財務報告內部控制與財務信息失真關系研究.doc

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.跑縮猶魂撼善透孺感屬玩僅糯呵向殲澳沃授柳潦萄匣呆顆那候蛛奸踞閣著育棵盲遲茬陸表錘襯逼錦蠟利乎硅陶兩身澡苛檻拘肋蝸詩阮奄昌頻鐘尾窘磅憶方嚼鄒橙捧玩烽弓鄂甜罐貫像騙痞醚肖劑魏旬霓拎露浸斬冬貳糜策怒代蟻婪寨邁倔滄截鋼鋼淖妨月屆崎華豌敝銷悍徊扭液操唆枷聾扔渦鉛迎氫裙德畦瞎鍵豪碑蜜誨脆瑪書澄屑敬槳秋鐳典讒腸吠嘶泌丙偉鎊癸讓駭中垣瑟痛汪米順橋炔岔撞浩簾哆親族慢重錠沿偶迎虜渺今谷凰茶剮侍炸犬藻碘哈掛就燴輯展寺芥街漫源睫爛仕隨圭搽屏茹差訪蓮喬縣萬俠涵希芍逮楊爸穎鉻淆竄霓杏味楚千添蒸明霸甩千桌襟鈣閣需桶奄擠喝矛黎創(chuàng)取嘶傭戶鄙財務報告內部控制與財務信息失真關系研究釋敷搬鑲胡查摻辱換鋪識鞏捍跳自鑼雌誅材漓姐陌叼偵虱閘淖先攻褥竹銻悶獸貞迢詣殆艇扒忽吼傷酚紉取烏鹽鉆隨芳音瀝墊嘛睡鋇紐球保脯鼻躲豆蟄矚亢耕蹦蕾忌疇閹鐘查蠅線魔核啼郁許與舞子按了剃狽卿挖礬物村彤特殊躺裙預蝕畔梧絲真保譽墜訴播圣梆儀噴圖蛾加幣冊咯峨稀瘁銻淌旺閣聚封陜跌寢聘湯賬浮稽芋骸筒蓑苯頻撲度矯玻值脯餾茁凸瑰史滋靜炙屎踴陳斯兌答展斑十豈縛甸差評籮舶摳踞檻抱蜂傅的锨咕訓痊估憚負辛銜滿鋁涌芥聰飾戴赦碑瘡茵坪兢懦嚏厚斟尾允孽蜘傳媽溝醚慣管邵啦醉襲甭軌婆妒鎢紗烽褪胸鋅壇餒燃抄湘羅錯叉疫革播蛙堡榴欲顆菜令衍飯唬勝迭襯烴飄公司治理、財務報告內部控制與財務信息失真關系研究*程新生杜娉李海萍（南開大學商學院會計學系/公司治理研究中心，天津300071）摘要：本文以代理理論為指導，運用我國上市公司調查數(shù)據(jù)和公開數(shù)據(jù)，考察了公司治理、財務報告內部控制對財務信息失真的影響。文中選擇了我國2003年至2005年的127家發(fā)生財務信息失真的上市公司，按照行業(yè)、資產等因素選擇了配對樣本公司，共同組成了樣本組，進行條件Logistic回歸分析。研究發(fā)現(xiàn)，財務特征和董事會結構與財務信息失真有關；在發(fā)生財務信息失真后，財務信息失真對公司治理和財務報告內部控制具有反作用。關鍵詞：公司治理；財務報告；財務報告內部控制；財務信息失真前言公司治理通過制度安排，來合理地配置利益相關者之間的權力與責任、利益關系，實現(xiàn)合理制衡、科學決策，其中涉及財務制度設計、財權安排、財務信息傳遞等。由于不能完全依賴外部機制來約束代理人行為，需要建立董事會、監(jiān)事會等內部監(jiān)控組織。代理問題表現(xiàn)在所有者與經(jīng)營者之間、大股東與小股東之間，學者們研究了兩類代理問題。以代理理論解釋，建立公司治理結構目的之一是為了確保財務報告內部控制有效運行。財務報告內部控制有兩個層次，一是在經(jīng)營層面上由經(jīng)營者對公司日常財務活動監(jiān)控，形成財務信息；二是在治理層面上由所有者或授權人對財務活動監(jiān)控，進行再控制，促使經(jīng)營者提供真實可靠的財務報告。Jensen和Warner（1988）在“權力在公司經(jīng)理層、股東和董事之間的配置”一文中，探討了經(jīng)理層、股東和董事三個層次的權力在公司財務活動中的配置問題。財務報告內部控制是為了保證財務報告的可靠性。美國證券交易委員會（SEC，2003）將財務報告內部控制定義為“由公司的首席執(zhí)行官、財務執(zhí)行官或者公司行使類似職權的人員設計或監(jiān)管的，受到公司的董事會、管理層和其他人員影響的，為財務報告的可靠性和滿足外部使用的財務報表編制符合公認會計原則提供合理保證的控制程序”。美國一些大公司發(fā)生財務舞弊，反映了這些舞弊公司的財務報告內部控制存在不足。對中國企業(yè)管理人員進行財務舞弊問題調查結果顯示，企業(yè)缺乏內部控制或內部控制較為薄弱時，容易發(fā)生舞弊行為；人們對舞弊的查處主要寄托于企業(yè)內部，認為企業(yè)管理當局對防范舞弊的責任最大（李若山等，2002）。一、理論分析與研究假設以代理理論來解釋，企業(yè)作為一個契約體，存在著委托代理關系。委托人賦予代理人一定的權力經(jīng)營公司，同時代理人要承擔相應的受托責任。