财经科学

＜财经科学＞２０１１／６总２７９期

内部控制机制影响会计信息风险吗

——来自中国上市公司的经验证据※

向锐１江维林２肖敏３

【内容摘要】本文以中国证券市场上２００４年至２００６年期间的上市公司为样本，基于修

正的ＤＤ模型对会计信息风险进行衡量，分析了内部控制机制（股权结构、资本结构和

董事会结构）对会计信息风险的影响。研究发现：（１）第一大股东持股比例和大股东

之间的股权制衡能力对会计信息风险没有显著的影响；（２）财务杠杆对会计信息风险

有显著为正的影响，而银行债务对会计信息风险有显著为负的影响；（３）董事会规模

对会计信息风险有显著为负的影响，董事会会议频率对会计信息风险有显著为正的影

响，而董事长与总经理两职舍一和董事会独立性对会计信息风险没有显著的影响。

［关键词】会计信息风险；股权结构；资本结构；董事会结构

一、引言

ｍａｒｋｅｔｈｙ．ｐｏｔｈｅｓｉｓ，咖），是资本市场信息披露的重要理论基础。有效市场假说理论表明，美国经济学家ＥｕｇｅｎｅＦａ眦ｕＪ提出了著名的有效市场假说（ｅｆｆｉｃｉｅｎｔ

市场价格反映的信息量越大，反映信息的速度越快，也即会计信息越透明，市场就越有效。然而，在现实资本市场中，由于信息不对称，公司所有者和管理者之间存在严重的代理冲突（Ｊｅｎｓｅｎ和Ｍｅｄｄｉｎｇ；【２ＪＳｈｌｅｉｆｅｒ和Ｖｉｓｈｎｙｔ３Ｊ），强式有效市场假设难以成立，会计信息披露存在着风险（Ｗａｔｔｓ和Ｚｉｎｍ舱ｒｍａｎ；【４］Ｈｅａｌｙ和Ｗａｂｌ衄【５Ｊ）。公司会计信息风险的存在，影响着投资者的价值判断和理性决策。２０００年以来，作为西方资本市场“公开、公平、公正”典范的美国爆发了由于会计信息风险所引起的一系列“信任危机”，安然公司（ＥＩｔ姗）、世通集团（ＷｏｒｌｄＣｏｍ）、

※本文得到中国博士后科学基金项目资助（２０∞０４３０＂／８２）、中央高校基本科研业务费资助（２０００９ＧＵｌｌｏｆｆｌ）和国家社科基金青年项目（∞ｃ｛斗∞∞）资助。

作者简介：向锐（１９７卜）。男，四川大学工商管理学院会计系（成都，６１００６４），副教授。研究方向：财务管

理与公司治理。

江维林１１９９４－－－）。女，四川大学工商管理学院（成都，６１００６４）。研究方向：ＡＣＣＡ。肖敏１１∞卜）．女，四川大学公共管理学院（成都，６１００６４）。研究方向：ＡＣＣＡ。

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美国国际集团（ＡＩＧ）等全球大型企业深陷其中。近些年来，我国也先后爆发了因会计信息风险所引起的会计舞弊案，如银广夏、蓝田股份、科龙电器、海南航空、华源制药等等。

会计信息风险的存在，客观上损害了投资者的利益，并产生了严重的代理成本问题。Ｊｅｎｓｅｎ和Ｍｅｃｋｌｉ耐２Ｊ认为可信的财务报表有利于缓解两权分离所产生的代理成本。因此，需要安排较好的公司治理机制来缓解会计信息风险，从而减少公司的代理成本冲突。内部控制机制作为公司治理机制的核心，需要强化其对管理者行为的监控功能，以达到降低会计信息风险，保护投资者（尤其是中小投资者）利益的目标。Ａｚｏｆｒａ等【６Ｊ６已研究发现公司的某些内部控制机制能够在一定程度上抑制管理者行为，提高会计信息质量。但是，目前我国上市公司存在特殊的治理结构并一直处于转轨改革的过程之中，那么，我国上市公司的股权结构、资本结构和董事会结构等具体内部控制机制是否会影响会计信息风险？这些研究证据的取得将具有重要的与资本市场监管和公司治理改革相关的政策含义。为此，本文基于中国的制度背景，通过２００４－－２００６年我国上市公司的经验数据，来深入分析我国上市公司的内部控制机制对会计信息风险的影响。

二、理论分析与研究假设

（一）股权结构与会计信息风险

Ｐｅｒｌｅ和Ｍ哪【７Ｊ认为现代公司的主要特征在于所有权与控制权的分离，并提出了所有权与控制权分离问题。公司管理者往往利用信息不对称对股东利益进行侵占、掠夺，给股东造成“剩余损失”。Ｆａｍａ和ＪｅｍｅｎＬ８Ｊ认为股权越分散，经营者侵犯投资者利益的可能性越大。Ｓｈｌｅｉｆｅｒ和Ｖｉｓｈｎｙｃ３Ｊ认为，股权集中在某些大股东手中，他们会有较大动力去监督管理者，大股东的存在成为缓和股东与经理层之间利益冲突的一种有效方式。Ｄ．Ｋ．Ｄｅｎ０９Ｊ认为公司大股东有足够的能力和激励去监控好、影响公司的经营行为。ＤｕｘｌｌｅＶ和Ｋ一１０Ｊ认为，股权集中度越高，对控股股东基于控制权的公共利益所产生的正向激励也就越大，大股东也就越有可能保持对公司经理层的有效控制。基于以上分析，我们认为公司股权集中度越高，股东对经营者的监督越有利，公司会计信息风险越低，为此我们提出以下假设：

