【文章內(nèi)容簡介】 間的代理問題和大股東與小股東間的代理問題。獨(dú)立董事，是指只在上市公司擔(dān)任獨(dú)立董事之外不再擔(dān)任公司任何其他直呼，并與上市公司及其大股東之間不存在妨礙其獨(dú)立作出客觀判斷利害關(guān)系的董事。這也是我國證監(jiān)會對獨(dú)立董事的要求。那么，因?yàn)楠?dú)立董事與上市公司不存在直接利益關(guān)系，獨(dú)立董事在企業(yè)中的權(quán)力并不是來源于其經(jīng)濟(jì)投入，而主要來源于自身智力資源和法律賦予其的政治權(quán)力。根據(jù)權(quán)力經(jīng)濟(jì)學(xué)，權(quán)力的來源取決于人們掌握的資源。獨(dú)立董事常常是有具有很強(qiáng)專業(yè)知識的專家擔(dān)任，他們對于財務(wù)信息的了解很深入，能夠?qū)ζ髽I(yè)的財務(wù)披露做出恰當(dāng)?shù)慕ㄗh，也能及時發(fā)現(xiàn)企業(yè)財務(wù)報表中存在的操縱和問題。因此，獨(dú)立董事是減少信息不對稱、實(shí)現(xiàn)報表穩(wěn)健性的有效手段。同時，國家的法規(guī)給了獨(dú)立董事行政上的權(quán)力，這種權(quán)力具有強(qiáng)制性，保證了獨(dú)立董事可以不受企業(yè)經(jīng)理人和控股股東的影響完成自身責(zé)任。例如，我國證監(jiān)會明確提出了重大關(guān)聯(lián)交易應(yīng)由獨(dú)立董事同意后，交由董事會討論。因此，獨(dú)立董事有有責(zé)任保證報表的穩(wěn)健性，也足夠的權(quán)力保證公司財務(wù)報表的穩(wěn)健性。從獨(dú)立董事的利益來看，獨(dú)立董事的收益來源于他的聲譽(yù)，因此，獨(dú)立董事有動機(jī)維護(hù)自身聲譽(yù)。這項動機(jī)也與獨(dú)立董事的責(zé)任相一致。因此，為維護(hù)自身的利益，獨(dú)立董事會利用自身的專業(yè)知識資源以及法律賦予的行政權(quán)力，保證財務(wù)報表及時披露和真實(shí)可靠。因此，獨(dú)立董事的增多會增加企業(yè)的會計穩(wěn)健性?，F(xiàn)有的實(shí)證結(jié)果證實(shí)了獨(dú)立董事對公司會計穩(wěn)健性的正向影響（. PEASNELL, . POPE AND S. YOUNG， 2005）。因此提出以下假設(shè)：H3a：獨(dú)立董事會提高公司的會計穩(wěn)健性。前人的研究（GomesMejia et al.,2003。Shivdasana,1993。Kole,1997）表明，家族企業(yè)內(nèi)部的治理機(jī)制非常有限，并且用于控制第一類代理成本的傳統(tǒng)的治理工具（如機(jī)構(gòu)持股和管理者薪酬補(bǔ)償計劃等）在制約第二類代理成本時并不有效。相反，獨(dú)立董事則在控制第二類代理成本方面發(fā)揮著更加重要的作用。作為少數(shù)股東保護(hù)自身權(quán)益的重要機(jī)制，獨(dú)立董事可以通過更加密切的監(jiān)督管理者努力工作并采取合理有效的治理措施來監(jiān)測和控制管理者的機(jī)會主義行為Anderson、Reeb(2004)。同時，由于獨(dú)立董事往往具有著豐富的專業(yè)知識，也能夠較為考察的觀察企業(yè)的經(jīng)營狀況，因而他們能夠覺察到管理者出于短視或自利的動機(jī)操縱會計利潤的行為，從而保證了家族企業(yè)較高的會計穩(wěn)健性。因此提出以下假設(shè)：H3：獨(dú)立董事會提高公司的會計穩(wěn)健性。且與非家族企業(yè)相比，家族企業(yè)內(nèi)部獨(dú)立董事對公司會計穩(wěn)健性的作用更強(qiáng)。四、模型設(shè)計及研究方法（一）研究設(shè)計模型一： BM=β0+β1MA+β2CV+β3InD+β4FAMA+β5FACV+β6FAInD+β7ROA+β8Lev+β9SIZE+β10GROWTH+ε此模型提出根據(jù)Anwer. S. Ahmed和Scott Duellman(2007)會計穩(wěn)健性模型。