公司治理影響公司財務(wù)風(fēng)險嗎_于富生

1、會計研究 2008. 10公司治理影響公司財務(wù)風(fēng)險嗎 *? 于富生 張 敏 姜付秀 任夢杰(中國人民大學(xué)商學(xué)院 100872北京大學(xué)光華管理學(xué)院 100871=摘要 >績效和公司價值往往為學(xué)術(shù)界和實務(wù)界所重視 , 而風(fēng)險這一反映企業(yè)行為的經(jīng)濟后果以及企業(yè)質(zhì)量的 重 要指標(biāo)往往被 忽視 。 這 樣的一個結(jié)果是 , 一些看似業(yè)績很 好的公 司一夜 之間轟 然倒塌 。 從 已有的 文獻看 , 公 司 治理具有改善公司業(yè)績 及公司價值的作用 , 同樣 , 我們認(rèn) 為 , 公司 治理應(yīng)該 具有風(fēng) 險效應(yīng) , 即它可能 影響到 公 司的風(fēng)險 。 本文以我國 證券市場 2002-2005年 的上市 公

2、司 為研究 對象 , 研究了 公司 治理對 企業(yè) 財務(wù)風(fēng) 險的 影 響 。 實證結(jié)果表明 , 我國上市公司的公司 治理結(jié)構(gòu)對企業(yè)財 務(wù)風(fēng)險 具有一定 的影響 。 本文的 研究為人 們深入 認(rèn) 識公司治理的 作用以及通過合理構(gòu)建公司治理結(jié)構(gòu)來有效降低企業(yè)財務(wù)風(fēng)險具有一定的啟示意義 。=關(guān)鍵詞 >公司治理 企業(yè)財務(wù)風(fēng)險 董事會特征 高管特征 股權(quán)結(jié)構(gòu)一 、 引言在企業(yè)目標(biāo)這一問題上 , 學(xué)術(shù)界傾向于認(rèn) 為追求價值最大化是企業(yè)的終極 目標(biāo)。這一點 從已有的 文獻中可以 看出 , 無 論國內(nèi)還是國外 , 學(xué)術(shù)界更多的是討論企業(yè)行為對企業(yè) 績效或者企業(yè)價值的影響 , 而 對企業(yè)行 為對風(fēng)險所 可能

3、產(chǎn)生 的影響 卻較少探討。現(xiàn)實中的企業(yè)最關(guān)心的可能是如何創(chuàng)造利 潤和價值 , 而忽略了隨 之而來的企 業(yè)風(fēng)險。但 是必須認(rèn)識 到 , 企業(yè) 風(fēng)險與企業(yè)活動相伴而生 , 如果僅僅偏重于企 業(yè)業(yè)績或價值 , 而忽略了風(fēng)險 , 將會導(dǎo)致嚴(yán) 重的后果。 現(xiàn)實中 , 眾多 業(yè)績優(yōu) 異、高速成長的企業(yè)往往在一夜之間突然倒閉 , 國外的 公司如安然等 ; 國內(nèi)的公 司如德隆 、巨人、格林 柯爾 , 等 等。盡管 對它們的失敗有諸多解釋 , 但是 , 無疑 , 對經(jīng)營活動及企業(yè)發(fā)展 過程中風(fēng)險的忽略是其中的重要原因之一。我們認(rèn)為 , 西方學(xué)術(shù)界對企業(yè)價值的重視 及企業(yè)風(fēng)險的忽略可能是由于他們認(rèn)為 企業(yè)價值 包

4、含了市場 對公司基 本面的 判斷 , 譬如說股價既包含了業(yè)績 , 同時也對風(fēng)險給出了價格。但 是 , 必須認(rèn)識 到 , 由于信息 不對稱等 原因 , 市場難 以對公 司所面臨的風(fēng)險給出準(zhǔn)確評估 , 不僅如此 , 諸多企業(yè)失 敗并非因為企業(yè)業(yè)績不好 或者說沒有 創(chuàng)造價值 , 而 是因為對 風(fēng)險的 把握和控制方面出現(xiàn)了問題 , 因此 , 對企業(yè)的風(fēng)險有必 要單獨進行研究。對我 國企業(yè)而言 , 由于資本 市場的不完 善 , 公司 股票價格難以反映公司的基本面 , 因此 , 對企業(yè)風(fēng)險的 考察可能更具有必要性。公司治理結(jié)構(gòu)是現(xiàn)代企業(yè)的一個重要組成部分 , 良好的公司治理將帶來企業(yè)價值的增加 , 這一點

5、已為學(xué)術(shù)界所證實并獲 得廣泛認(rèn)可。從已有的文獻看 , 學(xué)者們從董事會特征 (Her m ali n andW e is bach , 2003; K ap l an andM i nton , 1994; M ak and Yuan -t o , 2002; 孫永祥 , 2001; 于東智等 , 2004; 吳淑琨等 , 2001; 王躍堂等 , 2006 、高管激勵 (Core et a l 1, 2003; Cresp i et a l 1, 200; Brickley et al 1, 1997; 魏剛 , 2003; 張俊瑞等 , 2003; 白重恩等 , 2005; 孫錚等 , 20

6、01 、股權(quán)結(jié)構(gòu) (C l aessens e t a l 1, 1998; G ri b -son , 2003; Sun and Tong , 2003; T ian , 2001; Go rt on and Sch m i d , 2000; C l aessens and D j ankov , 1999; J oh , 2003; 徐曉東等 , 2003; 白重恩等 , 2005; 陳曉等 , 2005 等多個方面對公司治理與公司價值或公司績效之間的關(guān)系進行了研究。雖然有很多文獻通過實 證的方法發(fā)現(xiàn)了公司治理結(jié)構(gòu)對企業(yè)價值有顯著的影響 , 但是 , 我們發(fā)現(xiàn) , 幾乎沒有文獻從實證的

