【文章內(nèi)容簡介】 股東與小股東間的代理問題。獨立董事，是指只在上市公司擔(dān)任獨立董事之外不再擔(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)會對獨立董事的要求。那么，因為獨立董事與上市公司不存在直接利益關(guān)系，獨立董事在企業(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，獨立董事是減少信息不對稱、實現(xiàn)報表穩(wěn)健性的有效手段。同時，國家的法規(guī)給了獨立董事行政上的權(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)由獨立董事同意后，交由董事會討論。因此，獨立董事有有責(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。從獨立董事的利益來看，獨立董事的收益來源于他的聲譽(yù)，因此，獨立董事有動機(jī)維護(hù)自身聲譽(yù)。這項動機(jī)也與獨立董事的責(zé)任相一致。因此，為維護(hù)自身的利益，獨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可靠。因此，獨立董事的增多會增加企業(yè)的會計穩(wěn)健性?，F(xiàn)有的實證結(jié)果證實了獨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，實際控制人兩權(quán)分離度和獨立董事比例，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)性損失模型是因為本文研究對象為中國內(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實際控制人控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)兩權(quán)分離度CV實際控制人控制權(quán)現(xiàn)金流權(quán)獨立董事比例InD董事會獨立董事個數(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證實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。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)果基本驗證了H1a?？傮w來說，兩職合一會降低企業(yè)的會計穩(wěn)健性。這是因為企業(yè)經(jīng)理人的薪酬與公司業(yè)績緊密相關(guān)，當(dāng)