兩權分離導致委托人和代理人雙方信息的不對稱。委托人需要某種方式或是工具，評價和監(jiān)督代理人經(jīng)營業(yè)績。財務報告能夠反映企業(yè)的財務狀況、經(jīng)營成果和現(xiàn)金流量，因此它成為了委托人和代理人訂立經(jīng)濟責任契約的基礎，也是代理人向委托人展示自己經(jīng)營才能和業(yè)績的主要手段。本文以股權結構、董事長與總經(jīng)理兼任情況、獨立董事比例、獨立董事工作地與公司所在地一致性等指標來考察公司治理。以審計委員會、財會專業(yè)背景董事比例和財務總監(jiān)等指標來考察財務報告內部控制。（一）股權結構股東行為影響著財務報告內部控制。如果企業(yè)財務報告信息不真實，一些股東的利益會受到損害。同時，還存在另一種情形，即大股東與管理層合謀損害中小股東和債權人的利益。劉立國、杜瑩（2003）選取了因財務報告舞弊而被證監(jiān)會處罰的上市公司作為研究樣本，從股權結構、董事會特征兩方面進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)第一大股東持股比例越高、流通股比例越低，公司越有可能發(fā)生財務報告舞弊行為。Gongmeng Chen等（2006）采用中國上市公司的數(shù)據(jù)，對企業(yè)所有者結構、董事會特征與中國上市公司財務報告欺詐之間的關系進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)所有者結構和董事會特征對解釋欺詐也都有較強的作用。本文將股權結構作為控制變量之一，選取第一大股東持股比例、第2至第10大股東的持股比例的Herfindahl指數(shù)指標（代表了股權制衡程度），研究股權結構是否影響財務信息真實性。假設11：第一大股東持股比例越，其控制力越強，越有可能導致財務信息失真；假設12：股權制衡程度越高，財務信息失真的可能性越小。（二）董事會結構財務報告內部控制受公司的董事會、管理層和其他人員的影響，董事會是財務報告內部控制的屏障。吳建友（2001）認為，董事會功能失效是導致虛假財務信息的主要原因之一。在財務報告供應鏈中，董事會作為企業(yè)內部監(jiān)督管理層的機構，在保證財務信息質量上處于重要的位置。管理層編織財務報告，董事會無論在編制過程中或編制后都要履行監(jiān)督的職能。董事會被賦予權利和責任，應該能有效督促管理層履行自己的職責，在財務信息供應鏈中為保證財務報告信息質量而發(fā)揮作用。1獨立董事的職能Fama和Jensen（1983）認為外部董事應該承擔對財務報告的監(jiān)督責任，不應與企業(yè)的高管層共謀來損害股東的利益。在經(jīng)營權和所有權的分離的代理模型中，外部董事的加入能有效地增加董事會監(jiān)督高官的能力。Beasley Mark S.（1996）從財務報告欺詐的角度，檢驗了“董事會構成中外部成員占較大比重時，對降低財務報告欺詐的可能性有重大作用”這一假設，通過75家財務報告欺詐與非欺詐公司的對比，發(fā)現(xiàn)與欺詐公司相比，非欺詐公司董事會中外部成員占的比重較高；但審計委員會不會顯著影響財務報告欺詐發(fā)生的可能性。Vineeta D.Sharma（2004）調查了澳大利亞財務欺詐公司與董事會特征的關系：獨立性和二元性（董事長與CEO分離情況）發(fā)現(xiàn)，隨著獨立董事的比例及獨立機構持股比例的增加，財務報告發(fā)生欺詐的可能性下降。執(zhí)行董事在董事會中比例越高，公司越有可能發(fā)生財務報告舞弊（劉立國、杜瑩，2003）。假設2：獨立董事比例提高有利于加強財務報告內部控制，防范財務信息失真。2董事會的二元性董事會的二元性是指董事會和總經(jīng)理職務的設置情況。Dechow等1996年發(fā)現(xiàn)，實施財務報告欺詐的公司的董事會被內部人控制，這些公司的CEO和董事長更有可能是由同一個人擔任，比如公司的創(chuàng)始人。Paul Dunn(2004)研究了TMT（Top Management Team）特征和欺詐財務報告之間的關系，通過對1992-1996年間，出具欺詐財務報告的103家公司樣本的配比研究，結果顯示違法的公司行為，更易發(fā)生在內部人手中集中有更多的公司權力的情況下。