7、角度研究公司治理結(jié)構(gòu)對企業(yè) 風(fēng)險的影響 , 因而也沒有提出相應(yīng)的、可行的降低企業(yè)風(fēng)險的途徑。本文試圖通過研究公司治理結(jié)構(gòu)的各種要素對企業(yè)風(fēng)險的影 響程度 , 為人們深入認(rèn)識公司治理的作用以及通過合理構(gòu)建公司治理結(jié)構(gòu)來有效降低企業(yè)風(fēng)險起到一定的啟示作用。本文以我國證券市場 2002 2005年的上市公司為研究對象 , 實證檢驗了公司治理對企業(yè)財務(wù)風(fēng)險的影響。實證 結(jié)果表 明 , 我國上市公司的公司治理結(jié)構(gòu)對企業(yè)財務(wù)風(fēng)險具有 一定的影響。本文的貢獻在于 :(1 從 公司治理角 度研究了 企業(yè)財 務(wù)風(fēng)險的影響因素 , 從而豐富了公司治理這一領(lǐng)域的文 獻 ; (2 通過有力的證據(jù)為實務(wù)界提 供了新的

8、參考依據(jù) , 企 業(yè)在關(guān)*本文為中國人民大學(xué)科學(xué)研究基金項目 (項目編號 :07X NA005 的階段性成果。會計研究 2008. 10注企業(yè)價值的同時也要重視企業(yè)財務(wù) 風(fēng)險 , 而 公司治理的合理構(gòu)建可以在一定程度上降低企業(yè)的風(fēng)險 ¹。本文下面的內(nèi)容安排如下 :第二部分是研究假設(shè) ; 第三部分 對本文的樣本 和變量進行 了界定 ; 在 第四部分 , 我 們從董 事會特征、管理特征、股權(quán)結(jié)構(gòu)三個方面 , 對公司治理與企業(yè)風(fēng) 險之間的關(guān)系進行了實證檢驗 ; 最后是本文的結(jié)論部分。 二 、 研究假設(shè)從相關(guān)文獻來看 , 公司治理涉及 的變 量較多 , 其中應(yīng) 用最 多的是 董事 會特 征、

9、高管 激勵及 股權(quán) 結(jié)構(gòu)這 三個 方面 的變 量 , 因此本文主要從這三個方面對公司治理與 企業(yè)財務(wù)風(fēng)險之間的關(guān)系進行了考察。1. 董事 會特征與企業(yè)財務(wù)風(fēng)險本文主要從獨立董事及董事會規(guī)模等兩個 方面考察董事會特征對企業(yè)財務(wù) 風(fēng)險的影響 。國外的眾 多研究表明 , 獨立董 事的存在能為企業(yè)帶來價 值的增 加 (Baysinger and Bu tler , 1985; W eisbach , 1988, 但也 有一些 研究發(fā)現(xiàn) 獨立董 事并 沒有 什么作用 (Y er m ack , 1995; Bhaga t and B l ack , 1999 。我國的研究也發(fā)現(xiàn)了類似的結(jié)論。 王躍堂 等

10、 (2006 發(fā) 現(xiàn)獨立 董事 比例和公司業(yè)績顯著正相關(guān) ; 崔學(xué)剛 (2004 發(fā)現(xiàn)獨立董事 比例與公司信息披露質(zhì)量顯著正 相關(guān) ; 但也有 研究發(fā)現(xiàn) 獨立董 事與企業(yè)價值沒有顯著的相關(guān)關(guān)系 (于東智和池國華 , 2004 。我們認(rèn)為 , 獨立董事與企業(yè)價值之間的關(guān) 系之所以不是很明確 , 其原因除了 研究方法等 因素外 , 更重 要的原因 在于獨 立董事與企業(yè)之間的特殊關(guān)系。獨立董事與企 業(yè)之間是一種契約關(guān)系 , 企業(yè)之所 以雇傭他們 , 主要目的在 于希望通 過他們 /外部 人 0的身份緩解圍繞企 業(yè)所形成的各類代理問題。但這一契約 又是不完 備的 , 因 為獨立董 事和企 業(yè)沒有 任何

11、的 利益 關(guān)系 , 這導(dǎo)致他們?nèi)狈訖C去提升企業(yè)價值。 但是 , 他 們卻 有動 機關(guān) 注企 業(yè)的 風(fēng)險 , 因為 一方 面 , 他們 要注 重自 身的 聲 譽 , 企業(yè)如果發(fā)生財務(wù)舞弊等行為 , 將會損害他們的 聲譽 (Sr i n i vasan , 2005; 另 外一方 面 , 如果 企業(yè) 經(jīng)營失 敗 , 他 們也 可能會因為工作失誤等原因受到牽連 。因此 , 我們可以 預(yù)期 , 獨 立董事的存在將會降低企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險。同樣 , 從現(xiàn)有研究來看 , 董事會規(guī)模與企業(yè)價值之 間的關(guān)系也不是很明 確。有研究發(fā) 現(xiàn) , 董事會 規(guī)模越大 , 企 業(yè)價值 越高 (D enis and Sar

12、i n , 1999; 也 有 研 究 發(fā)現(xiàn) , 董 事會 規(guī) 模 越 小 , 企 業(yè) 價值 越 高 (Y er m ack , 1995 。 于東 智 和 池 國 華 (2004 發(fā)現(xiàn)在中國上市公司中 , 董事會規(guī)模 與企業(yè) 業(yè)績之 間存在 倒 U 型的相 關(guān)關(guān)系 , 董 事會規(guī) 模過 大會降 低企 業(yè)價 值。 孫永祥和章融 (2000 也發(fā)現(xiàn) , 董事會規(guī)模越大 , 企業(yè)業(yè)績 越差。我們認(rèn)為 , 董事會規(guī)模和企業(yè)財務(wù)風(fēng)險之間應(yīng)該存在一種正向的關(guān) 系 , 原因如下 :首先 , 董事會規(guī)模過大 , 將滋生官僚 主義 , 從而降低企業(yè)的經(jīng)營效率 , 增加企業(yè)風(fēng)險。作為企業(yè)的一個核心決策機構(gòu) ,

