公司治理結(jié)構(gòu)對會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響研究摘要：隨著時(shí)代的變遷和社會(huì)的飛速發(fā)展，中國現(xiàn)代企業(yè)管理制度的建設(shè)也在不斷擴(kuò)大和完善，公司治理結(jié)構(gòu)越來越受到學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界的重視。同時(shí)，由于近幾年會(huì)計(jì)舞弊案件的高頻率出現(xiàn)，會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的重要性日益凸顯，引起了廣泛關(guān)注。會(huì)計(jì)信息失真不僅對投資者的利益造成了直接的損害，使投資者的投資信心受到了嚴(yán)重地影響，而且對資本市場的秩序和社會(huì)資源的配置造成了破壞。那么公司治理結(jié)構(gòu)是從哪些方面對會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量產(chǎn)生影響的呢？影響的效果是怎樣的呢？為此，本文選擇深圳證券交易所A股上市公司的數(shù)據(jù)作為研究的樣本，運(yùn)用實(shí)證研究的方法探討公司治理結(jié)構(gòu)對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響，并提出相應(yīng)的改進(jìn)建議。本文首先對公司治理結(jié)構(gòu)和會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的相關(guān)理論進(jìn)行闡述，對相關(guān)國內(nèi)外研究進(jìn)行述評，其次，在理論上探究公司治理結(jié)構(gòu)與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量兩者的關(guān)系，提出相關(guān)的假設(shè)。再次，實(shí)證研究公司治理結(jié)構(gòu)與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的關(guān)系，對兩者進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)、相關(guān)性分析、回歸分析及穩(wěn)健性檢驗(yàn)，得到了以下結(jié)論：第一大股東持股比例、董事會(huì)規(guī)模和董事前三名薪酬會(huì)對企業(yè)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量產(chǎn)生促進(jìn)的作用；相反，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)會(huì)對企業(yè)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)面的作用。而獨(dú)立董事比例、兩職合一、審計(jì)委員會(huì)設(shè)立情況以及監(jiān)事會(huì)規(guī)模則對企業(yè)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量沒有顯著關(guān)系。并且提出了企業(yè)要優(yōu)化股權(quán)模式、完善董事會(huì)結(jié)構(gòu)的建議。關(guān)鍵詞：公司治理結(jié)構(gòu)；會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量；實(shí)證分析公司治理結(jié)構(gòu)對會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響研究一、序言目前，中國證券市場和會(huì)計(jì)制度正在不斷發(fā)展和完善，隨之而來的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量問題成為了當(dāng)下我國會(huì)計(jì)領(lǐng)域研究的熱點(diǎn)之一。公司管理部門的會(huì)計(jì)行為可以通過完善的公司治理來進(jìn)行有效地限制，以此在一定程度上減少虛假或不當(dāng)?shù)呐?。由于混亂的公司治理和失效的內(nèi)部控制，相當(dāng)多的上市公司已經(jīng)因此導(dǎo)致財(cái)務(wù)狀況惡化，進(jìn)而影響到會(huì)計(jì)信息披露的質(zhì)量。從瓊民源、ST紅光、銀廣夏、藍(lán)田股份到獐子島，每一次虛假財(cái)務(wù)報(bào)告的曝光都給投資者的信心帶來沉重的打擊。本文站在上市公司內(nèi)部治理的角度，來分析影響會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的各種因素，并且為優(yōu)化內(nèi)部治理機(jī)制，提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量提供一些參考建議。二、公司治理結(jié)構(gòu)與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的相關(guān)理論（一）公司治理結(jié)構(gòu)1、內(nèi)涵目前，公司治理結(jié)構(gòu)的定義并沒有一個(gè)統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，但大概還是可以分成兩種表示形式，一種是狹義的，一種是廣義的。狹義的公司治理結(jié)構(gòu)是指一種制度安排，在所有權(quán)和管理權(quán)分離的前提下，通過合理的方式分配所有者和管理者的權(quán)利和義務(wù)，以起到相互制衡和協(xié)調(diào)的作用。廣義的公司治理結(jié)構(gòu)是指通過一套完整的政策和制度體系將公司相關(guān)利益相關(guān)者的利益保護(hù)起來，從而有效保證公司決策的客觀和實(shí)用性。2、內(nèi)容公司治理結(jié)構(gòu)主要可以分為外部和內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，其中內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)是一個(gè)三級(jí)制約結(jié)構(gòu)，由股東大會(huì)、董事會(huì)和監(jiān)事會(huì)組成。接下來，本文會(huì)對他們進(jìn)行具體的介紹：（1）股東大會(huì)，是由全體股東組成的一個(gè)機(jī)構(gòu)。它作為公司的最高權(quán)力機(jī)構(gòu)，主要負(fù)責(zé)對公司的重大事項(xiàng)進(jìn)行決定。一般可采用第一大股東持股比例、國有股比例、流通股比例等指標(biāo)來衡量；（2）董事會(huì)，由股東大會(huì)選舉的董事組成的一個(gè)機(jī)構(gòu)。它作為公司的經(jīng)營決策機(jī)構(gòu)，主要負(fù)責(zé)對公司內(nèi)部事務(wù)進(jìn)行處理并開展外部業(yè)務(wù)活動(dòng)。常用董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)、高管激勵(lì)、董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)及審計(jì)委員會(huì)等指標(biāo)來衡量；（3）監(jiān)事會(huì)，由股東大會(huì)以及公司職工民主選舉的監(jiān)事組成的一個(gè)機(jī)構(gòu)。它作為公司的監(jiān)督機(jī)構(gòu)，主要負(fù)責(zé)對公司的經(jīng)營活動(dòng)以及會(huì)計(jì)的相關(guān)事務(wù)等進(jìn)行有效地監(jiān)督?？刹捎帽O(jiān)事會(huì)規(guī)模這個(gè)指標(biāo)來衡量。而外部治理結(jié)構(gòu)通過公司外部的市場機(jī)制來發(fā)揮作用，主要包括產(chǎn)品、資本、經(jīng)理、兼并市場等。由于公司管理制度的核心是內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，并考慮到外部治理一般具有不可控性并且指標(biāo)難以用變量來反映，因此本文從內(nèi)部治理的角度來研究其與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的關(guān)系。3、作用公司治理結(jié)構(gòu)的作用是多方面的：（1）處理集權(quán)與分權(quán)。