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基于家族企业的公司治理结构和会计稳健性的实证研究吉林大学 苏铭彻、杨嫄嫄、王钧摘 要国美控制管之争在业界闹得沸沸扬扬，这对于已经走上所有权和经营权分离家族企业而言，一个现实的问题是，如何在股权分散化的过程中，保持家族对于企业的合理控制？这对于历史不长的中国家族企业的确是个新挑战。故本文重点研究家族企业如何调整自己的治理结构成为现在企业这一课题。全文共分为六个部分。第一部分为引言。第二部分为文献综述，对国内外关于家族企业公司治理结构和会计稳健性的文献进行了回顾，第三部分从理论的角度提出了家族企业治理结构与会计稳健性之间关系的假设。第四、五部分是本文的主体部分，在对相关变量进行操作性定义之后通过描述性统计分析、相关分析和回归分析来验证相应的假设。第六部分则归纳了本文的主要研究结论。本文对研究了治理结构对会计稳健性的影响，特别的，本文提出了家族企业对两者的调节作用。本文首先回顾了国内外关于这方面的文献，然后根据相关理论提出了假设。结论表明：（1）两职合一对会计稳健性有负向影响。（2）实际控制人的两权分离度对会计稳健性有负向影响，并且家族企业加强了这种负向影响。（3）独立董事比例对会计稳健性有正向影响，并且家族企业加强了这种正向影响。最后分析了模型的优缺点，并给出了政策性的建议。关键字：两职合一 两权分离 独立董事 家族企业 会计稳健性 27目 录一、引言1二、文献综述2（一）公司治理结构2（二）会计稳健性5（三）家族企业6三、理论分析与研究假设7（一）两职合一对会计稳健性的影响及家族企业的修正作用7四、模型设计及研究方法12（一）研究设计12（二）变量定义12(三）数据来源及样本选取13五、实证过程及其分析14（一）描述性分析14（二）相关分析15（三）回归分析16六、结论21七、模型优缺点和政策建议22八、参考文献23一、 引言国美控制权之争早已在业界闹得沸沸扬扬，陈黄双方通过各种手段和途径进行明争暗斗，媒体战、增持战、求援境外资本、起诉与罢免等等，花样翻新，高潮不断，斗得难解难分，胜负悬疑。国美控制权之争，实质是在普通不过的家族企业内部控制权争夺的商业事件。对于已经走上所有权和经营权分离家族企业而言，一个现实的问题是，如何在股权分散化的过程中，保持家族对于企业的合理控制？这对于历史不长的中国家族企业的确是个新挑战。国美的成长到了这样一个阶段，即家族企业如何调整自己的治理结构成为现在企业，从这个意义上说，国美争夺控制权的案例具有典型代表意义。 家族企业是世界上最古老、最普遍的商业组织形式。所谓家族企业,指企业资产和股份(50 %以上决策权) 主要控制在一个家族之中,领导层的核心位置由同一家族成员出任,企业内部管理带有浓厚的家庭色彩的企业或企业集团。家族企业遍布于世界各地，而且在各国的经济发展中都起着举足轻重的作用。在美国，有75%以上的企业属于家族企业，像沃尔玛、欧莱雅、西门子、家乐福等都是富可敌国的家族企业代表，而且美国国内生产总值的一般都来自于家族企业。在欧洲和亚洲，家族企业也是占据了很大一部分份额。世界500强中大概有40%的企业都是家族企业。家族企业之所以表现强劲是因为家族企业有着与生俱来的优势：如更加全心全意地投入，注重企业的长远发展，有强烈的企业荣誉感，家族成员间特有的信任关系和很低的沟通成本等，使其比非家族企业更有效率。但是，家族企业因“家族因素”的存在而面临更为复杂的公司治理问题。一旦家族政治进入到企业之中，并且进一步地让企业外聘人员也卷入到家族政治当中，则会阻碍企业的组织发展进程。多少个豪门恩怨造成两败俱伤的后果是令人遗憾的事情。而企业不仅仅属于股东，也属于所有企业的利益相关者，包括员工、债权人和消费者。种种问题也给家族企业的长远发展带来了新的考验。家族企业要走出一条可持续发展的道路,必须对现有产权结构、人才结构、组织方式、文化理念等各层面进行变革,成为两权分离的现代企业。二、文献综述（一） 公司治理结构1.对于两职合一，各个文献得出的结论并不统一。国内学者吴淑琨、柏杰和席酉民( 1998)以188家国内上市公司为样本，分析发现规模越大的公司越常采用两职合一，公司业绩与两职合一与否没有显著的关系。Jay Dahyaa, John J. McConnellb,（2000）提出了CEO两职合一对公司业绩和异常证券回报并没有重大影响。Eugene Kang* and Asghar Zardkoohi（2005）提出了公司的领导权结构对公司业绩的影响取决于公司所处的环境。作者提出，当CEO有很强的能力时，董事会以两职合一的方式对总经理进行激励。两职合一向外界传递了总经理能干和负责的信息。在外部环境资源不足，迅速变化的情况下，两职合一有利于企业对环境的及时反映，是企业一项有利资产。