郭照蕊 黃 俊

一、引言

作為新興資本市場的典型代表,中國資本市場尚處于發(fā)展轉(zhuǎn)軌期,充斥著諸多亟待解決的問題。其中,層出不窮的公司舞弊事件①據(jù)CSMAR統(tǒng)計數(shù)據(jù),僅2007年一年就有152家次上市公司因舞弊而受到不同程度的懲罰；相比于中國,美國1996—2007年共計12年的時間里,因公司舞弊被公開披露的公司僅有382家。就讓監(jiān)管機構(gòu)殫精竭慮,也使投資者對公司披露信息的信任度一降再降。以往的文獻大多認為,由于存在嚴重的信息不對稱,投資者尤其是公眾投資者很難識別這些公司舞弊事件[1],并將其視為邏輯起點,研究公司舞弊的影響因素和經(jīng)濟后果。

但是,是否真的由于公司舞弊事件難以識別,致使投資者在舞弊被披露之前毫無察覺呢?以往并沒有對此直接進行實證檢驗的文獻?？紤]到資本市場的具體實際,可能存在這樣的一個路徑:一方面,監(jiān)管機構(gòu)由于冗長的工作程序、時間和精力的限制,其發(fā)現(xiàn)并公布公司舞弊行為時往往問題積累到一定程度且已經(jīng)集中爆發(fā),具有嚴重滯后性；另一方面,如果市場是有效的,即便是弱勢有效,根據(jù)有效市場假說,投資者也能根據(jù)現(xiàn)有的信息②這里所說的信息既包括公司對外披露的財務(wù)信息,也包括紛繁復(fù)雜的非財務(wù)信息?？焖僮龀鰶Q策。那么,相比于監(jiān)管機構(gòu),投資者完全有可能提前感知公司舞弊的存在,進而采取措施,最大限度地減少或避免損失。

為此,本文基于會計信息價值相關(guān)性的獨特視角,以2007—2015年間曾發(fā)生舞弊的上市公司為研究樣本,對投資者能否提前感知公司舞弊進行實證研究。結(jié)果表明,確如上述路徑推斷所言,在舞弊被公開披露之前,公司的會計信息價值相關(guān)性已顯著降低,投資者能夠一定程度提前感知公司舞弊的存在。進一步的研究顯示,企業(yè)性質(zhì)的不同和上市公司所處地區(qū)信任程度的差異對上述結(jié)果產(chǎn)生顯著影響。本文最大的貢獻在于:首先,首次對投資者能否提前感知公司舞弊進行了直接的實證檢驗,加深了對公司舞弊的認識。其次,我們的分析以會計信息價值相關(guān)性為視角,拓展了價值相關(guān)性的研究領(lǐng)域。最后,我們的研究具有重要的啟示意義,即便是處于新興和轉(zhuǎn)軌時期的中國資本市場,投資者也不是“任人宰割的羔羊”,上市公司唯有誠信為本、不斷改善公司治理環(huán)境才是根本的立事之道。

后續(xù)內(nèi)容安排如下:第二部分為文獻回顧,分別就公司舞弊和會計信息價值相關(guān)性進行回顧與簡要評述；第三部分是假說的提出,基于理論推導(dǎo)提出本文的研究假說；第四部分為研究設(shè)計,包括樣本及數(shù)據(jù)選取、變量定義和模型構(gòu)建；第五部分報告了基本實證結(jié)果；第六部為進一步的分析；最后,我們對全文進行了總結(jié)。

二、文獻回顧

(一)公司舞弊研究

對公司舞弊的研究發(fā)源于上世紀末,但引起學(xué)術(shù)界廣泛且持續(xù)地關(guān)注則始于安然丑聞的爆光。正如2008年度諾貝爾經(jīng)濟學(xué)獎獲得者、美國著名經(jīng)濟學(xué)家、麻省理工學(xué)院教授保羅·克魯格曼(Paul R.Krugman)所言:“9·11什么都沒有改變,而安然改變了一切”?？梢?安然丑聞及其后發(fā)生的系列公司舞弊給美國經(jīng)濟帶來了巨大負面影響,美國隨后頒布了嚴苛的薩班斯法案以加強公司內(nèi)部治理。但迄今公司舞弊仍是全球各國面臨的一大嚴峻考驗,據(jù)國際反舞弊組織估算,全球每年因舞弊造成的損失高達3.5萬億美元,約占全球年收入的5%。[2]

1.公司舞弊的概念。

“舞弊”一詞通常用來描述任何蓄意地欺騙或誤導(dǎo)他人,并由此引致?lián)p害和不公平待遇的一般性術(shù)語。[3]這一故意的不法行為可以通過舞弊者的具體種類加以區(qū)別,如以個人為主體的舞弊(如盜竊)和以公司為主體的舞弊,即本文所稱的公司舞弊。CIMA(2009)[4]認為,盡管公司舞弊的定義各異,但均是圍繞著這樣的主題展開:參與其中的個體使用不正當(dāng)?shù)氖侄潍@益,而使其他個體的利益受損。

公司舞弊可以和管理舞弊相互替換,因為即便不是管理層的親力親為,公司舞弊也是直接受管理層的壓力或脅迫所驅(qū)使。公司舞弊不但包括通常意義上的財務(wù)報告舞弊(或財務(wù)舞弊)和會計舞弊,還包括其他一切以公司為主體造成的、引致投資者和債權(quán)人損害和傷害的故意的、非法的行為,如內(nèi)幕交易、賄賂和腐敗等。

2.公司舞弊的影響因素。

世界上沒有無緣無故的事情,既然公司舞弊存在,必有動因,對舞弊動因的探求就成為一條繞不開的“必經(jīng)之路”。不同學(xué)者漸次提出了冰山理論(二因素論)、三角形理論(三因素論)、GONE理論(四因素論)、風(fēng)險因子理論、五因素論等[59]。其中,Rezaee(2005)[9]將造假者(Cooks)、各種秘訣(Recipes)、動機(Incentives)、監(jiān)管(Monitoring)和最終結(jié)果(End results)視為引致舞弊的因素,簡稱為CRIME理論。