公司治理的核心職能就是能將所有者和經(jīng)營者之間權(quán)利義務(wù)之間的關(guān)系進(jìn)行合理地劃分，最終使公司各方面的利益得以維護(hù)；（2）平衡利潤與風(fēng)險(xiǎn)。企業(yè)在發(fā)展中總是會(huì)遇到各類風(fēng)險(xiǎn)，在保障公司安全的前提下盡可能降低代理成本，使公司經(jīng)營管理者心中明確公司的總體目標(biāo)是所有者權(quán)益最大化，并積極承擔(dān)起這一份責(zé)任；（3）實(shí)施監(jiān)督與控制。公司同時(shí)進(jìn)行內(nèi)部制約和外部監(jiān)督的工作，使其形成不同的力量支持與控制。（二）會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量1、內(nèi)涵會(huì)計(jì)信息披露，指公司向證券監(jiān)管機(jī)構(gòu)依法報(bào)告自身的財(cái)務(wù)狀況，并向社會(huì)公開披露財(cái)務(wù)信息的行為，為了讓投資者的利益得到有效維護(hù)，資本市場的秩序得到有效運(yùn)行。2、形式及作用公司向外部投資者和社會(huì)公眾公開披露公司的相關(guān)信息的形式有很多種，其中比較主要的有招股、募集說明書以及臨時(shí)、定期報(bào)告等。減少公司與投資者之間的信息不對稱現(xiàn)象是會(huì)計(jì)信息披露的主要作用。公眾及投資者通過閱覽報(bào)紙、登錄網(wǎng)頁和客戶端的方式來獲取上市公司的信息，并研究他們的年報(bào)、季報(bào)等定期分析報(bào)告和臨時(shí)公告，這也能大大縮小信息不對稱的現(xiàn)象，使得他們能夠進(jìn)行更加合理而準(zhǔn)確的預(yù)測和決策。3、衡量目前，學(xué)者們在進(jìn)行這方面的學(xué)術(shù)問題研究過程時(shí)，主要采取以下四種方法來衡量會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量：（1）使用盈余管理來衡量會(huì)計(jì)信息披露的質(zhì)量。盈余管理是公司在規(guī)定的范圍內(nèi)，在公司財(cái)務(wù)賬面現(xiàn)有盈余的基礎(chǔ)上，對其進(jìn)行適當(dāng)?shù)恼{(diào)整，以實(shí)現(xiàn)衡量會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的目的。Jones（2000）、Beekes等（2004）、張秀梅（2004）、藍(lán)文永，韋明升（2009）等都使用這種方法來探索會(huì)計(jì)信息披露的質(zhì)量。（2）通過分析和研究財(cái)務(wù)報(bào)告中的舞弊行為來研究會(huì)計(jì)信息披露的質(zhì)量。國內(nèi)外學(xué)者在研究公司財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊或財(cái)務(wù)違規(guī)行為中，分析眾多因素對這些行為是否會(huì)產(chǎn)生限制和積極披露會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的作用。蔡寧，梁麗珍（2003）、Beasley（2005）、劉立國，杜瑩（2003）等都使用這種方法來探索會(huì)計(jì)信息披露的質(zhì)量。（3）創(chuàng)建各自評估會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的標(biāo)準(zhǔn)。如王詠梅（2003）、彭啟發(fā)，李彬（2010）、劉愛，東萬芳（2016）等在研究中都提出了自己的評價(jià)體系。本文認(rèn)為，由于這一類評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)為研究者們自創(chuàng)，其研究過程和結(jié)果的權(quán)威性和客觀性都可能被質(zhì)疑。另外，這種研究方法在原始數(shù)據(jù)的收集階段，會(huì)有一個(gè)較大的工作量，而且收集到全部的數(shù)據(jù)的可能性非常小，所以，是沒有辦法保證樣本數(shù)據(jù)的完整性和代表性的。（4）權(quán)威機(jī)構(gòu)提出的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量評價(jià)指標(biāo)。和上面三種方法進(jìn)行對比后可以發(fā)現(xiàn)，權(quán)威機(jī)構(gòu)提出的會(huì)計(jì)信息披露指標(biāo)更具有權(quán)威性和客觀性，權(quán)威機(jī)構(gòu)比研究者更了解樣本，也能獲得更全面、更客觀的信息，因此，也更容易被投資者所接受。從2001年往后的每一年度，深圳證券交易所在符合相關(guān)規(guī)定的前提下，都會(huì)對在該所上市的公司進(jìn)行信息披露質(zhì)量的考評，然后對外公布考評等級(jí)的結(jié)果?？梢?，這一評價(jià)體系更具系統(tǒng)性和綜合性，研究結(jié)果更趨向于真實(shí)情況，我國許多學(xué)者都采用這一評價(jià)體系對會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量進(jìn)行研究。如黃麗，張朋（2012）、官保綱（2013）、田巧娣、解恒慧（2013）、許甜、徐佳銘（2016）、肖鵬文（2016）、張子文、李竹梅（2017）等都采用了這一評價(jià)體系的考評結(jié)果來衡量會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量，本文對會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的衡量方式就是使用了深圳證券交易所的評級(jí)結(jié)果。三、公司治理結(jié)構(gòu)與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的國內(nèi)外研究述評不同的學(xué)者對于公司治理與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量關(guān)系的研究，采用的研究方法和得出的結(jié)論都不會(huì)完全一樣甚至可能恰恰相反，但是大多數(shù)的學(xué)者還是將研究的重點(diǎn)放在了股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)結(jié)構(gòu)、監(jiān)事會(huì)結(jié)構(gòu)這三個(gè)角度。1、股權(quán)結(jié)構(gòu)公司治理的基礎(chǔ)是股權(quán)結(jié)構(gòu)，它的功能是決定公司控制權(quán)的分布。根據(jù)現(xiàn)在已經(jīng)存在的文獻(xiàn)我們可以發(fā)現(xiàn)，通常學(xué)者構(gòu)建股權(quán)結(jié)構(gòu)的變量有第一大股東持股比例、國有股比例、流通股比例等。蔡寧、梁麗珍（2003）將90家上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行對比分析，其中45家存在舞弊行為，另外45家不存在舞弊行為。是站在董事會(huì)構(gòu)成和股權(quán)集中度兩個(gè)角度來對公司治理和財(cái)務(wù)舞弊之間的可能關(guān)系進(jìn)行研究。其中，上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)是通過第一大股東的持股比例來衡量的，得出的結(jié)論是，第一大股東持股比例與財(cái)務(wù)舞弊呈顯著正相關(guān)。田巧娣、解恒慧（2013）選擇2010年滬市制造業(yè)360家上市公司作為其研究的樣本，分析了影響會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的因素。通過三個(gè)指標(biāo)來衡量上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)：第一大股東持股的比例，國有股的比例和流通股的比例。結(jié)果表明，國有股和流通股比例的增加對企業(yè)管理會(huì)計(jì)信息披露水平具有顯著的積極影響，而第一大股東持股則沒有表現(xiàn)出明顯的影響。但是他們研究的公司數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度很小，只研究了一年的數(shù)據(jù)，因此沒有辦法準(zhǔn)確判斷出各種因素對會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量是否存在影響。