假设Ｈ１：股权集中度越高的公司具有较低的会计信息风险。

Ｂｅｎｎｅｄｅｓｅｎ和Ｗｏｌｆｅｒｚｏｎ［１１Ｊ认为在对投资者保护不完善的情况下，大股东之间的相互监督和制衡可以控制私人利益。Ｂｌｏｃｈ和Ｈｅｇｅ［１２Ｊ认为各外部大股东（除第一大股东之外的大股东）为了获得其他股东的支持，会做出更有效地使用公司控制权的承诺，即各外部股东之间的竞争会抑制“隧道行为”。ｈＩ叫玎和ＰａｊｕｓｔｅＣｌ３］认为大股东的多元化能够对经营者形成有效监督，特别是当两个大股东持股比例

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相近时，任何一方都没有绝对权力动用公司资源以增加其私人收益。孙永祥和黄祖辉ｕ４Ｊ研究发现有一定集中度、有相对控股股东并且有其他大股东存在的制衡型股权结构，总体上最有利于公司治理机制的发挥。陈信元和汪辉【１５ｊ通过分类比较研究发现股权制衡公司的Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ值和市净率显著高于联盟公司和一般公司。基于以上分析，我们认为大股东之间股权制衡的程度越高，越有利于推动公司治理效率的提高，为此我们提出以下假设：

假设Ｈ２：股权制衡度越高的公司具有较低的会计信息风险。

（二）资本结构与会计信息风险

通常认为，财务杠杆提高了公司代理冲突成本。按照Ｊｅｎｓｅｎ和Ｍ∞ｌ【ｈｌｌｇ［２］的代理理论，财务杠杆越高的公司，股东一债权人一管理者之间的利益冲突越大，代理成本越高，因此需要披露的信息越多。Ｄｉ蹰烈“１６Ｊ认为高杠杆公司存在着信息不对称，限制着公司的外部融资情况。Ｄｅｃｈｏｗ和ｓｋｊｎｒ一１７］研究表明，公司为了减少契约的约束性内容，或者为了避免债务违约的成本，债务程度与盈余管理正相关。张为国和王霞¨８Ｊ研究表明，公司资产负债率越高，经理层出于职位安全考虑会更多地进行盈余管理，从而降低信息披露质量。基于以上分析，我们认为公司财务杠杆越高，其面临的财务风险越大，公司管理层为消除负债率过高给公司带来的负面影响，进行盈余管理的动机越强烈，从而导致公司的会计信息风险越高，为此我们提出以下假设：‘

假设Ｈ３：财务杠杆越高的公司具有较高的会计信息风险。

会计信息能综合反映企业现有的财务状况和过去某一期间的经营成果，对债务人的偿债能力的判断具有重要作用。Ｂｅｒｌｉｎ和ＬｏｅｙｓＥｌ９】认为在减少与代理冲突和信息不对称相关的问题上银行融资比公共债务更有效。这主要是因为银行在监督公司行为、收集和处理信息方面具有比较优势。Ｍｙｅｒｓ［驯认为贷款人事后监督和债务条款的重新商谈能减少债务相关的投资不足问题。ｈｍ［２１］认为银行的定期监督也能降低公司的整体契约成本，因为代理人持有不需要进行其自身有成本的监督的其他索取权。Ｊｏｈｎｓｏｎ［２２Ｊ认为银行作为专业的金融中介，通过更加详细的债务监督能够抑制公司道德败坏和其他信息问题。王毅春和孙林岩［２３］研究也表明，随着银行贷款比例的上升，会计信息稳健性上升。基于以上分析，我们认为在具有更多银行债务的公司，银行发挥了更多的债务监督作用，致使公司信息披露质量得到改善，为此我们提出以下假设：

假设Ｈ４：银行债务越高的公司具有越低的会计信息风险。

（三）董事会结构与会计信息风险披露的透明度

代理理论认为，现代公司的主要问题是以总经理为代表的高层管理人员与股东之间的利益冲突。利用董事会监控总经理，是股东维护自身利益的一种机制。因此，必须强化董事会的监控职能，将总经理和董事长的职务进行分离。Ｌｉｐｔｏｎ

