公司治理影响公司财务风险吗_于富生

1、会计研究 2008. 10公司治理影响公司财务风险吗 *? 于富生 张 敏 姜付秀 任梦杰(中国人民大学商学院 100872北京大学光华管理学院 100871=摘要 >绩效和公司价值往往为学术界和实务界所重视 , 而风险这一反映企业行为的经济后果以及企业质量的 重 要指标往往被 忽视 。 这 样的一个结果是 , 一些看似业绩很 好的公 司一夜 之间轰 然倒塌 。 从 已有的 文献看 , 公 司 治理具有改善公司业绩 及公司价值的作用 , 同样 , 我们认 为 , 公司 治理应该 具有风 险效应 , 即它可能 影响到 公 司的风险 。 本文以我国 证券市场 2002-2005年 的上市 公

2、司 为研究 对象 , 研究了 公司 治理对 企业 财务风 险的 影 响 。 实证结果表明 , 我国上市公司的公司 治理结构对企业财 务风险 具有一定 的影响 。 本文的 研究为人 们深入 认 识公司治理的 作用以及通过合理构建公司治理结构来有效降低企业财务风险具有一定的启示意义 。=关键词 >公司治理 企业财务风险 董事会特征 高管特征 股权结构一 、 引言在企业目标这一问题上 , 学术界倾向于认 为追求价值最大化是企业的终极 目标。这一点 从已有的 文献中可以 看出 , 无 论国内还是国外 , 学术界更多的是讨论企业行为对企业 绩效或者企业价值的影响 , 而 对企业行 为对风险所 可能

3、产生 的影响 却较少探讨。现实中的企业最关心的可能是如何创造利 润和价值 , 而忽略了随 之而来的企 业风险。但 是必须认识 到 , 企业 风险与企业活动相伴而生 , 如果仅仅偏重于企 业业绩或价值 , 而忽略了风险 , 将会导致严 重的后果。 现实中 , 众多 业绩优 异、高速成长的企业往往在一夜之间突然倒闭 , 国外的 公司如安然等 ; 国内的公 司如德隆 、巨人、格林 柯尔 , 等 等。尽管 对它们的失败有诸多解释 , 但是 , 无疑 , 对经营活动及企业发展 过程中风险的忽略是其中的重要原因之一。我们认为 , 西方学术界对企业价值的重视 及企业风险的忽略可能是由于他们认为 企业价值 包

4、含了市场 对公司基 本面的 判断 , 譬如说股价既包含了业绩 , 同时也对风险给出了价格。但 是 , 必须认识 到 , 由于信息 不对称等 原因 , 市场难 以对公 司所面临的风险给出准确评估 , 不仅如此 , 诸多企业失 败并非因为企业业绩不好 或者说没有 创造价值 , 而 是因为对 风险的 把握和控制方面出现了问题 , 因此 , 对企业的风险有必 要单独进行研究。对我 国企业而言 , 由于资本 市场的不完 善 , 公司 股票价格难以反映公司的基本面 , 因此 , 对企业风险的 考察可能更具有必要性。公司治理结构是现代企业的一个重要组成部分 , 良好的公司治理将带来企业价值的增加 , 这一点

5、已为学术界所证实并获 得广泛认可。从已有的文献看 , 学者们从董事会特征 (Her m ali n andW e is bach , 2003; K ap l an andM i nton , 1994; M ak and Yuan -t o , 2002; 孙永祥 , 2001; 于东智等 , 2004; 吴淑琨等 , 2001; 王跃堂等 , 2006 、高管激励 (Core et a l 1, 2003; Cresp i et a l 1, 200; Brickley et al 1, 1997; 魏刚 , 2003; 张俊瑞等 , 2003; 白重恩等 , 2005; 孙铮等 , 20

6、01 、股权结构 (C l aessens e t a l 1, 1998; G ri b -son , 2003; Sun and Tong , 2003; T ian , 2001; Go rt on and Sch m i d , 2000; C l aessens and D j ankov , 1999; J oh , 2003; 徐晓东等 , 2003; 白重恩等 , 2005; 陈晓等 , 2005 等多个方面对公司治理与公司价值或公司绩效之间的关系进行了研究。虽然有很多文献通过实 证的方法发现了公司治理结构对企业价值有显著的影响 , 但是 , 我们发现 , 几乎没有文献从实证的

