公司治理特征与审计重大错报风险——来自中国证券市场的经验证据，本文主要内容关键词为：公司治理论文,证据论文,大错论文,中国证券市场论文,特征论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、研究的背景和意义
随着企业所有权与经营权的分离，公司治理日益成为降低委托代理成本、提高企业绩效的重要制度设计；而独立审计既是上市公司外部公司治理机制的有机组成部分，又是证券市场上会计信息质量的保障机制之一，它对于提高证券市场的运行效率有着重要意义。审计师作为审计市场中的参与主体，需要遵从审计市场的规律，合理评价并控制审计风险，避免或减少审计风险所带来的经济损失。为此，审计师要在了解被审计单位及其环境的基础上评估重大错报风险，再将识别出的风险与认定层次可能发生的错报联系起来，考虑风险的重大性和可能性，最后确定实质性测试的范围时间和程序[1]。
由于我国资本市场的市场化程度较低，法律制度尚不健全，政府监管成为保障证券市场运行的重要手段。在监管的压力下，为了达到保牌、融资等目的，上市公司会针对不同时期的监管政策采取相应的措施，甚至不惜采取舞弊行为。这种舞弊行为不仅给审计带来较大的重大错报风险，而且也给具有经营风险的公司带来业绩风险，同时进一步带来更大的监管压力和监管风险(比如陷入经营困境的绩劣公司为了满足保牌的需要，可能会具有较大的舞弊倾向)，从而其也会面临较大的重大错报风险。公司的舞弊行为和倾向会因为公司治理水平的不同而不同；在其他条件相同的情况下，不同治理特征的公司可能会具有不同的重大错报风险水平。沿着上述思路，本文对公司治理特征与重大错报风险的相关性进行探讨，从而为当前条件下审计师对重大错报风险的评估提供理论依据，并对提高上市公司治理水平提供借鉴。
二、研究假设
本文根据已有的研究成果，从公司治理的重要内容，如内部治理机制中股权集中度、是否设立审计委员会、董事会独立性方面、董事长与总经理的职权分离情况；外部治理机制中债务对公司管理层的约束、不同的证券市场监管对公司管理层的影响等方面，研究公司治理特征对公司管理层在信息披露方面的影响，探讨不同的公司治理特征对审计重大错报风险的影响。下面逐一提出本文的假设。
有学者认为，在市场经济不太成熟的国家，产权没有得到有效司法体系的界定和保护，股权的集中是一种较为有利的制度安排[2]。经验证据也证明了在弱的法律环境保护下上市公司股权集中度较高[3]。股权的适度集中能在一定程度上产生利益趋同效应，使控股股东和中小股东的利益趋于一致，有利于公司治理效率的提升。在我国当前法律制度不够完善的市场环境下，上市公司的股权集中有利于股东对上市公司管理层的监督，减少管理层舞弊，提高会计信息质量，降低重大错报风险。由此提出假设：
H1：第一大股东的持股比例与重大错报风险负相关。
董事长和总经理两职合一，董事会的监督职能就会相应弱化。在这种情况下，董事会成员大多数是企业经理人员，内部董事在董事会中将占据优势地位，使得其在具体的运营及管理决策、聘任与解聘公司的CEO、利润分配、制定公司基本的规章制度方面拥有独断权，容易形成内部人控制，从而会有更多的管理层舞弊发生。管理层为了掩盖自己舞弊的真相或者为了达到某种目的就会提供不真实的会计信息。因此，董事长和总经理两职合一容易导致较高的重大错报风险。由此提出假设：
H2：总经理和董事长为同一人的公司的重大错报风险较大。
在董事会中，外部董事相对于内部董事来说独立性较强，能够对管理层进行更好的监督。国内外很多研究都证实了这一点[4，5，6]。从研究结果来看，独立董事比例越高，发生财务舞弊的可能性及重大错报风险就越小。由此提出假设：
H3：董事会中独立董事比例与重大错报风险负相关。
在公司治理中，内部审计有助于对公司各项业务进行监督，但是由于内部审计的独立性较差，往往不能有效地发挥作用。审计委员会的设立有助于提高内部审计的独立性，加强对上市公司内外部审计的协调；有助于对上市公司的管理层进行有效的制约。王跃堂和涂建明基于2002年～2004年的有关数据的检验后认为，设立审计委员会的公司更不易被出具非标准审计意见[7]，证实了审计委员会有效地履行了财务信息质量控制和沟通协调的职能。本文在此基础上提出假设：
H4：设立审计委员会的公司的重大错报风险较小。