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和Ｉ＿ｏｒｓｃｈＴＭＪ认为，如果董事长与总经理两职合一，董事会就难以完成其相关的职能，因而董事会要有效，重要的是实现董事长与总经理的两职分离。Ｍ０ｌｚ［２５］认为，被公司经理人员控制了的董事会将不能行使其法定的治理职能。ｆ’ｏｄｋ一２６］断言两职合一会威胁到内部监控质量和信息披露质量，并发现两职合一与公司信息披露水平存在负相关关系。基于以上分析，我们认为，董事长与总经理两职合一时，会使得管理层在董事会有一定的发言权，导致内部人控制董事会，造成董事会丧失监督的独立性，加剧公司的代理冲突，增加了公司会计信息风险的可能性，为此我们提出以下假设：

假设Ｈ５：两职合一的公司具有较高的会计信息风险。

独立董事作为抵制经营者机会主义行为的手段，有利于内部治理机制的强化（Ｒｏｓｅｎｓｔｅｉｎ和Ｗｙａｔｔ［驯），从而独立董事在董事会中的比例越大，公司越倾向于更大程度地自愿披露信息。Ｆａｍａ和ｊｅｎｓｅｎ［ｓＪ认为，独立董事把董事会作为提高他们专家声誉的工具，相比内部董事而言他们对管理层提供了更大的监管作用。Ｈｅｒ－ｍａｌｉｎ和ｗｅ讪ｌａｃｈ【２８Ｊ研究表明独立董事比例越高，可以增加董事会监督管理者的有效性，董事会的决策行为更加有利于公司发展。Ｂｅａｓｌｅｙ［别研究发现，随着外部董事比率的提高，公司管理层舞弊的可能性减少。刚２６］发现较高的独立董事比例能够提高财务信息披露质量，减少经营者由于隐瞒信息而获得不当利益的可能性。崔学刚【３０Ｊ发现独立董事能够提高公司信息披露的透明度。基于以上分析，我们认为当独立董事在公司董事会中的比例越高，他们就越能够对管理层施加更大的影响力，从而降低公司会计信息风险，为此我们提出以下假设：

假设Ｈ６：具有较高独立董事比例的公司具有较低的会计信息风险。

董事会规模是影响董事会效率的关键因素。Ｙｅ珊ａｃｋ【３１］发现某些大规模董事会对管理者监控行为更加有效。Ｍｏｎｋｓ和Ｍｉｎｏｗ、【３２］Ｌｉｐｔｏｎ和ＬｏｒｓｃｈＣ３３Ｊ认为大规模董事会比小规模董事会有更多的时间与精力去履行对管理者行为的监控职责。Ｄａｌｔｏｎ等【３４Ｊ研究发现，董事会规模与财务绩效之间存在的正相关关系。Ｃｏｌｅｓ等【３５Ｊ研究表明，对于那些需要更多董事提供经验和帮助的跨行业、大规模、高负债公司来说，董事会规模和公司业绩是正相关的。基于以上分析，我们认为大规模董事会更可能强化对管理者的监控作用，保护投资者利益，从而降低公司会计信息风险，为此我们提出以下假设：

假设Ｈ７：董事会规模越大的公司具有较低的会计信息风险。

董事会通过董事会会议的形式，形成决策和行为，来完成对公司经理的监督，使经理层依据股东利益行事。但是，董事会并不是非常有效的，董事会经常是在公司遇到问题时被迫增加活动频率。ＪｅｎｓｅｎＣ３６Ｊ认为董事会会议往往只不过是走走形式，董事们实际上没有太多时间来讨论管理层的表现。Ｖａ妇【３７］研究了董事会开会频率与公司价值的关系，得出负相关关系。Ｇ０呀∞ＩｌｇＣｈｅｎ等汹］研究发

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现，中国上市公司的董事会会议频率对公司欺诈行为的发生有显著为正的影响。基于以上分析，我们认为董事并没有通过董事会会议在公司治理中发挥有效的作用，高频率的董事会会议可能是对公司存在某些问题的一种反映，为此我们提出以下假设：

假设Ｈ８：董事会会议频率越高的公司具有较高的会计信息风险。

三、研究设计

（一）样本和数据的选取

本文数据主要来自于香港理工大学与深圳国泰安信息技术有限公司联合开发的ＣＳＭＡＲ数据系统，部分来自于ＣＣＥＲ《中国证券市场公司治理数据库》。第一，本文选定２００４ｍ２００６年间上市公司的数据作为研究对象；第二，考虑到金融类上市公司的特殊性，剔除了金融类公司；第三，剔除了当年的ＩＰＯ公司；第四，在数据收集及整理过程中，剔除数据缺失的企业，最终选定的样本公司为３８３７家，其中２００４年１２１３家，２００５年１３１０家，２００６年１３１４家。

