会主要负责公司信息披露和财务报告质量，提议聘请外部审计机构，审查公司内部控制与内部审计工作。从设立的目标和作用机理看，审计委员会可以强化董事会对经理层的监督，在很大程度上减少上市公司的违规行为。但是由于我国的上市公司、经济状况以及市场环境都存在着自身的特点，各委员会的设立主要也是由于公司外部的制度性要求，对减少上市公司违法违规行为的作用还有待作进一步的检验。

三、研究设计

（一）样本选择和数据来源 从1994年1月1日到2009年12月31日，由于违法违规而被证监会处罚或者被证券交易所公开谴责的上市公司共有679家（次），其中部分上市公司多年度受到处罚。由于公司内部治理结构的相对稳定性，涉及此类公司时本文仅选取第一次受到处罚年度的公司治理信息。中国证监会在1998年发布了《公开发行股票公司信息披露的内容与格式准则第二号<年度报告的内容与格式>》，准则中要求上市公司年报中应披露公司治理的相关信息。由于1998年以前年度的公司治理信息无法收集，本文仅选取1998年至2009年的相关公司治理数据。剔除数据不全以及同行业已无公司可配对的样本，剩余311家违规公司样本。为便于比较研究，又选取了与违规公司同行业、总资产最相近且在历史上从未受到公开处罚的配对公司311家，组成了容量为622家上市公司的研究样本。本文的数据主要来源于CCER（色诺芬）中国经济金融数据库（www.ccerdata.com）、中国证监会网站的处罚公告、巨潮资讯网（www.cninfo.com.cn）的深交所和上交所上市公司诚信档案，以及大智慧证券交易软件的行情分析系统。

（二）变量定义 本文使用SPSS17.0版本作为分析工具对样本进行二元Logistic回归分析，该版本可以直接使用中文名称作为变量名，对结果的分析处理更加方便与直观。被解释变量“违规”为二分类变量，当上市公司违规时赋值1，否则赋值0。由于本文的目的是分析公司治理的各个因素与上市公司违规之间的统计关系，而不是建立上市公司违规的识别模型，因此在变量选择选择上没有进行人为的舍弃，选取了公司治理的33个方面作为解释变量。其中“上市公司实际控制人类别”定义为上市公司年报中披露的，截止到12月31日，上市公司第一大股东的最后控股股东的类别。股东类别定义为：国有控股—0；民营控股—1；外资控股—2；集体控股—3；社会团体控股—4；职工持股会控股—5；不能识别—6。“CR_5指数”定义为公司前5位大股东持股比例之和，“CR_10指数”定义类似。“第二到第五大股东联盟”定义第二到第五大股东的持股比例之和，“第二到第五大流通股东联盟”定义类似。其它解释变量的定义如其中文名称，篇幅所限，不作详细解释。

表1 模型系数的综合检验

表2 Hosmer和Lemeshow检验

表 3 分类表（切割值为 .500）

四、实证结果分析

（一）显著性检验 （表1）显示了回归方程显著性检验的总体情况，由于没有设置解释变量块，且解释变量是一次强制进入模型，所以三行结果相同。表中可以看出，概率p值远小于0.05，可以认为所有回归系数不同时为0，解释变量的全体与LogitP之间的线性关系显著，该模型是合理的。

（二）拟合优度检验 （表2）显示了方程的Hosmer-Lemshow拟合优度检验，检验结果的P值0.787大于显著性水平，表示模型预测值与观察值之间的差异无统计学意义，从而意味着模型拟合较好。