但是，出于互惠交易以及行业跟风和经理人压力而采用两职合一的企业，由于对经理人监督力度降低，两职合一对企业经营有负向影响。 Khaled Elsayed*（2007）的实证研究发现，总体来看，两职合一与公司业绩没有明显关系，两职合一对公司业绩的影响随着行业的不同而发生变化。但是，业绩低的公司与企业的两职合一有显著的正相关关系。JOHNNY JERMIAS（2007）检验了经理人两职合一以及董事会独立性对企业创新行为对公司表现的影响，说明了两职合一以及董事会独立性都使创新行为与公司表现呈负相关关系。它说明了在两职合一的情况下，CEO更倾向于经理人的行为而非所有者的行为，即两职合一导致董事会对经理人的监管降低，不利于公司价值的增长。同时也说明了独立董事并没有使经理人的行为改善，由于对内部信息的有限了解，独立董事比例的增加并没有增加企业价值。Salim Chahine* and Nicholas S. Tohm（2009）通过研究阿拉伯国家IPO抑价发行，发现两职合一的公司溢价发行的比例更高。但是，如果有监管能力的行业相关者参与投资，两职合一公司抑价发行的情况减少。文中提出了两职合一可能会造成经理人的投机行为的增多，但同时指出，如果投资者是有能力的战略投资者，这种投机行为就可以被有效监督。2、对于实际控制人现金流权与控制权分离的研究，La Porta（1999）综合了一些学者的研究结果，发现全球范围内，除了英美等少数一些国家外，代理问题已经从管理者与外部股东之间的那种利益矛盾变成了大股东用自己所掌握的控制权为自己谋取利益，相当于是对小股东的一种利益侵占。 La Porta Rafael, Lopez- De- Silanes Florencio, Shleifer Andrei（2002）通过对27家发达国家的所有权结构进行研究发现了公司内部存在的现金流权与控制权分离的现象，并提出这种现象主要是由于金字塔结构造成。文中检验了造成控制权与现金流权分离的三种方式-交叉持股，不同投票权和金字塔结构对投资者保护的情况。他们提出了两权分离会导致控股股东对少数股东的利益侵占行为，并且提出了现金流权的增加会减少这种利益侵占，但是不能完全消除。KEE-HONG BAE, JUN-KOO KANG, and JIN-MO KIM（2002）发现了家族企业进行企业兼并会导致其所股价的降低，兼并损害了少数股东利益，但是却有利于家族企业的利益。说明了大股东对小股东利益侵占行为的存在。STUN CLAESSENS等（2002）以1301家公开上市的东亚公司为样本，发现了随着大股东现金流权的增加，企业的价值会提高。并且提出，当公司存在最大大股东所有权与控制权分离时，公司的会存在壕沟效应-及大股东对公司的掏空和对小股东利益的侵占。MICHAEL L. LEMMONand KARLV. LINS（2003）以800个东亚公司为样本，研究了东亚经济危机期间，所有者结构对公司价值的影响。他们提出了在经济危机期间，控股股东对少数股东的利益侵占行为增强。他们发现两权分离度高的公司的股票回报率远远低于两权分离度低的公司。Francesco Perrini*, Ginevra Rossi and Barbara Rovetta（2008）通过对意大利市场的面板数据进行研究，发现前五大股东股权集中度增高对公司业绩是有利的，但是控股超过50%的股东会有倾向榨取少数股东利益，过度的股权集中度会降低公司价值.3. 对于独立董事的研究，Fama and Jensen(1983)提出了董事会是对高层经理人监控的最高机制。理论上也也得出了外部董事比例与CEO变更情况相关性很强的结论。Hermalin 和Weisbach( 1988)较早的对董事会结构的决定因素进行了研究，他们得到的结论是：当一个CEO快退休时，公司内部董事往往会增多，而且新的董事很可能就是下一任的CEO，当公司绩效表现不好或是公司决定放弃某一产品市场时，内部董事相比于外部董事而言，更容易被迫离开公司。Denis和Sarin( 1999) 的研究是对Hermalin 和Weisbach（1998）所进行研究的后续扩展及验证，他们得到的结论是一致的，即就是在公司绩效表现不好的时候以及CEO面临退休或是换届的时候，在这段时间内，董事会结构变化得比较严重。此外，他们还得到了新的研究成果：CEO持股比例越高，外部董事比例越小，呈一种反向变动关系。实际上，独立董事的设立之初就是为了加强经理人对经理人的监管。独立董事，作为公司监管机制，有保证董事会政策与相应的会计政策、法规一致的责任。他们通过提出意见和监管，保证董事会披露真实可靠的信息（James A.Brickley, JeroldL.Zimmerman， 2010）。虽然独立董事的债务风险不高（Bernard Black， Brian Cheffins，Michael Klausner，2005），但是出于对自身声誉的维护，独立董事有动机监管经理人的行为，实证证明了独立董事确实提高董事会的监督能力。