13、董事會的主要任務(wù)是為企業(yè) 的重大問題制 定科學(xué)有效的決策。過大的董事會規(guī)模 無疑會降低 決策效率 , 使得 很多問題 可能 /議而不決 0, 從而降低 企業(yè)的經(jīng)營 效率。 其次 , 過大的董事會規(guī)模可能會使得董事會成員產(chǎn)生依賴和僥幸心理 , 當(dāng)企業(yè)面臨風(fēng)險時 , 他們可能會認(rèn) 為有更多的人一起 承擔(dān)風(fēng)險 , 從而降低自己所承擔(dān)的風(fēng)險的比重 , 因而怠于采取積極有效的措施應(yīng)對風(fēng)險 , 這顯然會帶來企業(yè)風(fēng)險的上升。 基于上述分析 , 我們提出如下假設(shè) :假設(shè) 1:獨立董事比例與企業(yè)財務(wù)風(fēng)險之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系 ;假設(shè) 2:董事會規(guī)模與企業(yè)財務(wù)風(fēng)險之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。2. 高管 特征與企業(yè)

14、財務(wù)風(fēng)險本文主要從董事長與總經(jīng)理的二 職合一、高管持股與高管薪酬等三個方面研究高管特征與企業(yè)風(fēng)險的關(guān)系。對于公眾公司而言 , 董事長與總經(jīng)理都由同一人兼任顯然具有諸多缺陷 :首先 , 這會影響董事會的獨立性 , 從而使得不 稱職的總經(jīng)理難以被更換 (G oya l et a l 1, 2002, 而這顯然會降低企業(yè)的經(jīng)營效率 , 從而增加企業(yè)財 務(wù)風(fēng)險 ; 其次 , 董事長與 總經(jīng)理都由同一人兼任將會使得董事長 (總經(jīng)理 在企業(yè)中擁有更高的地位和權(quán)威 , 使得許多監(jiān)督機制形同虛設(shè) , 當(dāng)整個企 業(yè)的決策權(quán)幾乎都落在董事長 (總經(jīng)理 手里時 , 企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險就會被放大 , 因為位于權(quán)利頂峰的人

15、更容易頭腦發(fā)熱 , 采 取激進的經(jīng)營政策與財務(wù)政策 , 在缺乏監(jiān)督的情況下 , 這種激進的政 策往往會使企業(yè)經(jīng)營失敗。從我國企 業(yè)特別是國有企業(yè) 的實踐來看 , 這種現(xiàn)象不勝枚舉。因此 , 我們預(yù)期 , 董事長與總經(jīng)理二職合一企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險要大于其他企業(yè)。關(guān)于高管激勵的作用 , 西方的研究 幾乎一 致發(fā)現(xiàn) , 高 管報酬 與企業(yè) 業(yè)績之 間存在 顯著的正 相關(guān)關(guān) 系 (Murphy , 1985; Cough lan and Sch m i dt , 1985 。從國內(nèi)的研究來看 , 張俊瑞等 (2003 、高雷和宋順 林 (2007 也發(fā)現(xiàn)我國 上市公司 的高管 報酬與企業(yè)業(yè)績 顯著 正相

16、關(guān)。但 也 有很 多研 究 發(fā)現(xiàn) 二 者之 間 不 存在 顯 著關(guān) 系 , 我國 的 高管 激 勵沒 有 什 么效 果 (魏 剛 , 2003 。周嘉南和黃登仕 (2006 發(fā)現(xiàn)高管報酬不僅和企業(yè)業(yè)績之間顯著正 相關(guān) , 而 且和企業(yè)風(fēng)險之間顯著負(fù)相關(guān)。根據(jù)代理理論 , 對高管的激勵將能夠降低代理成本 , 使得他們更好地為股東服務(wù)。從我國的現(xiàn)實情況來看 , 高管激勵一 直是一個被忽視的問題 , 隨著企業(yè)的發(fā)展 , 這一問題近年來逐漸受到了重視 , 對高管的 激勵程度逐漸增加 , 股 權(quán)激勵方式也 開始被采用。雖然和西方相比 , 我國特殊的制度背景使得企業(yè)的報酬 激勵存在一些缺陷 , 例如高管的

17、在職 消費會降低報酬激 勵的作用 , 但合理的報酬激勵會在一定程度上降低高管與股東之間利益不一致的程度 , 而這又顯然會促使他們關(guān)注企業(yè)財務(wù)風(fēng)¹企業(yè)的風(fēng)險可以分為經(jīng)營風(fēng)險、財務(wù)風(fēng)險等諸多類型 , 本文只研究財務(wù)風(fēng)險 , 為了便于敘述 , 下文將財務(wù)風(fēng)險均簡寫為 /風(fēng)險 0。會計研究 2008. 10險并盡量采取措施降低這種風(fēng)險。因此 , 我們預(yù)期高管的股權(quán)激勵和薪酬激勵等兩種方式的比例將和企業(yè)財務(wù)風(fēng)險呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。 基于上述分析 , 我們提出如下假設(shè) :假設(shè) 3:董事長與總經(jīng)理二職合一企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險要大于二職分離的企業(yè) ;假設(shè) 4:高管的持股比例和企業(yè)財務(wù)風(fēng)險之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系

18、 ;假設(shè) 5:高管的薪酬比例和企業(yè)風(fēng)險之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。3. 股權(quán) 結(jié)構(gòu)與企業(yè)財務(wù)風(fēng)險本文主要從實際控制人類別和股 權(quán)集中度等兩個方面研究股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)財務(wù)風(fēng)險的影響。大多數(shù)上市公司都是國有控股是 我國 證券市 場的 一大特 色 , 正因 為如 此 , 眾多 文獻 研究了 國有 控股對 企業(yè) 業(yè)績 的影 響 , 而且?guī)缀醵家恢掳l(fā)現(xiàn)國有企業(yè)比非國有企業(yè)的業(yè)績 更差 (X u and W ang , 1999; Sun and T ong , 2003; 徐曉東和陳小 悅 , 2003 。雖然業(yè)績和風(fēng)險往往是一致的 , 業(yè)績好的企業(yè)風(fēng) 險也低 , 但 在很多 情況下 并非如 此 , 這就是

19、 所謂的 /風(fēng)險 -回報 悖論 0(Bo wman , 1980 。我們認(rèn)為如下原因會使 得國有企業(yè)的風(fēng)險低于非國有企業(yè) :首先 , 在我國目前的制度環(huán)境下 , 產(chǎn) 業(yè)政策的不穩(wěn)定性會增加企業(yè)的風(fēng)險 , 而國家 在制定產(chǎn)業(yè)政策時會優(yōu)先從國有企業(yè)的角度加 以考慮 (例如 出于國企 脫困目 的 , 從而使得國有企業(yè) 所面臨的政策風(fēng)險較低 ; 其次 , 地方政府出于本地區(qū)利益的 考慮 , 會加大 對國有企業(yè) 的扶持力 度 , 在資金、政策等方面向國有企業(yè)傾斜。當(dāng)國有企業(yè)陷入困境時 , 政府也 有動機為 他們提供幫 助。地方政府 的介入顯 然會降 低企業(yè)的風(fēng)險。因此 , 我們可以預(yù)期 , 國有控股企業(yè)