（二）研究变量

１．会计信息风险（心）。本文仿照Ｆｒａｎｃｉｓ等［３９］和Ｄｏｙｌｅ等，［４０Ｊ利用修正的截面ＤＤ模型来估计会计信息风险。具体衡量方法如下：

可ｍ．ｔ＝ｏｏ＋ｉｌｌＣＦＯｉ，ｔ—ｌ＋ａ２ＣＦＯｉ，ｔ＋ａ３ＣＦＯｉ，¨．１＋ＧｔＬ螺．ＥＶｉ，ｔ＋ｃｔｓＰＰＥｉ，ｔ＋ｅｉ，ｔ（１）其中，ＷＣＡ表示营运资本变化，计算公式为ＷＣＡ＝／ＸＣＡ一／ｘＣＬ一／ｘＣＡＳＨ—ＡＳＴＤＥＢＴ，ＡＣＡ为流动资产的年度变动额，／ｘＣＬ为流动负债的年度变动额，／ｘＣＡＳＨ为现金的年度变动额，／ｘＳＴＤＥＢＴ为短期借款的年度变动额；ＣＦＯ为经营活动现金流量；ＡＲＥＶ为当期主营业务收入和上期主营业务收入的差额；ＰＰＥ是当期期末厂场、设备等固定资产原值或净值。所有的变量都以上期期末总资产为公分母。我们计算模型（１）的残差，取绝对值即得到会计信息风险度量指标Ａｍ。Ａｍ值越大，表示会计信息风险越大。

２．其他研究变量。本研究中，会计信息风险（Ａ＿Ⅱｔ）的解释变量包括：股权结构、资本结构和董事会结构，同时将公司规模、财务困境、成长机会和经营现金流作为控制变量，以控制公司财务特征的影响。研究变量的定义见表１。

示，即跏。飙是财务困境的反向替代变量，即飙值越小，表示公司

飙值的计算公式为：财务困境风险水平越大。

ＺＳｏ叫七＝０．１０４－＇ｋＸ１＋１．０１０－＇Ｘ－Ｘ２＋０．１０６＊Ｘ３＋０．００３＊Ｘ４＋０．１６９＊Ｘ５其中，财务困境是用Ｂ础ｙ等［３４］调整后Ａｈｍａｎ’ｓ［３５］的破产指数模型来表其中：Ｘ１：营运资金／总资产＝（流动资产一流动负债）／总资产；

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）【２：留存收益／总资产＝（未分配利润＋盈余公积）／总资产；

）【３：息税前利润／总资产＝（税前利润＋财务费用）／总资产；

Ｘ４：股权市价总值／总负债＝（每股市价ｘ流通股数＋每股净资产ｘ非流通股数）／总负债；

】（５：销售收入／总资产＝主营业务收入／总资产。

袭１其他研究变量的定义

变量符粤定义

股权股权集中度冈ｌａｍＨｌ第一大股东持股比例

结构股权制衡度Ｉ耵ＨｉＩｌｄ既第二大至第十大股东持股比例的平方和的

自然对数

解资本财务杠杆Ｌｅｖｅｌ总负债／总资产

释结构银行债务Ｂａｎｋｄｅｂｔ银行债务／总债务

变

量董事会领导结构董事长与总经理是否两职合一，两职合一

Ｄｕａｌｉｔｙ

董事会取值为ｌ；否则为Ｏ

结构董事会独立性（）ｌｌｔｄｈ独立董事人数／董事会总人数

董事会规模ｈｍｍ董事会的总人数

董事会会议频率踟∞ｄ年内董事会会议的次数

控公司规模］Ｊ，．Ｓｉｚｅ公司年末总资产的自称对数

制财务困境ＺＳｃｏｒｅ根据破产指数模型计算的反向替代变量变成长机会Ｇｒｏｗｔｈ公司的市场价值／总资产帐面价值

量经营现金流ＣａｓＩｌｎｏｗ（净利润＋本期折旧）／净资产总额

（三）研究模型

为了考察公司股权结构、资本结构和董事会结构对会计信息风险的影响，建立如下模型来检验以上提出的研究假设Ｈ１一Ｈ８。

．舢嘬＝艮＋ｐ１ＳｈａｒｅＨｌ＋＆ｈｌＨｉＩｌｄｅｘ＋岛×Ｌｅｖｅｌ＋艮ｘＢａｎｋｄｅｂｔ＋＆ＸＤｕａｌｉｔｙ＋＆×Ｏｕｔｄｉｒ＋ｐ７ｘＢｎｕｍ＋风ｘＢｍｅｅｔ＋岛ｘＩｍＳｉｚｅ＋ｐｌｏＸｚｓｃ棚七＋ｐｎＧｒｏｗｔｈ＋口１２Ｃａｓｌ‰ｌｅ

（２）

其中，＆为截距；融呻１２为回归系数，ｅ为随机误差项。

四、研究结果

（一）描述性统计分析

表２给出了变量的描述性统计。从表２可以看到，样本公司会计信息风险平均为０．０８３，最小值为０．０００，最大值为０．９９７，最值之间的差异大，并未局限在一个较小的范围，这为研究内部控制机制对上市公司会计信息风险提供了一个较好的机会。样本公司第一大股东持股比例高达３９．４％，突出地反映了我国上市公司的“一股独大”的现象。样本公司财务杠杆和银行债务的平均值分别为５９．６％和４３．７％，说明我国上市公司负债水平较高，主要依赖银行借款，这与中国资本市场发展现状、投资者法律保护程度基本情形符合。独立董事比率的均值