Alvino，Pisano，Lepore，Celentano和Staiano（2019）對2014-2016年235家意大利上市公司關(guān)鍵財(cái)務(wù)績效指標(biāo)的自愿披露水平進(jìn)行研究。這篇文獻(xiàn)的作者衡量股權(quán)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)是所有權(quán)集中度。結(jié)果表明，所有權(quán)集中度與自愿披露水平之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。但其僅研究關(guān)鍵財(cái)務(wù)績效指標(biāo)的自愿披露水平，沒有考慮其他指標(biāo)與自愿披露水平的關(guān)系，可能對結(jié)論的全面性產(chǎn)生影響。2、董事會(huì)結(jié)構(gòu)公司治理的核心是董事會(huì)，它的功能是執(zhí)行日常的決策。根據(jù)現(xiàn)在已經(jīng)存在的文獻(xiàn)我們可以發(fā)現(xiàn)，通常學(xué)者構(gòu)建董事會(huì)的變量有董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)、薪酬激勵(lì)、兩職合一、審計(jì)委員會(huì)等。唐文麗（2013）將2010、2011年這兩年在深圳證券交易所上市的341家公司作為研究的對象，從董事會(huì)特征和獨(dú)立董事個(gè)人特征這兩個(gè)方面來對會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響進(jìn)行分析。其中，作者通過董事會(huì)會(huì)議次數(shù)和董事長與總經(jīng)理是否兩職合一這兩個(gè)指標(biāo)來作為衡量董事會(huì)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)，研究結(jié)果顯示，這兩個(gè)因素都是會(huì)對會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量產(chǎn)生積極的影響。但文章也有其局限之處，第一，樣本覆蓋面不廣。只選取深圳證券交易所上市的公司數(shù)據(jù)，并沒有選取深圳證券交易所和上海證券交易所這兩個(gè)證券交易所上市的全部公司。沒有考慮到他們兩個(gè)交易所的上市公司存在許多差異，比如地域、板塊以及公司治理等等方面的差異，這些都有可能會(huì)影響到結(jié)論的嚴(yán)謹(jǐn)性。第二，只是單方面研究了董事會(huì)基本特征及獨(dú)立董事個(gè)人特征對會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響，并沒有考慮到公司的整體治理對會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響。王立平（2013）衡量董事會(huì)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)有董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例、董事長和總經(jīng)理兩職合一、審計(jì)委員會(huì)的設(shè)立，對2006-2008年這三年間在深圳證券交易所上市的30家公司的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析后得到以下結(jié)論，董事會(huì)規(guī)模，獨(dú)立董事比例，審計(jì)委員會(huì)的設(shè)立與會(huì)計(jì)信息披露的質(zhì)量呈正相關(guān)，而董事長兼總經(jīng)理與會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)。但是，它的研究有一定的局限性。由于文章篇幅和數(shù)據(jù)的限制，只研究了董事會(huì)特征對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響，并沒有從公司治理體系的整體結(jié)構(gòu)的整體出發(fā)來把握他們的關(guān)系，結(jié)果可能會(huì)有著一定的偏差。肖鵬文（2016）選取深交所2009-2014年A股上市企業(yè)為研究樣本，分析了公司治理結(jié)構(gòu)、法律環(huán)境與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的相關(guān)性。其中，董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例、董事長與總經(jīng)理的整合被用作衡量董事會(huì)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)，分析結(jié)果表明：董事會(huì)規(guī)模、董事長與總經(jīng)理兩個(gè)職務(wù)的整合和企業(yè)的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量表現(xiàn)出明顯的負(fù)向相關(guān)性，而獨(dú)立董事比重和企業(yè)的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量表現(xiàn)出明顯的正向相關(guān)性。Mishari，Alfraih，Abdullah和Almutawa（2017）對2014-2016年科威特證券交易所上市的52家公司的年度報(bào)告中自愿披露做法的水平進(jìn)行評估和多元回歸分析，并對公司治理機(jī)制與自愿披露做法之間的關(guān)聯(lián)進(jìn)行進(jìn)一步的探討。其中以交叉董事、董事會(huì)規(guī)模和角色雙重性衡量董事會(huì)，結(jié)果表明，交叉董事、董事會(huì)規(guī)模和角色雙重性與自愿披露呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而政府所有權(quán)與自愿披露呈正相關(guān)關(guān)系。但其研究存在一些不足之處：第一，主觀性較強(qiáng)。由于自愿披露水平指標(biāo)是研究者進(jìn)行自我評估而得出的，客觀性較弱；第二，存在地域差異?？仆嘏c其他國家的政治、文化和企業(yè)指標(biāo)可能存在一定程度的差異，實(shí)證研究結(jié)果不具有代表性；第三，準(zhǔn)確性不足。研究樣本量較小，這可能會(huì)使得結(jié)論有所偏差。3、監(jiān)事會(huì)結(jié)構(gòu)監(jiān)事會(huì)是一個(gè)專職的監(jiān)督機(jī)構(gòu)，它的功能是進(jìn)行監(jiān)督。根據(jù)現(xiàn)在已經(jīng)存在的文獻(xiàn)我們可以發(fā)現(xiàn)，通常學(xué)者構(gòu)建監(jiān)事會(huì)的變量有監(jiān)事會(huì)規(guī)模、監(jiān)事會(huì)會(huì)議次數(shù)等。藍(lán)文永、韋明升（2009）選擇2006年和2007年這兩年上市的626家公司作為研究的樣本公司，從中國上市公司的董事會(huì)結(jié)構(gòu)，股權(quán)特征，監(jiān)事會(huì)特征這三個(gè)角度進(jìn)行探究，并且分析它們和會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的關(guān)系。其中，監(jiān)事會(huì)規(guī)模作為衡量監(jiān)事會(huì)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)。通過對它的研究發(fā)現(xiàn)，監(jiān)事會(huì)總?cè)藬?shù)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量正相關(guān)。說明董事會(huì)對會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的控制和監(jiān)督方面，發(fā)揮出了其應(yīng)有的作用。但是其作者把公司的盈余管理程度來當(dāng)作替代會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的指標(biāo)，這并不是很全面。