20、的財務(wù)風(fēng)險 要低于其他企業(yè)。我國上市公司的另外一個特色是股權(quán)普遍 較集中 , 控制權(quán)一般掌握在一家大 股東手里 , 這 使得控股股 東會顯著 地影響 上市公司的行為。眾多研究發(fā)現(xiàn) , 控股大股東的存 在使得上 市公司被 /掏空 0的 現(xiàn)象非 常普遍 (李 增泉等 , 2005 , 而這 顯然會增加上市公司的財務(wù)風(fēng)險。因此 , 如果能夠約束 大股東的行為 , 將能夠 起到降低企 業(yè)財務(wù)風(fēng) 險的作用。例 如 , 陳曉 和王琨 (2005 發(fā)現(xiàn) , 控股股東之間的制衡能力越強 , 上市公司和控 股股東之間發(fā)生關(guān)聯(lián) 交易的可 能性越低。因 此 , 我們 可以預(yù)期 , 股權(quán)集中度和企業(yè)財務(wù)風(fēng)險之間是 正

21、相關(guān)關(guān)系?；谏鲜龇治?, 我們提出如下假設(shè) :假設(shè) 6:國有控股企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險顯著低于其他企業(yè) ;假設(shè) 7:股權(quán)集中度和企業(yè)財務(wù)風(fēng)險顯著正相關(guān)。三 、 研究設(shè)計(一 樣本本文的樣本來自滬、深兩市的 A 股上市公司 , 樣本觀察期為 2002-2005年。我們的 樣本選 擇條件 為 :(1 非金 融類 公司 ; (2 不存在缺失值。經(jīng)過選擇 , 我們最后得到 801家樣本公司 , 共 2379個觀察值 。本文的 數(shù)據(jù)來自聚源及 CCER 數(shù) 據(jù)庫。(二 變量1. 企業(yè) 財務(wù)風(fēng)險企業(yè)財務(wù)風(fēng)險是由于企業(yè)所處的外部經(jīng)營 環(huán)境和內(nèi)部經(jīng)營活動的不確定性 造成的。從一 般意義上 講 , 企業(yè)財務(wù) 風(fēng)險可

22、以理解為企業(yè)在經(jīng)營活動中 , 由于內(nèi)外部環(huán)境及各種難 以預(yù)料或無法控制的因素 作用 , 使企業(yè) 財務(wù)活動的 未來結(jié)果 偏離預(yù) 期財務(wù)目標(biāo)的可能性。這種可能性表現(xiàn)在兩個 方面 , 一 方面可能給企業(yè)造成預(yù)期 外損失 ; 另一 方面可能給 企業(yè)帶來 預(yù)期外 收益?，F(xiàn)實中 , 第一方面的可能性更值得關(guān)注 , 因為它可能導(dǎo)致 企業(yè)陷入財務(wù) 困境。因此 , 本 文的分析更 傾向于財 務(wù)風(fēng)險 的負(fù)效應(yīng) , 即它導(dǎo)致企業(yè)陷入財務(wù)困境的可能 性。一般來說 , 衡量企業(yè)財務(wù)風(fēng)險變量主要有兩類 :其一是以市 場數(shù)據(jù)為基礎(chǔ) , 其二是以會 計數(shù)據(jù)為 基礎(chǔ)。前者包 括股票 收益的波動、貝塔系數(shù)等 ; 后者包括會計收益

23、的波動、負(fù)債比例 等。前 者在西方 應(yīng)用較廣 , 但 我們認(rèn)為這 種以市場 數(shù)據(jù)為 基礎(chǔ)衡量企業(yè)風(fēng)險的方法并不適合我 國上市公司 , 因為我國證券市場還不完善 , 投資者具有 強烈的投 機因素 , 使得 股票收 益的波動并不能很好地反映企業(yè)的財 務(wù)風(fēng)險。雖然會計 數(shù)據(jù)也 會有很 大的噪 音 , 例如存 在盈余 管理等 因素 , 但 相對來 說 , 它比資本市場數(shù)據(jù)衡量企業(yè)風(fēng)險更合 理些 , 而 且 , 通過 延長指標(biāo)的計算期 , 可以有效地消除一些偶發(fā)性因素的影響。基于上述原因 , 我們選擇用樣本公司的 Z 指數(shù)來衡量企業(yè) 財務(wù)風(fēng)險 º, 因為 行業(yè)因素 可能會顯 著影響 這一指 標(biāo)

24、 , 我們 還對這一指標(biāo)進行了行業(yè)調(diào)整。在穩(wěn)健性檢驗 部分 , 我 們還采用了年末資產(chǎn)負(fù)債率作為企業(yè)財務(wù)風(fēng)險的替代指標(biāo)。本文所用的 Z 指數(shù)直接取自聚源數(shù)據(jù)庫 , 公式為 :º紐約大學(xué)斯特恩商學(xué)院教授愛德華 #阿特曼 (Edw ard A l t m an 在 1968年就對美國破 產(chǎn)和非破產(chǎn)生 產(chǎn)企業(yè)進行觀察 , 采用了 22個 財務(wù)比率經(jīng)過數(shù)理統(tǒng)計篩選建立了著名的 5變量 Z-s core 模型。 Z -score 模型是以多 變量的統(tǒng)計方法 為基礎(chǔ) , 以破產(chǎn)企 業(yè)為樣本 , 通過大 量的實驗 , 對企業(yè)的運行狀況、破產(chǎn) 與否進行 分析、判別 的系統(tǒng)。 Z-score 模型 在