7、角度研究公司治理结构对企业 风险的影响 , 因而也没有提出相应的、可行的降低企业风险的途径。本文试图通过研究公司治理结构的各种要素对企业风险的影 响程度 , 为人们深入认识公司治理的作用以及通过合理构建公司治理结构来有效降低企业风险起到一定的启示作用。本文以我国证券市场 2002 2005年的上市公司为研究对象 , 实证检验了公司治理对企业财务风险的影响。实证 结果表 明 , 我国上市公司的公司治理结构对企业财务风险具有 一定的影响。本文的贡献在于 :(1 从 公司治理角 度研究了 企业财 务风险的影响因素 , 从而丰富了公司治理这一领域的文 献 ; (2 通过有力的证据为实务界提 供了新的

8、参考依据 , 企 业在关*本文为中国人民大学科学研究基金项目 (项目编号 :07X NA005 的阶段性成果。会计研究 2008. 10注企业价值的同时也要重视企业财务 风险 , 而 公司治理的合理构建可以在一定程度上降低企业的风险 ¹。本文下面的内容安排如下 :第二部分是研究假设 ; 第三部分 对本文的样本 和变量进行 了界定 ; 在 第四部分 , 我 们从董 事会特征、管理特征、股权结构三个方面 , 对公司治理与企业风 险之间的关系进行了实证检验 ; 最后是本文的结论部分。 二 、 研究假设从相关文献来看 , 公司治理涉及 的变 量较多 , 其中应 用最 多的是 董事 会特 征、

9、高管 激励及 股权 结构这 三个 方面 的变 量 , 因此本文主要从这三个方面对公司治理与 企业财务风险之间的关系进行了考察。1. 董事 会特征与企业财务风险本文主要从独立董事及董事会规模等两个 方面考察董事会特征对企业财务 风险的影响 。国外的众 多研究表明 , 独立董 事的存在能为企业带来价 值的增 加 (Baysinger and Bu tler , 1985; W eisbach , 1988, 但也 有一些 研究发现 独立董 事并 没有 什么作用 (Y er m ack , 1995; Bhaga t and B l ack , 1999 。我国的研究也发现了类似的结论。 王跃堂 等

10、 (2006 发 现独立 董事 比例和公司业绩显著正相关 ; 崔学刚 (2004 发现独立董事 比例与公司信息披露质量显著正 相关 ; 但也有 研究发现 独立董 事与企业价值没有显著的相关关系 (于东智和池国华 , 2004 。我们认为 , 独立董事与企业价值之间的关 系之所以不是很明确 , 其原因除了 研究方法等 因素外 , 更重 要的原因 在于独 立董事与企业之间的特殊关系。独立董事与企 业之间是一种契约关系 , 企业之所 以雇佣他们 , 主要目的在 于希望通 过他们 /外部 人 0的身份缓解围绕企 业所形成的各类代理问题。但这一契约 又是不完 备的 , 因 为独立董 事和企 业没有 任何

11、的 利益 关系 , 这导致他们缺乏动机去提升企业价值。 但是 , 他 们却 有动 机关 注企 业的 风险 , 因为 一方 面 , 他们 要注 重自 身的 声 誉 , 企业如果发生财务舞弊等行为 , 将会损害他们的 声誉 (Sr i n i vasan , 2005; 另 外一方 面 , 如果 企业 经营失 败 , 他 们也 可能会因为工作失误等原因受到牵连 。因此 , 我们可以 预期 , 独 立董事的存在将会降低企业的财务风险。同样 , 从现有研究来看 , 董事会规模与企业价值之 间的关系也不是很明 确。有研究发 现 , 董事会 规模越大 , 企 业价值 越高 (D enis and Sar

12、i n , 1999; 也 有 研 究 发现 , 董 事会 规 模 越 小 , 企 业 价值 越 高 (Y er m ack , 1995 。 于东 智 和 池 国 华 (2004 发现在中国上市公司中 , 董事会规模 与企业 业绩之 间存在 倒 U 型的相 关关系 , 董 事会规 模过 大会降 低企 业价 值。 孙永祥和章融 (2000 也发现 , 董事会规模越大 , 企业业绩 越差。我们认为 , 董事会规模和企业财务风险之间应该存在一种正向的关 系 , 原因如下 :首先 , 董事会规模过大 , 将滋生官僚 主义 , 从而降低企业的经营效率 , 增加企业风险。作为企业的一个核心决策机构 ,

13、董事会的主要任务是为企业 的重大问题制 定科学有效的决策。过大的董事会规模 无疑会降低 决策效率 , 使得 很多问题 可能 /议而不决 0, 从而降低 企业的经营 效率。 其次 , 过大的董事会规模可能会使得董事会成员产生依赖和侥幸心理 , 当企业面临风险时 , 他们可能会认 为有更多的人一起 承担风险 , 从而降低自己所承担的风险的比重 , 因而怠于采取积极有效的措施应对风险 , 这显然会带来企业风险的上升。 基于上述分析 , 我们提出如下假设 :假设 1:独立董事比例与企业财务风险之间存在显著的负相关关系 ;假设 2:董事会规模与企业财务风险之间存在显著的正相关关系。2. 高管 特征与企业