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为３４．７％，变化区间在０到６７％，说明独立董事数量偏低，各公司之间的差异较大。在样本公司董事会领导结构的平均值为１２％，说明董事长与总经理二职合一的现象在中国已大为减少。另外，样本中董事会平均人数为９．５１人，董事会会议频率平均为７．７１次。

衰２变量的描述性统计（ｎ＝３８３７）

变量最小值最大值均值中位数标准差ＪⅢｔＯ．００００．９９７Ｏ．憾３Ｏ．０５３０．０９９岛删∞ＨｌＯ．０２３Ｏ．８５０Ｏ．３９４Ｏ．３６９０．１６１ＬｎＨｉｎｄｅｘ—１３．１２２—１．６３９—５．３５７—４．８０９２．３４６ＬｅｖｅｌＯ．００８５５．１９１Ｏ．５９６Ｏ．５２９１．２４１ＢａｎｋｄｅｂｔＯ．０００Ｏ．９６９０．４３７０．４６９Ｏ．２３２ＤｕａｌｉｔｙＯ．０００１．００００．１２Ｏ．０００Ｏ．３２９ＯｕｔｄｉｒＯ．０００Ｏ．６７００．３４７０．３３３０．０４９Ｂｎｔｍａ３．０００１９．０００９．５１０９．０００２．０６３Ｂｍｅｅｔ２．０００３３．０００７．７１０７．０００３．２３７ＬｎＳｉｚｅ

ｚ！ｈ１４．９３７２７．１１ｌ２１．２５４２１．１８５１．０４２

一８．１３５９６．５３９４．４０８３．８００３．５２８

Ｇ加ｗｔｌｌ０．００４５８．０４３１．２６８１．１２６１．３１４ＣＡｌｌｏｗ一３．５７５１１．Ｚ７９０．０９７Ｏ．０５４０．４６４衰３主要变量间的Ｐｅａｒｓｏｎ相关性检验

心叠ｍｍｈ眦ｋ＇ｄＢａｄｄ由ｔ吣蛐‰蛔

心ｌ一０．０７＊＊’０．０４＊ｔ１＂ｏ０．１２＊ ｔ１＂一Ｏ．０７ｔｔｔ＊‘Ｏ．∞Ｏ。０ｌ－Ｏ．１０＊＂ｌｌｏ０．１３＊＊＊ｈ№Ｓｈａｄｔｌ一０．０７－ －１—０．５９＊＊＊一Ｏ．佗一Ｏ．∞＊＊一０．０６＊＊＊一０．３４＊＊一０．ｏｌ一０．０７＊＊＊

０．０４ｔｔｔｔ１＂’．０．５９＊ｔ１＂－ｌＯ．ｏｌ—Ｏ．∞０．∞－ｙ：＊＊０．０４＊＊０．僻＊Ｉｔ，＊０．∞

ｈ蛐ｋｄ０．１２＊＊＊一０．舵０．０ｌ１０．∞一ＯｍＯ．０６＊＊＊一０．０６ｔ１＂＊ ０．∞

一０．町－－ｔ１＂一０．０４＊＊一Ｏ．位Ｏ．∞１—０．ｍ０．陀０．∞－０．晒－－ｔＣ＂Ｄｕａｌｉｔｙ蛐０．∞一Ｏ．０６＊＊＊Ｏ．晒Ｉｔ，ｔ１＂＊一０．∞一０．舵ｌ０．０４ｔｔｒ－一０．０６＊＊＊Ｏ．∞

０．０１一Ｏ．３４＊＊０．０４＊＊ｔ１＂０．∞－ｔ１＂－０．１１２０．０４＊＊１一Ｏ．２２Ｉｔ＂ ＊Ｏ．∞＊

Ｂａｒｎ一０．１０Ｉｔ，＊＊一０．０ｌ０．嵋＊－＊一０６＊＊ ０．∞一００６＊＊－一０．笠＊＊＊１一Ｏ．０４－ｔＣ＂Ｂ删０．１３Ｉｔ＂Ｉｔ＂ｔ１＂一０．町＊＊＊０．位０．皿Ｏ．岱＊＊ＩＩ．Ｉｔ，Ｏ．∞０．（１３＊＊一０．０４Ｉｔ．＊Ｉｔ，ｌ注：＊、＊＊、＊＊＊分别代表在１０％、５％和ｌ％的水平上显著（双尾检验）。

表３给出了各主要变量间Ｐｅａｒｓｏｎ相关性检验。从表３可以看出，股权集中度、银行债务、董事会规模与会计信息风险之间在１％水平上显著负相关；股权制衡度、财务杠杆、董事会会议频率与会计信息风险之间在ｌ％水平上显著正相关。这些说明各股权结构变量、资本结构变量、董事会结构变量与因变量会计信息风险（衄）存在一定的显著相关性，初步印证了公司内部控制机制可能对会计信息风险产生影响。但它们与因变量之间的准确关系尚需进行多元回归分析。各解释变量之间的相关系数均较低，最高的是ＳｈａｒｅＨｌ和Ｉｌｄ－Ｉｉｎｄｅｘ之间的Ｐｅａｒｓｏｎ系数为一０．５９，这说明第一大股东持股比例越高则股权制衡能力越低。因此，模型的解释性变量之间不存在多重共线性问题。各解释变量的方差膨胀因子（Ⅷ）（见表４）的取值在１．０１２＿１．６３５范围内，这也可以进一步证明模型的解释变量

