公司治理\高管变更与收益重述

来源:用户上传      作者: 翟华云

　　摘要：本文以中国证券市场20Q01年至2002年A股中发生收益重述上市公司和按照上市年限、行业配对的控制公司为样本，检验了高管变更和收益重述之间的关系。研究发现，与控制公司相比，收益重述公司在收益重述宣布一年内更加可能更换高管，说明收益重述公司的高层管理人员受到了私下惩罚；而且证监会对上市公司收益重述问题监管资源有限，对收益重述公司的声誉惩罚是证监会监管的必要补充。
　　关键词：收益重述　高管变更　公司治理
　　
　　一、引言
　　
　　安然事件以后，重大会计差错和财务舞弊问题再次引起了国内外学术界和监管部门的广泛关注。各国也试图通过法律、内部控制制度建设和资本市场的诚信建设来进一步规范上市公司的行为，以期提高资本市场的效率。加强对上市公司管理者行为的监管成了学术界和监管部门的共识，认为应通过公司治理的完善来制衡高管层；通过内部控制机制有效地约束管理者行为；通过监管部门来监督上市公司；通过声誉机制来约束上市公司的管理者行为。如果监管部门的监管资源有限，公司治理存在缺陷，内部控制机制不能有效地约束管理者行为，这时就可能只依靠一种非正式惩罚机制，也即声誉惩罚来约束管理者的行为。直接终止与交易者的契约关系是声誉惩罚的一个重要方面。对于发生重大会计差错和财务舞弊的上市公司来说，进行高管更换是对上市公司高管不诚信履约行为的一种声誉惩罚。本文通过调查2001年至2002年发生收益重述的上市公司是否更加可能更换高层管理者，来检验收益重述上市公司高层受到声誉惩罚的结果。由于收益重述向投资者传递了会计信息不可靠的信号，为了恢复投资者的信心，发生收益重述的上市公司可能籍此改善公司治理等，以期向外界传递公司励精图治的好消息。本文也检验了上市公司收益重述后公司治理是否有重大改变。
　　
　　
　　二、文献综述
　　
　　(一)收益重述的管理者动机国外研究表明，管理者进行财务重述和舞弊的动机是以权益为基础的补偿汁划，包括股票期权在内，其目的是为了股票价格上涨(Byrne，2002)。Beneish(1999)和Kedia(2003)的研究表明：在财务重述和违背美国通用会计原则(GAAP)行为披露之前，会有大量的内部交易和股票期权交割行为发生；Efickson，HanlonandMayhew(2003)和Richardson,TunaandWu(2003)的研究也表明，与非财务重述公司相比，财务重述公司股票补偿中CEO补偿占了更大的份额；Murphy(1999)对1990年公司研究后认为，股票期权补偿的使用在剧烈增加，表明错报收益的动机也会增加(SwansonetaL，2004)。除了管理者自身的动机以外，比如为了维持正收益和外部筹资需要，这种资本市场动机也是很大的(Richardson，TunaandWu，2003；Dechow，S]oanandSweeney，1996)。我国将上市公司“财务重述”称为“重大会计差错更正”，问题的实质是一致的，而且对“重大会计差错更正”实证研究甚少，张为国、王霞(2004)以1999年至2001年的年度财务报表中出现会计差错更正的A股上市公司为样本，研究了高报盈余的会计差错的动因，结果表明，高报盈余的会计差错有着明显的盈余管理的动机，当期利润低于上期，有较高的资产负债率，线下项目产生的收益高以及规模小和亏损的公司更容易产生高报盈余的错误；李宇(2005)以1998年至2003年的年度财务报表中出现会计差错更正的A股上市公司为样本，得出与张为国、王霞(2004)同样的结论，这说明我国上市公司“重大会计差错更正”有盈余管理的动机，应当进行监管。