14、财务风险本文主要从董事长与总经理的二 职合一、高管持股与高管薪酬等三个方面研究高管特征与企业风险的关系。对于公众公司而言 , 董事长与总经理都由同一人兼任显然具有诸多缺陷 :首先 , 这会影响董事会的独立性 , 从而使得不 称职的总经理难以被更换 (G oya l et a l 1, 2002, 而这显然会降低企业的经营效率 , 从而增加企业财 务风险 ; 其次 , 董事长与 总经理都由同一人兼任将会使得董事长 (总经理 在企业中拥有更高的地位和权威 , 使得许多监督机制形同虚设 , 当整个企 业的决策权几乎都落在董事长 (总经理 手里时 , 企业的财务风险就会被放大 , 因为位于权利顶峰的人

15、更容易头脑发热 , 采 取激进的经营政策与财务政策 , 在缺乏监督的情况下 , 这种激进的政 策往往会使企业经营失败。从我国企 业特别是国有企业 的实践来看 , 这种现象不胜枚举。因此 , 我们预期 , 董事长与总经理二职合一企业的财务风险要大于其他企业。关于高管激励的作用 , 西方的研究 几乎一 致发现 , 高 管报酬 与企业 业绩之 间存在 显著的正 相关关 系 (Murphy , 1985; Cough lan and Sch m i dt , 1985 。从国内的研究来看 , 张俊瑞等 (2003 、高雷和宋顺 林 (2007 也发现我国 上市公司 的高管 报酬与企业业绩 显著 正相

16、关。但 也 有很 多研 究 发现 二 者之 间 不 存在 显 著关 系 , 我国 的 高管 激 励没 有 什 么效 果 (魏 刚 , 2003 。周嘉南和黄登仕 (2006 发现高管报酬不仅和企业业绩之间显著正 相关 , 而 且和企业风险之间显著负相关。根据代理理论 , 对高管的激励将能够降低代理成本 , 使得他们更好地为股东服务。从我国的现实情况来看 , 高管激励一 直是一个被忽视的问题 , 随着企业的发展 , 这一问题近年来逐渐受到了重视 , 对高管的 激励程度逐渐增加 , 股 权激励方式也 开始被采用。虽然和西方相比 , 我国特殊的制度背景使得企业的报酬 激励存在一些缺陷 , 例如高管的

17、在职 消费会降低报酬激 励的作用 , 但合理的报酬激励会在一定程度上降低高管与股东之间利益不一致的程度 , 而这又显然会促使他们关注企业财务风¹企业的风险可以分为经营风险、财务风险等诸多类型 , 本文只研究财务风险 , 为了便于叙述 , 下文将财务风险均简写为 /风险 0。会计研究 2008. 10险并尽量采取措施降低这种风险。因此 , 我们预期高管的股权激励和薪酬激励等两种方式的比例将和企业财务风险呈负相关关系。 基于上述分析 , 我们提出如下假设 :假设 3:董事长与总经理二职合一企业的财务风险要大于二职分离的企业 ;假设 4:高管的持股比例和企业财务风险之间存在显著的负相关关系

18、 ;假设 5:高管的薪酬比例和企业风险之间存在显著的负相关关系。3. 股权 结构与企业财务风险本文主要从实际控制人类别和股 权集中度等两个方面研究股权结构对企业财务风险的影响。大多数上市公司都是国有控股是 我国 证券市 场的 一大特 色 , 正因 为如 此 , 众多 文献 研究了 国有 控股对 企业 业绩 的影 响 , 而且几乎都一致发现国有企业比非国有企业的业绩 更差 (X u and W ang , 1999; Sun and T ong , 2003; 徐晓东和陈小 悦 , 2003 。虽然业绩和风险往往是一致的 , 业绩好的企业风 险也低 , 但 在很多 情况下 并非如 此 , 这就是

19、 所谓的 /风险 -回报 悖论 0(Bo wman , 1980 。我们认为如下原因会使 得国有企业的风险低于非国有企业 :首先 , 在我国目前的制度环境下 , 产 业政策的不稳定性会增加企业的风险 , 而国家 在制定产业政策时会优先从国有企业的角度加 以考虑 (例如 出于国企 脱困目 的 , 从而使得国有企业 所面临的政策风险较低 ; 其次 , 地方政府出于本地区利益的 考虑 , 会加大 对国有企业 的扶持力 度 , 在资金、政策等方面向国有企业倾斜。当国有企业陷入困境时 , 政府也 有动机为 他们提供帮 助。地方政府 的介入显 然会降 低企业的风险。因此 , 我们可以预期 , 国有控股企业