建立有效的公司治理機制被廣泛認為是防范公司舞弊的良策[10]；這其中既包括內(nèi)部治理機制,也包括外部治理機制。Faccio等(2001)[11]和Johnson等(2000)[12]認為,控股股東利用控制權(quán)對中小股東進行利益掠奪。董事會結(jié)構(gòu)、股權(quán)結(jié)構(gòu)等公司內(nèi)部治理機制與財務(wù)舞弊存在密切的關(guān)系。[13-15]與大規(guī)模的董事會相比,小規(guī)模董事會在信息溝通上更有優(yōu)勢,從而能有效地對公司舞弊行為實施監(jiān)控。[16-17]獨立董事比例、董事會成員持股數(shù)、董事會會議頻度等均對公司舞弊產(chǎn)生抑制作用。[18-21]Peng和R?ell(2009)[22]的研究表明,管理層的績效工資與公司舞弊概率顯著正相關(guān),且隨著薪酬績效敏感度的提高,這一現(xiàn)象更為顯著。Chidambaran等(2012)[23]研究了管理層與董事會成員之間社會關(guān)系,發(fā)現(xiàn)專業(yè)連通性能夠減低公司舞弊的產(chǎn)生。

外部治理機制對公司舞弊也有重要的影響。Persons(1995)[24]的研究發(fā)現(xiàn),上市公司所處的行業(yè)差異會影響公司舞弊。Pagano和Immordino(2012)[25]通過數(shù)學(xué)模型推導(dǎo),從理論上證明審計師和薪酬契約能夠影響管理層對公司操控的動機,當(dāng)兩者都由股東選擇時,效果最優(yōu)。實證研究的結(jié)論則不盡然,舞弊審計中巨大的利益沖突導(dǎo)致審計師不能提供高質(zhì)量的審計服務(wù)[9],在揭示舞弊方面,審計師的效率并不高,只有14%的舞弊是被審計師發(fā)現(xiàn)的[26]。

針對中國市場,Jia等(2009)[27]和Ding等[28](2010)發(fā)現(xiàn),監(jiān)事會在抑制公司舞弊方面起到的作用十分微弱。Hou等(2012)[29]發(fā)現(xiàn),機構(gòu)投資者能夠顯著降低公司舞弊的發(fā)生。路軍(2015)[30]發(fā)現(xiàn),女性高管指標與公司舞弊概率顯著負相關(guān)；趙璨等(2013)[31]發(fā)現(xiàn),內(nèi)部控制質(zhì)量越高,上市公司發(fā)生舞弊的可能性越小。對于外部治理機制,Chen等(2016)[32]的研究顯示,分析師能夠有效阻止公司舞弊的產(chǎn)生。

3.公司舞弊的后果。

公司舞弊帶來了一系列不良后果,尤其是舞弊被披露或遭監(jiān)管機構(gòu)處罰后,無論對公司、投資者還是對整個經(jīng)濟社會都造成了極其嚴重的負面影響。[33-35]Srinivasan(2005)[36]發(fā)現(xiàn)舞弊公司的獨立董事離職率更高,管理層聲譽受損,管理成本提高。相對公司本身而言,公司舞弊對整個經(jīng)濟社會的影響更為嚴重。Dechow等(1996)[18]發(fā)現(xiàn),公司舞弊行為在舞弊之初可能獲得較低的資本成本,但是一旦被揭露,股價隨之下跌,要價與詢價之間的差距(bid-ask spread)拉大,分析師和機構(gòu)投資者數(shù)量大幅減少,資本成本隨之增加,并最終影響舞弊公司的價值,得不償失。COSO在其研究報告中指出,所有發(fā)生財務(wù)報告舞弊的公司在丑聞曝光后,股價平均降幅達58%。可見,公司舞弊嚴重侵擾了資本市場的效率和運行,打擊了資本市場參與者對資本市場的信心,阻礙了經(jīng)濟社會的發(fā)展。[4]

(二)價值相關(guān)性研究

價值相關(guān)性是對會計信息如實反映、決策有用等多項質(zhì)量特征的綜合檢驗,是衡量會計信息質(zhì)量的重要指標。該類研究最早可追溯至Ball和Brown(1968)[37],他們發(fā)現(xiàn),當(dāng)年報中的會計收益數(shù)據(jù)是好消息時,公司公布年報信息的前后12個月平均非正常報酬率顯著為正；反之亦然。此后,會計信息價值相關(guān)性成為學(xué)術(shù)研究的熱點,研究的內(nèi)容和范圍不斷擴大。

Amir等(1993)[38]首次把會計信息價值相關(guān)性定義為會計數(shù)據(jù)與公司權(quán)益市場價值之間的關(guān)系；Barth等(1998)[39]則進一步將其定義為會計數(shù)據(jù)與權(quán)益市場價值之間存在明顯的聯(lián)系。Ohlson(1995)[40]研究發(fā)現(xiàn),不但會計收益信息正向影響股票價格,公司賬面價值信息同樣也正向影響股票價格,并提出了著名的Ohlson模型。Amir和Lev(1996)[41]、Aboody和Lev(1998)[42]及Lev和Zarowin(1999)[43]考察指出,由于經(jīng)濟發(fā)展使得公司愈發(fā)依賴于無形資產(chǎn)、服務(wù)質(zhì)量等會計收益信息無法反映的因素,導(dǎo)致會計盈余信息的價值相關(guān)性逐年降低。但Collins等(1997)[44]發(fā)現(xiàn),會計盈余與凈資產(chǎn)賬面價值的價值相關(guān)性在1953—1993年40年間非但沒有降低,反而不斷增強,駁斥了上述觀點。Landsman和Maydew(2002)[45]的分析也證實了這一點。Barth等(1998)[39]進一步研究了會計信息在資產(chǎn)定價中的作用,結(jié)果表明:資產(chǎn)負債表提供的賬面資產(chǎn)信息是清算價值信息,而利潤表提供的收益信息則是有關(guān)企業(yè)未來發(fā)展能力的信息。針對中國資本市場,趙宇龍(1998)[46]和陳曉等(1999)[47]考察發(fā)現(xiàn)會計信息同樣具有價值相關(guān)性。Haw等(2001)[48]和趙春光(2004)[49]分析指出,除了會計盈余具有價值相關(guān)性,現(xiàn)金流也具有價值相關(guān)性,但弱于會計盈余的解釋力。

