股权结构与会计信息的关系

第一类变量为被解释变量,即上市公司是否因财务报告舞弊而受到证监会的处罚,如果受到处罚则赋值为1,未受到处罚则赋值为0。 第二类变量为解释变量,分别从股权结构以及董事会特征等角度进行定义,股权结构包括股权集中度(Herfindahl指数),即公司前N位大股东持股比例的平方和、国有股比例。对于公司董事会构成而言,则包括董事会规模、监事会规模、独立董事比例、执行董事比例。 第三类变量为控制变量,即除股权因素、董事会构成因素外,其它影响上市公司财务报告的因素。比如董事长是否变更、控制股东性质、审计委员会是否设置。 (四)实证分析 1.变量的差异检验与相关性分析 在相关分析中采用对两类公司变量之间的平均数、标准差进行的差异检验,以确定数据的合理程度。本研究所选取的舞弊公司与控制样本公司除了董事长是否变更这一变量的Z检验值相比其它变量有较弱的差异外,其他变量的Z检验值都小于2。在统计分析意义上来说各变量的相关性是比较高的,整体变量的差异检验并未出现显著性的差异,因此确定样本的选取较为合理。 针对所选取的数据,对本研究设置的各变量之间的相关性进行检验。从Pearson相关性检验结果可以看出,各变量之间的相关性比较显著,特别是解释变量、控制变量与上市公司是否因舞弊而受罚这一被解释变量的相关性尤为显著。除了国有股比例以及控制股东性质与被解释变量的相关性较弱外,其他的解释变量与被解释变量都有显著的相关性。这也验证了本研究所设置的变量基本能满足实证分析的需要,可以进行Logistic回归分析。 2.二项logistic回归分析 为了进一步检验财务报告舞弊与公司治理结构的关系,笔者构建立如下模型,基于SPSS13.0采用Backward方法进行回归分析。 Fraud=α+β1×GA +β2×HERF +β3× DIR+β4× SUR+β5 ×INDE+β6 ×EXE+β7× CEO+β8 ×AUD+β9× CH+β10×CHANGE+ξ 其中:α为截距项; β为解释变量的估计系数; ξ为回归残值。将被调查的样本数据带入上述模型,如果预测概率值大于0.5,则认为被解释变量的分类预测值为1,如果小于0.5,则表示被解释变量的分类预测值为0。在未发生财务报告舞弊公司的115个数据中,模型正确识别了其中的105个,识别正确率为91.3%。在发生财务舞弊公司的数据中,模型识别了其中的102个,识别正确率为88.7%,模型的总的预测正确率达到了90%,模型的预测结果比较理想。从数据上来看,除了国有股被剔除出模型外,其他变量都在5%的水平下显著相关,应拒绝零假设,模型比较理想。 四、讨论与分析 1.国有股比例与会计舞弊不相关,不支持假设1。随着我国证券市场的不断发展,政府和公司已开始利用股份回购、可转换债券等多种金融工具。寻求有效的国有股减持和退出机制,扩充和增加流通股比例,在一定程度上完善了公司的治理结构。且公司股权结构中的其他因素相比于我国经济发展的初期而言,起着更为有效的调节和相互监督的作用。 2.Herfindahl指数即股权集中度与财务报告舞弊呈显著的正相关关系,假设2成立。过度的股权集中容易产生控股股东侵占中小股东和上市公司利益为代价来追求自身利益的行为。我国的上市公司中,大量存在一个或几个大股东通过收购以及关联控制等方式从而控制大多数股份的现象,也普遍存在控股股东侵害上市公司利益的行为。所以控制股东为了谋求自身利益最大化,很可能利用操纵会计信息的手段侵害他人利益,从而造成会计信息失真。这与La Porta(1998)、蔡宁(2003)提出股权集中度与财务报告舞弊是正相关关系的观点是相同的。 3.董事会规模与财务报告舞弊成显著的正相关关系,即董事会规模越大,越容易发生财务舞弊,假设3成立。