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之间不存在多重共线性问题。

（二）回归结果及解释

从表４来看，回归模型的整体线性拟合显著（Ｆ统计值在１％水平上显著），解释变量之间的共线性较弱（方差膨胀因子均小于１０），回归模型的残差相互独立（Ｄ—ｗ值接近于２，说明自相关问题并不存在），从统计角度来看，回归模型的效果较好。但是，调整后的Ｒ２仅为６．７％，说明回归模型中的解释变量对被解释变量的解释能力有限，还有其他影响会计信息风险的因素有待探寻。

裹４内部控制机制与会计信息风险回归结果

ｈ］ｌｔｅ咧

ＳｈａｒｅＨｌ

ＬａＨｉｌｆｌｅｘ

Ｌｅｖｅｌ

Ｂａａｋｄｅｂｔ

Ｄｕａｌｉｔｙ变量预期符号々系数Ｏ．２＝１９＊＊＊一０．０４Ｔ值６．５３５ＶＩＦ值１．６３５１．５５８１．４７２１．１４３１．０１２

１．０６７

１．１６５—０．３１６１．０８ｌ２．０４４ｏＯ．００ｌ＋０．００３＊＊—Ｏ．０３８＂１６＂１６一５．４１４０．５８３一Ｏ．８２５＋Ｏ．００３—Ｏ．０２７—Ｏ．００３＊＊ｇ－ＯｕｔｄｉｒＢｎｕｍ

Ｂｍｅｅｔ＋一３．５２８７．８６６

一３．３９３

一４．９ｆ订

４．７１２

一５．５８０

０．０７０

Ｏ．０６７

２４．０５９＊＂１６＊

Ｏ．０００

２．０３４Ｏ．０Ｄ４＊＊＊—Ｏ．００６＊＊＊一０．００３＊＊＊１．０篮１．，４８１．４７３１．７４８Ｚ妣Ｒ２Ｉ＿ａＳｉｚｅＧｒｏｗｔｈＣ，ａｓＩｌⅡｏｗ＋Ｏ．０Ｄ７＊＊．１６—Ｏ．０２０＊＊＊１．１４３Ａｄｊｕｓｔｅｄ一衅Ｆ检验ｓｉ驴ｉ＆∞∞Ｄ—Ｗ

样本量３８３７

注：ＶＩＦ是方差膨胀因子，用来检验多重共线性；经验数据认为方差膨胀因子在１０以内时，多元回归模型中变量间的多重共线性是可以接受的；＊＊＊为在ｌ％的水平上显著。＂１６＊为在５％的水平上显著。＊为在１０％的水平上显著。

从表４可以看到，代表股权结构的两个变量股权集中度（ＳｈａｒｅＨｌ）和股权制衡度（ＬｎＨｉｎｄｅｘ）与会计信息风险（ＡＩＲ）之间的相关关系均不显著。这说明提高第一大股东持股比例和大股东之间的股权制衡能力并没有影响公司会计信息风险，假设Ｈ１和假设１－１２未得到经验证据的支持。

资本结构的两个变量均与会计信息风险（ＡＩＲ）显著相关，其中，财务杠杆（１ｅｖｅｌ）与会计信息风险（ＡＩＲ）在１％水平上显著正相关，银行债务（Ｂａｎｋｄｅｂｔ）与会计信息风险（衄）在１％水平上显著负相关。这说明债务水平越高的公司很可能对会计报表进行粉饰，会计信息风险较高，而对于银行债务较多的公司，由于银行发挥了更多的债务监督作用，致使会计信息风险得到一定程度的下降，假设Ｈ３和假设Ｈ４得到了经验证据的支持。

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董事会结构的四个变量中，董事会规模（Ｂｎｕｍ）与会计信息风险（Ａｍ）在ｌ％水平上显著为负，而董事会会议频率（Ｂｍｅｅｔ）与会计信息风险（Ａｍ）在１％水平上显著为正。这说明会计信息风险随着公司董事会规模增加而显著下降，而随着公司董事会会议频率的增加而显著提高，假设Ｈ７和假设Ｈ８得到了检验证据的支持。但是，董事会领导结构（Ｄｕａｌｉｔｙ）和董事会独立性（Ｏｕｔｄｉｒ）与会计信息风险（Ａｍ）之间不存在显著的相关关系，从而假设Ｈ５和假设Ｈ６未得到经验证据的支持。此外，控制变量公司规模（ＩＪｌｓｉｚｅ）、财务困境（飙）、成长机会（Ｇ瑚血）、和经营现金流（Ｃａｓｈｆｌｏｗ）的回归系数均与预期相符，并且在ｌ％水平上显著。