（三）回归分析 （表3）为错判矩阵，从中可以看出，有3个违规样本被错判为没有违规，而有15个未违规的样本被判定为违规，模型的总体正确率为95.5%。从（表4）中可以看出：第一，董事、监事和高级管理人员平均年龄与公司是否违规在5%的水平上显著负相关。年轻董事、监事和高级管理人员有更多的精力参与到公司的日常管理活动中，他们中的大部分人可能也正处于事业的上升期，更加关注违规可能给自己事业带来的负面影响。第二，董事长是否变更与公司是否违规在5%的水平上显著正相关。在发生董事长变更的年度上市公司违规概率显著增加，可能是由于董事长发生变更，公司内部管理环境相对不够稳定从而导致违规的可能性上升。但也不排除因果关系颠倒，正是由于公司违规行为导致了董事长的变更。由于无法获取董事长变更日期与公司违规日期的先后关系，本文对此未作进一步分析。第三，领取报酬的董事总人数与公司是否违规在5%的水平上显著负相关，领取报酬的监事总人数与公司是否违规在10%的水平上显著负相关。说明董事、监事的领薪与否对上市公司违规行为产生了显著影响。可能是董事、监事未在上市公司领薪对其工作的积极性产生了很大影响。这也从一个侧面说明，公司董事会、监事会的工作尽职度会对公司监管产生明显作用，而这些情况并未从年度内董事会的会议次数、年度内监事会的会议次数、董事会的规模、监事会的规模等变量与上市公司违规的关系上得到反映。这也说明，防范上市公司违规，不是要看一年内开了多少次董事会、监事会，不是要看建立多大的监管班子，而是需要这些机构抱着对全体股东、广大投资者负责的态度真正地发挥起应有的监管作用。第四，CR_10指数与公司是否违规在接近5%的水平上显著负相关。说明股权的相对集中是有利于防范上市公司违规行为的。原因可能是股权的相对集中可以减少“搭便车”行为，加强对公司行为的监管力度。第五，模型中其他的变量与公司违规与否关系并不显著。其中独立董事总人数与公司违规与否显现出负相关关系，但是统计学上并不显著，说明单从增加独立董事人数方面来讲对防范上市公司违规并不产生正面影响。这并不说明独立董事制度的引进对加强公司治理、防范上市违规现象是无益的，更多地还是要看独立董事是否切实履行自己的职责，起到应有的监督作用，而不是停留在表面上看引入了多少独立董事。

表4 方程中的变量

五、结论

本文选取了1998年至2009年，因违法违规而被中国证监会行政处罚或被证券交易所公开谴责的上市的311家上市公司为研究样本，对公司内部治理结构的多个因素与公司是否违规的关系进行了实证研究。结果表明，董事、监事和高级管理人员平均年龄、董事长是否变更、领取报酬的董事总人数、领取报酬的监事总人数、CR_10指数与上市公司违规显著相关。本文存在的不足会对研究结论产生影响：研究样本的选择主要依据证监会和证交所公告，但公告未涉及的单位可能存在违规行为而未被发现，而这些公司还有可能被作为配对样本，将对结论产生一定影响。根据相关新闻报道以及其他途径获得的信息进行分析，筛选符合条件的样本会在一定程度上弥补这方面的不足。受可获得资料的限制，解释变量主要取自有关的公司治理数据库，这些变量能否有效解释上市公司违规行为还需要进一步考证；变量在有些年份中数据的缺失也会对研究结论产生影响。信息资源丰富的研究机构可以完善相关变量，比如反映公司董事、监事尽职程度的信息，对董事会、监事会会议讨论内容提出不同意见的人数、次数等信息。

［1］吴革：《财务报告舞弊特征研究的实证发现：文献综述与评论》，《财会通讯》2009年第1期。.

［2］崔学刚：《公司治理机制对公司透明度的影响——来自中国上市公司的经验数据》，《会计研究》2004年第8期。

［3］刘立国、杜莹：《公司治理与会计信息质量关系的实证研究》，《会计研究》2003年第2期。

［4］谢朝武：《股份公司会计舞弊及其制度防范》，《会计研究》2000年第5期。

［5］Matthew Morey.Does Better Corporate Governance Result in Higher Valuations in Emerging Markets·Another Exam ination Using a New Data Set.Journalof Banking&Finance，2009.

［6］Qiao Liu ，Zhou （Joe）Lu.Corporate governance and earnings management in the Chinese listed companies:A tunneling perspective.Journalof Corporate Finance，2007.

［7］Jap Efendi.Why do corporatemanagersmisstate financialstatements The roleofoption compensation and other factors.Journalof FinancialEconom ics，2007.

蒋廷富（1977-），男，江苏宿迁人，南京工业职业技术学院财务处会计师

张金贵（1964-），男，安徽全椒人，江苏科技大学财务处处长

（编辑 虹 云）