在Mark S. Beasley(1996)的实证研究中，通过75家财务作假与75家非财务作假的公司对比，发现了董事会外部董事人数的增加有利于降低财务作假的可能性。另外，有学者证明了随着独立董事比例的增加，经理人操纵的非正常应计会降低（K.V. PEASNELL, P.F. POPE AND S. YOUNG， 2005），公司会披露更加复杂的法规规定信息（Charles J.P. Chen and BikkiJaggi，2000），甚至增加自愿披露项目，披露更多有关公司未来和公司战略的信息（S. LIM, Z. MATOLCSY & D. CHOW，2007）。董事会的独立性增强会增加公司的会计稳健性（Anwer S. Ahmeda, Scott Duellmanb,2007），进一步增强企业价值。Ronald C. Andersona, Sattar A. Mansib and David M. Reebc（2004）通过对五百强公司的研究证实了独立董事的存在会使债务人对公司披露信息更加信任，从而降低公司的债务融资成本。独立董事的价值取决于它对董事会独立性的的提升程度和独立董事所在的部门的重要程度，随着董事会独立性的加强和独立董事监管公司更重要的部门和决策，公司的价值会进一步提升（DangNguyen, KasperMeisnerNielsen，2010）。 我国学者叶康涛、陆正飞和张志华（2007）以2003至2006年上交所制造业为样本，证明了独立董事比例的增加会减少大股东占款，抑制大股东掏空。关于独立董事在家族企业内的影响，赵昌文、唐英凯等（2008）通过2006年A股392家家族企业为样本， 进一步说明了在家族企业内部，独立董事有利于提升企业价值。同时，胡奕明、唐松莲（2008）提出了独立董事的财经背景、比例增加和参与董事会的程度增强会提高企业的盈余信息质量。（二）会计稳健性会计的稳健性是衡量会计及信息质量的一个重要方面，稳健性的存在对于会计监管和投资者保护具有重要意义。会计的稳健性体现在在预测未来经营活动产生的现金流的方面，不利消息的确认要比有利消息的确认早或者更加及时Basu（1997）。另外，Basu还发现，企业盈余的积极变化产生的影响会比消极变化产生的影响持续的时间长，也就是说信息使用者更容易对消极的变化做出反应。会计稳健性作为会计信息质量的一个重要方面，会受到各种因素的影响。Ross L. Watts（2003）对这一方面做出研究，他的研究指出：会计信息的稳健性受到合约（包括债务合约和管理者的雇佣合约）、法律、税务以及相关规定的影响。Watts指出：由于合约理论的影响，管理者会减少损失的确认，忽略企业的长期发展的利益而选择有利于自身业绩增长的项目，进行盈余管理来使自己的业绩达到理想水平，从而得到较高的薪酬。Ryan Lafond 和 Sugata Roychowdhury (2007)对公司的治理结构与会计稳健性的关系做了相关的研究。他们指出：管理者的持股比例与会计稳健性呈反向关系，即持股比例越低，会计信息的稳健性越强。另外，他们还指出了代理成本会受到企业股权结构的影响，管理者拥有的股份越低企业的代理成本越大，因为管理者倾向于是自身利益最大，而会是股东的利益。这样需要更加稳健的会计信息。在此之前Robert M. Bushman 和 Joseph D. Piotroski（2006）对政治和法律因素对会计稳健性的影响做出了分析。他们的研究表明：司法体系越健全的地区对于不利消息的披露越及时，对于证券方面相关法律越健全的地区有利消息的披露越缓慢。另外经济受政治环境影响越强烈的企业会及早确认有利消息而延缓对不利消息的确认，即：政治因素影响越大 ，会计的稳健性越弱。他们的研究发现以上的研究印证了Watts（2003）提出的结论的结论。除上述因素外，很多人认为管理者的利润操纵行为会影响会计信息的稳健性。肖成民和吕长江（2010）指出我国上市公司披露的会计信息基本上是稳健的，利润操纵行为虽然是会计稳健性的一个噪音但是并不影响会计盈余的稳健型。他们通过对季度盈余进行汇总，考察了会计盈余的稳健性，他们的研究发现了会计盈余年度数据比季度数据容易受到管理者的利润操纵行为的影响，但是年度数据和季度数据都表现出了会计信息稳健性的特征。这一现象表明利润操纵行为不构成影响稳健性的根本研究发现, 与会计年度盈余相比, 其他三种年度盈余受上市公司利润操纵行为的影响较弱, 并且上市公司的会计年度盈余和其他三种年度盈余信息都表现出了稳健性特征。这一经验证据表明, 我国上市公司的报告盈余具有实质意义上的稳健性, 利润操纵行为不是造成会计盈余稳健性的根本原因。（三）家族企业作为西方国家上市公司中股权集中化的典型组织形式，家族企业一直都是西方研究学者们探究所有权结构与公司治理之间关系的有利突破口。