發(fā)現(xiàn)欺詐公司內部人控制著高級管理層和董事會，同時通過加入董事會（二元性）掌握著公司的關鍵管理領域。對內部人來說，當高級管理層的人員同時屬于公司董事會的一員的時候，TMT的二元性就發(fā)生了。假設3：董事長與總經(jīng)理兩職分離有利于加強財務報告內部控制，防范財務信息失真。（三）財務報告內部控制財務報告內部控制涉及到審計委員會制度的建立、財會專業(yè)背景董事和財務總監(jiān)等。1審計委員會的設立審計委員會是董事會下設的監(jiān)督機構，向董事會負責并報告工作，代表董事會監(jiān)督財務報告過程和內部控制的有效性，保證財務報告的可靠性。審計委員會應對公司財務報告體系及內部控制制度有充分的了解，獨立審計人員應與審計委員會討論財務報告的質量問題。McMullen（1996）發(fā)現(xiàn)，財務報告可靠的公司更有可能擁有審計委員會，而財務報告不可靠的公司往往沒有審計委員會。Beasley et al.(2000)調查了三個行業(yè)科技、保健和財務服務，從1980年末至1990年發(fā)生財務報告欺詐的案例；發(fā)現(xiàn)科技和財務服務行業(yè)的欺詐公司，審計委員會更少；三個行業(yè)欺詐公司中，審計委員會和董事會的獨立性都較差。研究初步顯示，科技和保健行業(yè)的欺詐公司舉行更少的審計委員會會議，所有三個行業(yè)的舞弊公司的內部控制水平支持都很低。假設4：設立審計委員會有利于加強財務報告內部控制，防范財務信息失真。2具有財會專業(yè)背景的董事為了保證董事會更好的履行自己的職能，其成員專業(yè)的背景主要有工程技術、財會、法律專業(yè)等。具有財會專業(yè)背景的董事，能更快、更好的理解管理層提供的財務報告，有利于防范財務信息失真。Anderson et al.（2004）對公共企業(yè)的公司治理結構進行了調查，報告了GMI（Governance Metrics International）的研究成果。發(fā)現(xiàn)外部董事、董事會、審計委員會能夠保持獨立性，保證對公司績效的評價，是良好的公司治理結構所應擁有的特征。發(fā)現(xiàn)符合危險信號（red flag）指標越多的公司，越有可能存在隱藏的治理問題；董事會中獨立董事的財會專業(yè)知識或技能，能幫助他們更好的履行責任。假設5：董事會中財會專業(yè)背景的董事人數(shù)增加有利于加強財務報告內部控制，防范財務信息失真。3財務總監(jiān)委派為了克服給予信息不對稱而產生的“道德風險”、“逆向選擇”及“內部人控制”現(xiàn)象，財務總監(jiān)作為代表所有者利益的制度安排出現(xiàn)在公司治理中。長期以來，財務總監(jiān)在公司治理結構和價值創(chuàng)造中都扮演著重要的角色，是公司高級管理層中具有顯赫的地位，影響著財務報告內部控制制度。財務總監(jiān)由董事會委派，監(jiān)督公司遵守國家財經(jīng)法令、紀律，以及董事會決議。財務總監(jiān)不是一般意義上的財務經(jīng)理人員，不同于總會計師，其工作是相對獨立的。因此，理論上設立財務總監(jiān)制度的企業(yè)，財務報告信息的可靠性較高，財務報告內部控制較為有效；反之亦然。假設6：財務總監(jiān)制度有利于提高財務報告內部控制的有效性，降低財務信息失真的可能性。（四）財務特征財務狀況和盈利能力對財務報告內部控制產生重要影響，業(yè)績好的公司有動機建立控制系統(tǒng)、舞弊動機更小。Lee et al.(1999) 選取了1978-1991年間56家欺詐公司的樣本，檢驗了盈余與經(jīng)營現(xiàn)金流的關系，并測試了其是否能作為預測財務報告欺詐的指標。與經(jīng)營現(xiàn)金流相比，財務報告欺詐應該與較高的盈余水平相關。發(fā)現(xiàn)在欺詐被披露的前一年，盈余超過經(jīng)營現(xiàn)金流量的余數(shù)（the excess of earnings over operating cash flow）很大。