劉愛東、萬芳（2016）選取2009-2014年360家滬市A股制造業(yè)上市公司作為研究樣本，從四個(gè)層面揭示了公司治理對管理會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響，即股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)及管理層治理。其中，選擇監(jiān)事會(huì)的規(guī)模和監(jiān)事會(huì)的會(huì)議次數(shù)作為衡量監(jiān)事會(huì)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)。結(jié)論是，兩者對提高公司管理會(huì)計(jì)信息披露水平都有著顯著積極的作用。但現(xiàn)在監(jiān)事會(huì)會(huì)議次數(shù)這個(gè)指標(biāo)的數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故在2018年以后的文獻(xiàn)中主要以監(jiān)事會(huì)規(guī)模作為監(jiān)事會(huì)結(jié)構(gòu)的衡量指標(biāo)，因此其實(shí)證研究結(jié)論可能有所偏差。從以上文獻(xiàn)回顧來看，國內(nèi)外學(xué)者選擇的樣本，時(shí)間，地區(qū)還有變量都存在著差異，這些可能是導(dǎo)致結(jié)論不一致的原因。但是也有存在一致的內(nèi)容，那就是國內(nèi)外學(xué)者基本上都認(rèn)為，公司內(nèi)部治理與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量有著必然的聯(lián)系。研究兩者之間的關(guān)系對于改善公司治理和會(huì)計(jì)信息披露的質(zhì)量是非常有必要的。在此基礎(chǔ)上，本文從公司內(nèi)部治理的各個(gè)方面對會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響進(jìn)行了實(shí)證研究，并提出了相應(yīng)的建議。四、研究設(shè)計(jì)影響會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的因素有很多，本文總結(jié)了以往專家學(xué)者對公司治理和會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的研究成果和相關(guān)理論知識(shí)后，主要從公司內(nèi)部治理的三級(jí)制約結(jié)構(gòu)來分析其與上市公司會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的關(guān)系，為優(yōu)化內(nèi)部治理機(jī)制以提高會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量提供一個(gè)基本思路。（一）理論分析與研究假設(shè)1、股權(quán)集中度與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量股權(quán)集中度是指單個(gè)股東權(quán)益占公司總權(quán)益的比例。通常，衡量股權(quán)集中度的主要指標(biāo)是第一大股東持股比例。目前，上市公司的股權(quán)集中度普遍高度密集，這是由于公司的大股東在控制權(quán)具有絕對的優(yōu)勢，他們可以通過資金占用、提供擔(dān)保、關(guān)聯(lián)交易和股利分配等各種手段，在謀取自身的利益的同時(shí)也損害了中小股東的利益。一般而言，在股權(quán)集中度高的公司，大股東對公司財(cái)務(wù)信息公開的程度具有很大的決定權(quán)，這也制約了會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的提升?；诖耍侍岢黾僭O(shè)：假設(shè)1：第一大股東持股比例與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量負(fù)相關(guān)2、董事會(huì)特征與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量董事會(huì)是公司的經(jīng)營決策機(jī)構(gòu)，負(fù)責(zé)公司日常事務(wù)的處理和業(yè)務(wù)活動(dòng)的開展。其特征表現(xiàn)為董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)、高管激勵(lì)、董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)及審計(jì)委員會(huì)等方面：（1）董事會(huì)規(guī)模對會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響現(xiàn)在大多數(shù)的研究都認(rèn)為，較大規(guī)模的董事會(huì)對于會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的提升具有重要的作用。首先，在人力資源方面具有更大的優(yōu)勢，擁有不同領(lǐng)域的專業(yè)人才，對提升董事會(huì)整體的管理水平存在有利影響，同時(shí)也可以有效避免管理層對董事會(huì)決策的制約作用。其次，規(guī)模越大，利益相關(guān)者越多，董事會(huì)在決策時(shí)也可以考慮更多利益相關(guān)者，可以有效避免大股東控制董事會(huì)的情況，從而使得上市公司的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量不斷地提高?；诖耍侍岢黾僭O(shè)：假設(shè)2-1：董事會(huì)規(guī)模與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量正相關(guān)（2）獨(dú)立董事比例對會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響美國是建立獨(dú)立董事制度最早的國家。經(jīng)過數(shù)十年的發(fā)展，它已成為公司治理的關(guān)鍵要素之一。將獨(dú)立董事制度引入中國的初衷是改善公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，將董事會(huì)的運(yùn)作維持起來，以此形成良性循環(huán)的有效機(jī)制。由于獨(dú)立董事的地位具有獨(dú)立性，可以從更客觀的角度對管理層進(jìn)行有效地監(jiān)督，從而避免控股股東、高層管理人員對中小股東利益的侵害。一般而言，獨(dú)立董事可以制定決策并從客觀的角度監(jiān)督上市公司。此外，國內(nèi)外許多實(shí)證研究表明，獨(dú)立董事比例較高可以反映上市公司存在較為良好的治理，從而提高會(huì)計(jì)信息披露的質(zhì)量?；诖?，故提出假設(shè)：假設(shè)2-2：獨(dú)立董事比例與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量正相關(guān)（3）董事會(huì)會(huì)議次數(shù)對會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響一般來說，董事會(huì)會(huì)議的頻率越高，董事之間的意見交流越好，他們的責(zé)任感也越強(qiáng)。因此，較高的董事會(huì)活動(dòng)頻率對監(jiān)控上市公司的財(cái)務(wù)報(bào)告起了積極作用。但隨著國內(nèi)外學(xué)者的研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)公司業(yè)績出現(xiàn)下滑后，董事會(huì)通常會(huì)增加會(huì)議次數(shù)，這成為解決公司問題的“滅火器”，而不是用于預(yù)先改善公司治理的措施。基于此，故提出假設(shè)：假設(shè)2-3：董事會(huì)會(huì)議次數(shù)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量負(fù)相關(guān)（4）董事前三名薪酬對會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響董事會(huì)成員及高管人員在獲得高報(bào)酬時(shí)，往往安于現(xiàn)狀，不注重公司績效的提升。