近几年来，伴随着家族企业在中国社会经济中范围的不断扩大以及作用的不断增强，中国也有大批的经济学人们对家族企业问题进行了深入研究并得出了一些创造性的结论。综合来看，目前国内外对于家族企业的研究主要集中在以下两个领域：一是探究家族企业中特殊的双重代理问题对于公司绩效、企业价值以及盈余质量等的影响关系；二是探究用来制约家族控股股东侵占少数股东利益的治理机制及其有效性。家族企业作为一种特殊的经济组织形式，其双重代理问题一直是学者们研究的热点（Anderson,Reeb,2003）。与非家族企业相比，家族企业由于所有权和经营权分离所产生的代理问题（第一类代理问题）相对较低（Ali et al,2007）;但是，由于家族股东对于公司的绝对控制权以及控制权和现金流权的高度分离使得家族控股股东有动机和能力去剥削非控股股东的权益，从而使得家族企业的第二层代理问题更加严重（Gilson,Gordon,2003;Ali et al,2007）。针对这一问题，国外的研究大多采取了将家族企业与非家族企业相对比的研究方法进行研究，其中，Anderson、Reeb(2003)以标准普尔500家公司的数据作为样本，发现家族企业的业绩往往好于非家族企业，而进一步的分析也揭示了家族持股与公司业绩之间存在着非线性关系，由家族成员担任企业CEO的家族企业往往比外聘高管的家族企业绩效更加良好。这一结果否认了家族控股对于非控股股东利益产生消极影响的假设，从而论证出家族企业是一种非常有效的组织形式。Wang（2006）和Ali等（2007）的研究也表明，第一类代理问题比第二类代理问题对盈余质量的影响更大，当第一类代理问题占主导地位时，家族企业比非家族企业具有更高的盈余质量；而国内的研究则往往以家族企业为样本，研究家族企业内部的公司治理问题。苏启林、朱文（2003）的研究发现，第一类代理问题对上市公司的价值具有双面影响而第二类代理问题对上市公司的价值具有负面影响，这一发现也支持了Holderness和Sheehan（1998）以及Claessens et al.（2002）得出的家族控制与企业绩效之间呈负相关关系的结论。另外，国内的学者们对于家族企业内部的金字塔结构以及控制权和现金流权分离对于会计盈余质量的影响也有所关注（马忠、吴翔宇，2007；王俊秋，张奇峰，2008）。许静静、吕长江（2011）则对家族企业进行了分类研究，以2004-2007年度最终控制人没有发生变化的家族企业为研究对象，研究了家族企业由家族成员出任高管对企业会计盈余质量的影响，其结果表明家族成员担任高管与家族企业的盈余质量具有显著的正相关关系。除了上述研究领域之外，学者们也对制约家族控股股东侵占少数股东利益的治理机制及其有效性进行了探究。前人的研究（Gomes-Mejia et al.,2003;Shivdasana,1993;Kole,1997）表明，控制第一类代理成本的传统的治理工具（如机构持股和管理者薪酬补偿计划等）在制约第二类代理成本时并不有效。相反，那些由企业内部决定的代理机制（如股利、债务及董事会结构等）则在控制第二类代理成本方面发挥着更加重要的作用。股利的发放以及债务契约的限制会制约家族控股股东滥用企业的自由现金流,而企业董事会则会监管和限制家族控股股东的机会主义行为（La Porta et al.,2000;Faccio et al.,2001a,2001b;Anderson and Reeb,2004）。从上述的分析中可以看出，目前国内外的学者对于家族企业的研究主要集中对于家族控制与企业价值、公司绩效方面，对盈余质量的研究也主要关注于研究家族企业的“掏空行为”，对会计稳健性的研究涉及较少，因此本研究以会计稳健性为主研究对象有着一定的创新意义。此外，目前对于家族企业财务研究的理论基础可以归结为两点：一是代理成本论；二是信息需求论，而本研究除上述两种观点以外，拟引入权利经济学的内容加以解释，力图进一步加深理论深度。三、 理论分析与研究假设（一）两职合一对会计稳健性的影响及家族企业的修正作用契约理论认为，企业的本质是一组契约的组合。契约规定了企业经济利益的分配。根据权力理论，经济主体之间的权力结构影响了企业契约制定过程中产权的安排、收益分配以及企业效率。现代企业，所有者由于自身能力和时间的局限，将企业的经营管理权转移给经理人，产生了所有权与控制权的分离-即委托代理问题。经理人由于拥有对企业的经营管理权，及剩余控制权。而所有者拥有企业对企业利益所有权，即剩余索取权。他们都是参与企业活动的权力经济人。根据权力经济人假设，权力经济人是指在有限理性前提下，在经济活动中凭借自己的权利，影响契约达成和执行，从而实现利益最大化的行为人。从这个角度看，经理人追求最高工资和最低工作量已达到其最大效用。而所有者则追求公司利益最大化以得到最大剩余利润。