王秋洋

摘要：本文通過探索財(cái)務(wù)治理與會計(jì)信息質(zhì)量之間的相互關(guān)系，以達(dá)到借助財(cái)務(wù)治理提高會計(jì)信息質(zhì)量的目的，選取了四個指標(biāo)作為財(cái)務(wù)治理的替代變量，構(gòu)建了一個會計(jì)信息質(zhì)量綜合指數(shù)，對于理解我國上市公司財(cái)務(wù)治理與會計(jì)信息質(zhì)量的關(guān)系提供了新的證據(jù)。

關(guān)鍵詞：上市公司 財(cái)務(wù)治理 會計(jì)信息質(zhì)量

0 引言

由于內(nèi)部信息不對稱，股東大會、董事會、經(jīng)理層、監(jiān)事會等權(quán)利機(jī)構(gòu)對企業(yè)財(cái)權(quán)進(jìn)行配置會影響會計(jì)信息質(zhì)量；由于內(nèi)部與外部利益相關(guān)者信息不對稱，財(cái)權(quán)如何在內(nèi)外部利益相關(guān)者之間分配，也決定會計(jì)信息的質(zhì)量。為了確定在目前我國證券市場環(huán)境下財(cái)務(wù)治理是如何影響會計(jì)信息質(zhì)量的，有必要根據(jù)我國上市公司近幾年數(shù)據(jù)對財(cái)務(wù)治理與會計(jì)信息質(zhì)量進(jìn)行實(shí)證研究。

1 變量選擇

1.1 被解釋變量 從會計(jì)信息質(zhì)量特征考慮，本文采用了四個比較重要又可以量化的會計(jì)信息質(zhì)量特征指標(biāo)。為了得出綜合衡量會計(jì)信息質(zhì)量好壞的標(biāo)準(zhǔn)，將上述四個指標(biāo)加總求得會計(jì)信息質(zhì)量總分這一指數(shù)，以此作為會計(jì)信息質(zhì)量的替代變量。其構(gòu)成如下：

1.1.1 可靠性指標(biāo)（Reli）。本文采用審計(jì)機(jī)構(gòu)審計(jì)意見衡量可靠性：審計(jì)意見若為標(biāo)準(zhǔn)無保留意見，則取1；審計(jì)意見若為帶強(qiáng)調(diào)事項(xiàng)的無保留意見，則取2。

1.1.2 相關(guān)性指標(biāo)（Corr）。本文以上市公司凈資產(chǎn)收益率（凈利潤）與銀行一年定期存款利率的比值來衡量相關(guān)性這一指標(biāo)：若該比值處于（10，+∞）區(qū)間，則取0；若該比值處于（5，10]區(qū)間，則取1。

1.1.3 一致性指標(biāo)（Cons）。若研究樣本范圍最近三個會計(jì)年度的凈資產(chǎn)收益率均值高于10%，而且最近一年凈資產(chǎn)收益率高于10%，取1；否則，取0。若最近一年的每股凈資產(chǎn)大于1，取1；否則，取0。若上一年度虧損（凈利潤為負(fù)數(shù)），而最近一年微盈（凈利潤為正），取1；否則，取0。上述三個得分之和為一致性指標(biāo)的取值。所以，本文被解釋變量AIQ，即會計(jì)信息質(zhì)量的衡量指標(biāo)為：

AIQ=Reli+Corr+Time+Cons

1.2 解釋變量 資本結(jié)構(gòu)決定了公司的財(cái)務(wù)治理結(jié)構(gòu)，同時影響公司的財(cái)務(wù)機(jī)制，從公司利益相關(guān)者角度出發(fā)，可以將上市公司財(cái)務(wù)治理分為大股東治理、債權(quán)融資治理、國有股監(jiān)管、資本市場的外在治理等，因此選擇以下4個指標(biāo)來衡量財(cái)務(wù)治理水平，變量1：資產(chǎn)負(fù)債率（DR）；變量2：Z指數(shù)（Zindex），用Z來衡量第一大股東控制程度；變量3：董事會規(guī)模（SIZE）；變量4：獨(dú)立董事比例（Independent）。