因變量為賬面價值與市場價值的比值再乘以負(fù)1來表征會計信息的穩(wěn)健性程度，這個值越大表示會計信息的穩(wěn)健性越好。自變量的選取根據(jù)本文的研究對象選取了三個變量，即兩職合一，實(shí)際控制人兩權(quán)分離度和獨(dú)立董事比例，并根據(jù)Anwer. S. Ahmed和Scott Duellman(2007)選取了控制變量。模型二：?NIt=β0+β1?NIt1+β2D?NIt1+β3?NIt1D?NIt1+β3?NIt1D?NIt1+β4?NIt1D?NIt1MA+β5?NIt1D?NIt1CV+β6?NIt1D?NIt1InD+β7?NIt1D?NIt1FAMA+β8?NIt1D?NIt1FACV+β9?NIt1D?NIt1FAInD+ε采用了Basu(1997)中的持續(xù)性損失模型。之所以采用持續(xù)性損失模型是因?yàn)楸疚难芯繉ο鬄橹袊鴥?nèi)地，但是中國內(nèi)地的資本市場尚欠完善，R對好消息和壞消息的表征力受到了質(zhì)疑。所以，本文不采用Basu(1997)中的回報—盈余模型而是用Basu(1997)的持續(xù)性損失模型。在此模型中， 前系數(shù)反映了對損失信息及時披露的水平，為負(fù)且負(fù)值越大，損失披露越及時。（二）變量定義表1 變量定義表變量類型變量符號定義被解釋變量賬面市值比BM企業(yè)賬面價值企業(yè)市場價值本年營業(yè)利潤變化率?NIt本年營業(yè)利潤前一年營業(yè)利潤前一年總資產(chǎn)解釋變量董事長與總經(jīng)理兩職合一MA兩職合一取1非兩職合一取0實(shí)際控制人控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)兩權(quán)分離度CV實(shí)際控制人控制權(quán)現(xiàn)金流權(quán)獨(dú)立董事比例InD董事會獨(dú)立董事個數(shù)董事會董事總數(shù)家族企業(yè)啞變量FA家族企業(yè)取1非家族企業(yè)取0前一年營業(yè)利潤變化率?NIt1前一年營業(yè)利潤前兩年營業(yè)利潤前一年總資產(chǎn)前一年營業(yè)利潤變化啞變量D?NIt1前一年營業(yè)利潤率變化為負(fù)取1前一年營業(yè)利潤變化率為正取0控制變量公司規(guī)模SIZE公司年末總資產(chǎn)的對數(shù)資產(chǎn)回報率ROA本年凈利潤本年總資產(chǎn)財務(wù)杠桿Lev期末總負(fù)債期末總資產(chǎn)營業(yè)收入成長率GROWTH本期營業(yè)收入上期營業(yè)收入上期營業(yè)收入(三）數(shù)據(jù)來源及樣本選取數(shù)據(jù)來源。本文研究所使用的財務(wù)數(shù)據(jù)來源于香港大學(xué)中文金融研究中心和深圳國泰安信息技術(shù)有限公司共同開發(fā)的CSMAR數(shù)據(jù)庫。具體處理過程如下：首先從CSMAR中國股票市場研究數(shù)據(jù)庫中整理出本文所需使用的樣本和財務(wù)數(shù)據(jù)，然后使用Excel 2003和SPSS 。Excel 2003數(shù)據(jù)處理軟件主要完成數(shù)據(jù)的采集、整理、篩選和排序等工作；SPSS 、相關(guān)性分析，以及模型的回歸分析。樣本篩選。本文以滬、深兩市上市的企業(yè)在20052010年的數(shù)據(jù)為初選樣本，并進(jìn)行下處理：(1)剔除st公司。(2)剔除金融行業(yè)的上市公司樣本，由于金融行業(yè)的行業(yè)特征與其他行業(yè)差別大。(3)剔除數(shù)據(jù)不全的上市公司樣本。最終的樣本為6997家上市公司的20052010年的數(shù)據(jù)（家族企業(yè)2157家。2005年：257家，2006年：339家，2007年：348家，2008年：393家，2009年：450家，2010年：370家）統(tǒng)計方法。本文主要以多元回歸分析方法來驗(yàn)證實(shí)證資料是否支持各個假設(shè)。本文使用的統(tǒng)計方法包括描述性統(tǒng)計、相關(guān)性分析和多元回歸分析。本文基本數(shù)據(jù)處理使用了Excel 2003軟件，變量回歸分析使用了SPSS 。