20、的财务风险 要低于其他企业。我国上市公司的另外一个特色是股权普遍 较集中 , 控制权一般掌握在一家大 股东手里 , 这 使得控股股 东会显著 地影响 上市公司的行为。众多研究发现 , 控股大股东的存 在使得上 市公司被 /掏空 0的 现象非 常普遍 (李 增泉等 , 2005 , 而这 显然会增加上市公司的财务风险。因此 , 如果能够约束 大股东的行为 , 将能够 起到降低企 业财务风 险的作用。例 如 , 陈晓 和王琨 (2005 发现 , 控股股东之间的制衡能力越强 , 上市公司和控 股股东之间发生关联 交易的可 能性越低。因 此 , 我们 可以预期 , 股权集中度和企业财务风险之间是 正

21、相关关系。基于上述分析 , 我们提出如下假设 :假设 6:国有控股企业的财务风险显著低于其他企业 ;假设 7:股权集中度和企业财务风险显著正相关。三 、 研究设计(一 样本本文的样本来自沪、深两市的 A 股上市公司 , 样本观察期为 2002-2005年。我们的 样本选 择条件 为 :(1 非金 融类 公司 ; (2 不存在缺失值。经过选择 , 我们最后得到 801家样本公司 , 共 2379个观察值 。本文的 数据来自聚源及 CCER 数 据库。(二 变量1. 企业 财务风险企业财务风险是由于企业所处的外部经营 环境和内部经营活动的不确定性 造成的。从一 般意义上 讲 , 企业财务 风险可

22、以理解为企业在经营活动中 , 由于内外部环境及各种难 以预料或无法控制的因素 作用 , 使企业 财务活动的 未来结果 偏离预 期财务目标的可能性。这种可能性表现在两个 方面 , 一 方面可能给企业造成预期 外损失 ; 另一 方面可能给 企业带来 预期外 收益。现实中 , 第一方面的可能性更值得关注 , 因为它可能导致 企业陷入财务 困境。因此 , 本 文的分析更 倾向于财 务风险 的负效应 , 即它导致企业陷入财务困境的可能 性。一般来说 , 衡量企业财务风险变量主要有两类 :其一是以市 场数据为基础 , 其二是以会 计数据为 基础。前者包 括股票 收益的波动、贝塔系数等 ; 后者包括会计收益

23、的波动、负债比例 等。前 者在西方 应用较广 , 但 我们认为这 种以市场 数据为 基础衡量企业风险的方法并不适合我 国上市公司 , 因为我国证券市场还不完善 , 投资者具有 强烈的投 机因素 , 使得 股票收 益的波动并不能很好地反映企业的财 务风险。虽然会计 数据也 会有很 大的噪 音 , 例如存 在盈余 管理等 因素 , 但 相对来 说 , 它比资本市场数据衡量企业风险更合 理些 , 而 且 , 通过 延长指标的计算期 , 可以有效地消除一些偶发性因素的影响。基于上述原因 , 我们选择用样本公司的 Z 指数来衡量企业 财务风险 º, 因为 行业因素 可能会显 著影响 这一指 标

24、 , 我们 还对这一指标进行了行业调整。在稳健性检验 部分 , 我 们还采用了年末资产负债率作为企业财务风险的替代指标。本文所用的 Z 指数直接取自聚源数据库 , 公式为 :º纽约大学斯特恩商学院教授爱德华 #阿特曼 (Edw ard A l t m an 在 1968年就对美国破 产和非破产生 产企业进行观察 , 采用了 22个 财务比率经过数理统计筛选建立了著名的 5变量 Z-s core 模型。 Z -score 模型是以多 变量的统计方法 为基础 , 以破产企 业为样本 , 通过大 量的实验 , 对企业的运行状况、破产 与否进行 分析、判别 的系统。 Z-score 模型 在

25、美国、澳 大利亚、巴 西、 加拿大、 英国、法 国、 德国、 爱尔兰、日本和荷兰得到了广泛的应用。该指标越小 , 企业风险越大 , 反之亦然。会计研究 2008. 10Z=01012营运资金 100/总资产 +01014留存收益 100/总资产 +01033息税前利润 100/总资产 +01006股票总市值 100/负债账面价值 +01999销售收入 100/总资产2. 公司 治理本文主要从董事会特征、高管激励及股权结构三个 方面 , 考 察公司治理与 企业风险之 间的关系。 其中 , 董事会 特征变 量包括独立董事比例 (O utdir 和董事 会规模 (D irsize 。独立董事比例用独