1.3 控制變量 凈資產(chǎn)收益率有可能會引起會計(jì)信息質(zhì)量的變動，為控制解釋變量以外的因素影響，本文選擇凈資產(chǎn)收益率ROE作為財(cái)務(wù)治理對會計(jì)信息質(zhì)量影響回歸分析的控制變量：凈資產(chǎn)收益率（ROE），ROE=凈利潤÷凈資產(chǎn)。

2 理論分析

由于信息不對稱，經(jīng)營管理者出于自身利益目的，也可能會為了自身利益呈報對自己有利的會計(jì)信息。這時二者利益出現(xiàn)了不一致；除了上述公司內(nèi)部利益相關(guān)者之間的信息不對稱和利益不趨同所導(dǎo)致的會計(jì)信息質(zhì)量問題外，像職工、銀行等債權(quán)人還有稅務(wù)機(jī)關(guān)等政府部門，也同時需要用到會計(jì)信息，高質(zhì)量的會計(jì)信息對這些外部利益相關(guān)者的決策也很重要，可是內(nèi)外部利益相關(guān)者更加存在信息不對稱，這些外部利益相關(guān)者只能通過披露的會計(jì)信息來作決策，公司為了融資或其他目的，選擇降低會計(jì)信息質(zhì)量，很可能編制披露會計(jì)信息質(zhì)量低下的會計(jì)信息報告出來。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 研究假設(shè) 假設(shè)1：H1：資產(chǎn)負(fù)債率與會計(jì)信息質(zhì)量正相關(guān)。股權(quán)高度集中，雖然利于對代理人員行為監(jiān)督，降低代理成本，但由于“隧道效應(yīng)”的存在，在經(jīng)濟(jì)環(huán)境變壞的情況下，大股東會加大對其他投資者利益的侵害。假設(shè)2：H2：Z指數(shù)與會計(jì)信息質(zhì)量負(fù)相關(guān)。假設(shè)3：H3：董事會規(guī)模與會計(jì)信息質(zhì)量正相關(guān)。近年來我國獨(dú)立董事制度不斷完善，獨(dú)立董事所起的監(jiān)督作用也在不斷加大。所以提出假設(shè)4：H4：獨(dú)立董事比例與會計(jì)信息質(zhì)量正相關(guān)。

3.2 計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型 本研究中所使用的基本計(jì)量模型為：

AIQINDEXt=β0+β1DR+β2Zindex+β3ZIZE+β4Indepedent+γROEt+εt

上式中，DR為資產(chǎn)負(fù)債率，Zindex為Z指數(shù)，SIZE為董事會規(guī)模，β、γ為待估參數(shù)，ε為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

3.3 數(shù)據(jù)選擇 本文選擇部分2010年滬深兩市非金融類上市公司的相應(yīng)數(shù)據(jù)作為研究樣本。數(shù)據(jù)樣本中剔除了被ST、PT的公司、被停止上市的公司以及數(shù)據(jù)缺失的公司，最后樣本公司為64家。

本文數(shù)據(jù)來源于CCER中國經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫。

4 實(shí)證結(jié)果及分析

利用回歸模型，本文進(jìn)行了實(shí)證研究，下面將回歸分析結(jié)果列示，并對該模型的擬合優(yōu)度、顯著性檢驗(yàn)結(jié)果加以解釋。數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)、共線性診斷以及多元線性回歸分析采用SPASS18.0統(tǒng)計(jì)分析軟件。

表1 上市公司財(cái)務(wù)治理與會計(jì)信息質(zhì)量的回歸分析結(jié)果（一）

■

依據(jù)表1可檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臄M合優(yōu)度。一般參考調(diào)整R2來判斷回歸模型的擬合優(yōu)度，調(diào)整R2越接近1擬合優(yōu)度 越高，由于調(diào)整的判定系數(shù)（0.674）大于0.6，因此認(rèn)為擬合優(yōu)度較高，模型中可解釋的變量較多，不能解釋的較少。