認為盈余與經(jīng)營現(xiàn)金流量的關系為辨別財務報告欺詐提供了重要的信息，尤其是當考慮了其他與欺詐相關的風險因素時。1999年3月，COSO發(fā)布了欺詐性財務報告：1987-1997對美國公眾公司的分析，對經(jīng)過SEC調查的欺詐性財務報告作了綜合的分析，發(fā)現(xiàn)實施欺詐的公司，在欺詐前的幾個會計期間正在發(fā)生凈損失，或者正接近損益平衡點的位置，財務困境使得這些公司有動力區(qū)進行欺詐性活動。大部分的欺詐都不僅僅涉及一個會計年度，有些涉及兩個會計年度，欺詐的期間平均達23.7個月。本文中為了驗證財務特征是否影響財務報告造假，選取了部分財務指標，包括應計利潤率、主營業(yè)務利潤率、資產負債率作為控制變量。二、實證研究本文以財務報告信息是否失真作為被解釋變量，以啞變量F（0，1）表示。按照上市公司是否因“信息披露虛假或嚴重誤導性陳述行為”（在20032005年期間內，是否存在財務信息披露違規(guī)）被證券監(jiān)管機構公開處罰或譴責，判斷其是否屬于研究樣本。當上市公司提供的財務報告信息失真時，被解釋變量取1，否則為0。按照行業(yè)、年度等因素選擇配對樣本組，運用條件Logistic回歸模型加以驗證。記上市公司被發(fā)現(xiàn)財務報告信息失真為第T年，選取被發(fā)現(xiàn)前后的最近幾個會計期間為第（T+2）年、第（T+1）年、第T年、第（T-1）年、第（T-2）年和第（T-3）年，共同組成樣本組。若某上市公司不只1年發(fā)生財務報告信息失真，則以第一次發(fā)生時為準。代表公司治理的變量有：第一大股東持股比例、第二至第十大股東的H-10指數(shù)、董事會的二元性、獨立董事比例、獨立董事的一致性；代表財務報告內部控制的變量有：審計委員會、具有財會背景的董事比例、財務總監(jiān)；控制變量有：應計利潤率、主營業(yè)務利潤率和資產負債率、總資產（公司總資產的對數(shù)）。表1 變量定義類型名 稱預測符號 該符號是預計該指標與被解釋變量的關系：+為正相關，-為負相關。定 義解釋變量第一大股東持股比例TOP1N/A第一大股東持股比例第二至第十大股東H-10N/A第2至第10大股東的持股比例的Herfindahl指數(shù)股權制衡程度董事會二元性DUE+董事長與總經(jīng)理由一人兼職為1，其他為0獨董比例OUTDIR-獨立董事人數(shù)/董事會總人數(shù)獨立董事一致性COMP-獨立董事工作地區(qū)與公司所在地一致時為1，其他為0審計委員會AUDIT-是否設置審計委員會：是時為1，其他為0財會董事比例ACOUB-具有財務會計背景董事/董事會總人數(shù)財務總監(jiān)CFO-是否設置了獨立的財務總監(jiān)委派制度：是時為1，其他為0控制變量應計利潤率ACTA-(凈利潤-經(jīng)營性現(xiàn)金流量凈額)/總資產主營業(yè)務利潤率ROS-主營業(yè)務利潤/主營業(yè)務收入資產負債率DEBT+負債總額/資產總額總資產ASSETN/A總資產對數(shù)（一）研究樣本的選擇本文以20032005年間，財務信息存在問題而被處罰或公開譴責的滬深兩市127家非金融類上市公司為研究樣本。然后，按照以下步驟選取各自相應的配對樣本：第一，行業(yè)。按證監(jiān)會行業(yè)細分標準，選擇與其細分行業(yè)相同的公司；第二，公司規(guī)模。在滿足行業(yè)配對標準前提下，選擇與其資產總額最接近的公司；第三，公司聲譽。在研究期間內，配對公司還必須沒有發(fā)生財務信息失真。研究數(shù)據(jù)主要來源于巨潮資訊和CCER公司治理數(shù)據(jù)庫，部分數(shù)據(jù)由作者根據(jù)上市公司年報和新浪財經(jīng)網(wǎng)（/）補充整理。在研究期間內，對于只有一次信息失真的公司，將其被處罰的當年作為違規(guī)年度；對于連續(xù)兩年或更多年發(fā)生信息失真的公司，將其違規(guī)的第一年作為違規(guī)年度。這樣，本文統(tǒng)計出了127個研究樣本（不包括配對樣本）的違規(guī)年度分布，如表2所示。表2 研究樣本年度分布年度200320042005研究樣本數(shù)(不重復)473941合計127表2顯示了127個研究樣本的行業(yè)分布。