笔者认为,董事会中董事的人数对董事会的功效有很大的影响,规模过大则有可能会引起董事会的行动过于迟缓,内部容易产生分歧和监督职能不断弱化等现象。这与Jenson(1993)提出的一个规模较小的董事会更容易发挥监控职能,而规模较大的董事会更容易被总经理控制的观点相符合。Beasley(1996)也发现董事会规模与财务报告舞弊正相关,即董事会规模越大,财务报告舞弊发生的可能性亦越大。 4.监事会的规模越大,发生财务舞弊的可能性越大,二者成显著的正相关关系。监事会实质上缺乏对董事行为的制约力,而且在上市公司中,监事会成员又存在由公司内部人员兼任的现象,缺乏独立监督能力,从而监督职能更多的也是形同虚设。反过来思考,上市公司为了掩饰他们的舞弊行为,也很有可能会设置大规模的监事会来掩人耳目,假设4成立。这与刘立国、杜莹(2003)提出的观点相符,即监事会的规模与会计舞弊呈正相关关系。 5.独立董事的比例越高,财务报告舞弊的可能性越小,二者呈显著的负相关关系,假设5成立。笔者认为,独立董事的独立性在董事会中具有重要的作用和地位,随着独立董事制度的不断完善,独立董事在董事会中的监督作用有效的限制了公司的舞弊行为。Beasley(1995)的结论得到验证。 6.执行董事比例与会计舞弊呈非常显著的正相关关系。执行董事比例过高会导致董事掌控关键信息以及董事会、监事会职能的弱化。在不利局面下为了保障自身利益,执行董事更容易利用披露虚假财务信息的方式来掩饰自己的违规行为,假设6成立。Beasley(1996)和Dechow(1996)的结论得到验证。 7.CEO两职状态在分析结果中显示为显著的正相关关系,即董事长与总经理为同一人时,上市公司财务报告舞弊的可能性越大,不为同一人时发生舞弊的可能性越小,假设7成立。董事长与总经理若为同一人会导致内部董事占绝对优势,董事会就失去了独立性,从而弱化对经理层行为的控制力和对经营决策的优化程度。这样也容易导致董事操纵利润,甚至于对外报送的财务报表不能真实反映公司财务状况。这与Dechow 等 (1996)提出的观点相吻合。 8.审计委员会的设置与会计舞弊呈非常显著的负相关关系,审计委员会的设置能有效限制上市公司的财务报告舞弊行为,假设8成立,即审计委员会的设置与财务报告舞弊负相关。上市公司设置审计委员会可以更有力地监督公司披露财务报告是否有舞弊行为,从而有效地减小财务报告舞弊的可能性。这与C Mullen(1996)、洛贝克等(1989)提出的观点相符合。 9.控制股东的性质若为国有股则容易发生财务报告舞弊行为,若为非国有股则能限制舞弊行为的发生。在分析结果中呈显著的正相关关系,假设9成立。因假设1与假设2在逻辑上存在***线性,实证结果互相矛盾。这里笔者同意刘立国,杜莹的结论[3]。笔者认为,控制股东为国有股是国有股在公司总资产中占重要比重,容易出现利用行政手段控制利益方向的现象。也容易造成上市公司制度和各部门的职能界定的模糊,以及政企不分、政资不分等现象。更有可能干涉公司的经营管理,在披露财务报告时更有可能因掩饰某些灰色信息而舞弊。这与梁杰、王璇、李进中(2004)的观点是一致的。 10.董事长是否变更这一变量在分析结果中呈显著的正相关关系,即董事长频繁或轻易变更,财务报告舞弊的可能性越大,相反则越小,假设10成立。分析原因笔者认为,上市公司的董事长如果对披露虚假财务报告与上市公司持不同意见的话,则有可能会被上市公司为了某些自身利益而更换;相反,只有董事长在披露虚假财务报告上与上市公司持一致意见时才不会频繁的更换。 转贴于 中国论文下载中心

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