25、美國、澳 大利亞、巴 西、 加拿大、 英國、法 國、 德國、 愛爾蘭、日本和荷蘭得到了廣泛的應(yīng)用。該指標(biāo)越小 , 企業(yè)風(fēng)險越大 , 反之亦然。會計研究 2008. 10Z=01012營運資金 100/總資產(chǎn) +01014留存收益 100/總資產(chǎn) +01033息稅前利潤 100/總資產(chǎn) +01006股票總市值 100/負(fù)債賬面價值 +01999銷售收入 100/總資產(chǎn)2. 公司 治理本文主要從董事會特征、高管激勵及股權(quán)結(jié)構(gòu)三個 方面 , 考 察公司治理與 企業(yè)風(fēng)險之 間的關(guān)系。 其中 , 董事會 特征變 量包括獨立董事比例 (O utdir 和董事 會規(guī)模 (D irsize 。獨立董事比例用獨

26、立董 事人數(shù)與董 事會總?cè)?數(shù)之比表示 ; 董事會 規(guī)模用董事會的總?cè)藬?shù)表示。高管特征變量包括董事長與總經(jīng) 理的二職合一 (Dua l 、高管持股 比例 (G gho ld 及 高管薪酬 (Ggxc 。對于董 事長與 總經(jīng)理的二職合一變量 , 我們設(shè)置了一個啞變 量 , 1表示二職合一 , 0表示二職分離 ; 高管持股比例用高管持股數(shù)與總股數(shù) 之比表示 , 因為該比值較小 , 我們乘了 1000, 這不影響回歸結(jié)果 ; 高管薪酬用薪酬最高的前三 名高管薪酬 之和的自 然對數(shù) 表示。股權(quán)結(jié)構(gòu)變量包括實際控制人 (Ownership 類別及股權(quán) 集中度 (HHI5 。我們設(shè)置了 實際控制 人類別啞

27、變 量 , 1表示 非國有控股 , 0表示國有控股 ; 股權(quán)集中度用前 5大 股東持 股比例 的 H erfIndal 指 數(shù)表示 , 我們同 樣乘了 1000, 該值越 大 , 表示股權(quán)越集中。3. 控制 變量根據(jù)相關(guān)文獻及我國相應(yīng)制度背 景和上市公司的實際情況 , 我們設(shè)置了如下一些控制變量 :成長性 (G row :用 /(期末總資產(chǎn) -期初總資產(chǎn) /期初總資產(chǎn) 0表示 , 該值越大表示企業(yè)成長越快。成長快的企業(yè) 在投資規(guī)模與融資規(guī)模等方面都較大 , 不確定 性較大 , 從而風(fēng)險較大 , 因此我們預(yù)期該變量的回歸系數(shù)為負(fù)?，F(xiàn)金股利 (X j g l 與股票股利 (G pg l:分別用年度

28、內(nèi)現(xiàn)金股利金額和年度內(nèi)股票股利數(shù)表示。股利至少可以通過兩種途 徑影響企業(yè)風(fēng)險 :其一 , 企業(yè)支付股利暗含著企業(yè)的投資機會在減少 , 從而風(fēng)險增加 ; 其二 , 企業(yè)支付股利會減少企業(yè)的資源 , 從而增加企業(yè)風(fēng)險。許多研究發(fā)現(xiàn)股利支付比例和風(fēng)險正相關(guān) (G arso m bke , 1979 。因此我們預(yù)期該變量的回歸系數(shù)為負(fù)。 上市年限 (A ge:用樣本公司的上市年限表示。企業(yè)年齡越大 , 其業(yè)務(wù)越趨于成熟與 穩(wěn)定 , 從而 風(fēng)險相對較 小 , 因此 我們預(yù)期該變量的回歸系數(shù)為正。企業(yè)規(guī)模 (S ize:用總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示。企業(yè)規(guī)模越大 , 其抗風(fēng)險能力越強 , 因此我們預(yù)期該變量的回

29、歸系數(shù)為正。 經(jīng)營單元數(shù) (N :用樣本公司主營業(yè)務(wù)收 入所來源的行業(yè)數(shù)來衡量 , 經(jīng)營單元數(shù)越多 , 表明多元化程度越大。 現(xiàn)有研 究表明 , 多元化能夠降低企業(yè)風(fēng)險 (姜付秀等 , 2006, 因此 , 我們預(yù)期該變量的回歸系數(shù)為正。第一大股東是否變更 (T urnover :用啞變量表示 , 1表示 第一大 股東發(fā)生 變更 ; 0表 示未變 更。一般而 言 , 大股 東發(fā) 生變更表明企業(yè)經(jīng)營陷入困境 , 因此我們預(yù)期 該變量的回歸系數(shù)為負(fù)。此外 , 我們還控制了行業(yè)及年度因素。對于行業(yè)變 量 , 我 們根據(jù) 證監(jiān)會 5上 市公司 行業(yè)指 引 (2001 6劃分的 13個行 業(yè) , 去除金

30、融業(yè)后 , 以農(nóng)業(yè)為基準(zhǔn) , 設(shè)置了 11個行業(yè)啞變量 ; 對于年度變量 , 我們以 2002年為基準(zhǔn) , 設(shè)置了 3個年度啞變量。 上述控制變量都采用期初值表示 。此外 , 為了確保 結(jié)果的可靠性 , 我們剔除了所有變量上下 1%分位 以外的值。 四 、 實證檢驗及其結(jié)果(一 描述性統(tǒng)計表 1報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計。從表中可 以看出 , 樣 本公司 的獨立 董事比 例中位數(shù) 為 01333, 表 明大多 數(shù)公 司的獨立董事比例都符合證監(jiān)會的要 求。此外 , 大多數(shù) 公司的董事會規(guī)模為 9人 ; 約 15%的公司董事長和 總經(jīng)理是 由一人 兼任的 ; 高管持股比例平均為 217%, 而

31、且最大值為 6012%, 最 小值為 0, 表 明公司 之間差 距較大 ; 高 管薪酬 差距也 較大 (最大 值為 151454, 最小值為 81366; 約 26%的公司為非國有 控股 , 74%為國有控股 , 表明絕 大多數(shù)樣本 公司都由 國有控 股 , 這也符合我國的實際情況 ; 股權(quán)集中度最大值為 01719, 最小約為 0, 表明樣本公司股權(quán)集中度差距較大 ; 從其 他控制 變量來看 , 樣本公司之間的差距也較大 , 這也便于我們 考察不同公司各方面的情況對風(fēng)險的影響。表 1變量的描述性統(tǒng)計變量 均值 中位數(shù) 最大值 最小值 標(biāo)準(zhǔn)差Outd i r 01309013330166701