由于两者利益的不一致，产生了经理人与所有者的博弈。在非合作博弈情况下，纳什均衡维持在经理人不诚实，投资者也不会购买股票上（Darrough，1993，Newman and Sansing，1993, Feltham and Xie,1994）。为了维护公司的利益，所有者可以通过合同方式约束经理人，达到合作博弈下更优的均衡。一个典型的激励合同方式就是建立在利润基础上的管理层薪酬计划和建立在股价基础上的股票期权激励计划，以及设立董事会对经理人进行监督。主流经济学认为，企业成员在契约签订之前为公平的市场交易关系，在契约签订之后，双方仍维持平等关系。但是，现实企业却存在内部权威，他们可以利用自身的权力隐藏规则。对经理人而言，这种隐藏规则的行为即利用自身的权力操纵报表或影响会计披露，导致会计稳健性的降低。会计稳健性，包括保守地披露信息，保证信息可靠性；也包括及时披露信息，保证信息有效性。在企业既定的薪酬制度下，随着经理人的权力的增大，经理人隐藏规则的能力就会升高，因此，企业的会计稳健性会降低。在两职合一的情况下，经理人同时作为董事长，控制着董事会的行为， 这种情形会造成董事会的独立性降低，监督能力减弱，同时经理人的权力会扩大，因此企业的会计稳健性会降低（Rechener and Dalton，1991，Baliga，1996）。从上面的分析中可以看出，尽管两职合一在一定程度上缓解了所有者和经营者之间利益冲突的矛盾，但是由于董事会的独立性被削弱，这种基于所有权和控制权分离的第一类代理成本依然存在。但是，就家族企业而言，家族在企业内部占据的绝对控股地位促使其从长期投资者的角度更加关注企业作为家族财富的长远发展和长期价值，因而，家族控股股东可以通过让家族成员担任高管甚至让董事长和总经理两职合一的形式对管理者进行有效的监督，这会有效的降低管理者基于自利或是短视的机会主义动机而操纵会计利润的可能性，从而提高了家族企业的会计稳健性。Wang(2006)的研究表明，家族所有权与盈余质量（用异常应计abnormal return、会计稳健性conservatism和盈余反应系数ERC）具有较强的正相关关系。Ali et al.(2007)选用了和Wang(2006)相同的研究样本，但是采取了不同的盈余质量的衡量方法来验证家族所有权和盈余质量之间的关系，实证结果表明，与非家族企业相比，家族企业具有较高的盈余质量和信息披露质量。因此，基于上述分析，本文提出以下假设：H1：两职合一与会计稳健性间存在着负相关关系。且家族企业会削弱两职合一对会计稳健性的负向影响。1、两权分离度对会计稳健性的影响及家族企业的修正作用在股权集中地情况下，控股股东可以利用自身的股权优势对企业经营中的筹资、投资、分配等多种决策产生影响。而少数股东由于股权分散或投票权不足，没有机会进行企业的日常经营，更很难对企业进行有效监督。也就是说，少数股东只有剩余索取权却没有控制权。根据权力经济学原理，权力的大小直接决定了博弈双方在制定制度中的能力，也决定了最终利益分配机制不对等。失衡的权力会导致利益分配的不均衡。对于控股股东而言，他对企业的经济投入构成了其现金流权，现金流权的大小反映了控股股东对企业的投入，也反映了控股股东对企业剩余利益的索取权。即控股股东的现金流权越大，企业剩余收益分配给控股股东的数额便越多。这样，控股股东与企业利益的一致性便越强。控制权反映了控股股东在企业经营管理中实际的权力，它反映了控股股东对企业的影响力。控制权的增大表明控股股东在企业任命总经理，选举董事会中的影响将加强，这意味着控股股东将更有权力企业资源完成自身利益的实现。实际控制人控制权和现金流权的分离表明实际控制人剩余索取权与控制权的不一致。当两权分离度很小或者为零时，实际控制人的权力与对企业的收益分配是一致的，实际控制人会在自身权力范围内进行管理，企业也会有其他的权力人与实际控制人进行权力制衡，实际控制人对企业利润操纵的动机和空间都很小，因此企业的会计稳健性会加强。但是，当实际控制人的控制权与现金流权的分离度很大时，大股东通过金字塔、交叉持股和不平等投票权的方式实现了低现金流权完成高控制权的目的,控股股东的权力与其最终剩余收益索取权不一致，即即使控股股东努力工作，他达不到与其努力相一致的剩余收益。这时候，作为最求自身利益最大化的权力经济人，控股股东会倾向于利用自身超额权力牟取额外利益。这种行为包括进行关联交易，掏空公司资产。也可能包括操纵公司利润，在股票市场上掏空少数股东利益。当两权分离度越大时，这种掏空行为动机越强，可能性越大（Claessens， Djankov， Fan，and Lang， 2002）。因此，公司的会计稳健性也就越低(刘企亮等,2007)。因此提出如下假设：H2a：两权分离度的增加会降低企业的会计稳健性。对于家族企业而言，由于家族企业拥有绝对控制权的大股东角色以及控制权大于其现金流权的控制地位使家族企业内部第二类代理问题比较严重。