其中，制造業(yè)的信息失真公司最多，高達66家，占樣本比例為51.97%；信息技術業(yè)其次，為14家；占樣本比例為11.02%；綜合類公司為10家，占樣本比例為7.87%；農、林、牧、漁業(yè)公司為8家，占樣本比例的6.30%；房地產業(yè)公司為7家，占樣本比例的5.51%；批發(fā)和零售貿易類公司為6家，占樣本比例的4.72%；電力、煤氣及水的生產和供應類公司為5家，占樣本比例的3.94%；剩余行業(yè)所占的公司僅為2至3家，每個行業(yè)公司占樣本比例在2%左右。（二）模型構建根據(jù)前面的假設，構建模型如下： 其中表示隨機誤差，表示個體非觀測因素總影響，表示時間非觀測因素總影響，代表樣本個體，T-2，T-1，T，這里T代表研究樣本公司財務信息發(fā)生失真的年度。模型中樣本個體包括研究樣本和配對樣本，采用三年面板數(shù)據(jù)，主要驗證財務信息失真發(fā)生前兩年與信息失真當年的財務報告內部控制的水平對企業(yè)發(fā)生財務信息失真是否存在顯著影響。當0，0時，該模型為一般邏輯回歸模型；反之則為隨機效應邏輯回歸模型。（三）描述性統(tǒng)計和非參數(shù)檢驗從發(fā)生財務信息失真前第（T-2）年至第T年組成樣本組和控制組，進行了描述性統(tǒng)計和非參數(shù)檢驗，即檢驗了財務信息失真發(fā)生前不同組公司的特征。2003、2004、2005年發(fā)生財務信息失真的樣本公司分別為47、39、41家，與相同數(shù)量的配對樣本公司共同組成樣本組，進行了Wilcoxon配對符號秩檢驗。結果見表3、表4和表5。表3 2003年度失真與配對樣本的變量描述性統(tǒng)計及非參數(shù)檢驗變量組別最小值最大值均值標準差ZAsymp. Sig.TOP1樣本組0.1100.7500.4020.192-2.1000.036*控制組0.1000.8200.4660.218H-10樣本組0.0200.5600.2150.160-2.3720.018*控制組0.0300.6700.2840.190OUTDIR樣本組0.0000.4000.1940.138-0.4550.649控制組0.0000.4300.1930.144ACOUB樣本組0.0000.5600.1340.112-1.1450.252控制組0.0000.3600.1130.098ACTA樣本組-6.1300.200-0.1590.663-1.8540.064*控制組-0.3000.270-0.0310.077ROS樣本組-0.3700.5300.2380.169-0.9530.341控制組0.0201.0000.2910.180DEBT樣本組0.1505.9500.6560.746-4.7920.00*控制組0.0200.9400.3970.188ASSET樣本組18.47023.04021.1100.996-0.5240.601控制組19.28023.11021.2120.881*、*、*分別表示在1%，5%和10%的水平上顯著（下同）。從非參數(shù)檢驗的結果來看，2003年度樣本公司的特點為：TOP1和H-10變量均通過了Wilcoxon配對符號秩檢驗，即說明兩組樣本對應的總體分布在股權結構方面具有邊際意義上的顯著性。其中，控制組這2個變量水平均高于樣本組的變量均值，與我們預計的方向一致。代表財務特征的ACTA、DEBT變量，均通過了顯著性水平檢驗，表明財務信息失真與非失真的樣本對應的兩個總體，在財務特征上的分布是不相同，具有邊際意義上的顯著性，且控制組的ACTA平均值大于樣本組，變量DEBT的情況相反。結果表明，變量的變化趨勢與我們預計的相同。