但是，國內(nèi)外許多研究人員站在公司治理激勵(lì)角度進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn)，適當(dāng)?shù)母吖苄匠暧欣谠鰪?qiáng)會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量。當(dāng)董事會(huì)成員和高級(jí)管理人員的持股比例較高時(shí)，他們會(huì)從自己的角度考慮，為了保護(hù)自己的利益，他們會(huì)盡力經(jīng)營管理公司?；诖?，故提出假設(shè)：假設(shè)2-4：董事前三名薪酬與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量正相關(guān)（5）兩職合一對會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響董事長與總經(jīng)理處于監(jiān)督與被監(jiān)督的關(guān)系，但是，在兩個(gè)職位整合的情況下，兩個(gè)職位的職能經(jīng)常發(fā)生沖突，總經(jīng)理的權(quán)力會(huì)過度擴(kuò)張，而董事會(huì)的監(jiān)督效率會(huì)下降，這樣就難以做到保護(hù)股東及其相關(guān)主體的利益。通常兩職合一的公司會(huì)將不利的信息隱藏起來，從而使公司財(cái)務(wù)透明度下降。國內(nèi)外很多研究者也都認(rèn)為，兩職合一會(huì)對企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升起到阻礙作用，將導(dǎo)致一把手權(quán)力過大，從而減少對經(jīng)理層的監(jiān)督力度，這會(huì)影響了公司的內(nèi)部治理體系，使得會(huì)計(jì)信息披露的質(zhì)量下降?；诖?，故提出假設(shè)：假設(shè)2-5：兩職合一與企業(yè)的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量負(fù)相關(guān)（6）審計(jì)委員會(huì)設(shè)立情況對會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響建立審計(jì)委員會(huì)制度是為了保持審計(jì)的獨(dú)立性，提高財(cái)務(wù)信息的質(zhì)量，這已經(jīng)成為一個(gè)相對直接的影響因素。審計(jì)委員會(huì)是一個(gè)由董事會(huì)負(fù)責(zé)管理的專門委員會(huì)，其中獨(dú)立董事要占到大多數(shù)。審計(jì)委員會(huì)主要負(fù)責(zé)內(nèi)部和外部審計(jì)的溝通，并對審計(jì)資源進(jìn)行整合，然后對公司內(nèi)部控制和財(cái)務(wù)報(bào)告的審計(jì)進(jìn)行公平、有效地評估，并且直接向董事會(huì)和股東大會(huì)報(bào)告。它和公司的其他職能組織應(yīng)該都是相互分離的，具有一定的獨(dú)立性和權(quán)威性。因此，建立審計(jì)委員會(huì)有利于形成上市公司高質(zhì)量的信息披露?；诖?，故提出假設(shè)：假設(shè)2-6：審計(jì)委員會(huì)設(shè)立情況與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量正相關(guān)3、監(jiān)事會(huì)規(guī)模與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量我國《公司法》規(guī)定：監(jiān)事會(huì)由股東代表和公司員工代表按適當(dāng)比例組成，在人數(shù)上的標(biāo)準(zhǔn)就是至少有3名成員才可以。監(jiān)事會(huì)對公司的財(cái)務(wù)有檢查的權(quán)力，但是沒有罷免董事的權(quán)力。在中國的上市公司中，監(jiān)事會(huì)在總經(jīng)理的領(lǐng)導(dǎo)下，破壞了其應(yīng)有的獨(dú)立性，因此，監(jiān)事會(huì)的監(jiān)督權(quán)通常只是一個(gè)形式而已。但是，隨著中國上市公司監(jiān)事會(huì)規(guī)模的擴(kuò)大，監(jiān)事成員的意識(shí)得到了加強(qiáng)，使其在會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的監(jiān)督中起到了一定作用?；诖?，故提出假設(shè)：假設(shè)3：監(jiān)事會(huì)規(guī)模與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量正相關(guān)（二）樣本選取與數(shù)據(jù)來源1、樣本選取本文選取了2014-2018年在深圳證券交易所上市的A股公司作為研究樣本，為了避免某些因素影響整體研究，對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了以下處理：（1）去除這一階段受到懲處或退市的上市企業(yè)；（2）去除金融保險(xiǎn)領(lǐng)域的上市企業(yè)；（3）去除ST、PT公司；（5）去除數(shù)據(jù)信息不完整的上市企業(yè)。剔除以上性質(zhì)的企業(yè)數(shù)據(jù)，共得到2010個(gè)企業(yè)數(shù)據(jù)，8797個(gè)觀測數(shù)值。2、數(shù)據(jù)來源本文中的數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫，而有關(guān)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的數(shù)據(jù)取自深圳證券交易所“誠信檔案”中的“信息考評等級(jí)”。本文使用STATA14.0軟件對中國公司治理與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。變量選取1、因變量：會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量。本文使用深圳證券交易所公布的上市公司信息披露的考評結(jié)果來表達(dá)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量，信息披露的考評結(jié)果分為“優(yōu)秀（A）”、“良好（B）”、“合格（C）”和“不合格（D）”四個(gè)等級(jí)，當(dāng)考評結(jié)果的等級(jí)在“良好”及以上時(shí)，那么本文就認(rèn)為公司的信息披露質(zhì)量較高，賦值為1，反之則賦值為0。2、自變量：（1）股權(quán)集中度：本文用第一大股東持股比例（X1）來衡量。（2）董事會(huì)特征：本文用董事會(huì)規(guī)模（X2）、獨(dú)立董事比例（X3）、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)（X4）、董事前三名薪酬（X5）、兩職合一（X6）、審計(jì)委員會(huì)設(shè)立情況（X7）這六個(gè)指標(biāo)來衡量。（3）監(jiān)事會(huì)特征：本文用監(jiān)事會(huì)規(guī)模（X8）來衡量。3、控制變量：為了避免其他一些相關(guān)變量影響因變量與上述自變量之間的關(guān)系，本文將控制變量添加到回歸模型中，以提高模型設(shè)置的準(zhǔn)確性。控制變量說明如下:（1）公司規(guī)模（SIZE）：本文使用公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)作為公司規(guī)模的替代變量。如果公司規(guī)模越大，所涉及到的投資者也就越多，相應(yīng)的關(guān)注度也就越高，這樣對會(huì)計(jì)信息披露的質(zhì)量要求也就越高。大量實(shí)證研究也表明了公司規(guī)模對公司信息披露水平會(huì)產(chǎn)生正向的影響，所以本文認(rèn)為，上市公司的規(guī)模越大，會(huì)計(jì)信息披露的質(zhì)量越高。（2）財(cái)務(wù)杠桿（LEV）：本文使用資產(chǎn)負(fù)債率來代表企業(yè)的財(cái)務(wù)杠桿，這個(gè)比率就是指負(fù)債總額占資產(chǎn)總額的比例。如果資產(chǎn)負(fù)債的比率越高，那么企業(yè)面臨的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)也就越大，對債權(quán)人資金安全的威脅也就越大，因此，企業(yè)財(cái)務(wù)造假的可能性就越大。