以上的文獻回顧可以看出,以往對公司舞弊的研究大多聚焦于舞弊的成因及經(jīng)濟后果研究,鮮有文獻涉及投資者的提前感知。這是因為,傳統(tǒng)的理論認為,由于公眾投資者存在嚴重的信息不對稱,很難識別公司舞弊。但現(xiàn)實是否如此,投資者能否提前感知公司舞弊的情況呢?這是一個更為迫切、更有現(xiàn)實意義的問題,亟需直接的證據(jù)去驗證。同時,會計信息價值相關(guān)性直接衡量了會計信息與公司權(quán)益市場價值的關(guān)系,是衡量會計信息質(zhì)量的重要指標。理論上講,本著“懲前毖后,治病救人”的原則,監(jiān)管機構(gòu)給予上市公司的舞弊處罰決定應(yīng)該能夠?qū)ξ璞坠酒鸬揭欢ǖ耐刈饔?促使其有動力改善和提升會計信息質(zhì)量。在此前提下,如果投資者能夠提前對公司舞弊有所感知,為了規(guī)避風(fēng)險,必然會在公司舞弊被披露前降低會計信息質(zhì)量的預(yù)期,從而與舞弊被披露后相比表現(xiàn)出更低的會計信息價值相關(guān)性。由此可見,以會計信息價值相關(guān)性為視角,能夠?qū)ν顿Y者能否提前感知公司舞弊進行直接的實證檢驗。

三、假說的提出

公司舞弊被披露之前,投資者能否提前感知呢?我們從客觀現(xiàn)實出發(fā),并結(jié)合金融學(xué)理論予以梳理。

一方面,舞弊處罰滯后性。給予上市公司舞弊處罰決定的均是國家監(jiān)管機構(gòu)或證券交易所,考慮到處罰決定的權(quán)威性,根據(jù)《中華人民共和國證券法》的有關(guān)規(guī)定,對于違反證券法律法規(guī)的行為需進行立案調(diào)查、審理,并應(yīng)依法向當(dāng)事人或單位告知做出行政處罰的事實、理由、依據(jù)及當(dāng)事人或單位依法享有的權(quán)利,當(dāng)事人或單位可就處罰提出陳述、申辯意見,甚至要求聽證?？梢?對公司舞弊事實進行公開披露往往需要相對漫長的過程收集確鑿的證據(jù),反復(fù)論證,確定處罰措施并最后公布。這里僅舉四海股份一例即可窺見一斑:四海股份(股票代碼:000611,現(xiàn)名:?ST蒙發(fā))在2011年9月2日披露的不定期公告中存在虛列資產(chǎn)、遺漏重大事項等問題；但中國證監(jiān)會為此做出給予四海股份警告,并處以30萬元罰款的正式處罰決定則是2014年11月13日,時間跨度長達3年有余。如此的滯后性,若投資者不能提前感知,其損失可能難以估量。

另一方面,市場有效性。根據(jù)有效市場假說(EMH),如果投資者是理性的,即便處于弱勢有效的中國資本市場,相比于監(jiān)管機構(gòu)的滯后性,投資者也完全可能一定程度地提前感知公司舞弊的存在性。這是因為,投資者可以從已有的、與公司有關(guān)的信息中探尋“蛛絲馬跡”,提前辨識出公司舞弊的端倪。而上市公司舞弊被披露并受到的監(jiān)管機構(gòu)處罰對其起到一定的威懾作用,促使其有動力改善和提升會計信息質(zhì)量。如果的確如此,理性的投資者為了規(guī)避風(fēng)險,與舞弊被披露后的公司會計信息質(zhì)量相比,投資者必然會降低舞弊公司被披露前的會計信息質(zhì)量預(yù)期,從而據(jù)此提出我們的研究假說1。

H1:同公司舞弊被披露后相比,被披露之前的公司會計信息價值相關(guān)性已顯著降低。

同西方成熟國家相比,一方面,我國資本市場的一大特點是國有企業(yè)占主導(dǎo)地位,從市值考量則占資本市場全部市值的75%以上。大量的研究表明,由于絕對的控股權(quán)帶來的侵占便利,國有控股股東實施了更高程度的私利攫取[50],導(dǎo)致國有企業(yè)的業(yè)績更差[51],盈余質(zhì)量更低[52-53],掏空型關(guān)聯(lián)交易更頻繁[54]。另一方面,國有企業(yè)存在兩大等級的委托代理鏈,過長的鏈條導(dǎo)致初始委托人的監(jiān)督積極性和最終代理人的工作努力程度遞減；同時,委托代理關(guān)系本身存在的瑕疵也使得相比于私人企業(yè),國有企業(yè)代理成本更高[55-56]。如此現(xiàn)狀的存在,必然會打擊投資者對國有企業(yè)會計信息質(zhì)量的信心。同非國有企業(yè)相比,國有企業(yè)表現(xiàn)出更低的會計信息價值相關(guān)性,且這一結(jié)論不會因是否發(fā)生舞弊或者發(fā)生舞弊前后的差別而有所不同。與之相對照,非國有企業(yè)的外部投資者更為關(guān)注公司的會計信息,如果他們能夠提前感知公司舞弊的情況,會計信息價值相關(guān)性將在舞弊發(fā)生前后表現(xiàn)出顯著的差異。據(jù)此,我們提出假說2。

H2:相比于國有企業(yè),非國有企業(yè)舞弊被披露之前表現(xiàn)出的會計信息價值相關(guān)性降低更為顯著。

公司外部環(huán)境也可能對當(dāng)?shù)毓镜囊幌盗行袨楹屯顿Y者的投資決策產(chǎn)生影響。如Grullon等(2010)[57]就發(fā)現(xiàn),總部位于高宗教地區(qū)的公司無論是提前行使期權(quán)、給予公司高層過高的薪酬、實施激進的盈余管理還是成為集體訴訟的目標,都比總部位于低宗教地區(qū)的公司有更低的概率。對外部投資者來講,無疑位于高宗教地區(qū)的公司會計信息質(zhì)量更高,也表現(xiàn)出更為強烈的會計信息價值相關(guān)性。具體到中國的資本市場,宗教的影響甚微,但由于地域廣闊,經(jīng)濟、文化等發(fā)展程度極不均衡,地區(qū)信任水平存在較大的差異是不爭的事實。而信任被經(jīng)濟學(xué)家視為市場經(jīng)濟最重要的道德基礎(chǔ),對一個地區(qū)的經(jīng)濟績效產(chǎn)生直接的影響。[58]地處低信任程度地區(qū)的上市公司受到外在環(huán)境的影響和約束較弱,表現(xiàn)出較低的會計信息質(zhì)量；同時,投資者獲取會計信息的成本也較地處高信任程度地區(qū)的上市公司更高。因此,本著“成本—收益”的原則,投資者的理性決定了其進行決策時降低對會計信息的依賴,進而導(dǎo)致整體較低的會計信息價值相關(guān)性；而地處高信任程度地區(qū)的上市公司,若發(fā)生舞弊,其被提前識別的概率更高,表現(xiàn)出來的會計信息價值相關(guān)性變化也更為明顯。據(jù)此,我們提出假說3。