Ross的研究表明，企业的价值与债券和股票比率正相关。对债券持有人来说，可以用契约条款去约束管理层行为，避免或减少管理层损害债券价值的行为。财务报表在监督经理人方面发挥着重要作用，财务报表质量的高低直接影响着公司的债务融资成本，决定着债务的价格。若有较多负债的公司的经理人具有更多的动机提高会计信息的质量，就有可能降低重大错报风险，但是经理人提供的财务报表的质量只有得到债权人的认可，才能够反映到债务价格上来。这样，财务报表质量还取决于债权人对高质量财务信息的需求和监督意愿。
由于长期债务的债权人承担着更大的违约风险，因此长期债务的债权人会在债务契约签订或随后的履行中对企业进行更为有力的约束和监督，对企业高质量会计信息有着更多的需求，这有助于对上市公司信息披露的监督，从而降低了上市公司的重大错报风险。短期债务的债权人因为面临的违约风险并不是很大，对上市公司进行监督的意愿并不强烈，容易采取“搭便车”的行为以节省监督成本。同时，短期债务会增加企业还债压力，从而会增加管理层信息披露违规行为，进而增大了重大错报风险。因此，提出假设：
H5：企业的长期负债比率越高，重大错报风险越小；短期负债比率越高，重大错报风险越大。
A股上市公司如果还发行B股或H股，或N股，将会面临着不同市场的监管。例如，发行B股的公司需要按照国际会计准则编制公司财务报告，并要求聘请国外会计师事务所进行审计。发行H股、N股的公司要分别接受中国香港或者美国的证券交易所对上市公司的要求。中国香港和美国的证券交易所有着比中国A股市场更为严格的监管，对上市公司信息披露违规的惩处力度也更为严厉。余宇莹和刘启亮根据约束假设和系统论假设，通过对1998年～2005年我国上市公司进行实证检验，认为A股上市公司如果同时发行B股、H股股票能够明显抑制上市公司的正向盈余操纵，提高上市公司会计信息质量。由此提出假设：
H6：发行B股或H股或N股的A股上市公司的重大错报风险较小。
三、研究设计
1.数据选取
本文通过国泰安数据库，收集到2001年到2005年5个年度共6250个观测值。剔除金融类上市公司数据，去掉缺失数据和连续变量的1%的最大、最小值后，共得到4906个观测值。
2.因变量
信息披露违规动机及其后果与审计师所需要评估的重大错报风险有着直接的联系。证券监管部门对上市公司以前年度的信息披露违规行为的公告，较好地揭示了上市公司以前年度的重大错报风险。本文选择信息披露是否违规(FRAUD)作为重大错报风险的衡量指标：违规时，FRAUD=1，表明重大错报风险较大，否则较小。
在收集到的上海证券交易所、深圳证券交易所以及证监会对上市公司信息披露违规处理的数据中，违规类型有：虚构利润、虚列资产、延迟披露、虚假陈述、重大遗漏等。这里的信息披露违规分为两种：一种是有意违规的行为，即舞弊。违规的上市公司大多是为了达到某种目的而违规的，这必然会有较大的重大错报风险。另一种并不是故意的错漏，这也同样反映出公司内部控制或人员素质等方面存在问题，有可能造成重大错报风险。
有研究认为，中国的ROE代表了风险因素，因此在模型3的回归检验中，采用绩劣股变量ROEL(ROE＜4%)作为因变量进行回归。
3.自变量
试验变量有7个：第一大股东持股比例(V)，独立董事在董事会中的比例(INDD IRRATE)，长期负债占总资产的比例(LLEV)，短期负债占总资产的比例(SLEV)，董事长与总经理是否为同一人(SAME)，是否设立审计委员会(AUDCOM)，是否在发行A股同时发行B股或H股或N股(CROSS)。
在模型2的检验中，增加自变量ROEL进行回归。
控制变量有两个：资产规模(LOGASSET)和上市公司盈利能力(ROA)。一般来说，规模对重大错报风险的影响是两方面的，规模越大的企业，公司治理水平越高，会减少重大错报风险，但是因涉及的会计信息披露内容更多，又会加大重大错报风险；上市公司由于融资或管理层的业绩考核，管理层可能根据盈利的不同而产生不同的盈余管理动机，从而影响会计信息披露的质量，影响重大错报风险的大小。本文使用的变量含义如表1所示。
4.变量描述性统计(见表2)
四、实证检验结果与分析
(一)单变量检验
首先对回归模型中的变量按照是否违规进行均值检验和非参数检验，检验结果见表3。