　　(二)内部控制和市场惩罚包括公司治理机制在内，一套有效的内部控制机制是能够探测舞弊、减少激进性会计行为，并且能够惩罚从事如此行为的管理者，然而，对于一个公司来说，设计一套完全消除舞弊的内部控制机制和替换高管的成本是很高的(AgrawaletaL，1993)，但激进性会计行为如果造成了公司市场价值的大幅度下降，那么市场价值下降会使公司选择更换高层。JarrellandPehzman(1985)研究认为，财务重述宣布时公司市场价值的大幅度下降表明市场对公司施加了严重的声誉惩罚；在这样的市场环境下，为了恢复公司的声誉以及投资者对公司的信心，对财务重述公司的高层进行更换是最佳选择。Feroz，ParkandPastena(1991)对58家受SEC处罚的样本公司进行了研究，在SEc处罚发布两天内，超常累计回报率平均值为－13％；Palmrose，
　　 RichardsonandScholz(2004)对1995年至1999年期间403家重述公司研究表明，在重述报告发布两天内，超常累计回报率平均值为－9.2％，类似的研究诸如AndersonandYohn(2002)，RichardsonetaL(2003)，Wu(2002)和HribarandJenkins(2004)，这些研究表明重述报告发布会造成股票价格的下降。而曾莉(2003)对2001年沪市A股所有进行会计差错更正的上市公司检验后发现，公司年度报告披露前后时窗内的股票交易量和股票价格并未发生显著差异，这说明投资者对“重大会计差错更正”信息没有反应。
　　(三)收益重述和高管变更　既然重述报告发布会造成股票价格的下降，那么进行激进性会计行为的公司应该有较高的高管变更率。早期的研究并没发现类似的证据，Beneish(1999)和Agrawal et al(1999)的研究表明，违背GAAP公司的高管变更证据很弱，而GeretyandLehn(1997)的研究是例外，他们对1981年至1987年期间受SEC处罚的62家公司进行研究后发现，与控制公司相比，违背会计准则的公司，其董事受到了严重的声誉惩罚，外部董事的数量明显下降。HolmstromandKaplma(2001)研究指出，美国的内部控制机制在20世纪90年代有了较大改善，因此，后期研究发现了财务重述和高管变更之间的关系，Srinivasan(2004)选取了1997年至2000年收益重述公司样本，发现了对审计委员会成员和外部董事的声誉惩罚，重述公司的董事变更增加；Desai，HoganandWilkins(2006)对1997年至1998年116家收益重述公司进行研究后发现，60％的重述公司在两年内至少经历了一个高管变更，而只有35％的配对公司在两年内至少经历了一个高管变更。国外的研究表明，鉴于SEC监管资源的限制，替换高管作为对违背GAAP上市公司的私下惩罚是严厉的，并且还可以成为对违背GAAP上市公司政府监管的有效补充。我国资本市场对财务重述公司没有声誉惩罚的情况下，公司对其有没有私下惩罚呢?也就是说，我国的财务重述公司是否会有较高的高管变更率呢?目前，我国学者对这些问题尚未进行研究。国外研究表明：对财务重述问题不仅需要政府监管，更需要私下惩罚(即替换高管)，并且私下惩罚是政府监管的有效补充，随着“财务重述”在我国年度报告中的出现频率不断增加，研究财务重述的声誉惩罚对其监管具有重大意义。

　　
　　三、研究设计
　　
　　(一)样本选择和数据来源　本文选择深沪A股上市公司2001年至2002年年度报告以及国泰安信息数据库作为数据来源，样本为367家收益重述公司和非收益重述的367家配对公司。(1)收益重述公司样本选取。由于我国从2000年开始加强公司治理建设，2001年引进了独立董事制度，并考虑到财务重述公司三年内公司治理是否改变的时效问题，所以本文选择了2001年至2002年A股年度财务报告中出现“重大会计差错更正”公司，2001年239家，2002年253家，并对公司进行如下筛选：一是剔除没有披露重大会计差错更正金额和不涉及收益更正的公司。在重大会计差错更正中，收益更正占有重要部分，而且高报盈余的会计差错有着明显的盈余管理的动机。