这种代理成本所造成的信息不对称和道德风险问题使家族控股股东有着更大的动机去侵占少数股东的权益。除此之外，在大部分的家族企业中，家族控股股东往往通过让家族成员担任企业高层管理人员甚至CEO的方式来保持对与企业的绝对控制并避免企业经营者受到外部股东的影响。这种做法体现在会计盈余质量方面，便是企业的家族控股股东及其控制下的高层管理人员可以通过充分利用在会计政策和审计部门选择方面的灵活性和自主性来隐藏企业真实的盈利状况。Ball, Robin和Wu(2003)对亚洲四个国家和地区（香港，新加坡，马来西亚和泰国）进行的实证研究也表明，尽管采取了规范的会计准则（如IFRS和GAAP等），家族企业的盈余质量与非家族企业相比仍然较低。因此提出如下假设：H2b家族企业会增强两权分离度对会计稳健性的负向影响。1、独立董事对会计稳健性的影响及家族企业的规范作用独立董事的设置是针对公司 上述两类代理问题，即经理人与股东之间的代理问题和大股东与小股东间的代理问题。独立董事，是指只在上市公司担任独立董事之外不再担任公司任何其他直呼，并与上市公司及其大股东之间不存在妨碍其独立作出客观判断利害关系的董事。这也是我国证监会对独立董事的要求。那么，因为独立董事与上市公司不存在直接利益关系，独立董事在企业中的权力并不是来源于其经济投入，而主要来源于自身智力资源和法律赋予其的政治权力。根据权力经济学，权力的来源取决于人们掌握的资源。独立董事常常是有具有很强专业知识的专家担任，他们对于财务信息的了解很深入，能够对企业的财务披露做出恰当的建议，也能及时发现企业财务报表中存在的操纵和问题。因此，独立董事是减少信息不对称、实现报表稳健性的有效手段。同时，国家的法规给了独立董事行政上的权力，这种权力具有强制性，保证了独立董事可以不受企业经理人和控股股东的影响完成自身责任。例如，我国证监会明确提出了重大关联交易应由独立董事同意后，交由董事会讨论。因此，独立董事有有责任保证报表的稳健性，也足够的权力保证公司财务报表的稳健性。从独立董事的利益来看，独立董事的收益来源于他的声誉，因此，独立董事有动机维护自身声誉。这项动机也与独立董事的责任相一致。因此，为维护自身的利益，独立董事会利用自身的专业知识资源以及法律赋予的行政权力，保证财务报表及时披露和真实可靠。因此，独立董事的增多会增加企业的会计稳健性。现有的实证结果证实了独立董事对公司会计稳健性的正向影响（K.V. PEASNELL, P.F. POPE AND S. YOUNG， 2005）。因此提出以下假设：H3a：独立董事会提高公司的会计稳健性。前人的研究（Gomes-Mejia et al.,2003;Shivdasana,1993;Kole,1997）表明，家族企业内部的治理机制非常有限，并且用于控制第一类代理成本的传统的治理工具（如机构持股和管理者薪酬补偿计划等）在制约第二类代理成本时并不有效。相反，独立董事则在控制第二类代理成本方面发挥着更加重要的作用。作为少数股东保护自身权益的重要机制，独立董事可以通过更加密切的监督管理者努力工作并采取合理有效的治理措施来监测和控制管理者的机会主义行为Anderson、Reeb(2004)。同时，由于独立董事往往具有着丰富的专业知识，也能够较为考察的观察企业的经营状况，因而他们能够觉察到管理者出于短视或自利的动机操纵会计利润的行为，从而保证了家族企业较高的会计稳健性。因此提出以下假设：H3：独立董事会提高公司的会计稳健性。且与非家族企业相比，家族企业内部独立董事对公司会计稳健性的作用更强。四、模型设计及研究方法（一）研究设计模型一： -BM=0+1MA+2CV+3InD+4FAMA+5FACV+6FAInD+7ROA+8Lev+9SIZE+10GROWTH+此模型提出根据Anwer. S. Ahmed和Scott Duellman(2007)会计稳健性模型。因变量为账面价值与市场价值的比值再乘以负1来表征会计信息的稳健性程度，这个值越大表示会计信息的稳健性越好。自变量的选取根据本文的研究对象选取了三个变量，即两职合一，实际控制人两权分离度和独立董事比例，并根据Anwer. S. Ahmed和Scott Duellman(2007)选取了控制变量。模型二：NIt=0+1NIt-1+2DNIt-1+3NIt-1DNIt-1+3NIt-1DNIt-1+4NIt-1DNIt-1MA+5NIt-1DNIt-1CV+6NIt-1DNIt-1InD+7NIt-1DNIt-1FAMA+8NIt-1DNIt-1FACV+9NIt-1DNIt-1FAInD+采用了Basu(1997)中的持续性损失模型。之所以采用持续性损失模型是因为本文研究对象为中国内地，但是中国内地的资本市场尚欠完善，R对好消息和坏消息的表征力受到了质疑。