所以本文認(rèn)為，負(fù)債水平越高，會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量也就越低。（3）公司盈利能力（ROE）：本文使用權(quán)益凈利率來代表企業(yè)的盈利能力，這個(gè)比率就是指上市公司年度凈利潤與公司所有者權(quán)益的比值。盈利能力好的公司更愿意向社會(huì)公眾披露真實(shí)的信息，相對的，盈利能力較差的公司會(huì)利用造假等方式披露不實(shí)的會(huì)計(jì)信息，掩蓋公司不良的經(jīng)營業(yè)績。所以本文認(rèn)為，盈利能力越好的公司，其會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量也就越高。（4）公司成長性（GROWTH）：本文使用主營業(yè)務(wù)收入增長率來代表公司的成長性，其增長率就是當(dāng)期主營業(yè)務(wù)收入與上期主營業(yè)務(wù)收入的差額占上期主營業(yè)務(wù)收入的百分比。一般來說，如果該比率高于10％，就表明該公司正處于成長階段。介于5％和10％之間，就表明該公司已進(jìn)入穩(wěn)定階段。低于5％，就表明該公司已進(jìn)入衰退階段。所以本文認(rèn)為，公司主營業(yè)務(wù)收入增長率在5％以上，說明增長的趨勢較好，其會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量也就較高。（5）實(shí)際控制人（STATE）：本文對實(shí)際控制人進(jìn)行賦值，當(dāng)實(shí)際控制人是國有控股的時(shí)候取“1”，否則是“0”。在實(shí)際情況中，實(shí)際控制人為其他性質(zhì)公司的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量明顯低于實(shí)際控制人為國有單位公司。所以本文認(rèn)為，當(dāng)公司的控制人為國有控股公司時(shí)，其會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量較好。具體變量的定義如表4-1所示。表4-1變量設(shè)置一覽表模型構(gòu)建本文中的解釋變量是會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量，它是一個(gè)二分變量（0/1），因此本文借鑒田巧娣、解恒慧（2013）的Logistic回歸模型對公司治理和會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量進(jìn)行實(shí)證研究。其表達(dá)式為：其中，變量下標(biāo)i和t分別表示第i個(gè)個(gè)體第t年的數(shù)據(jù)，選擇的變量是影響會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的主要原因，代表公司治理的變量，controlvariables代表控制變量，是待估的截距項(xiàng)，是邊際值，是待估的解釋變量對應(yīng)的系數(shù)，為隨機(jī)誤差項(xiàng)。五、公司治理結(jié)構(gòu)與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)描述性統(tǒng)計(jì)描述性統(tǒng)計(jì)是通過對數(shù)據(jù)的觀測值個(gè)數(shù)，均值，標(biāo)準(zhǔn)差，最小值，最大值進(jìn)行研究，可以對數(shù)據(jù)進(jìn)行一個(gè)基本的了解。均值可以分析數(shù)據(jù)的基本的一個(gè)情況，標(biāo)準(zhǔn)差可以了解數(shù)據(jù)的一個(gè)波動(dòng)幅度，最小值和最大值可以了解數(shù)據(jù)是否存在異常以及過大或者過小的數(shù)值，從而可以提前對數(shù)據(jù)進(jìn)行一個(gè)處理。得到的結(jié)果如表5-1所示：表5-1描述性統(tǒng)計(jì)VariableObsMeanStd.Dev.MinMax會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量87970.87020.33610.00001.0000第一大股東持股比例87970.32250.13780.03000.8999董事會(huì)規(guī)模87978.30571.58864.000018.0000獨(dú)立董事比例87970.37790.05650.14290.7500董事會(huì)會(huì)議次數(shù)879710.28404.25662.000046.0000董事前三名薪酬879714.14021.43100.000017.6019兩職合一87970.32950.47010.00001.0000審計(jì)委員會(huì)設(shè)立情況87970.89630.30490.00001.0000監(jiān)事會(huì)規(guī)模87973.33580.83751.00009.0000公司規(guī)模879721.91481.145114.941628.0554財(cái)務(wù)杠桿87970.38420.19670.00910.9886公司盈利能力87970.06820.1659-3.32854.7847公司成長性87971.6745156.8906-2352.749013983.5300實(shí)際控制人87970.24280.42880.00001.0000如果標(biāo)準(zhǔn)差越高，那么數(shù)據(jù)的離散程度也就越高；否則，則數(shù)據(jù)的離散程度就越低。從上面的表格5-1我們可以看出有五項(xiàng)變量的標(biāo)準(zhǔn)差相對較高，分別是董事會(huì)規(guī)模、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)、董事前三名薪酬、公司規(guī)模和公司成長性，而其他變量的標(biāo)準(zhǔn)差相對較小。而且這五個(gè)變量指標(biāo)中存在最大值和最小值相差較大的情況，可能會(huì)存在異常值對模型結(jié)果產(chǎn)生不好的影響，導(dǎo)致數(shù)據(jù)的結(jié)果結(jié)論不普遍。由于本文的研究數(shù)據(jù)較少，為了防止信息失真和數(shù)值過小或者過大對模型結(jié)果產(chǎn)生的影響，就選擇對數(shù)據(jù)進(jìn)行上下1%縮尾處理，并且對處理后的數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，其數(shù)據(jù)處理結(jié)果如表5-2所示：表5-2縮尾處理后的描述性統(tǒng)計(jì)VariableObsMeanStd.Dev.MinMax會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量87970.87020.33610.00001.0000第一大股東持股比例87970.32200.13560.08800.6916董事會(huì)規(guī)模87978.29181.53005.000013.0000獨(dú)立董事比例87970.37790.05450.33330.5714董事會(huì)會(huì)議次數(shù)879710.24544.04704.000025.0000董事前三名薪酬879714.22620.744711.332616.1602兩職合一87970.32950.47010.00001.0000審計(jì)委員會(huì)設(shè)立情況87970.89630.30490.00001.0000監(jiān)事會(huì)規(guī)模87973.33430.82442.00007.0000公司規(guī)模879721.91481.111919.860225.3879財(cái)務(wù)杠桿87970.38380.19510.05230.8510公司盈利能力87970.07090.1156-0.54180.3627公司成長性87970.11483.2862-18.112814.7384實(shí)際控制人87970.24280.42880.00001.0000從上面的表格5-2我們可以看出，被解釋變量和每個(gè)解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。當(dāng)我們將視角放在均值上，可以看到會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量（P）的均值為0.8702，離1比較近，這表明樣本公司的整體會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量相對較好；第一大股東持股比例（X1）的均值為0.3220，實(shí)際控制人為國有控股的均值為0.2428，即在8797個(gè)觀測值中有2136個(gè)觀測值是國有控股。