32、1101079D irs i ze 91736910001910004100021215Dua l 0114801000110000100001354Gghold 0102701099016020100001725Ggxc 1216931217531514548136601889Ow nersh i p 0126301000110000100001440HH i 50117801034017190100001401Grow 010830105821329-0195601247X j g l 0105301000112000100001103會計研究 2008. 10續(xù)表 變量 均值 中位數(shù) 最

33、大值 最小值 標(biāo)準(zhǔn)差Gpg l 0107701000212000100001211Age 71959810001510004100021202Tu r n over 0104801000110000100001214N 31576310002310001100021278S ize 21110021107324144616188401941(二 董事會特征與企業(yè) 財務(wù)風(fēng)險我們首先考察董事會特征與企業(yè) 風(fēng)險的回歸結(jié)果。在回歸模型中 , 我們以風(fēng) 險變量作為 被解釋變 量 , 以董事會 特征變 量作為解釋變量 , 同時控制了其他一些影響因素 , 結(jié)果見表 2。在模型 (1 和模型 (2 中 , 我

34、們 分別以 O utdir 和 D irsize 作為解釋變量 , 在模型 (3 中 , 我們同時加入這兩個變量。從回歸結(jié)果來看 , O utdir 的回歸系數(shù)均顯著為正 , 和 假設(shè) 1一 致 , 表明控制了其他一些因素后 , 獨立董事比例越高 , 企業(yè)風(fēng)險越低。而 D i rsize 的回歸系數(shù) 為正而且 不顯著 , 未能 支持假 設(shè) 2, 表明我國上市公司的董事會規(guī)模對企業(yè)風(fēng)險沒有顯著 影響 , 董事會未 能發(fā)揮其 應(yīng)有的 作用。這一 結(jié)果也 比較符 合我 國的實際情況 , 在我國普遍存在強勢大股東的 情況下 , 董事會很多情況下只是一個形式上的決策機構(gòu)而已。從控制變量的回歸結(jié)果來看 ,

35、 所有控制變量的回歸 系數(shù)符號都和預(yù)期的一致 , 而且 X j g l 、 A ge 、 S ize 等 變量的回 歸結(jié)果 都顯著。表 2董事會特征與企業(yè)風(fēng)險 O LS 回歸結(jié)果預(yù)期符號(1 (2 (3系數(shù) t 系數(shù) t 系數(shù) t截距項 ? 1210469154*12154919*1210449153* Outd i r +31395132*314335117* D irs i ze +010271126010050123 Grow -01009-0104-01014-0106-01011-0105 X j g l -41508-9121*-41551-9125*-41506-912* Gpg

36、 l -01174-0176-01256-111-01175-0176 Age +0116619*011898138*01166189* Tu r n over -01207-0195-01201-0192-01207-0195 N +010281136012671129010281137 S ize +015529142*015278179*015559126* Ind i ? 控制 控制 控制Y eari ? 控制 控制 控制觀測值 246424642464F 15166*14123*14195*A dj-R2011190110101111注 :*、 *、 *分別為在 1%、 5%、 10

37、%水平下顯著。(三 高管激勵與企業(yè)風(fēng) 險表 3報告了以上述三個高管特征變量作為解釋變量 , 以企業(yè) 風(fēng)險作為被解釋變量的 OLS 回歸結(jié)果。我 們首先仍 分別將 這三個解釋變量加入模型 , 最后將它們同時加 入 , 從而 形成四個模型。二職合 一變量的回 歸系數(shù)均 為負(fù) , 且都顯 著 , 說明 董事長與總經(jīng)理二職合一公司的風(fēng)險要顯著高 于其他公司。高管持股變量的回歸系數(shù)均在 10%水平顯 著為正。高管 薪酬變 量的回歸系數(shù)均為正 , 而且顯著。上述結(jié)果支持了假設(shè) 3、假設(shè) 4和假設(shè) 5, 表明董事 長與總經(jīng)理的二職分離、提高高管持 股及高管薪酬都有助于降低企業(yè)風(fēng)險 。此外 , 控制變量 的回

38、歸結(jié)果和表 2一致。表 3高管特征與企業(yè)風(fēng)險 OL S 回歸結(jié)果預(yù)期符號(1 (2 (3 (4 系數(shù) t 系數(shù) t 系數(shù) t 系數(shù) t截距項 ? 1318879124*1214019177*1018968112*1218127196* Du al -01333-1196*-01326-119* Gghold +011051173*011541163* Ggxc +012433167*011471182* Grow -01222-0182-01002-0101-01056-0124-01254-0194 X j g l -31532-6146*-41618-9135*-41255-8135*-3

39、1493-6111*會計研究 2008. 10 續(xù)表 預(yù)期符號 G pg l A ge Tu rnover N S ize Ind i Y eari 觀測值 F A dj- R 2 注: * * * ( 1 系數(shù) - 01 667 01 19 - 01 179 01 021 01 638 t * - 21 34 * 81 41* * * - 01 66 01 85 91 09* * * ( 2 系數(shù) - 0127 0119 - 01206 01028 01532 控制 控制 2397 * 101 04 * 01 1 t - 11 17 * 81 41 * * - 01 94 11 32 * 8

40、1 99 * * 系數(shù) - 01 228 01 171 - 01 263 01 024 01 596 ( 3 t - 01 98 71 41* * * - 11 19 11 15 91 7* * * 系數(shù) - 01659 01174 - 01188 01018 01663 ( 4 t - 21 31* * * 61 19 * * - 01 7 0 73 1 * 91 08 * * + + + ? ? 控制 控制 2397 14 31* * * 1 01 11 * 控制 控制 2397 91 7* * * 01 11 控制 控制 2379 91 71* * * 01118 * * 、 * 、 分