所以，本文不采用Basu(1997)中的回报盈余模型而是用Basu(1997)的持续性损失模型。在此模型中， 前系数反映了对损失信息及时披露的水平，为负且负值越大，损失披露越及时。（二）变量定义表1 变量定义表变量类型变量符号定义被解释变量账面市值比-BM企业账面价值企业市场价值本年营业利润变化率NIt本年营业利润-前一年营业利润前一年总资产解释变量董事长与总经理两职合一MA两职合一取1非两职合一取0实际控制人控制权与现金流权两权分离度CV实际控制人控制权-现金流权独立董事比例InD董事会独立董事个数董事会董事总数家族企业哑变量FA家族企业取1非家族企业取0前一年营业利润变化率NIt-1前一年营业利润-前两年营业利润前一年总资产前一年营业利润变化哑变量DNIt-1前一年营业利润率变化为负取1前一年营业利润变化率为正取0控制变量公司规模SIZE公司年末总资产的对数资产回报率ROA本年净利润本年总资产财务杠杆Lev期末总负债期末总资产营业收入成长率GROWTH本期营业收入-上期营业收入上期营业收入(三）数据来源及样本选取1、数据来源。本文研究所使用的财务数据来源于香港大学中文金融研究中心和深圳国泰安信息技术有限公司共同开发的CSMAR数据库。具体处理过程如下：首先从CSMAR中国股票市场研究数据库中整理出本文所需使用的样本和财务数据，然后使用Excel 2003和SPSS 17.0等统计分析软件对数据进行处理。Excel 2003数据处理软件主要完成数据的采集、整理、筛选和排序等工作；SPSS 17.0则主要完成样本的描述性统计分析、相关性分析，以及模型的回归分析。2、样本筛选。本文以沪、深两市上市的企业在2005-2010年的数据为初选样本，并进行下处理：(1)剔除st公司。(2)剔除金融行业的上市公司样本，由于金融行业的行业特征与其他行业差别大。(3)剔除数据不全的上市公司样本。最终的样本为6997家上市公司的2005-2010年的数据（家族企业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）3、统计方法。本文主要以多元回归分析方法来验证实证资料是否支持各个假设。本文使用的统计方法包括描述性统计、相关性分析和多元回归分析。本文基本数据处理使用了Excel 2003软件，变量回归分析使用了SPSS 17.0统计软件。五、实证过程及其分析（一）描述性分析从总的表的描述性统计（表一）中可以看出，我国上市公司的账面市值比的平均值为0.711546，同时最大值和最小值分别为3.969946和0.000068。这数据说明在我国上市公司中的会计稳健性总体还可，但是个体之间的差异悬殊。家族企业与非家族企业相比，家族企业的账面市值比均值为0.628675，要小于非家族企业的0.748478。这一现象说明家族企业的稳健型要好于非家族企业。就企业的营业利润增长率方面来看，整体均值为0.452759，家族企业均值为1.410901，非家族企业均值为0.025752。可以看出家族企业的营业利润增长率要明显高于非家族企业。家族企业两职合一度的均值为0.781641而非家族企业为0.884298，这表明非家族企业的两职合一度要大于家族企业。就两权分离而言，家族企业的两权分离度均值为8.978297，非家族企业为4.075624。可见家族企业的两权分离度要明显高于非家族企业，即家族企业的管理者拥有更多的权利。（表一）总体表的描述性统计变量均值标准差最小值最大值四分位数25%50%75%0.71150.29290.00013.96990.48570.72460.94660.452826.0009-1.43001980.8736-0.01420.00680.03340.30830.46180.00001.00000.00000.00001.00000.85270.35450.00001.00001.00001.00001.00005.59578.19130.000042.93110.00000.000010.79200.35720.04890.08330.62500.33330.33330.37503.1720282.3744-2146.161323509.76860.00910.02980.05960.813511.01280.0000877.25590.38300.52890.661121.52061.306910.842229.909120.729321.431322.19080.842929.5702-11.32931924.5302-0.01800.13690.3106（表二）家族企业表的描述性统计变量均值标准差最小值最大值四分位数25%50%75%0.62870.30590.00013.96990.38930.60810.86891.410946.8203-1.43001980.8736-0