H3:相比于地處低信任程度地區(qū)的舞弊公司,地處高信任程度地區(qū)的舞弊公司在其舞弊被披露之前表現(xiàn)的會計信息價值相關(guān)性降低更為顯著。

四、研究設(shè)計

(一)樣本與數(shù)據(jù)

本文選用樣本皆為研究區(qū)間內(nèi)曾發(fā)生過舞弊的公司年度觀測值?？紤]到2007年會計準則進行了變革,導(dǎo)致上市公司會計指標的統(tǒng)計方法及公司行為發(fā)生了改變[59-60],本文所選的初定樣本為2007—2015年間所有A股上市公司,考慮到金融行業(yè)的特殊性,剔除所有金融類上市公司；同時剔除財務(wù)及公司治理數(shù)據(jù)缺失公司、研究區(qū)間從未發(fā)生舞弊公司和舞弊被披露當(dāng)年公司；最終,得到有效樣本觀測值4 775個。

有關(guān)數(shù)據(jù)來源,上市公司舞弊數(shù)據(jù)由深圳國泰安信息技術(shù)有限公司開發(fā)的CSMAR數(shù)據(jù)庫之上市公司違規(guī)數(shù)據(jù)庫整理所得,該數(shù)據(jù)庫囊括了中國證監(jiān)會、滬深交易所和財政部對上市公司的公開譴責(zé)、公開批評或公開處罰的公告；其他數(shù)據(jù)取自上海萬得信息技術(shù)股份有限公司開發(fā)的WIND數(shù)據(jù)庫。

(二)變量定義

1.舞弊披露時期變量(Before)。

虛擬變量,用于測度具體一家上市公司研究年度是否為公司違規(guī)被披露之前年度。如果研究年度是公司舞弊被披露之前年度,則Before等于1；否則,Be?fore等于0。舉例如下:如果某公司2012年因舞弊被披露,則被披露之前各年度(2007—2011年)對應(yīng)的Before均等于1；舞弊被披露之后各年度(2012—2015年)對應(yīng)的Before均等于0；剔除舞弊被披露當(dāng)年(2012年)數(shù)據(jù)。

2.會計信息價值相關(guān)性。

源于Ohlson(1995)的理論模型,現(xiàn)有價值相關(guān)性的研究有水平模型和變化模型兩種方法。本文關(guān)注公司舞弊被披露前后上市公司會計信息對股票價格估值權(quán)重的影響及變化,旨在考察投資者能否提前感知公司舞弊的存在,適宜采用水平模型。原始模型如下:

其中,Price為企業(yè)價值變量,EPS是會計盈余變量,BVPS是凈資產(chǎn)賬面價值變量。

(三)模型設(shè)定

本文主要考察的是公司舞弊被披露前后會計信息價值相關(guān)性的變化,從而對投資者能夠提前感知公司舞弊的存在做出直接判斷。為此,我們構(gòu)建了如下模型:

其中,Before與EPS交乘項的估計系數(shù)及Before與BVPS交乘項的估計系數(shù)是我們關(guān)注的重點。若這兩個交乘項估計系數(shù)的一個或兩個顯著為負,則表明公司舞弊被披露之前其會計信息價值相關(guān)性已經(jīng)顯著降低,投資者能夠一定程度提前識別公司舞弊。

Others是各控制變量的統(tǒng)稱。為排除其他因素對研究的干擾,參考已有文獻,我們控制了其他可能影響的因素,包括公司上市時間(Age)、企業(yè)性質(zhì)(SOE)、股票交易額(Trade)、成長機會(Growth)、企業(yè)規(guī)模(Lnsize)、流通股占比(Curratio)及行業(yè)(Industry)和年度(Year)變量,具體變量定義見表1。

表1 主要變量定義

續(xù)前表

五、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了本研究主要變量的描述性統(tǒng)計。其中顯示,樣本公司每股股價(Price)的均值為13.70,最小值為0.87,最大值為136.02。每股盈余(EPS)和每股凈資產(chǎn)(BVPS)的均值分別為0.24和3.41,最小值分別為－4.21和－7.66,最大值分別為4.49和29.13。上市公司舞弊披露時期變量(Before)均值為0.69,說明在4 775個有效觀測值中,69%的觀測值取自公司舞弊披露時期之前年度,31%的觀測值取自公司舞弊披露之后年度。SOE的均值為0.44,說明因舞弊被披露的公司中僅有44%為國有企業(yè),而非國有企業(yè)占到了56%。其他變量不做一一贅述。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

(二)基本回歸結(jié)果

表3報告了公司舞弊被披露前后會計信息價值相關(guān)性變化的回歸結(jié)果。其中,第(1)部分的回歸未納入控制變量,第(2)部分加入了所有控制變量?？梢钥闯?無論是否納入控制變量,Before×EPS和Before×BVPS兩交叉項的估計系數(shù)均為負；其中,在控制了其他變量后,這兩個估計系數(shù)均在1%的水平上顯著。這說明,相較于舞弊被披露后的公司會計信息價值相關(guān)性,監(jiān)管部門在披露并懲罰上市公司舞弊之前,無論是會計盈余信息還是凈資產(chǎn)賬面價值信息,其價值相關(guān)性就均已顯著降低。相對于處罰機構(gòu)復(fù)雜、冗長的處理過程,投資者已經(jīng)通過探尋上市公司已有信息的“蛛絲馬跡”,提前辨識出公司舞弊的端倪；而被披露舞弊的上市公司由于受到的監(jiān)管機構(gòu)處罰產(chǎn)生了一定的威懾作用,促使其有動力改善和提升會計信息質(zhì)量。為了規(guī)避風(fēng)險,投資者降低了對會計信息質(zhì)量的預(yù)期,從而使舞弊公司的會計信息價值相關(guān)性在被披露之前顯著降低,驗證了我們提出的假說1。