41、別為在 1 、 5 、 10% 水平下顯著。 % % ( 四 股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)風(fēng) 險 表 4報告了以兩個股權(quán)結(jié)構(gòu)特征變量作為解釋變量 , 以企業(yè) 風(fēng)險作為被解釋變量的 OLS 回歸結(jié)果。我 們?nèi)匀幌?分別將 這兩個解釋變量加入模型, 最后將它們同時加 入, 從而 形成三個模型。 回歸結(jié)果顯示, 實際控制人類別變量的回 歸系數(shù)顯著為負(fù), 說明非國有控股 企業(yè)的風(fēng)險 要顯著大 于國有控股 企業(yè)。股 權(quán)集中度的回歸系數(shù)為負(fù), 但不顯著, 說明股權(quán)越集中對企 業(yè)風(fēng) 險無影 響。上 述結(jié)果 支持 了假設(shè) 6 但未 支持假 設(shè) 7。此 , 外, 控制變量的回歸結(jié)果和前面一致。 表 4 預(yù)期符號 截距項 Ow

42、 nersh ip HH I 5 G row X jg l G pg l A ge Tu r over n N S ize Ind i Y eari 觀測值 F A dj- R 2 注: * * * 股權(quán)特征與企業(yè)風(fēng)險 OL S回歸結(jié)果 ( 1 系數(shù) 131 555 - 01 536 - 01 084 - 41 447 - 01 309 01 191 - 01 161 01 027 01 585 控制 控制 2379 151 26* * 01 11 t * 101 59 * * * - 41 56 * * ( 2 系數(shù) 121 616 - 01 069 - 01 014 - 41 549 -

43、01 281 01 192 - 01 202 01 026 01 544 t 9195* * * ( 3 系數(shù) 131608 - 01542 - 01053 - 01095 - 41445 - 01322 01193 - 01162 01026 01588 控制 控制 2379 141 65* * 01 11 t * 101 62 * * * - 41 61 * * - 0 42 1 - 0 41 1 * - 91 05 * * - 1 39 1 * 81 56 * * - 0 74 1 1 27 1 * 91 88 * * ? + + + ? ? - 0136 * - 91 06 * * -

44、 1134 81 51* * * - 0174 1131 91 84* * * - 01 55 - 01 06 - 9123* * * - 11 21 8149* * * - 01 92 11 27 9122* * * * 控制 控制 2379 14122* * * 01 101 * * * 、 * 、 分別為在 1 、 5 、 10% 水平下顯著。 % % ( 五 總體檢驗 我們將本文所設(shè)置的所有公司治 理變量加入同一模型, 重新進行了回歸, 所 得結(jié)果如表 5所示。從表 5的結(jié)果 我們可 以看出, 所有的公司治理變量的回歸系數(shù)與顯 著性和本文前面實證檢驗所得出的結(jié)果基本一致。 表 5 截距

45、項 O utd ir D irs ize D ua l G ghold G gxc Ow nersh ip HH I5 G row X jg l 公司治理特征與企業(yè)風(fēng) 險 OL S回歸結(jié)果 預(yù)期符號 ? + + + + 系數(shù) 131 694 41 437 01 021 - 01 315 01 129 01 15 - 01 77 - 01 136 - 01 164 - 31 323 t 81 49* * * 51 22* * * 01 75 - 1186* 1168* 1188* - 51 34* * * - 11 02 - 01 61 - 51 91* * * 57 會計研究 2008. 10

46、 續(xù)表 G pg l A ge Turnover N S ize Ind i Y eari 觀測值 F A d j- R 2 注: * * * * * 、 * 、 分別為在 1 、 5 、 10% 水平下顯著。 % % 預(yù)期符號 + + + ? ? 系數(shù) - 01 677 01 135 - 01 162 01 022 01 755 控制 控制 2379 10162* * * t * - 21 41 * * * * 41 69 - 01 61 - 01 88 101 16* * * 01 149 ( 六 穩(wěn)健性檢驗 為了驗證上述結(jié)論是否可靠, 我 們進 行了如 下一 些穩(wěn)健 性檢 驗: 第一,

47、我們將 企業(yè) 財務(wù)風(fēng) 險變 量換為 年末 資產(chǎn) 負(fù)債 率, 重新進行了回歸, 結(jié)論和前面基本一致; 第二, 為了檢驗解釋變量 與被解釋 變量之間是 否存在嚴(yán) 重的內(nèi)生性 問題, 我 們分別對每一個公司治理變量與企業(yè) 財務(wù)風(fēng)險變量進行了 H ausman檢驗, 結(jié)果顯示卡方統(tǒng)計值的伴隨概率均大 于 10% , 表 明上述變量之間沒有嚴(yán)重的內(nèi)生性問題 » , 因此, 我們采用的 OLS方法所得到的 結(jié)論是 可靠的; 第 三, 我們剔 除了樣 本公 司中的 ST 公司, 重新進行了檢驗, 結(jié)果沒有發(fā)生明顯變化。限于篇幅, 本文沒有報告上 述檢驗結(jié)果。 五、結(jié)論 公司治理影響企業(yè)業(yè)績或企業(yè)價

48、 值, 這一 點已為學(xué)者們所接受。但是, 作為與企 業(yè)活動相 伴而生的風(fēng) 險并沒有 受到學(xué) 術(shù)界和實務(wù)界的應(yīng)有重視?；诠局卫砼c公司價值的 研究思路, 本文以我國證券市場 2002 2005年的上市公司為 研究對 象, 研究了公司治理對企業(yè)風(fēng)險的影響。我們以樣本公 司五年的會計收益指標(biāo)的 方差衡量企 業(yè)風(fēng)險, 同時 還采用了 其他替 代指標(biāo)進行了穩(wěn)健性檢驗。在研究方法上, 為了確保結(jié)果的穩(wěn)健 性, 我 們將分組 檢驗與回歸 分析相結(jié) 合, 同時對樣 本期間 內(nèi)每年的數(shù)據(jù)分別進行了檢驗, 我們相信, 通過這些方 法的結(jié)合, 我們研究結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。 本文的實證結(jié)果表明, 我國上市公司的公