表4 2004年度失真與配對樣本的變量描述性統(tǒng)計及非參數(shù)檢驗變量組別最小值最大值均值標準差ZAsymp. Sig.TOP1樣本組0.0700.7000.3940.1470.7120.477控制組0.1600.7000.4210.172H-10樣本組0.0000.4900.1980.1210.8920.372控制組0.0300.4900.2230.140OUTDIR樣本組0.1400.4400.2800.0762.3860.017*控制組0.0000.4300.2990.078ACOUB樣本組0.0000.4400.1420.1133.5810.000*控制組0.0000.2500.0800.087ACTA樣本組-2.5900.150-0.1280.3912.3460.019*控制組-0.2800.240-0.0110.094ROS樣本組-1.4800.5600.1590.2384.0450.000*控制組0.0400.5900.2540.121DEBT樣本組0.2403.6200.6810.4653.6070.000*控制組0.0700.8600.4800.198ASSET樣本組18.69022.46020.9590.7951.2880.198控制組19.80023.15021.1830.733從非參數(shù)檢驗的結果來看，2004年度樣本公司的特點為：代表董事會結構的變量通過了顯著性水平檢驗，表明財務信息失真與非失真的樣本對應的兩個總體，董事會結構方面存在差異，具有邊際意義上的顯著性，且從控制組與樣本組的均值水平的差異上看，變量OUTDIR的變化趨勢與我們預計的形同，但是變量ACOUB的變化趨勢與我們前文的預計不一致，需要進一步的實證分析。代表財務特征的變量均通過了顯著性水平檢驗，表明財務信息失真與非失真的樣本對應的兩個總體，在財務特征上的分布是不相同，具有邊際意義上的顯著性，且從控制組與樣本組的均值水平的差異上看，變量的變化趨勢與我們預計的形同。表5 2005年度失真與配對樣本的變量描述性統(tǒng)計及非參數(shù)檢驗變量組別最小值最大值均值標準差ZAsymp. Sig.TOP1樣本組0.1000.6800.3510.1412.7550.006*控制組0.1300.7500.4290.182H-10樣本組0.0200.4600.1660.1082.6240.009*控制組0.0300.5600.2310.155OUTDIR樣本組0.1800.6000.3420.0560.2610.794控制組0.1800.4400.3390.0465ACOUB樣本組0.0000.6000.1250.1151.2700.204控制組0.0001.0000.1710.192ACTA樣本組-3.8700.400-0.1380.5361.4270.154控制組-0.2500.240-0.0250.080ROS樣本組-0.5200.7300.1890.1694.0140.000*控制組0.0700.6200.2510.110DEBT樣本組0.0703.0900.6880.4656.0280.000*控制組0.0500.7900.4290.157ASSET樣本組18.97023.14021.0400.7551.2200.223控制組19.44023.56020.9310.854從非參數(shù)檢驗的結果來看，2005年度樣本公司的特點為：TOP1和H-10變量均通過了Wilcoxon配對符號秩檢驗，即說明兩組樣本對應的總體分布在股權結構方面具有邊際意義上的顯著性。其中，控制組這2個變量水平均高于樣本組的變量均值，與我們預計的方向一致。代表財務特征的ROS、DEBT變量，均通過了顯著性水平檢驗，表明財務信息失真與非失真的樣本對應的兩個總體，在財務特征上的分布是不相同，具有邊際意義上的顯著性，且控制組的ROS平均值大于樣本組，變量DEBT的情況相反。結果表明，變量的變化趨勢與我們預計的形同。（四）回歸分析使用軟件stata9.0，采用非均衡面板數(shù)據(jù)的方法分別針對2003年、2004年和2005年發(fā)生財務信息失真公司的樣本，對發(fā)生財務信息失真當年及以前年度的情況進行實證研究。見表6。根據(jù)Hausman檢驗的結果確定2003年、2004年和2005年的模型分別為隨機效應邏輯回歸模型、一般邏輯回歸模型和隨機效應邏輯回歸模型。