這說明在上市公司中，目前國有股占主導(dǎo)地位的問題得到了一定的緩解，有向好的趨勢；上市公司獨(dú)立董事比例（X3）的均值為37.79%，這很符合《公司法》中的規(guī)定：上市公司的董事會(huì)中至少應(yīng)該有三分之一的是獨(dú)立董事。也說明現(xiàn)在獨(dú)立董事的設(shè)立情況和以前的相比已經(jīng)有所改善了。接著我們換個(gè)視角，放在標(biāo)準(zhǔn)差上，我們可以看到董事會(huì)規(guī)模（X2）、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)（X4）、董事前三名薪酬（X5）、監(jiān)事會(huì)規(guī)模（X8）、公司成長性（GROWTH）和公司規(guī)模（SIZE）的差異顯著，而其他指標(biāo)之間的差異并不明顯。由上面的表格5-2中對各變量的統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知：企業(yè)五年的信息披露均值為0.8702，表明上市企業(yè)整體的概況比較好，企業(yè)的披露質(zhì)量水準(zhǔn)還有待提升；董事會(huì)人數(shù)為4～18人，樣本均值為8.2918。根據(jù)《公司法》，企業(yè)的董事會(huì)人數(shù)為4至20人。因此，此樣本中包含的公司均符合我們公司法的相關(guān)規(guī)定；從整體上看，獨(dú)立董事比例平均值是37.79%。而在美國等發(fā)達(dá)國家，企業(yè)獨(dú)立董事比例一般為90%，說明我國企業(yè)的這一指標(biāo)和西方發(fā)達(dá)國家存有巨大差距；兩職合一（X6）的均值是0.3295，表明我國大部分上市企業(yè)這兩個(gè)職務(wù)都是相離的，但也有部分存在明顯的“兩職合一”問題；就現(xiàn)階段而言，我國上市企業(yè)股權(quán)集中度上限值是69.16%，下限值是8.80%，差異極其嚴(yán)重。就整體形勢而言，我國最大持股比重為32.20%，表明在我國上市企業(yè)中，最大持股比重仍處于比較高的水準(zhǔn)；上市企業(yè)設(shè)立審計(jì)委員會(huì)的比重（X7）為89.63%，表明我國上市企業(yè)還是比較重視這一方面的。（二）相關(guān)性分析在進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)之后，就是對數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分析，如果被解釋與解釋變量之間的相關(guān)性很顯著，那么這個(gè)模型就有研究的意義性。當(dāng)然，并不是說他們之間的相關(guān)性低就沒有意義，只要存在一定的相關(guān)性，就可以為后續(xù)回歸分析奠定基礎(chǔ)。如果解釋變量之間的相關(guān)性太高，則變量之間可能存在嚴(yán)重的多重共線性，這將影響模型結(jié)果。為了研究兩個(gè)變量之間的相關(guān)性，對它們進(jìn)行了相關(guān)性分析，并檢驗(yàn)了相關(guān)性的顯著性。接下來對數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分析，得到表5-3所示結(jié)果：表5-3相關(guān)性分析會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量第一大股東持股比例董事會(huì)規(guī)模獨(dú)立董事比例董事會(huì)會(huì)議次數(shù)董事前三名薪酬兩職合一是否設(shè)立審計(jì)委員會(huì)監(jiān)事會(huì)規(guī)模公司規(guī)模財(cái)務(wù)杠桿公司盈利能力公司成長性實(shí)際控制人會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量1.0000第一大股東持股比例0.08191.00000.0000董事會(huì)規(guī)模0.0699-0.02771.00000.00000.0093獨(dú)立董事比例-0.04730.0418-0.59751.00000.00000.00010.0000董事會(huì)會(huì)議次數(shù)-0.1012-0.0721-0.02760.03621.00000.00000.00000.00960.0007董事前三名薪酬0.1068-0.07280.1658-0.09820.12961.00000.00000.00000.00000.00000.0000兩職合一-0.00910.0082-0.17100.12680.0016-0.00891.00000.39290.44370.00000.00000.88190.4063審計(jì)委員會(huì)設(shè)立情況-0.0803-0.06050.0697-0.01930.1155-0.0076-0.12651.00000.00000.00000.00000.07050.00000.47550.0000監(jiān)事會(huì)規(guī)模0.03360.04800.2321-0.1065-0.0459-0.0282-0.14530.07601.00000.00160.00000.00000.00000.00000.00820.00000.0000公司規(guī)模0.04700.09330.2372-0.04010.30600.3442-0.14720.26060.22801.00000.00000.00000.00000.00020.00000.00000.00000.00000.0000財(cái)務(wù)杠桿-0.12260.04360.1361-0.02740.28280.0826-0.09090.14120.17290.52801.00000.00000.00000.00000.01010.00000.00000.00000.00000.00000.0000公司盈利能力0.29730.13000.0455-0.0391-0.02890.18600.0447-0.1473-0.00400.0785-0.15001.00000.00000.00000.00000.00020.00670.00000.00000.00000.70710.00000.0000公司成長性0.13870.01510.0250-0.03010.03220.04950.0088-0.00160.00950.0499-0.06410.45291.00000.00000.15620.01910.00470.00250.00000.40750.87750.37450.00000.00000.0000實(shí)際控制人0.06020.13300.2380-0.0749-0.0208-0.0609-0.26110.12130.38620.30440.2357-0.0402-0.01171.00000.00000.00000.00000.00000.05050.00000.00000.00000.00000.00000.00000.00020.2723注：0.3-0.5為弱相關(guān)，0.5-0.8為中相關(guān)，0.8以上為強(qiáng)相關(guān)。***，**，*分別表示在0.01，0.05，0.1的顯著性水平下顯著，第一行為相關(guān)系數(shù)，第二行為會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量值。由表5-3可知，在1%的水準(zhǔn)上，會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量和第一大股東持股比例表現(xiàn)出明顯正向相關(guān)性，與本文假設(shè)1不一致；在1%的水準(zhǔn)上，和董事會(huì)規(guī)模表現(xiàn)出明顯正向相關(guān)性，與本文假設(shè)2一致；在1%的水準(zhǔn)上，和獨(dú)立董事比例表現(xiàn)出明顯負(fù)向相關(guān)性，與本文假設(shè)3不一致；在1%的水準(zhǔn)上，和董事會(huì)會(huì)議次數(shù)表現(xiàn)出明顯負(fù)向相關(guān)性，與本文假設(shè)4一致；在1%的水準(zhǔn)上，和董事前三名薪酬表現(xiàn)出明顯正向相關(guān)性，與本文假設(shè)5一致；和兩職合一不存在顯著相關(guān)性，與假設(shè)6不一致；在1%的水準(zhǔn)上，和設(shè)立審計(jì)委員會(huì)表現(xiàn)出明顯負(fù)向相關(guān)性，與假設(shè)7不一致；在1%的水準(zhǔn)上，和監(jiān)事會(huì)規(guī)模表現(xiàn)出明顯正向相關(guān)性，與假設(shè)8一致。