二是剔除金融保险行业公司。经过上述筛选后，得到收益重述公司：2001年221家，2002年229家，同时涉及2001年和2002年的83家，最后得到2001年至2002年间收益重述的有效样本公司367家。从(表1)可以看出，在367家样本公司中，按行业分类，其中制造业209家，占重述公司总数的56.95％。综合类29家，占重述公司总数的7.9％；批发零售业28家，占7.63％；房地产业、信息技术业和水电煤气业各17家，各占重述公司总数的6.63％。另外，运输仓储业13家，农林牧渔业12家，社会服务业10家，建筑业7家，传播文化业和采掘业各4家，分别占收益重述公司总数的3.54％、3.27％、2.72％、1.91％和1.09％。(2)配对公司样本选取。本文按照公司上市年限和行业两个标准选择了367家配对公司，具体配对程序如下：一是收益重述公司和配对公司上市年限相近；二是参照中国证券监督管理委员会在2001年颁布的《上市公司行业分类指引》，这一分类主要是借鉴了国家标准GB／T4754-2002，为3位代码制，由于本文需要配对的收益重述公司较多，故在配对时只考虑用1位代码作为行业类别进行配对，如果没有，则用综合类代替。
　　
　　(二)模型构建与变量定义本文构建如下模型来检验高管变更与收益重述之间的关系：
　　MANT＝β0+β1RESTATE+β2ROA+β3DUAL+β4HD1+β5STAOWN+β6LGZ+β7IDP+ε
　　模型中各变量定义如下：(1)被解释变量。本文用MANT表示收益重述公司和配对公司在收益重述发布后一年内高管的变更，如果样本公司的总经理、董事长、或总经理和董事长同时在收益重述发布后一年内发生变更，并且总经理或董事长变更时的年龄小于65岁，则认为公司的高管发生了变更。另外，AgrawalandWalkling(1994)、MartinandMcConnoll(1991)和朱红军(2002)认为并购行为(大股东变更)也可能增加高管变更的可能性，因此，如果样本公司在高管变更前的一年内发生过大股东变更，则认为该公司没发生高管变更，同时满足上述三个条件时，令MANT值为1，否则为0。(2)解释变量。RESTATE：表示样本公司是否发生收益重述，如果样本公司发生收益重述，则取值为1，否则取值0。(3)控制变量。除了并购因素外，Warneretal，(1988)认为差的业绩可能增加高管变更的可能性，龚玉池(2001)和朱红军(2002)认为以前年度的经营业绩也是影响高管更换的重要原因，而股票超额收益率与此并不相关；另外，为了控制管理者沟壕效应，Beasley(1996)和Dechowetal，(1996)用总裁和董事长是否二职合一来衡量总裁对董事会的影响，Desai,HoganandWilkins(2006)认为总裁和董事长二职合一减少了高管变更的可能性；ShleiferandVishny(1986)认为大股东的持股比例越高，对公司的监管越好，所以Desai，HoganandWilkins(2006)用大股东的持股比例作为高管变更的一个控制变量，但是他们并没有得出大股东持股比例和高管变更之间显著性的关系。结合我国股权结构的特殊性，本文选择如下控制变量：ROA为总资产报酬率，用来衡量样本公司的经营业绩；DUAL为总经理和董事长是否二职合一，如果总经理和董事长二职合一，则取值1，否则取值0；HD1为股权集中度，用第一大股东的持股比例表示；LGZ为大股东的相对控制力，用第一大股东与第二大股东持股比例取对数表示；STAOWN为公司是否是国有控股，如果是国有控股，则取值1，否则取值0；IDP为公司是否有独立董事，如果样本公司有独立董事，则INDP的值取1，否则取0。
　　
　　四、实证结果分析
　　