表3 公司舞弊披露前后會計信息價值相關(guān)性變化的回歸結(jié)果

續(xù)前表

表4進一步考察了不同所有權(quán)性質(zhì)的公司組中,公司舞弊被披露前后會計信息價值相關(guān)性變化的回歸結(jié)果?？梢钥闯?在國有企業(yè)樣本組,Before與EPS交乘項的估計系數(shù)盡管為負,但已不再顯著；而在非國有企業(yè)樣本組中,Before與EPS交乘項的估計系數(shù)仍就在1%的水平上顯著為負；且兩估計系數(shù)在1%的水平上存在顯著差異。同時,兩組中的Before與BVPS交乘項的估計系數(shù)均在1%水平上顯著為負,且不存在顯著差異。這說明,盡管在公司舞弊之前,會計信息的價值相關(guān)性都已顯著降低,但國有企業(yè)與非國有企業(yè)之間仍存在一些不容忽視的差異:對國有企業(yè)來講,公司舞弊被披露之前的會計信息價值相關(guān)性的降低僅表現(xiàn)在對凈資產(chǎn)賬面價值的影響上,對會計盈余并無顯著的影響；而對非國有企業(yè)來說,公司舞弊被披露之前的會計信息價值相關(guān)性的降低的表現(xiàn)是全方位的,包括對凈資產(chǎn)賬面價值和對會計盈余兩方面的影響。存在如此差異的原因可能在于,國有企業(yè)是特殊背景下的產(chǎn)物,再加上處罰部門和國有企業(yè)存在的“天然”的聯(lián)系,投資者對國有企業(yè)會計信息質(zhì)量的整體信心不足,尤其是在會計盈余①同非國有企業(yè)相比,國有企業(yè)的會計盈余含有較多的“水分”。每年數(shù)以百億計的政府補貼是非國有企業(yè)可望而不可及的,而國有企業(yè)中有一部分正是靠著形形色色、數(shù)額不菲的政府補貼“修飾”公司會計盈余的數(shù)目,這自然降低了投資者對會計盈余信息質(zhì)量的預(yù)期。方面,致使從整體上表現(xiàn)出更低的會計信息價值相關(guān)性。這種現(xiàn)象不受公司舞弊是否披露的影響,或者影響較小。而對非國有企業(yè)來說,則不存在產(chǎn)生這一現(xiàn)象的“土壤”,使其回歸結(jié)果與表3的全樣本回歸結(jié)果不存在顯著的差異。這也造就了相比于國有企業(yè),非國有企業(yè)舞弊被披露之前表現(xiàn)出的會計信息價值相關(guān)性降低更為顯著,從而驗證了我們提出的假設(shè)2。

表4 按企業(yè)性質(zhì)分組的回歸結(jié)果

續(xù)前表

表5列示了按地區(qū)信任程度高低分組后的公司舞弊被披露前后會計信息價值相關(guān)性變化的回歸結(jié)果。其中,地區(qū)信任程度指標取自張維迎和柯榮住(2002)[58],該指標能夠較好地解釋地區(qū)間信任程度的差異,得到了廣泛的認同。該文利用“中國企業(yè)家調(diào)查系統(tǒng)”2000年對全國進行的問卷調(diào)查,共向15 000多家企業(yè)發(fā)出問卷,取得有效問卷5 000多份。有關(guān)信任的問題設(shè)計是“根據(jù)您的經(jīng)驗,您認為哪五個地區(qū)的企業(yè)比較守信用(按順序排列)?”具體計算方法請參見張維迎和柯榮住(2002)。我們以該指標的中位數(shù)為界,將全部樣本分為高信任地區(qū)樣本和低信任地區(qū)樣本兩組。

從表5可以看出,在高信任地區(qū)組,Before×EPS和Before×BVPS兩交叉項的估計系數(shù)均在1%水平上顯著為負；在低信任地區(qū)組,Before×EPS交叉項的估計系數(shù)已不再顯著。這說明,地處高信任程度地區(qū)的上市公司若發(fā)生舞弊,其被披露之前已表現(xiàn)出較低的會計信息價值相關(guān)性；而地處低信任程度地區(qū)的舞弊公司,其被披露前后會計信息價值相關(guān)性的降低僅表現(xiàn)在對凈資產(chǎn)賬面價值的影響,對會計盈余無顯著影響。該結(jié)論驗證了我們提出的假說3。之所以出現(xiàn)如上結(jié)果的原因可能在于在高信任地區(qū),受到更強的外部環(huán)境影響和約束,整體會計信息質(zhì)量較高；同時,投資者獲取信息的成本更低,因此能夠提前識別,表現(xiàn)出較低的價值相關(guān)性；而在低信任度地區(qū),則不具備這些特征,本著經(jīng)濟學(xué)“成本—收益”原則,給予舞弊組整體較低的價值相關(guān)性。

表5 按地區(qū)信任程度高低分組的回歸結(jié)果

六、進一步的分析

(一)基于盈余管理程度的檢驗

假說1的提出除了基于投資者可能一定程度地提前感知公司舞弊的存在性外,還有這樣一個前提,即監(jiān)管機構(gòu)給予上市公司的舞弊處罰決定能夠?qū)ξ璞坠酒鸬揭欢ǖ耐刈饔?促使其有動力改善和提升會計信息質(zhì)量。這一前提是否成立呢?會計信息價值相關(guān)性是衡量會計信息質(zhì)量的重要指標,但它是基于會計信息與公司權(quán)益市場價值兩方面的判斷,相比而言,盈余管理程度則單純從會計信息角度衡量會計信息質(zhì)量。為此,我們基于盈余管理程度的視角,考察同舞弊被披露前相比,舞弊被披露后的上市公司會計信息質(zhì)量是否有實質(zhì)性提高。

表6 公司舞弊披露前后會計信息質(zhì)量變化的回歸結(jié)果

結(jié)果詳見表6,這里我們分別采用可操控應(yīng)計項目(DA)和真實活動盈余管理(REM＿index)兩個指標①之所以同時采用兩種不同盈余管理度量指標的原因在于:一是以往的文獻大多采用可操控性應(yīng)計項目衡量公司會計信息質(zhì)量[61-62]。二是新近的研究表明,公司盈余管理正經(jīng)歷從可操控應(yīng)計向真實活動盈余管理轉(zhuǎn)變的過程[63],相比可操控應(yīng)計項目,真實活動盈余管理的危害更大,隱蔽性更強[64]。因此,度量會計信息質(zhì)量時同時考慮了可操控應(yīng)計項目和真實活動盈余管理這兩個不同的度量指標。衡量會計信息質(zhì)量,并根據(jù)相關(guān)經(jīng)典文獻補充凈資產(chǎn)收益率(ROA)、機構(gòu)投資者持股比例(Inhold?ing)和第一大股東持股(Lholding)三個變量為新增控制變量。從該表可以看出,無論是可操控應(yīng)計DA還是真實活動盈余管理REM＿index,其對應(yīng)的估計系數(shù)均為正,且呈現(xiàn)不同程度的顯著性(其中,DA的估計系數(shù)在1%水平顯著,REM＿index的估計系數(shù)在10%水平顯著)。這表明,同舞弊被披露前相比,舞弊公司被披露并懲罰后的會計信息質(zhì)量的確出現(xiàn)了顯著提高,證實了我們前文提到的前提是真實存在的。