26、立董 事人数与董 事会总人 数之比表示 ; 董事会 规模用董事会的总人数表示。高管特征变量包括董事长与总经 理的二职合一 (Dua l 、高管持股 比例 (G gho ld 及 高管薪酬 (Ggxc 。对于董 事长与 总经理的二职合一变量 , 我们设置了一个哑变 量 , 1表示二职合一 , 0表示二职分离 ; 高管持股比例用高管持股数与总股数 之比表示 , 因为该比值较小 , 我们乘了 1000, 这不影响回归结果 ; 高管薪酬用薪酬最高的前三 名高管薪酬 之和的自 然对数 表示。股权结构变量包括实际控制人 (Ownership 类别及股权 集中度 (HHI5 。我们设置了 实际控制 人类别哑

27、变 量 , 1表示 非国有控股 , 0表示国有控股 ; 股权集中度用前 5大 股东持 股比例 的 H erfIndal 指 数表示 , 我们同 样乘了 1000, 该值越 大 , 表示股权越集中。3. 控制 变量根据相关文献及我国相应制度背 景和上市公司的实际情况 , 我们设置了如下一些控制变量 :成长性 (G row :用 /(期末总资产 -期初总资产 /期初总资产 0表示 , 该值越大表示企业成长越快。成长快的企业 在投资规模与融资规模等方面都较大 , 不确定 性较大 , 从而风险较大 , 因此我们预期该变量的回归系数为负。现金股利 (X j g l 与股票股利 (G pg l:分别用年度

28、内现金股利金额和年度内股票股利数表示。股利至少可以通过两种途 径影响企业风险 :其一 , 企业支付股利暗含着企业的投资机会在减少 , 从而风险增加 ; 其二 , 企业支付股利会减少企业的资源 , 从而增加企业风险。许多研究发现股利支付比例和风险正相关 (G arso m bke , 1979 。因此我们预期该变量的回归系数为负。 上市年限 (A ge:用样本公司的上市年限表示。企业年龄越大 , 其业务越趋于成熟与 稳定 , 从而 风险相对较 小 , 因此 我们预期该变量的回归系数为正。企业规模 (S ize:用总资产的自然对数表示。企业规模越大 , 其抗风险能力越强 , 因此我们预期该变量的回

29、归系数为正。 经营单元数 (N :用样本公司主营业务收 入所来源的行业数来衡量 , 经营单元数越多 , 表明多元化程度越大。 现有研 究表明 , 多元化能够降低企业风险 (姜付秀等 , 2006, 因此 , 我们预期该变量的回归系数为正。第一大股东是否变更 (T urnover :用哑变量表示 , 1表示 第一大 股东发生 变更 ; 0表 示未变 更。一般而 言 , 大股 东发 生变更表明企业经营陷入困境 , 因此我们预期 该变量的回归系数为负。此外 , 我们还控制了行业及年度因素。对于行业变 量 , 我 们根据 证监会 5上 市公司 行业指 引 (2001 6划分的 13个行 业 , 去除金

30、融业后 , 以农业为基准 , 设置了 11个行业哑变量 ; 对于年度变量 , 我们以 2002年为基准 , 设置了 3个年度哑变量。 上述控制变量都采用期初值表示 。此外 , 为了确保 结果的可靠性 , 我们剔除了所有变量上下 1%分位 以外的值。 四 、 实证检验及其结果(一 描述性统计表 1报告了本文主要变量的描述性统计。从表中可 以看出 , 样 本公司 的独立 董事比 例中位数 为 01333, 表 明大多 数公 司的独立董事比例都符合证监会的要 求。此外 , 大多数 公司的董事会规模为 9人 ; 约 15%的公司董事长和 总经理是 由一人 兼任的 ; 高管持股比例平均为 217%, 而

31、且最大值为 6012%, 最 小值为 0, 表 明公司 之间差 距较大 ; 高 管薪酬 差距也 较大 (最大 值为 151454, 最小值为 81366; 约 26%的公司为非国有 控股 , 74%为国有控股 , 表明绝 大多数样本 公司都由 国有控 股 , 这也符合我国的实际情况 ; 股权集中度最大值为 01719, 最小约为 0, 表明样本公司股权集中度差距较大 ; 从其 他控制 变量来看 , 样本公司之间的差距也较大 , 这也便于我们 考察不同公司各方面的情况对风险的影响。表 1变量的描述性统计变量 均值 中位数 最大值 最小值 标准差Outd i r 01309013330166701