从表中可以看到，未违规组的第一大股东的股权集中度显著高于违规组，说明股权适度集中有可能降低重大错报风险，检验结果支持假设1；违规组的审计委员会设立的平均值明显低于未违规组，说明上市公司治理中设立审计委员会的公司的会计信息质量明显提高，重大错报风险较小，支持假设4；总经理与董事长是否由同一人担任，违规组的平均值稍低，与预期相反，但是不具有显著性；违规组的长期负债比率明显小于未违规组，证实了长期负债占总资产的比例越大，重大错报风险越小，短期负债则相反，支持假设5；A股上市公司是否发行其他类型的股票，没有显著性差异；ASSET、ROA两个控制变量在违规组与未违规组之间具有显著差异，说明本文将这两个变量作为控制变量有一定的合理性；对于绩劣股变量ROEL，违规组均值明显大于未违规组；非参数检验的结果进一步支持了均值检验的结果，而且表明独立董事比例的分布在两组之间存在显著差异。
(二)多变量回归检验
1.采用混合年度数据对模型1进行Logit回归检验
首先使用Logit回归模型1，采用各年度混合样本数据，对假设进行检验。
模型1的整体拟合显著(LR统计值在1%水平上显著)，解释变量之间的共线性较弱(膨胀因子均小于5)。
多变量检验结果中第一大股东的股权集中度与重大错报风险显著负相关，在1%水平上显著，与单变量检验的结论一致，假设1得到支持；是否设立审计委员会与违规之间成负相关关系，在10%的水平上显著，与单变量检验结果一致，假设4得到支持；长期负债比率与重大错报风险成负相关，短期负债比率与重大错报风险显著正相关，假设5得到支持；董事长是否兼任总经理与预期符号一致，但不显著；董事会中独立董事的比例与重大错报风险之间成正相关关系，但不显著；发行A股以外是否发行其他类型股票的公司与预期符号不一致，不显著。
2.模型1分年度检验
为了观察不同年度的相关性，对模型1采用分年度数据进行Logit回归，结果见表5。
从上面的检验结果可以看出，第一大股东持股比例在2001年的系数不显著，但在其他四年均显著，且与预期符号一致，支持假设1；董事长与总经理由一人承担的重大错报风险只在2005年明显较大，假设2得到较弱的支持；短期负债与重大错报风险正相关，分别在2001年和2005年在1%水平上显著；长期负债与重大错报风险负相关，在2003年、2004年度显著，支持假设5；是否设立审计委员会在两个年份显著，而且与预期符号一致；独立董事比例在2002年～2005年四个年度均成正相关，符号与预期不符，只有2005年度在5%水平上显著，其他年度不显著，表明独立董事比例越大，重大错报风险反而较高；发行A股以外是否发行其他类型股票的公司在2005年与预期符号不一致，显著为正。该结果与余宇莹等的结论不一致，他们认为双重上市公司有着较高的公司治理系统，能够提高会计信息质量。
3.重大错报风险与公司治理特征相关性的进一步检验——将ROE风险因素作为重大错报风险进行检验
处于不同ROE水平的公司，具有不同的业绩变化规律，对应着不同程度的盈余管理，这使得中国上市公司的ROE除了其业绩本身外，还与业绩风险、信息风险天然地具有必然联系。由于ROE与业绩风险、信息风险有着天然的联系，再加上经营风险也会很大程度地体现在ROE上，与ROE体现的风险因素具有密切的联系，因此本文探索性地将其作为重大错报风险的衡量指标，与公司治理特征进行相关性检验，以佐证前文以信息披露违规作为重大错报风险衡量指标所得出的结论。
李志文等认为，由于重组、扭亏、退市的相关风险较大，绩劣股(ROE小于4%)的回报率最高，因而风险因素最为明显。杨旭东等认为，当配股政策对上市公司连续三年中的每一年的ROE都有限制时(如2001年前的配股政策)，上市公司单独一年的盈余管理现象便十分明显，如6%、10%现象；当配股政策放宽对上市公司连续三年中每一年ROE的限制，改为对连续三年ROE之和的定量规定时(如2001年的新配股政策)，上市公司单独一年的盈余管理现象减弱了，如6%、10%现象的弱化与消失。不管配股政策如何变化，上市公司始终存在通过盈余管理来避免亏损的动机。综合上述文献的研究结论，本文采用是否属于绩劣股(ROE小于4%)作为虚拟变量(ROEL)加入模型1，构成模型2进行回归，验证绩劣股与违规之间的相关性，佐证衡量重大错报风险的两个变量的合理性；同时，以ROEL作为因变量替换模型1的因变量，并去掉ROA(该变量与ROEL都是对公司盈利能力评价的指标，在模型3中作为控制变量没有意义)，构成模型3进行检验，以观察新的重大错报风险衡量指标下公司治理特征的相关性。检验结果见表6。表6所使用的模型如下：
从模型2的检验结果可以得到两个结论：(1)模型2的检验说明了ROEL与FRAUD之间存在着显著的正相关关系，而且ROEL的机会比率每增加一个单位，FRAUD的机会比率增加1.3481倍[exp(0.8536)-1]，这就相互验证了FRAUD和ROEL作为重大错报风险的合理性。这样就可以通过观察模型3中的变量的相关性，来对模型1回归的结果进行进一步的验证。(2)模型2检验结果与模型1基本一致，进一步证实了模型1的检验结果。