（三）敏感性测试

为了评价会计信息风险的不同衡量方法是否影响研究结论，我们采用Ｄｅ．ｃｈｏｗ和Ｄｉｃｈ钾【４１Ｊ的ＤＤ模型来重新估计会计信息风险，对假说Ｈ１一Ｈ８重新进行检验，结果发现，内部控制机制对会计信息风险影响的经验结论，与前文基本保持一致。

此外，为了可以排除回归结果会受到面板数据的可能影响，我们采用Ｐａｎｅｌｄａｔａ随机效应模型的ＧＬＳ分析方法对所有样本公司数据重新进行检验，回归结果基本与表４保持一致。

五、研究结论与启示

本文研究发现：公司股权结构变量中的股权集中度和股权制衡度并不影响会计信息风险，说明提高第一大股东持股比例和大股东之间的股权制衡能力并不能改善公司信息不对称状况；资本结构变量中的财务杠杆对会计信息风险有显著为正的影响，而银行债务对会计信息风险有显著为负的影响，说明财务风险越高的公司提高会计信息风险的动机越强，但是银行债务能够在一定程度上发挥对上市公司的监督作用，缓解公司信息不对称状况；董事会结构变量中董事会领导结构、董事会独立性对会计信息风险并没有产生显著影响，而董事会规模对会计信息风险有显著为负的影响，董事会会议频率对会计信息风险有显著为正的影响，说明大规模董事会有利于降低公司会计信息风险，增加董事会会议频率是具有较高会计信息风险公司的行为特征，而两职合一、独立董事对降低会计信息风险的影响作用是非常有限的。

本文研究结果给我们的启示是：第一，需要改革和完善上市公司的股权结构及其控制权安排，充分发挥大股东保护投资者利益的功能；第二，需要增加在资本市场上的融资渠道和方式，适度降低公司债务水平，并合理、有效地利用银行的债务资金；第三，需要进一步对公司的董事会进行改革，实施两职分开的领导

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结构，独立董事的专业胜任能力和法律责任应得到实质性强化，董事会会议的功能应予以明确并保障其得到有效实施。☆

主要参考文献：

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［４］Ｗａｔｔｓ，Ｒ．Ｌ．，ｎｎｄＪ．Ｌ．Ｚｉｍｔｌｍｍｍ，１９９０，Ｐ０６ｉｌｉｖｅ船∞ｍ血唱ｔｈ鲥ｙ：Ａｔｅｎｙ哪嗍ｐｅｃｌｉＹｅ，ＴｈｅＡｃｃｏｕｎｔ－

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［５］Ｉ－ｌ础ｙ，Ｐ．ａｎｄＪ．Ｍ．Ｗｓｈｌｍ．，１９９９，／ｋｍｖ姗《ｔｈｅ∞而Ｉｌ伊ｍ∞增∞∞呲ｌｉｔｅｍｍ地ａｎｄｉｔｓｉｍｐｌｉｃａｔｉｏｎｌｋ［６］蛐＆，Ｖ．，Ｌ．Ｃｌ蝴Ｊｌｌｏｓｔａｎｄ舡ｄ瞅血垮，＾Ⅸａ枷１１９Ｉ－Ｉｏｒｉｎｍ１３．

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［７］ＢｅｌｌｅＡＡ，ＧＣＭｅａｎｓ，１９３２，‰ｍｏｄｅｍ咖ｌｐ晌ｍｄ岫ｐｒｏｌ斌，Ｍ．１％ｗＹｏｒｋ．

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【１２］ＢｌｏｅｈＦ，ＩＩ嘟Ｕ．，２００１，ＭｕｌｔｉｐｌｅＳｈａｒｄ曲＇８ａｎｄＣｏｔｌｔ商Ｃｏａｌｔｅｓｔｓ，ｌ’ａｒｉｓ．Ｅｅｏｌｅｄｅｓ№呲岛Ｆａｕｄｅ８Ｃｏｒｎｏ

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２９．

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（１１）．

ｍＤｉｍａｄ，Ｄ．Ｗ．，１９９３，Ｓｅｎｉｏｒｉｔｙａｎｄｍａｔｍｉｔｙ０ｆｄｅｂｔｅｏｎｌｚ，ａｅｔ８，Ｊｏｌｍｕｄ０ｆＦ＇ｍｍｅｉａｌＥｅ∞ｏｍｉｅｓ３３．ｍＩ）ｅｅｈｏｗ，Ｐ．ａｎｄＤ．Ｓｌｄｎｎｅｒ，２０００，Ｅｌ皿ｉ玎轳ｍ衄鲳咖ｌｔ：Ｒ∞衄幽ｔｈｅｖｉｅｗｓｏｆａｅｅｕｔｉｎｇ∞曩ｄ舸∞，