由此可知，相關(guān)性研究的大部分結(jié)果都與理論預(yù)期值是一致的。綜合以上所論述的，除去兩職合一以外，其他的解釋變量與被解釋變量的關(guān)系是顯著的，解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)都是小于0.8的，因此，它們之間不存在高度的多重共線性。為了進(jìn)一步驗(yàn)證變量的共線性，使用方差膨脹因子即VIF檢驗(yàn)來驗(yàn)證模型，如果VIF值比10大，則表明變量之間的共線性很嚴(yán)重，如果是這樣的話就需要剔除相關(guān)的變量。如果VIF值比10小，那么模型的共線性就不嚴(yán)重，自然可以進(jìn)一步的分析和檢驗(yàn)。接下來對數(shù)據(jù)進(jìn)行模型VIF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)分析的結(jié)果如表5-4所示：表5-4模型VIF檢驗(yàn)VariableVIF1/VIF公司規(guī)模2.01000.4983董事會(huì)規(guī)模1.78000.5617獨(dú)立董事比例1.60000.6266財(cái)務(wù)杠桿1.52000.6558公司盈利能力1.42000.7021實(shí)際控制人1.39000.7209公司成長性1.27000.7850董事前三名薪酬1.27000.7878監(jiān)事會(huì)規(guī)模1.23000.8099董事會(huì)會(huì)議次數(shù)1.19000.8430審計(jì)委員會(huì)設(shè)立情況1.14000.8799兩職合一1.11000.9038第一大股東持股比例1.08000.9275MeanVIF1.3800從表5-4我們可以看出，所有變量的VIF值都是小于10，因此模型的多重共線性較低，不會(huì)對模型結(jié)果產(chǎn)生太大的影響。而且為了有效控制其他變量，還需要借助多元回歸性開展更穩(wěn)健的研究。（三）回歸分析為了研究解釋變量對被解釋變量的影響程度和方向，需要通過回歸分析進(jìn)行驗(yàn)證，前面已經(jīng)對數(shù)據(jù)的異常值和共線性進(jìn)行了處理，以防止共線性和異常值對模型的不利影響，因此，回歸結(jié)果是比較可信的，接下來對數(shù)據(jù)進(jìn)行l(wèi)ogistic回歸分析，分析結(jié)果如表5-5所示。表5-5logistic模型回歸結(jié)果會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量Coef.Std.Err.zP>z第一大股東持股比例1.0304***0.27483.75000.0000董事會(huì)規(guī)模0.0601**0.03041.98000.0480獨(dú)立董事比例-0.25520.7824-0.33000.7440董事會(huì)會(huì)議次數(shù)-0.0642***0.0087-7.41000.0000董事前三名薪酬0.3165***0.05136.17000.0000兩職合一-0.02440.0747-0.33000.7440審計(jì)委員會(huì)設(shè)立情況-0.8408***0.1631-5.15000.0000監(jiān)事會(huì)規(guī)模0.04750.04970.96000.3390公司規(guī)模0.2338***0.04425.29000.0000財(cái)務(wù)杠桿-1.8473***0.2124-8.70000.0000公司盈利能力4.9409***0.333814.80000.0000公司成長性-0.00520.0100-0.52000.6000實(shí)際控制人0.5493***0.10115.43000.0000_cons-6.6801***1.0277-6.50000.0000會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量seudoR20.1371LRchi2(13)931.1500會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量rob>chi20.0000注：***，**，*分別表示在0.01，0.05，0.1的顯著性水平顯著。由表5-5可見：模型的R方為0.1371，解釋變量對被解釋變量的解釋程度達(dá)到13.71%，卡方值為931.15，伴隨概率即對應(yīng)的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量值為0.0000，小于0.01，在0.01的顯著性水平下拒絕整個(gè)模型的線性關(guān)系不顯著的原假設(shè)，整個(gè)模型是顯著的。由分析可知：第一大股東持股比例在1%的顯著性水平下存在顯著的正向影響，這可能與當(dāng)前在中國上市公司中普遍存在的“一股獨(dú)大”現(xiàn)象有關(guān)。這與提出的假設(shè)相沖突，因此假設(shè)1檢驗(yàn)未通過；董事會(huì)規(guī)模在1%的顯著性水平下存在顯著的正向影響，也就是說，董事會(huì)規(guī)模的擴(kuò)大能有效增強(qiáng)企業(yè)的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量，驗(yàn)證了提出的假設(shè)2；獨(dú)立董事比例不存在顯著的影響，這可能與當(dāng)前不完善的中國獨(dú)立董事制度有關(guān)，因此假設(shè)3檢驗(yàn)未通過；董事會(huì)會(huì)議次數(shù)在1%的顯著性水平下存在顯著的負(fù)向影響，也就是說，董事會(huì)會(huì)議的頻率越高，公司的績效越低，披露的質(zhì)量就越差，驗(yàn)證了提出的假設(shè)4；董事前三名薪酬在1%的顯著性水平下存在顯著的正向影響，即適當(dāng)?shù)募?lì)措施能促進(jìn)企業(yè)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的提升，驗(yàn)證了提出的假設(shè)5；兩職合一不存在顯著的影響，假設(shè)6檢驗(yàn)未通過；審計(jì)委員會(huì)設(shè)立情況在1%的顯著性水平下存在顯著的負(fù)向影響。從接連發(fā)生的會(huì)計(jì)丑聞可以看出，一方面，獨(dú)立審計(jì)準(zhǔn)則和職業(yè)規(guī)范的作用是有限的，無法保證外部審計(jì)員會(huì)忠誠的履行其鑒證角色。另一方面，公司管理層普遍地認(rèn)為內(nèi)部審計(jì)就是他們下屬的一個(gè)分支機(jī)構(gòu)，不存在權(quán)威性和獨(dú)立性，這樣審計(jì)委員會(huì)就很難對公司管理層進(jìn)行必要的監(jiān)督。這與提出的假設(shè)相沖突，假設(shè)7檢驗(yàn)未通過。監(jiān)事會(huì)規(guī)模不存在顯著的影響，這可能與我國監(jiān)事會(huì)制度還不健全有關(guān)，因此假設(shè)8檢驗(yàn)未通過。在控制變量中，企業(yè)的規(guī)模、盈利能力、財(cái)務(wù)杠桿以及實(shí)際控制人都滿足檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，和本文預(yù)期結(jié)果一致。且公司規(guī)模、公司盈利能力、實(shí)際控制人均存在有顯著的正向影響，財(cái)務(wù)杠桿存在顯著的負(fù)向影響。（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)為了研究模型結(jié)果是否穩(wěn)健，將A、B、C、D四個(gè)等級(jí)的公司信息披露質(zhì)量分別賦值為4、3、2、1，然后進(jìn)行回歸分析，查看回歸分析結(jié)果是否仍然是比較一致的，如果它們比較一致，那么就說明本文的結(jié)果是比較穩(wěn)健的。接下來對數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的結(jié)果如表5-6所示：表5-6穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量Coef.Std.Err.t會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量>t第一大股東持股比例0.3202***0.04547.05000.0000董事會(huì)規(guī)模0.0133***0.00522.57000.0100獨(dú)立董事比例0.09000.13770.6500