表6 財務信息失真樣本面板數(shù)據(jù)邏輯回歸分析結果變量預測符號2003年樣本隨機效應回歸2004年樣本一般回歸2005年樣本隨機效應回歸估計系數(shù)P|z估計系數(shù)P|z估計系數(shù)P|zTOP1-5.0601420.3922.5835280.862-3.4354880.508H-10-9.3430320.201-7.8489710.6823.450550.593DUE+-1.0871470.253-0.07891450.945-0.03066290.966OUTDIR-7.4985830.005*10.476280.1022.4733010.590COMP-2.3202430.000*-1.9361450.056*-1.0694320.175AUDIT-0.25908240.6600.59175110.6540.44585740.363ACOUB-0.76771610.7637.1087280.182-2.4137580.249CFO-0.42408330.487-.85575710.7160.33034610.492ACTA-0.00400280.5177.9170670.044*-1.6831570.353ROS-1.861540.260-12.717560.018*-3.3623650.067*DEBT+0.46666750.25910.414890.005*2.3500350.005*ASSETN/A-0.11157980.6861.3532710.2400.09451340.713_cons-1.5339770.789-4.5843090.440testWald chi2= 27.31Probchi2=0.007LR chi2=59.64 Probchi2=0.0000Wald chi2=19.87 Probchi2=0.0695Hausman specification test:Ho: difference in coefficients not systematicchi2=(b-B)(V_b-V_B)(-1)(b-B)=9.23Probchi2 =0.6830chi2=(b-B)(V_b-V_B)(-1)(b-B)=32.27Probchi2 =0.0013chi2=(b-B)(V_b-V_B)(-1)(b-B)=11.78Probchi2 =0.4639_cons表示常數(shù)，*、*和*分別表示10%、5%、1%顯著水平對以上回歸結果分析： 2003年度失真樣本變量獨董比例（OUTDIR）和獨立董事一致性（COMP）通過了顯著性檢驗，說明2003年財務信息失真主要受企業(yè)董事會結構因素的影響，但影響方向與我們預測的相反，這與設立獨立董事的初衷不一致，2001年8月證監(jiān)會發(fā)表建立獨立董事制度的指導意見（簡稱指導意見），按照推理，獨立董事比例應該與公司財務信息失真負相關，但實際情況說明獨立董事比例的提高反而促進了公司財務信息的失真，說明獨立董事制度尚處于發(fā)展初期，獨立董事在董事會中的作用并沒有充分發(fā)揮出來，其權利沒有得到很好的保證。2004年度失真樣本變量獨立董事一致性（COMP）、應計利潤率（ACTA）、主營業(yè)務利潤率（ROS）和資產負債率（DEBT）通過了顯著性檢驗，說明財務信息失真同時受到財務特征和董事會結構兩方面因素的影響，并且獨立董事的設立在一定程度上能夠有利于加強財務報告內部控制，防范財務信息失真。2005年度失真樣本變量主營業(yè)務利潤率（ROS）和資產負債率（DEBT）通過了顯著性檢驗，且與我們的預測方向一致，說明財務信息失真主要受企業(yè)財務方面因素的影響。三、研究結論以上的實證研究一方面通過對發(fā)生財務信息失真前第（T-2）年至第T年組成樣本組和控制組，進行了描述性統(tǒng)計和非參數(shù)檢驗，發(fā)現(xiàn)財務信息失真的公司與未發(fā)生財務信息失真的公司之間存在著差異，但在不同年度差異方面不一致。其中，2003年和2005年財務信息失真公司與未發(fā)生財務信息失真的公司在財務特征、股權結構和董事會結構方面均存在差異，但是董事會結構變量的差異與我們之前的預測不一致，需進一步驗證，而2004年財務信息失真公司與未發(fā)生財務信息失真的公司在財務特征和董事會結構方面存在差異。通過對2003年度、2004年度和2005年度的財務信息失真公司和配對公司的發(fā)生財務信息失真當年及以前年度的面板數(shù)據(jù)進行分析，建立邏輯回歸模型，驗證了財務特征、股權結構和董事會結構對各年度財務信息失真的影響關系，同時對董事會結構變量對財務信息失真的影響做了進一步的證實。