(二)會計信息價值相關(guān)性比較:與從未舞弊公司

以上我們考察了上市公司舞弊被披露前后其會計信息價值相關(guān)性的變化,用以檢驗投資者能否提前感知公司的舞弊,關(guān)注的僅是曾發(fā)生過舞弊的上市公司樣本。我們并沒有就舞弊公司與從未舞弊公司的會計信息價值相關(guān)性是否存在差異進行檢驗,這里做進一步研究。這一步的考察尤為必要,因為既然投資者能夠?qū)疚璞走M行提前辨識,那是否也有可能一定程度辨識舞弊和非舞弊公司的某些特征,進而對其會計信息質(zhì)量給予不同的預(yù)期并最終表現(xiàn)在會計信息價值相關(guān)性的差異上來呢?

表7 不同類型公司的會計信息價值相關(guān)性回歸結(jié)果

表7列示了從未舞弊公司分別與舞弊公司被披露前、后會計信息價值相關(guān)性的差異回歸結(jié)果,對此進行了直接的回答；其中,用變量Fraud判斷公司是否曾發(fā)生過舞弊,我們關(guān)注的是Fraud分別與EPS、BVPS構(gòu)造的交乘項Fraud×EPS、Fraud×BVPS。從舞弊被披露后公司與從未舞弊公司的回歸結(jié)果可以看出,Fraud×EPS的估計系數(shù)顯著為負,Fraud×BVPS的系數(shù)顯著為正,且顯著性水平均達到1%；表明與從未舞弊公司相比,舞弊被披露后的公司其凈資產(chǎn)賬面價值顯示了更高的價值相關(guān)性,而其會計盈余顯示了更低的價值相關(guān)性。這與Barth等(1998)[39]的研究發(fā)現(xiàn)是一致的,即在公司市場價值定價中,凈資產(chǎn)賬面價值提供的是清算價值信息,而會計盈余提供的則是有關(guān)企業(yè)未來發(fā)展能力的信息。即便與舞弊被披露前相比,舞弊被披露后公司顯示出更高的會計信息質(zhì)量,但與從未舞弊公司相比仍是有較大差距的,無疑其財務(wù)狀況惡化的概率更高、違約風(fēng)險更大,進而使投資者表現(xiàn)出更注重能夠提供清算價值的凈資產(chǎn)賬面價值信息,而降低了對會計盈余這一估值信息的重要性。從舞弊被披露前公司與從未舞弊公司的回歸結(jié)果可以看出,Fraud×EPS的估計系數(shù)在1%水平顯著為負,但Fraud×BVPS的估計系數(shù)已無任何顯著性；表明與從未舞弊公司相比,舞弊被披露前的公司其會計盈余顯示了更低的價值相關(guān)性；由于其舞弊已經(jīng)被投資者提前感知,即便能提供清算價值信息的凈資產(chǎn)賬面價值的價值相關(guān)性優(yōu)勢也蕩然無存。

其他方面,表7中的EPS和BVPS對應(yīng)的估計系數(shù)均在1%水平上顯著為正；說明在中國資本市場會計信息質(zhì)量普通偏低的現(xiàn)狀下,會計信息價值相關(guān)性仍是普遍存在的；對投資者而言,會計信息對其決策的作用仍是無法被替代的。

整體而言,舞弊公司被披露前后的會計盈余信息的價值相關(guān)性均顯著低于非舞弊公司,而僅有舞弊公司被披露后的凈資產(chǎn)賬面價值信息的價值相關(guān)性顯著高于非舞弊公司。投資者不但能夠提前感知公司舞弊,而且還能一定程度上對舞弊和非舞弊公司的會計信息質(zhì)量給予不同的預(yù)期并最終表現(xiàn)在會計信息價值相關(guān)性的差異上。

(三)穩(wěn)健性分析

為了驗證結(jié)果的可靠性,我們進行了如下穩(wěn)健性分析。

第一,CSMAR數(shù)據(jù)庫中將中國上市公司違規(guī)的處理類型分為八類:公開批評、公開譴責(zé)、行政處罰、立案調(diào)查、警告、處以罰款、取消證券許可并責(zé)令關(guān)閉和其他。鑒于公開批評和公開譴責(zé)兩類處理缺乏實質(zhì)性內(nèi)容,故將受這兩種類型處理的公司年度樣本予以剔除,重新進行回歸。

第二,用當(dāng)年年末的股票收盤價代替下一年度4月份最后一個交易日股票收盤價來度量企業(yè)價值。

第三,變換模型的設(shè)定,以變化模型替代水平模型對研究假說進行再檢驗,即因變量設(shè)定為公司股票回報率(Return),同時,所有自變量以變化值來度量。

第四,在考察地區(qū)信任程度對本文基本結(jié)果的影響時,以31個省、市、自治區(qū)信任程度指標的均值代替中位數(shù),將樣本分為高信任程度樣本和低信任程度樣本兩組,重新進行回歸。

同基本回歸結(jié)果相比,上述穩(wěn)健性分析的結(jié)果未發(fā)生顯著性變化,相關(guān)表格備存待索。

七、結(jié)論與啟示

基于會計信息價值相關(guān)性的視角,本文考察了投資者能否提前感知公司舞弊的情況。利用2007—2015年間上市公司數(shù)據(jù),通過理論推導(dǎo)和實證研究,我們研究發(fā)現(xiàn):在舞弊被公開披露之前,其公司的會計信息價值相關(guān)性已顯著降低,表明投資者能夠一定程度提前感知公司舞弊的存在。進一步的研究表明:上市公司企業(yè)性質(zhì)的不同和所處地區(qū)信任程度的差異亦對上述結(jié)果產(chǎn)生顯著影響,針對國有企業(yè)和地處低信任程度地區(qū)的上市公司來講,會計信息價值相關(guān)性的降低僅表現(xiàn)在對凈資產(chǎn)賬面價值的影響上,對會計盈余并無顯著影響。最后,我們的研究表明:舞弊公司被披露前后的會計盈余信息的價值相關(guān)性均顯著低于非舞弊公司,而僅有舞弊公司被披露后的凈資產(chǎn)賬面價值信息的價值相關(guān)性顯著高于非舞弊公司。