从模型3回归结果可以看到，V的系数与预期符号一致，并且在1%水平上显著；AUDCOM的系数与预期一致，并在1%水平上显著，这两个变量的回归结果与模型1和模型2的回归结果一致，支持了假设1和假设4；INDDIRRATE的系数与预期符号一致，表明独立董事在减小重大错报风险中起到明显的作用，这个结果与模型1、模型2的回归结果完全相反。这里的差异在于模型1、模型2是以是否违规作为重大错报风险的替代变量，而模型3则是用ROE所代表的风险因素作为重大错报风险的替代变量。
综合三个模型来看，独立董事比例越大，上市公司的作假行为更容易被发现并受到监管部门的处理；同时，独立董事比例越大，上市公司绩劣的可能性越小，降低了业绩风险，进而减弱了管理者信息作假动机，使得重大错报风险较小。从INDDIRRATE在三个模型中的显著性上看，独立董事在降低重大错报风险方面更强一些：模型1中INDDIRRATE多数情况下不显著，仅分年度回归中2005年显著(5%水平上显著)；在模型2的回归结果(见表5)INDDIRRATE在10%水平上显著(系数为0的概率为9.18%)，而模型3中的系数在1%水平上显著。总体上看，INDDIRRATE与重大错报风险的相关性还难以最终确定。
上市公司是否发行A股以外的股份与重大错报风险正相关，与预期符号相反，与假设6相反，说明上市公司受到A股以外的监管机构的监管，使得上市公司管理层面临着更大的压力，会计信息作假的可能性更大。这个结论与有关研究的结果不一致，有待进一步验证。
关于负债的两个变量与预期符号一致，并且显著，假设5得到支持。总经理与董事长是否为同一人的变量与预期符号一致，但是不显著，假设2不能得到验证。
模型2、模型3的共线性较弱，各自变量VIF均小于5。
(三)稳健性检验
在模型1的检验结果(见表4)中，鉴于YEAR2001、INDDIRRATE两个变量的VIF值较大，为了检验结论的稳健性，笔者对模型1去掉这两个变量进行Logit回归，这不影响得出的结论。
模型3中VIF最大的是YEAR2001和INDDIRRATE，分别为3.29和4.12，其他的VIF均小于2。模型3去掉YEAR2001后，INDDIRRATE的VIF降至1.29，说明INDDIRRATE与年度变量有着较大的相关性。为了消除年度变量与INDDIRRATE的共线性对回归结果的影响，笔者对模型3进行逐年回归，结果与表6模型3的回归结果基本一致。
由于子公司是否具有分支机构以及分支机构的多少有可能影响违规的可能性，本文对模型1增加子公司个数的平方根进行回归，这不影响得出的结论。在模型中加上审计师变量(是否国际四大会计公司)、审计意见变量(是否出具标准无保留审计意见)、审计费用变量(审计费用的自然对数)、上市地点变量(是否在上海证券交易所上市)进行回归，这也不影响本文的结论。
针对不少学者指出的我国上市公司的ROE分布中存在明显的“0%，6%，10%”现象，除了在前文中对0%现象进行了检验外，还对ROE是否属于6%～8%或10%～12%进行了检验，结果并不显著，这佐证了杨旭东等关于ROE“6%，10%”现象弱化与消失的结论。
五、结论和局限
本文采用两个变量作为重大错报风险的替代变量进行检验，即信息披露是否违规、是否属于绩劣区段ROE。通过检验得出以下结论：(1)第一大股东的股权集中度越高，重大错报风险越小；(2)设立审计委员会的上市公司重大错报风险较小；(3)短期负债比率越大，重大错报风险越大。长期负债比例越大，重大错报风险越小；(4)有较弱的证据表明，发行A股以外股票的上市公司的重大错报风险较大；(5)有较弱的证据表明，董事长与总经理由同一人担任会增加重大错报风险；(6)董事会中独立董事比例对重大错报风险产生正反两方面的影响，从ROE风险因素角度看，独立董事比例能够明显地降低重大错报风险；从监管违规视角看，有较弱的证据表明会增大重大错报风险。董事会中独立董事比例最终对重大错报风险的影响，尚不能最终确定。
由于重大错报风险具有不易量化的特点，本文只能采用近似的替代变量进行模拟；而且这些重大错报风险的衡量指标与特定时间的市场和监管环境有着重要的关联性，所以得出的结论随着时间的变化其稳定性如何还有待进一步观察。
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