32、1101079D irs i ze 91736910001910004100021215Dua l 0114801000110000100001354Gghold 0102701099016020100001725Ggxc 1216931217531514548136601889Ow nersh i p 0126301000110000100001440HH i 50117801034017190100001401Grow 010830105821329-0195601247X j g l 0105301000112000100001103会计研究 2008. 10续表 变量 均值 中位数 最

33、大值 最小值 标准差Gpg l 0107701000212000100001211Age 71959810001510004100021202Tu r n over 0104801000110000100001214N 31576310002310001100021278S ize 21110021107324144616188401941(二 董事会特征与企业 财务风险我们首先考察董事会特征与企业 风险的回归结果。在回归模型中 , 我们以风 险变量作为 被解释变 量 , 以董事会 特征变 量作为解释变量 , 同时控制了其他一些影响因素 , 结果见表 2。在模型 (1 和模型 (2 中 , 我

34、们 分别以 O utdir 和 D irsize 作为解释变量 , 在模型 (3 中 , 我们同时加入这两个变量。从回归结果来看 , O utdir 的回归系数均显著为正 , 和 假设 1一 致 , 表明控制了其他一些因素后 , 独立董事比例越高 , 企业风险越低。而 D i rsize 的回归系数 为正而且 不显著 , 未能 支持假 设 2, 表明我国上市公司的董事会规模对企业风险没有显著 影响 , 董事会未 能发挥其 应有的 作用。这一 结果也 比较符 合我 国的实际情况 , 在我国普遍存在强势大股东的 情况下 , 董事会很多情况下只是一个形式上的决策机构而已。从控制变量的回归结果来看 ,

35、 所有控制变量的回归 系数符号都和预期的一致 , 而且 X j g l 、 A ge 、 S ize 等 变量的回 归结果 都显著。表 2董事会特征与企业风险 O LS 回归结果预期符号(1 (2 (3系数 t 系数 t 系数 t截距项 ? 1210469154*12154919*1210449153* Outd i r +31395132*314335117* D irs i ze +010271126010050123 Grow -01009-0104-01014-0106-01011-0105 X j g l -41508-9121*-41551-9125*-41506-912* Gpg

36、 l -01174-0176-01256-111-01175-0176 Age +0116619*011898138*01166189* Tu r n over -01207-0195-01201-0192-01207-0195 N +010281136012671129010281137 S ize +015529142*015278179*015559126* Ind i ? 控制 控制 控制Y eari ? 控制 控制 控制观测值 246424642464F 15166*14123*14195*A dj-R2011190110101111注 :*、 *、 *分别为在 1%、 5%、 10

37、%水平下显著。(三 高管激励与企业风 险表 3报告了以上述三个高管特征变量作为解释变量 , 以企业 风险作为被解释变量的 OLS 回归结果。我 们首先仍 分别将 这三个解释变量加入模型 , 最后将它们同时加 入 , 从而 形成四个模型。二职合 一变量的回 归系数均 为负 , 且都显 著 , 说明 董事长与总经理二职合一公司的风险要显著高 于其他公司。高管持股变量的回归系数均在 10%水平显 著为正。高管 薪酬变 量的回归系数均为正 , 而且显著。上述结果支持了假设 3、假设 4和假设 5, 表明董事 长与总经理的二职分离、提高高管持 股及高管薪酬都有助于降低企业风险 。此外 , 控制变量 的回

38、归结果和表 2一致。表 3高管特征与企业风险 OL S 回归结果预期符号(1 (2 (3 (4 系数 t 系数 t 系数 t 系数 t截距项 ? 1318879124*1214019177*1018968112*1218127196* Du al -01333-1196*-01326-119* Gghold +011051173*011541163* Ggxc +012433167*011471182* Grow -01222-0182-01002-0101-01056-0124-01254-0194 X j g l -31532-6146*-41618-9135*-41255-8135*-3

39、1493-6111*会计研究 2008. 10 续表 预期符号 G pg l A ge Tu rnover N S ize Ind i Y eari 观测值 F A dj- R 2 注: * * * ( 1 系数 - 01 667 01 19 - 01 179 01 021 01 638 t * - 21 34 * 81 41* * * - 01 66 01 85 91 09* * * ( 2 系数 - 0127 0119 - 01206 01028 01532 控制 控制 2397 * 101 04 * 01 1 t - 11 17 * 81 41 * * - 01 94 11 32 * 8