本文的研究啟示主要有兩點。第一,處于發(fā)展轉(zhuǎn)軌期的中國資本市場充斥著層出不盡的公司舞弊事件,這是不爭的事實；監(jiān)管機構(gòu)和交易所受執(zhí)法資源和時間精力所限,對公司舞弊也未起到防患于未然的作用。在如此的宏觀環(huán)境下,投資者亦未迷失自我、成為“任人宰割的羔羊”,而是提前對舞弊有所識別,降低舞弊公司的會計信息價值相關(guān)性。第二,本文的研究結(jié)論體現(xiàn)了中小投資者集體的智慧。相對于機構(gòu)投資者,會計信息可以說是中小投資者唯一的、官方地了解公司狀況的渠道；而機構(gòu)投資者往往能夠提前獲知公司內(nèi)部消息,無論是否舞弊,他們都不會過多依賴會計信息做出投資決策。因此,會計信息價值相關(guān)性的大小及變化主要體現(xiàn)了中小投資者的意志,對其進行深入的研究有助于提升中小投資者的產(chǎn)權(quán)保護意識,使中國資本市場朝著健康有序的方向不斷發(fā)展和進步,為中國經(jīng)濟步入新常態(tài)助力。

[1]單華軍.內(nèi)部控制、公司違規(guī)與監(jiān)管績效改進——來自2007—2008年深市上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].中國工業(yè)經(jīng)濟,2010(11):140－148.

[2]ACFE.Report to the nation on occupational fraud and abuse[R].Austin,TX:Association of Certi fi ed Fraud Examiners,2012.

[3]Rezaee Z.Financial Statement Fraud:Prevention and Detection[M].John Wiley＆Sons,2002.

[4]CIMA.Corporate Fraud[R].Topic Gateway Series No.57,2009.

[5]Bologua G J,Lindquist R J,Wells J T.The Accountant's Handbook of Fraud and Commercial Crime[M].John Wiley＆Sons Inc.,1993.

[6]Albrecht W S,Wemz G W,Williams T L.Fraud Bring the Light to the Dark Side of Business[M].New York,Irwin Inc.,1995.

[7]Beneish M D.Detecting GAAP violation:Implications for assessing earnings management among firms with extreme financial performance[J].Journal of Accounting and Public Policy,1997,16(3):271－309.

[8]Bell T B,Carcello J V.A Decision Aid for Assessing the Likelihood Fraudulent Financial Reporting[J].Auditing:A Journal of Practice＆Theory,2000,19(1):169－184.

[9]Rezaee Z.Causes,Consequences,and Deterrence of Financial Statement Fraud[J].Critical Perspectives on Accounting,2005,16(3):277－298.

[10]Harrast S A,Mason-Olsen L.Can Audit Committees Prevent Management Fraud[J].The CPA Journal,2007,77(1):24－27.

[11]Faccio M,Lang L,Young L.Dividends and Expropriation[J].The American Economic Review,2001,91(1):54－78.

[12]Johnson S A,La Porta R,Lopez-de-Silanes F,Shleifer A.Tunneling[J].The American Economic Review,2000,90(2):22－27.

[13]Beasley M S.An Empirical Analysis of the Relation between the Board of Director Composition and Financial Statement Fraud[J].The Accounting Review,1996,71(4):443－465.

[14]Chen G,Firth M,Gao D N,Rui O M.Ownership Structure,Corporate Governance,and Fraud:Evidence from China[J].Journal of Corporate Finance,2006,12(3):424－448.

[15]Beasley M S,Carcello J V,Hermanson D R,Lapides P D.Fraudulent Financial Reporting:Consideration of Industry Traits and Corporate Governance Mechanisms[J].Accounting Horizons,2000,14(4):441－452.

[16]Jensen M C.The Modern Industrial Revolution,Exit and the Failure of Internal Control Systems[J].Journal of Finance,1993,48(3):831－880.

[17]Lipton M,Lorsch J W.A Modest Proposal for Improved Corporate Governance[J].Business Lawyer,1992,48(1):59－77.

[18]Dechow P M,Sloan R G,Sweeney A P.Causes and Consequences of Earnings Manipulation:An Analysis of Firms Subject to Enforcement Actions by the SEC[J].Contemporary Accounting Research,1996,13(1):1－36.

[19]Persons O S.Corporate Governance and Non-financial Reporting Fraud[J].Journal of Business and Economic Studies,2006,12(1):27－38.

[20]Abbott L J,Park Y,Parker S.The Effects of Audit Committee Activity and Independence on Corporate Fraud[J].Managerial Finance,2000,26(11):55－68.

[21]Anderson R C,Mansi S A,Reeb D M.Board Characteristics,Accounting Report Integrity,and the Cost of Debt[J].Journal of Accounting and E-conomics,2004,37(3):315－342.

[22]Peng L,R?ell A.Managerial Incentives and Stock Price Manipulation[J].Journal of Finance,2009,69(1):487－526.

[23]Chidambaran N K,Kedia S,Prabhala N R.CEO-director Connections and Corporate Fraud[R].Working Paper,University of Maryland,2012.

[24]Person O S.Using Financial Statement Data to Identify Factors Associated with Fraudulent Financial Reporting[J].Journal of Applied Business Research,1995,11(3):38－46.

[25]Pagano M,Immordino G.Corporate Fraud,Governance and Auditing[J].Review of Corporate Finance Studies,2012,71(1):109－133.

[26]Dyck A,Morse A,Zingales L.Who Blows the Whistle on Corporate Fraud[J].Journal of Finance,2010,65(6):2213－2253.

[27]Jia C,Ding S,Li Y,Wu Z.Fraud,Enforcement Action,and the Role of Corporate Governance:Evidence from China[J].Journal of Business Ethics,2009,90(4):561－576.

[28]Ding S,Jia C,Li Y,Wu Z.Reactivity and Passivity after Enforcement Actions:Better Late than Never[J].Journal of Business Ethics,2010,95(2):337－359.