　　(一)描述性统计　本文进行了样本特征和各变量描述性统计分析。(1)样本特征描述性统计。(表2)描述的是样本公司在2001年至2002期间由于违背会计准则、会计制度而被证券监管委员会(以下简称证监会)处罚的公司。可以看出，截止2005年12月31日，总样本中有33家公司在在2001年至2002期间由于违背会计准则、会计制度而被证监会处罚，占总样本的4.5％，而367家中收益重述公司有22家受到证监会的处罚，比例为6％，367家控制公司中有11家受到证监会的处罚，占控制样本的3％。虽然收益重述公司受证监会处罚的比例在10％的水平上显著地高于控制公司，但是单就收益重述公司而言，其被证监会处罚的比例还是很低，而收益重述公司具有明显的盈余管理动机(张为国、王霞，2004)，需要进行监管。所以，证监会在监管收益重述公司的资源上有限，导致监管不足，从而需要公司高管变更(声誉惩罚)对收益重述公司高管进行监督。(2)各变量描述性统计分析。(表3)是模型中各变量的描述陛统计，分组变量为收益重述宣布后高管是否变更(MANT)变量，在发生高管变更的样本中，收益重述(RESTATE)的均值和中值为0575和1，分别高于没有高管变更样本中收益重述的均值，这说明发生高管变更的样本中收益重述公司的比例要高一些；资产报酬率(ROA)在发生高管变更的样本中均值为负，中值为0.046，而在没有高管变更样本中均值和中值为0.032和0.046，这说明发生高管变更公司的经营业绩较差；是否设立独立董事(IDP)变量在两组中的均值和中值也有所不同，从总样本来看，到2002年12月31日，已有53.3％的上司公司配备了独立董事；双职合一(DUAL)变量的均值为0.105，说明上市公司中总经理和董事长双职合一的公司只有10.5％，双职合一的情况已有所下降(吴水澎，2005)；第一大股东持股比例(HD1)的均值为42.949％，还是相当高的；第一大股东是否是国有股(STAOWN)的均值为0.706，这说明我国的上市公司大部分是国有企业改制而成；大股东的相对控制力(LGZ)的均值为0.967。也就是说，第一大股东持股比例将近是第二大股东持股比

例的10倍，第一大股东对公司的控制能力很强。
　　(二)单变量的检验和分析本文进行了被解释变量、解释变量和控制变量检验和分析。(1)解释变量和控制变量的检验和分析。(表4)是解释变量和控制变量的F和Wilcoxon秩和检验结果，分组变量为收益重述宣布后高管是否变更(MANT)变量。从检验结果可以看出，收益重述宣布后高管变更公司(MANT=1)与未发生高管变更公司(MANT=0)是否收益重述(RESTATE)变量在1％的水平上存在显著差异、资产报酬率(ROA)变量在1％(Wilcoxon w)和5％(F-statistic)的水平上存在显著差异，是否有独立董事(IDP)变量也在1％的水平上存在显著差异；而是否双职合一(DUAL)、股权集中度(HDl)、是否是国有控股(STAOWN)和大股东的相对控制力(LGZ)均不存在显著差异。(2)被解释变量分析。(表5)是收益重述宣布前后收益重述公司和控制公司高管变更比较。可以看出，收益重述宣布前一年内，收益重述公司中发生高管变更的公司有126家，占收益重述公司的34.33％，367家控制公司中有118家公司发生高管变更，比例为32.15％，通过X2检验可知，收益重述公司和控制公司在收益重述前一年内的高管变更没有显著差异。在收益重述宣布后的一年内，收益重述公司中发生高管变更的公司有173家，占收益重述公司的46.88％，367家控制公司中有128家公司发生高管变更，比例为34.88％，通过X2检验可知，收益重述公司和控制公司在收益重述后一年内的高管变更在1％的水平上有显著差异；在排除被处罚公司后，收益重述公司有345家，收益重述宣布后一年内发生高管变更的公司有157家，占收益重述公司的45.51％，控制公司有356家，发生高管变更的公司有128家，比例为34.55％，通过X2检验可知，即使排除被处罚公司后，收益重述公司和控制公司在收益重述宣布后一年内的高管变更在1％的水平上有显著差异，这说明收益重述公司在收益重述宣布后一年内的高管变更率显著地高于控制公司。另外，从表5还可以看出，虽然收益重述公司在收益重述宣布后一年内的高管变更率显著地高于控制公司，但是和国外相比(Desai等，2006)，收益重述公司的高管变更率还是很低，不到50％。