40、1 99 * * 系数 - 01 228 01 171 - 01 263 01 024 01 596 ( 3 t - 01 98 71 41* * * - 11 19 11 15 91 7* * * 系数 - 01659 01174 - 01188 01018 01663 ( 4 t - 21 31* * * 61 19 * * - 01 7 0 73 1 * 91 08 * * + + + ? ? 控制 控制 2397 14 31* * * 1 01 11 * 控制 控制 2397 91 7* * * 01 11 控制 控制 2379 91 71* * * 01118 * * 、 * 、 分

41、别为在 1 、 5 、 10% 水平下显著。 % % ( 四 股权结构与企业风 险 表 4报告了以两个股权结构特征变量作为解释变量 , 以企业 风险作为被解释变量的 OLS 回归结果。我 们仍然先 分别将 这两个解释变量加入模型, 最后将它们同时加 入, 从而 形成三个模型。 回归结果显示, 实际控制人类别变量的回 归系数显著为负, 说明非国有控股 企业的风险 要显著大 于国有控股 企业。股 权集中度的回归系数为负, 但不显著, 说明股权越集中对企 业风 险无影 响。上 述结果 支持 了假设 6 但未 支持假 设 7。此 , 外, 控制变量的回归结果和前面一致。 表 4 预期符号 截距项 Ow

42、 nersh ip HH I 5 G row X jg l G pg l A ge Tu r over n N S ize Ind i Y eari 观测值 F A dj- R 2 注: * * * 股权特征与企业风险 OL S回归结果 ( 1 系数 131 555 - 01 536 - 01 084 - 41 447 - 01 309 01 191 - 01 161 01 027 01 585 控制 控制 2379 151 26* * 01 11 t * 101 59 * * * - 41 56 * * ( 2 系数 121 616 - 01 069 - 01 014 - 41 549 -

43、01 281 01 192 - 01 202 01 026 01 544 t 9195* * * ( 3 系数 131608 - 01542 - 01053 - 01095 - 41445 - 01322 01193 - 01162 01026 01588 控制 控制 2379 141 65* * 01 11 t * 101 62 * * * - 41 61 * * - 0 42 1 - 0 41 1 * - 91 05 * * - 1 39 1 * 81 56 * * - 0 74 1 1 27 1 * 91 88 * * ? + + + ? ? - 0136 * - 91 06 * * -

44、 1134 81 51* * * - 0174 1131 91 84* * * - 01 55 - 01 06 - 9123* * * - 11 21 8149* * * - 01 92 11 27 9122* * * * 控制 控制 2379 14122* * * 01 101 * * * 、 * 、 分别为在 1 、 5 、 10% 水平下显著。 % % ( 五 总体检验 我们将本文所设置的所有公司治 理变量加入同一模型, 重新进行了回归, 所 得结果如表 5所示。从表 5的结果 我们可 以看出, 所有的公司治理变量的回归系数与显 著性和本文前面实证检验所得出的结果基本一致。 表 5 截距

45、项 O utd ir D irs ize D ua l G ghold G gxc Ow nersh ip HH I5 G row X jg l 公司治理特征与企业风 险 OL S回归结果 预期符号 ? + + + + 系数 131 694 41 437 01 021 - 01 315 01 129 01 15 - 01 77 - 01 136 - 01 164 - 31 323 t 81 49* * * 51 22* * * 01 75 - 1186* 1168* 1188* - 51 34* * * - 11 02 - 01 61 - 51 91* * * 57 会计研究 2008. 10

46、 续表 G pg l A ge Turnover N S ize Ind i Y eari 观测值 F A d j- R 2 注: * * * * * 、 * 、 分别为在 1 、 5 、 10% 水平下显著。 % % 预期符号 + + + ? ? 系数 - 01 677 01 135 - 01 162 01 022 01 755 控制 控制 2379 10162* * * t * - 21 41 * * * * 41 69 - 01 61 - 01 88 101 16* * * 01 149 ( 六 稳健性检验 为了验证上述结论是否可靠, 我 们进 行了如 下一 些稳健 性检 验: 第一,

47、我们将 企业 财务风 险变 量换为 年末 资产 负债 率, 重新进行了回归, 结论和前面基本一致; 第二, 为了检验解释变量 与被解释 变量之间是 否存在严 重的内生性 问题, 我 们分别对每一个公司治理变量与企业 财务风险变量进行了 H ausman检验, 结果显示卡方统计值的伴随概率均大 于 10% , 表 明上述变量之间没有严重的内生性问题 » , 因此, 我们采用的 OLS方法所得到的 结论是 可靠的; 第 三, 我们剔 除了样 本公 司中的 ST 公司, 重新进行了检验, 结果没有发生明显变化。限于篇幅, 本文没有报告上 述检验结果。 五、结论 公司治理影响企业业绩或企业价