[29]Hou W,Kuo J,Lee E.The Impact of State Ownership on Share Price Informativeness:The Case of the Split Share Structure Reform in China[J].British Accounting Review,2012,44(4):248－261.

[30]路軍.女性高管抑制上市公司違規(guī)了嗎?——來自中國資本市場的經(jīng)驗證據(jù)[J].中國經(jīng)濟問題,2015(5):66－81.

[31]趙璨,曹偉,朱錦余.治理環(huán)境、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與內(nèi)部控制治理效應(yīng)——基于公司違規(guī)視角的研究[J].會計與審計研究,2013(6):124－131.

[32]Chen J,Cumming D,Hou W,Lee E.Does the External Monitoring Effect of Financial Analysts Deter Corporate Fraud in China[J].Journal of Business Ethics,2016,134(4):727－742.

[33]Szwajkowski E.Organizational Illegality:Theoretical Integration and Illustrative Application[J].Academy of Management Review,1985,10(3):558－567.

[34]Davidson W,Worrell D.The Impact of Announcements of Corporate Illegalities on Shareholder Returns[J].Academy of Management Journal,1988,31(1),195－200.

[35]Zahra S,Priem R,Rasheed A.The Antecedents and Consequences of Top Management Fraud[J].Journal of Management,2005,31(6):803－828.

[36]Srinivasan S.Consequences of Financial Reporting Failure for Outside Director:Evidence from Accounting Restatements and Audit Committee Members[J].Journal of Accounting Research,2005,43(2):291－334.

[37]Ball R,Brown P.An Empirical Evaluation of Accounting Income Numbers[J].Journal of Accounting Research,1968,6(2):159－178.

[38]Amir E,Harris T S,Venuti E K.A Comparison of the Value-relevance of U.S.versus Non-U.S.GAAP Accounting Measures Using Form 20-F Reconciliations[J].Journal of Accounting Research,1993,31(1):230－264.

[39]Barth M E,Beaver W H,Landsman W R.Relative Valuation Roles of Equity Book Value and Net Income as a Function of Financial Health[J].Journal of Accounting and Economics,1998,25(1):1－34.

[40]Ohlson J.Earnings,Book Values,and Dividends in Equity Valuation[J].Contemporary Accounting Research,1995,11(2):661－687.

[41]Amir E,Lev B.Value-relevance of Nonfinancial Information:The wireless Communications Industry[J].Journal of Accounting and Economics,1996,22(s1－3):3－30.

[42]Aboody D,Lev B.The Value-relevance of Intangibles:the Case of Software Capitalization[J].Journal of Accounting Research,1998,36(2):161－191.

[43]Lev B,Zarowin P.The Boundaries of Financial Reporting and How to Extend Them[J].Journal of Accounting Research,1999,37(2):353－385.

[44]Collins D W,Maydew E L,Weiss I S.Change in the Value-relevance of Earnings and Book Values over the Past Forty Years[J].Journal of Accounting and Economics,1997,24(1):39－67.

[45]Landsman W R,Maydew E L.Has the Information Content of Quarterly Earning Announcements Declined in the Past Three Decades[J].Journal of Accounting Research,2002,40(3):797－808.

[46]趙宇龍.會計盈余披露的信息含量——來自上海股市的經(jīng)驗研究[J].經(jīng)濟研究,1998(6):41－49.

[47]陳曉,陳小悅,劉釗.A股盈余報告的有用性研究——來自上海、深圳股市的實證證據(jù)[J].經(jīng)濟研究,1999(6):21－28.

[48]Haw I M,Qi D,Wu W.The Nature of Information in Accruals and Cash Flows in an Emerging Capital Market:The Case of China[J].The International Journal of Accounting,2001,36(4):391－406.

[49]趙春光.現(xiàn)金流量價值相關(guān)性的實證研究——兼論現(xiàn)金流表準則的實施效果[J].會計研究,2004(2):29－35.

[50]高雷,何少華,黃志忠.公司治理與掏空[J].經(jīng)濟學(xué)(季刊),2006(4):1157－1178.

[51]郭照蕊.央企的公司績效更優(yōu)嗎?——來自2007—2009年中國證券市場的經(jīng)驗證據(jù)[J].上海經(jīng)濟研究,2011(9):85－96.

[52]李增泉,孫錚,王志偉.“掏空”與所有權(quán)安排——來自我國上市公司大股東資金占用的經(jīng)營證據(jù)[J].會計研究,2004(12):3－12.

[53]王化成,佟巖.控股股東與盈余管理——基于盈余反應(yīng)系數(shù)的考察[J].會計研究,2006(2):66－73.

[54]Cheung Y,Rau P R,Aris S.Tunneling,Propping,and Expropriation:Evidence from Connected Party Transactions in Hong Kong[J].Journal of Financial Economics,2006,82(2):343－386.

[55]張仁德,韓晶.國有經(jīng)濟腐敗的委托代理因素分析[J].當(dāng)代經(jīng)濟科學(xué),2003(2):28－32.

[56]張維迎.企業(yè)的企業(yè)家—契約理論[M].上海三聯(lián)書店、上海人民出版社,1995.

[57]Grullon G,Kanatas G,Weston J.Religion and Corporate(mis)behavior[R].Working Paper,Rice University,2010.

[58]張維迎,柯榮住.信任及其解釋:來自中國的跨省調(diào)查分析[J].經(jīng)濟研究,2002(10):59－70.

[59]婁芳,李玉博,原紅旗.新會計準則對現(xiàn)金股利和會計盈余關(guān)系影響的研究[J].管理世界,2010(1):122－132.

[60]劉啟亮,何威風(fēng),羅樂.IFRS的強制采用、新法律實施與應(yīng)計及真實盈余管理[J].中國會計與財務(wù)研究,2011(1):57－121.

[61]王亞平,劉慧龍,吳聯(lián)生.信息透明度、機構(gòu)投資者與股價同步性[J].金融研究,2009(12):162－174.

[62]黎文靖,孔東民.信息透明度、公司治理與中小股東參與[J].會計研究,2013(1):42－29.

[63]Cohen D A,Dey A,Lys T Z.Real and Accrual-based Earnings Management in the Pre-and Post-Sarbanes Oxley Periods[J].The Accounting Review,2008,83(3):757－787.

[64]Tucker J W,Zarowin P A.Does Income Smoothing Improve Earnings Informativeness[J].The Accounting Review,2006,81(1):251－270.