.01600.00900.04241.00000.00001.00001.00001.00001.00001.00000.78160.41320.00001.00001.00001.00001.00008.97838.71270.000042.93110.00017.313615.18650.36360.05130.11110.60000.33330.33330.4000-0.646749.0430-2146.1613758.73820.00910.03290.06741.301819.52570.0000877.25590.36940.51710.663020.99871.192711.348327.547420.378720.985721.69352.043653.0755-1.00001924.5302-0.05740.12600.3412（表三）非家族企业表的描述性统计 变量均值标准差最小值最大值四分位数25%50%75%0.74850.27910.00012.49200.53290.77460.97360.02580.3228-0.801616.2914-0.01380.00620.03000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00000.88430.31990.00001.00001.00001.00001.00004.07567.46320.000036.75270.00000.00004.25400.35430.04760.08330.62500.33330.33330.36364.8738337.9298-51.297823509.76860.00900.02870.05660.59592.30780.0017142.71780.38830.53350.660021.75311.288510.842229.909120.919621.621422.39290.30782.8502-11.3293150.60140.00060.14000.3005（二）相关分析在对模型进行回归分析之前，为了观察变量之间是否存在显著的相关性而可能对回归结果产生影响，本文先对变量作相关性检验。下表列示了各变量之间的Pearson和Spearman 相关系数。从表四中可以看出，整体而言，各变量的显著性较好，即不存在高度线性重合现象。（表四）相关性分析表PearsonSpearman1-0.0401*0.0117-0.0930*0.00080.32840.0000-0.2451*1-0.00830.01850.00000.48890.1218-0.0198*0.01011-0.0267*0.09910.40260.0264-0.0878*-0.0034-0.017010.00000.77740.1568注：*表示在0.01的水平下显著相关*表示在0.05的水平下显著相关*表示在0.1的水平下显著相关。（三）回归分析（表五）会计谨慎性性与董事会治理回归分析表模型一模型二变量预期符号系数值预期符号系数值(Constant).667*.533*(10.533)(8.262)MA-.049* -.041*(-5.157)(-3.35)CV-0.001-0.001(-1.355)(-1.191)ID%+.501*+0.357(7.352)(5.054)MAFA+0.005(0.288)CVFA-.003*(-3.07)ID%FA+.239*(5.088)ROA?0? 0(1.17)(1.114)Lev?0.001 ?0.001(1.296)(1.327)SIZE?-.070*?-.063*(-26.037)(-22.578)GROWTH?.000*?.000*(-2.517)(-2.599)F:121.735F:95.904AdjR2:0.109AdjR2:0.120DW:1.623DW:1.522注：*表示在0.01的水平下显著相关*表示在0.05的水平下显著相关*表示在0.1的水平下显著相关。（表六）信息及时披露与董事会结构回归分析表模型三模型四变量预期符号系数值预期符号系数值(Constant)0.020.02(0.048)(0.049)NIt-1?0.207?0.207(0.127)(0.127)DNIt-1?0.443?0.651(0.621)(0.908)NIt-1 DNIt-1?73.720*?78.227*(2.105)(2.219)NIt-1 DNIt-1MA+-18.221+-9.082(-1.594)(-0.49)NIt-1 DNIt-1CV+1.06+-0.076(1.5230(-0.066)NIt-1 DNIt-1 ID%-212.631*-182.925*(-2.363)(-1.926)NIt-1 DNIt-1MAFA-32.173(-