五、實(shí)證過程及其分析（一）描述性分析從總的表的描述性統(tǒng)計（表一）中可以看出。這數(shù)據(jù)說明在我國上市公司中的會計穩(wěn)健性總體還可，但是個體之間的差異懸殊。家族企業(yè)與非家族企業(yè)相比。這一現(xiàn)象說明家族企業(yè)的穩(wěn)健型要好于非家族企業(yè)。就企業(yè)的營業(yè)利潤增長率方面來看，?？梢钥闯黾易迤髽I(yè)的營業(yè)利潤增長率要明顯高于非家族企業(yè)。，這表明非家族企業(yè)的兩職合一度要大于家族企業(yè)。就兩權(quán)分離而言?？梢娂易迤髽I(yè)的兩權(quán)分離度要明顯高于非家族企業(yè)，即家族企業(yè)的管理者擁有更多的權(quán)利。（表一）總體表的描述性統(tǒng)計變量均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值四分位數(shù)25%50%75%（表二）家族企業(yè)表的描述性統(tǒng)計變量均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值四分位數(shù)25%50%75%（表三）非家族企業(yè)表的描述性統(tǒng)計 變量均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值四分位數(shù)25%50%75%（二）相關(guān)分析在對模型進(jìn)行回歸分析之前，為了觀察變量之間是否存在顯著的相關(guān)性而可能對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，本文先對變量作相關(guān)性檢驗(yàn)。下表列示了各變量之間的Pearson和Spearman 相關(guān)系數(shù)。從表四中可以看出，整體而言，各變量的顯著性較好，即不存在高度線性重合現(xiàn)象。（表四）相關(guān)性分析表PearsonSpearman1*********1*1*****1注：******。（三）回歸分析（表五）會計謹(jǐn)慎性性與董事會治理回歸分析表模型一　　模型二　變量預(yù)期符號系數(shù)值預(yù)期符號系數(shù)值(Constant)　.667***　.533***　　()　()MA　*** 　***　　()　()CV　　　　()　()ID%　+.501***+　　　()　()MAFA　　　+　　　　()CVFA　　　***　　　　()ID%FA　　　+.239***　　　　()ROA　?0　? 　0　　()　()Lev　? ?　　　()　()SIZE　?***?　***　　()　()GROWTH　?.000**?　.000***　　()　()F:　F:AdjR2:AdjR2:DW:DW:注：******。（表六）信息及時披露與董事會結(jié)構(gòu)回歸分析表模型三　　模型四　變量預(yù)期符號系數(shù)值預(yù)期符號系數(shù)值(Constant)　　　　()　()ΔNIt1　??　　　()　()DΔNIt1　??　　　()　()ΔNIt1 DΔNIt1　?**?　**　　()　()ΔNIt1 DΔNIt1MA　++　　　()　()ΔNIt1 DΔNIt1CV　++　　　(　()ΔNIt1 DΔNIt1 ID%　**　*　　()　()ΔNIt1 DΔNIt1MAFA　　　　　　　()ΔNIt1 DΔNIt1CVFA　　+　**　　　　()ΔNIt1 DΔNIt1 ID%FA　　　*　　　　()　F:　　F:AdjR2:AdjR2:DW:注：******。通過子模型一，可以看出企業(yè)的賬面市值比與企業(yè)的兩職合一成正比，并且兩者關(guān)系非常顯著，即公司的兩職合一會顯著增加企業(yè)的賬面市值比。這說明當(dāng)公司存在兩職合一時，會計報表的謹(jǐn)慎性降低。通過子模型三，發(fā)現(xiàn)兩職合一會增強(qiáng)會計披露的及時性，但作用并不顯著?；貧w結(jié)果基本驗(yàn)證了H1a。總體來說，兩職合一會降低企業(yè)的會計穩(wěn)健性。這是因?yàn)槠髽I(yè)經(jīng)理人的薪酬與公司業(yè)績緊密相關(guān)