　　(三)回归分析　(表6)是模型Logistic检验结果，从对没有剔除被处罚公司样本回归结果看，公司高管是否变更与公司是否发生收益重述在1％的水平上显著正相关，在对剔除被处罚公司样本回归的结果中，公司高管是否变更与公司是否发生收益重述也在1％的水平上显著正相关，两者结果一致，这也印证了(表5)中收益重述宣布后高管变更的分析结果。这说明，在控制了其它变量的影响后，在收益重述宣布后的一年内，发生收益重述公司比未发生收益重述公司更加可能更换高管，可见我国收益重述公司的高管也受到了来自董事会的声誉惩罚。也就是说，随着我国公司治理制度的改革，对于我国的收益重述问题，除了证监会监管以外，私下惩罚也逐渐成为证监会监管的一个必要补充。从(表6)还可以看出，在没有剔除被处罚公司样本和剔除被处罚公司样本回归的结果中，公司高管是否变更与公司的资产报酬率在10％的水平上显著负相关，这说明，随着公司资产报酬率的下降，公司替换高管的可能性增加，这与龚玉池(2001)、朱红军(2002)研究结论一致，即公司的经营业绩也是影响高管变更的重要原因；在两组样本回归结果中，公司高管是否变更与公司是否有独立董事在5％(没有剔除被处罚公司样本)和1％(剔除被处罚公司样本)的水平上显著负相关，也就是说，独立董事减少了上市公司高管变更的可能性，而龚玉池(2001)研究表明，独立董事并不增加高管更换的可能性。
　　(四)可靠性测试　从(表6)可以看出，在剔除被证监会处罚公司样本后，本文得到了与没有剔除被处罚公司样本一致的回归结果。在(表6)的回归中，如果总经理和董事长的年龄超过65岁，就不认为是高管变更，用60岁作为总经理和董事长变更的截止年龄，收益重述公司高管变更率为45.78％，控制公司高管变更率为32.43％，再对模型进行回归，RESTATE系数由0.46变为0.51，重要性水平仍然小于0.01，ROA的系数由－1.35变为－1.5，重要性水平也没发生变化。另外，用独立董事比例代替是否配备独立董事变量，(表6)的主要研究结论不变，这说明本文的研究结论是比较可靠的。
　　
　　五、结论和启示
　　
　　本文以中国证券市场中发生收益重述公司和按照上市年限、行业配对的控制公司为样本，通过检验高管变更和收益重述的关系后发现，证监会对上市公司收益重述问题监管资源有限，需要对收益重述公司进行声誉惩罚(高管变更)；在我国，收益重述公司更加可能更换高管，对收益重述公司的声誉惩罚不但减少了证监会的监管成本，而且还是证监会监管的一个补充；公司差的经营业绩仍然是高管变更的一个重要原因。本文还发现对财务重述问题监管的不足：第一，与国外相比，我国收益重述公司高管更换率还是相当低的，仍然存在声誉惩罚不足的问题，一方面说明我国上市公司高管更换还受到行政干预，另一方面说明我国资本市场对收益重述公司并没施加压力；第二，从公司治理角度看，独立董事制度的引进并没有增加收益重述公司高管变更率，这说明独立董事制度还没发挥相应作用，建立适合我国上市公司的独立董事制度是一个循序渐进的过程；第三，从政府监管看，证监会对对收益重述问题监管不足，不过这已引起证监会的重视，证监会于2004年1月8日发布了《关于进一步提高上市公司财务信息披露质量的通知》，规定重大会计差错履行临时披露制度，该通知的发布应该有助于证监会对上市公司财务重述问题的监管。

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