49、司治理結(jié)構(gòu)對企業(yè)財務(wù)風(fēng)險具有一定的影響, 其中股權(quán)集中度和企業(yè)財務(wù)風(fēng)險之間 呈顯著的正相關(guān)關(guān)系; 獨立董事比例、高管持股與企業(yè)財務(wù)風(fēng)險之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系; 總經(jīng)理與董事長的二職分離可以降 低企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險; 非國有控股企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險更大。而董事會規(guī)模、高管薪酬與企業(yè)財務(wù)風(fēng)險之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。 本文的結(jié)論具有如下的政策含義 : ( 1 通過改善公司治理結(jié)構(gòu)能夠顯著地降低企業(yè)的財 務(wù)風(fēng)險, 其作 用機理在 于良好 的公司治理結(jié)構(gòu)不僅能選出優(yōu)秀的管 理者, 而 且能有效約束 企業(yè)的 高風(fēng)險 行為; ( 2 在建 立公司 治理 結(jié)構(gòu)時 , 應(yīng)該 堅持 / 實質(zhì) 重于形式 0 的原則, 有

50、選擇地建 立那些有效的治理機制, 而不要一味地模仿西方的公司治理形式。 主要參考文獻 白重恩等. 2005. 中國上市公司治理結(jié)構(gòu)的實證研究. 經(jīng)濟研究, 2 . 陳曉, 王琨. 2005. 關(guān)聯(lián)交易、公司治理與國有股改革. 經(jīng)濟研究, 4. 高雷, 宋順林. 2007. 高管報酬激勵與企業(yè)績效. 財經(jīng)科學(xué), 4. 胡勤勤, 沈藝峰. 2002. 獨立外部董事能否提高上市公司的經(jīng)營業(yè)績. 世界經(jīng)濟, 7 . 姜付秀, 劉志彪, 陸正飛. 2006. 多元化經(jīng)營、企業(yè)價值與收益波動研究. 財經(jīng)問題研究, 李增泉, 余謙, 王曉坤. 2005. 掏空、支持與并購重組. 經(jīng)濟研究, 1. 孫永祥.

51、2001. 所有權(quán)、融資結(jié)構(gòu)與公司治理機制. 經(jīng)濟研究, 1. 孫永祥, 章融. 2000. 董事會規(guī)模、公司治理與績效. 企業(yè)經(jīng)濟, 10 . 孫錚, 姜秀華, 任強. 2001. 治理結(jié)構(gòu)與公司業(yè)績的相關(guān)性研究. 財經(jīng)研究, 4. 吳淑琨, 劉忠明, 范建強. 2001. 執(zhí)行董事與公司績效的實證研究. 中國工業(yè)經(jīng)濟, 9 . 王躍堂, 趙子夜, 魏曉雁. 2006. 董事會的獨立性是否影響公司績效. 經(jīng)濟研究, 5 . 魏剛. 2003. 高級管理層激勵與上市公司經(jīng)營績效. 經(jīng)濟研究, 3 . 11. » 通過對 O LS 和 2SLS 的估計值進行 H aus an 檢驗,

52、可以判斷這兩種方法的估計值是否存在顯著差異, 如果不存在顯著差異, 則采用 m 2003。 OLS 進行估計是更優(yōu)的選擇。參見 J1M 1 伍德里奇著: 5計量經(jīng)濟學(xué)導(dǎo)論: 現(xiàn)代觀點 6, 第 468- 469 頁, 中國人民大學(xué)出版社, 58 會計研究 2008. 10 徐曉東, 陳小悅. 2003. 第一大股東對公司治理、企業(yè)業(yè)績的影響分析. 經(jīng)濟研究, 2 . 于東智, 池國華. 2004. 董事會規(guī)模、穩(wěn)定性與公司績效: 理論與經(jīng)驗分析. 經(jīng)濟研究, 4. 于東智. 2003. 董事會、公司治理與績效 對中國上市公司的經(jīng)驗分析. 中國社會科學(xué), 3 . 張俊瑞, 趙進文, 張建. 20

53、03. 高級管理層激勵與上市公司經(jīng)營績效相關(guān)性的實證分析. 會計研究, 9 . 周嘉南, 黃登仕. 2006. 上市公司高級管理層報酬業(yè)績敏感度與風(fēng)險之間關(guān)系的實證檢驗. 會計研究, 4. Bay sing er B. D. and Butle rH. N. 1985. Co rpo ra te gove rnance and the board of directors perfor ance e ffects o f changes in : m board co pos ition. Journa l of L aw, Econo ics and O rgan izations 1: 1

54、01 124 m m , . Br ickley J , J Co les and G. Jarrel.l 1997. L eadership structure separating the CEO and cha ir an of board Journa l o f Cor . . : m . po ra te F inance 3: 189 220. , Bhagat S. and B. B lack. 1999 T he unce rtain re lationship betw een board composition and fir perfor ance Business L

55、 ayer . m m . , 54: 921 963. Bo an Edw ard H. 1980. A r isk return paradox for strateg ic m anage en t S loan M anage en t R ev ie wm m . m w, 21 ( 3: 17 31. C laessens S. and S. D jankov 1998 Po litic ians and fir s in seven central and eastern European countr ies. w orking paper . . m . C laessens

56、 S. and S. D jankov 1999. Ownership concentration and corpo ra te perfor ance in the Czech R epub lic Journa l of . m . Com parative Econom ics 27: 498 513. , Core J E. , W. Guay and D F La rcke r 2003. Executive equity co pensa tion and incentives a survey Econo ic Po licy . . . . m : . m R ev iew,

57、 9: 27 50 . Cough lan A. and R. Schm idt 1985 M angeria l co pensation, m anag e ent turnover and fir pe rfo r ance an e pir ica l in. . m m m m : m vestigation. Journa l o f A ccounting and Econo ics 7: 43 66. m , Cresp iR. , C. G ispert and L. R enneboog 2002. Cash- based executive co . mpensation

58、 in Spain and the U. K. w ork ing paper . D enis D. and A. Sarin. 1999. Ow nersh ip and boa rd struc ture in publicly traded corpo ra tions . Journa l o f F inanc ia l E conomics 52: 187 223. , G arsombke H. P. 1979. T he re lationsh ip between corporate d isc losure and fir r isk. Journa l o f Busi

59、ness A ccounting and F m i nance 6 ( 1: 53 70. , G ribson M. S. 2003. Is corporate gove rnance ineffec tive in e erg ing m arke ts Jou rna l o f financ ia l and Q uantitative Ana lys is, m ? 38: 231 250. G oyal V idhan K. and Park ChulW. 2002 Board leadership structure and CEO turnover Journa l of Corporate F inance 8 49 66 . . , : . G orton G. and F A. Sch