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２０Ｍｙ∞，Ｓ．Ｃ．，１９７７，１）ｅｔｅｒｍｉｎａｌ吐８０ｆｅ唧ｏｒａｔｅｂｏ，ＴｏｗｉＩｌｇ，Ｊｏｕｍａｌ０ｆＦｉｎ∞ｃｉａｌＥＣＯｌｌＮ３Ｕｌｉｃ８５．

２ｌ１７ａｍａ．Ｅ．，１９８５，Ｗｈａｔ’ｓｄｉｆｆｅｒｅｎｔａｂｏｕｔｋｍｌ【ｓ，Ｊｏｕｍａｌ０ｆｂｌｏｌｌｅｔａｚｙＥｃｏｍ面∞１５．

２２Ｊｏｈｎ枷，Ｓ．Ａ．，１９９７，Ａｎｅｍｐｉｒｉｃａｌ∞由豳《ｔｈｅｄｅｍｍｉｎａｎｔｓ０ｆｃｏｒｐｍｔｅｄｅｂｔｏｗｎｅｒｓｈｉｐ醴ｌｔｕｅｔｌｌｒｅ，Ｊｏｕｒ－

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［弘］

镐．Ｉｉｐｔ傩，Ｍ。，础Ｊ．ｈ诎，１９９２，Ａ喇酬ｆｏｒｌｍｐｔⅢｅｄ岫钿咖加∞，蜘ｈ－孵

［２５］ｌ－ｌｏｌｚ，Ｒｉｃｋ．，１９鹪，ＭⅫ船既ｉａｌＤ∞面鲥∞０ｆ１３０ａｄｓ０ｆ埘ｒ吡０ＩＢｎｎｄｌｒｎｍｅｉａｌＰｅｒｆｏｒｍｍｅｅ，Ｊｏｕｒｎａｌ０ｆｈ面－

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［２６］ＦｏｒｋｅｒＪＪ．，１９９２，ｃｏｆｐ∞她Ｃ，ｏｖｅｍｍｅｅａｎｄＤｉｓｅｌｏⅢｒｅＱＩｌｉｔｙ，Ａｃｅｕｔｉｌｌｇ

［２７］１１０眩．ｓｔ由，Ｓ．ａｎｄ

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财经科学

《财经科学》２０１１／６总２７９期

ｎｏｌｍｏＢ［２９］Ｂ岫，Ｍ．，１９９６，Ａｎ

伽－ｏｎｉｃ８４０．１９．ＥｍｐｉｒｉｃａｌＡｌ埔ｌｙ幽０ｆｔｈｅＲｅｌａｌｉｏｌｌＢｅｔｗｅｅｎｔｈｅ＆娜【ｄ０ｆＤｉｒｅｅｔａｒＣｕｌ嫡ｔｉｏｎａｎｄＦｉ－ｎｍｅｉａｌＳｌａｔｅｍｅｎｔＦｒａｕｄ．１１＊ＡｔｔａｉｎｔｉｎｇＲｅｖｉｅｗ７１．［３０］崔学刚．公司治理机制对公司透明度的影响［Ｊ］．会计研究，２００４（８）．［３１］Ｙｅｒｍａｅｋ，Ｄ．，１９９６，陆ｇＩ髓Ｖａｌｕａｔｉｏｎ０ｆｃ‘Ⅻｐ舶ｉ糟ｗｉｔｈａＳｍａｌｌＢｏａｒｄ０ｆＤｉ舶咖Ｂ，如Ｉ蛐ｄ０ｆＦ＇ｍａｎｅｉａｌＥ．

［３２］ｂｌｏｎｋＢ，Ｒ．ａｎｄＮ．ｂｔｉｎｏｗ，１９９５，Ｃｏｗｏｎ蛇Ｇ（Ｍ∞ｍ∞，ＢｌｎｃｋｗｄｌＰｕｂｌｉｍｈｉｌｌｇ，ＮｗＹａｄｋ，ｍｒ．［３３］ｌｉｐｔｏｎ，Ｍ．，ａｎｄ

４８．Ｊ．蛐，１９９２。ＡＭｏｄｅｌＰＩ删ｆｏｒＩｍｐｒｏｗｌｃ０甲础Ｇ０ｗｍｍ∞，＆Ｉ妇ｈｗ弦

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ＷｏｒｋｉｎｇＰａｐｅｒ．ｆｉｌｗｅｉａｌＭｍ墉群嗍吐Ｊｏｔｍｕｌｌ４２．［３５］Ｃｏｌｅ８．Ｊ．Ｌ．，Ｄ．Ｄａｎｉｅｌ，ａｎｄＬ．ＮＩⅣ姻．，２００５，１３０１ｔｄｓ：ＤｏｅｓＯｎｅＳｉｚｅ风Ａｌｌ？ＡｚｉｎｍＳｔａｔｅｍｅｔａ一锄由豳，Ａｃ，．ａｅｍｙ０ｆＩＪｎｉｖｅ￡ａｉｔｙ［３６］Ｊ嗍，Ｍ．，１９９３，Ｔｈｅ

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５３．［３７］Ｙａｆｅａｓ，Ｎ．，１９９９，Ｂ咽Ｉｄ

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