48、 值, 这一 点已为学者们所接受。但是, 作为与企 业活动相 伴而生的风 险并没有 受到学 术界和实务界的应有重视。基于公司治理与公司价值的 研究思路, 本文以我国证券市场 2002 2005年的上市公司为 研究对 象, 研究了公司治理对企业风险的影响。我们以样本公 司五年的会计收益指标的 方差衡量企 业风险, 同时 还采用了 其他替 代指标进行了稳健性检验。在研究方法上, 为了确保结果的稳健 性, 我 们将分组 检验与回归 分析相结 合, 同时对样 本期间 内每年的数据分别进行了检验, 我们相信, 通过这些方 法的结合, 我们研究结论具有一定的稳健性。 本文的实证结果表明, 我国上市公司的公

49、司治理结构对企业财务风险具有一定的影响, 其中股权集中度和企业财务风险之间 呈显著的正相关关系; 独立董事比例、高管持股与企业财务风险之间存在显著的负相关关系; 总经理与董事长的二职分离可以降 低企业的财务风险; 非国有控股企业的财务风险更大。而董事会规模、高管薪酬与企业财务风险之间不存在显著的相关关系。 本文的结论具有如下的政策含义 : ( 1 通过改善公司治理结构能够显著地降低企业的财 务风险, 其作 用机理在 于良好 的公司治理结构不仅能选出优秀的管 理者, 而 且能有效约束 企业的 高风险 行为; ( 2 在建 立公司 治理 结构时 , 应该 坚持 / 实质 重于形式 0 的原则, 有

50、选择地建 立那些有效的治理机制, 而不要一味地模仿西方的公司治理形式。 主要参考文献 白重恩等. 2005. 中国上市公司治理结构的实证研究. 经济研究, 2 . 陈晓, 王琨. 2005. 关联交易、公司治理与国有股改革. 经济研究, 4. 高雷, 宋顺林. 2007. 高管报酬激励与企业绩效. 财经科学, 4. 胡勤勤, 沈艺峰. 2002. 独立外部董事能否提高上市公司的经营业绩. 世界经济, 7 . 姜付秀, 刘志彪, 陆正飞. 2006. 多元化经营、企业价值与收益波动研究. 财经问题研究, 李增泉, 余谦, 王晓坤. 2005. 掏空、支持与并购重组. 经济研究, 1. 孙永祥.

51、2001. 所有权、融资结构与公司治理机制. 经济研究, 1. 孙永祥, 章融. 2000. 董事会规模、公司治理与绩效. 企业经济, 10 . 孙铮, 姜秀华, 任强. 2001. 治理结构与公司业绩的相关性研究. 财经研究, 4. 吴淑琨, 刘忠明, 范建强. 2001. 执行董事与公司绩效的实证研究. 中国工业经济, 9 . 王跃堂, 赵子夜, 魏晓雁. 2006. 董事会的独立性是否影响公司绩效. 经济研究, 5 . 魏刚. 2003. 高级管理层激励与上市公司经营绩效. 经济研究, 3 . 11. » 通过对 O LS 和 2SLS 的估计值进行 H aus an 检验,

52、可以判断这两种方法的估计值是否存在显著差异, 如果不存在显著差异, 则采用 m 2003。 OLS 进行估计是更优的选择。参见 J1M 1 伍德里奇著: 5计量经济学导论: 现代观点 6, 第 468- 469 页, 中国人民大学出版社, 58 会计研究 2008. 10 徐晓东, 陈小悦. 2003. 第一大股东对公司治理、企业业绩的影响分析. 经济研究, 2 . 于东智, 池国华. 2004. 董事会规模、稳定性与公司绩效: 理论与经验分析. 经济研究, 4. 于东智. 2003. 董事会、公司治理与绩效 对中国上市公司的经验分析. 中国社会科学, 3 . 张俊瑞, 赵进文, 张建. 20

53、03. 高级管理层激励与上市公司经营绩效相关性的实证分析. 会计研究, 9 . 周嘉南, 黄登仕. 2006. 上市公司高级管理层报酬业绩敏感度与风险之间关系的实证检验. 会计研究, 4. Bay sing er B. D. and Butle rH. N. 1985. Co rpo ra te gove rnance and the board of directors perfor ance e ffects o f changes in : m board co pos ition. Journa l of L aw, Econo ics and O rgan izations 1: 1

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