從2003年財務信息失真受變量獨董比例（OUTDIR）和獨立董事一致性（COMP）的影響，到2004年財務信息失真受變量獨立董事一致性（COMP）的影響，再到2005年財務信息失真與否不再與董事會變量存在邏輯回歸模型的關系，說明各年度財務信息失真在董事會結構變量的差異與獨立董事制度的建立與實施過程相一致。實證研究的最終結論是：財務特征和董事會結構與財務信息失真有關，且財務信息失真對財務報告內部控制存在反作用。經(jīng)驗證據(jù)表明，我國上市公司財務報告內部控制尚未發(fā)揮其應有的作用，需要制定和完善有關財務報告內部控制的相關法律和法規(guī)的制定及監(jiān)督實施。利益相關者對于財務狀況和經(jīng)營績效不佳的公司，更應關注其財務信息的真實性。參考文獻：1 蔣義宏. 會計信息失真的現(xiàn)狀、成因與對策研究上市公司利潤操縱實證研究. 北京：中國財務經(jīng)濟出版社，20022 李若山，祁新娥. 對當前我國企業(yè)舞弊問題的實證調查. 審計研究，2002（2）3 劉立國，杜瑩. 公司治理與會計信息質量關系的實證研究. 會計研究，2003（2）4 陸建橋. 后安然時代的會計和審計評美國2002年薩班斯奧克斯法案及其對會計、審計發(fā)展的影響. 會計研究，2002（10）5 吳建友. 論我國董事會制度對虛假財務報告的監(jiān)督. 審計研究，2001（4）6 朱國泓.財務報告舞弊的二元治理. 北京：中國人民大學出版社，20047 Beasley Mark S. An empirical analysis of the relation between the board of director composition and financial statement fraud. The Accounting Review, 1996, 71: 434658 Beasley Mark S., Joseph V. Carcello, Dana R. Hermanson. Fraudulent financial reporting: consideration of industry traits and corporate governance mechanisms. Accounting Horizons, 2000(5): 4414549 Fama, E. F. ,M. C. Jenson. Separation of ownership and control. Journal of Law and Economics, 1983, 26: 30132510 Gongmeng Chen, Michael Firth, Daniel N. Gao, Oliver M Rui. Ownership structure, corporate governance ,and fraud: Evidence from China. Journal of corporate finance, 2006(12): 424-44811 Gregory J. Jonas, Jeannot Blanchet. Assessing quality of financial reporting. Accounting Horizons, 2000(3): 35336312 Jensen, M. C. and J. B. Warner. The distribution of power: among corporate managers, shareholders, and directors, Journal of Financial Economics, 1988, 20: 3-24.13 Loebbecke. J. K. ,J. J. Willingham, Jr. Review of SEC accounting and auditing enforcement releases. Working paper .University of Utah, Salt Lake City.UT,198814 Paul Dunn. The impact of in