表2 上市公司財(cái)務(wù)治理與會計(jì)信息質(zhì)量的回歸分析結(jié)果（二）

■

依據(jù)表2可檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭蟹匠痰娘@著性。F檢驗(yàn)的概率P值為0.000a小于顯著性水平0.01，說明應(yīng)拒絕顯著性檢驗(yàn)原假設(shè)，回歸系數(shù)不都為0，被解釋變量與解釋變量全體的線性關(guān)系是顯著的，可建立線性模型。

依據(jù)表3可看出有哪些變量在一定的顯著性水平上通過了檢驗(yàn)，哪些沒有通過檢驗(yàn)，以及回歸方程中各變量的回歸系數(shù)是多少。可看出：如果顯著性水平為0.05，由于其回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)的概率P-值小于顯著性水平，資產(chǎn)負(fù)債率（DR）的回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)檢驗(yàn)概率0.000小于1%顯著性水平，Z指數(shù)（Zindex）、董事會規(guī)模（SIZE）的回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)概率分別為0.025和0.015均小于5%顯著性水平，所以應(yīng)拒絕原假設(shè)，認(rèn)為資產(chǎn)負(fù)債率、Z指數(shù)和董事會規(guī)模與會計(jì)信息質(zhì)量的線性關(guān)系是顯著的，它們保留在模型中是合理的。而獨(dú)立董事比例（Independent）的回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)概率0.274未通過檢驗(yàn)。

最后得出模型方程為

AIQ=1.680+0.029DR-0.066Zindex+0.162SIZE-0.131

ROEt+εt

一般的，若VIFmax>10，則可認(rèn)為變量間存在多重共線性，模型中的自變量方差擴(kuò)大因子VIFmax均在1.1～2.1之間，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于10。據(jù)此判斷，自變量之間應(yīng)該不存在高度的多重共線性。

從以上回歸分析結(jié)果看：資產(chǎn)負(fù)債率與會計(jì)信息質(zhì)量指數(shù)在5%的顯著性水平上正相關(guān)，支持了假設(shè)1；Z指數(shù)與會計(jì)信息質(zhì)量指數(shù)在5%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，支持了假設(shè)2；董事會規(guī)模與會計(jì)信息質(zhì)量指數(shù)在5%的顯著性水平上正相關(guān)，支持了假設(shè)3；獨(dú)立董事比例與會計(jì)信息質(zhì)量不相關(guān)，無法支持假設(shè)4。

5 主要研究結(jié)論

本文的研究對于理解我國上市公司財(cái)務(wù)治理與會計(jì)信息質(zhì)量的關(guān)系提供了新的證據(jù)，上述結(jié)論可能證明：從財(cái)務(wù)治理角度看，資產(chǎn)負(fù)債率與Z指數(shù)的回歸分析系數(shù)分別為0.029和-0.066，由此推斷資產(chǎn)負(fù)債率、Z指數(shù)并不是影響會計(jì)信息質(zhì)量的主導(dǎo)因素，而董事會規(guī)模對會計(jì)信息質(zhì)量的影響則相對大些；獨(dú)立董事在董事會中的比例則沒有表現(xiàn)出相關(guān)性，這也表明在我國上市公司中獨(dú)立董事所起作用還不明顯，獨(dú)立董事制度還不是十分完善。

參考文獻(xiàn)：

[1]白憲生.上市公司治理對會計(jì)信息披露質(zhì)量的影響因素分析[J].財(cái)務(wù)與金融，2010（1）：17-18.

[2]李姝.公司治理結(jié)構(gòu)對會計(jì)信息決策有用性的影響——基于國有上市公司與民營上市公司的比較[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2007，29（9）：112-117.

[3]劉琦.債權(quán)人參與下的財(cái)務(wù)治理機(jī)制探析[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)，2012，1（下）：23-25.