会计监督职能的显著特征篇1
关键词：监事会特征；董事会特征；信息披露质量；公司治理
中图分类号：F406文献标识码：a文章编号：1000-176X（2011）10-0060-08
收稿日期：2011-07-12
基金项目：科技部项目“科技创新企业的金融服务体系、机制与政策研究”（2009GX0154）；辽宁省科技厅项目“辽宁省科技创新企业投融资问题研究”（2009401011）；辽宁省教育厅创新团队项目“辽宁省中小企业地方金融支持体系及相关政策研究”（2007t043）
作者简介：张振新（1971-），男，内蒙古通辽人，博士研究生，主要从事证券市场、公司金融等方面的研究。e-mail:
一、引言及文献综述
证券市场信息披露的质量问题是“公开、公平、公正”原则得以实现的根本保证，也是实现中国资本市场效率的必要条件。中国经历20多年的资本市场建设，上市公司信息披露的质量已经得到大大提升，这对促进资本市场为社会资源配置发挥基础性作用和保护投资者利益不受侵害无疑发挥了重要作用。但是，提高证券市场上市公司信息披露质量是一项长期的建设任务，它不仅与证券市场制度建设和投资者自我保护能力有关，更与上市公司治理机制的完善密切相关。因此，从完善上市公司内部治理机制的方面入手，加强上市公司的信息披露质量是一项更基础的工作。通过对公司治理与公司信息披露质量的研究为此提供政策依据无疑具有理论和现实的意义。
从20世纪60年代开始，上市公司的公司治理与信息披露之间关系问题就成为学术领域最重要的研究对象。国内外学者对于这一问题的研究主要围绕以下三条主线展开：一是信息披露质量与公司治理之间的关系，研究不同信息披露质量下的公司治理特征；二是揭示信息披露与资本成本之间的关系，验证提高公司透明度能否降低资本成本；三是检验信息披露与公司价值之间的关系，解释信息透明度高的公司能否获得价值溢价。由于本文主要研究公司内部治理机制中监事会、董事会特征对信息披露质量的影响，故主要沿着第一条主线，在现有研究基础上更深入地揭示上市公司治理与信息披露之间的关系，因此，对相关文献的讨论也主要在这一领域。
国外关于监事会特征与信息披露质量的研究文献相对较少，其原因主要是以英美为代表的公司治理模式中没有监事会的设置，对公司的监督职能主要是通过董事会下设的相关专业委员会、外部独立董事以及外部市场来实现。对公司监督机制的代表性研究主要有：Klein通过实证检验发现审计委员会的独立性与信息披露质量正相关［1］；当审计委员会中增加少数外部董事时，与信息披露质量的相关性更为显著。这表明审计委员会独立性越强，越能有效地监督企业信息披露过程。国内学者薛祖云和黄彤的研究发现，我国上市公司监事会制度在公司财务控制方面发挥了一定的作用，其中监事会会议频率、持股监事比例、监事会规模等监事会特征变量与公司信息披露质量在一定程度上存在正相关关系［2］。李维安通过对上市公司监事会治理评价的实证研究表明，虽然我国监事会治理水平总体偏低，监事会虚职现象存在，但是监事会作为法定的公司监督机构仍发挥不可替代的作用［3］；我国监事会治理水平不高并不是制度本身的问题，而是运行过程中存在的问题。余银波对深市民营上市公司实证分析表明，上市公司监事会规模与信息披露质量显著正相关，但是监事会会议次数与持股监事比例与信息披露质量的相关关系不显著［4］。马施考察了2001―2007年度深交所上市的a股公司，发现监事会会议次数、监事会规模和监事会成员是否持股与信息披露质量虽然正相关，但是相关关系不显著，只有监事会成员年龄与监事会主席变更与信息披露质量相关关系显著，作者同时认为，我国上市公司监事会治理水平总体偏低，监事会虚职现象比较严重［5］。
国外关于董事会特征与公司信息披露质量的研究文献非常丰富，研究视角也比较广泛，涉及董事会规模、董事会的独立性、董事会会议频率、董事持股等董事会特征对信息披露质量的影响。其中，Jensen认为，规模大的董事会效率低且易被管理层控制［6］；Beasley则发现董事会规模越大，财务报告发生舞弊的可能性会增加［7］。Brush和Chaganti认为董事会规模大的公司可以提供更大范围的服务，从而防止企业财务失败［8］；Chtourou等认为董事会规模与盈余管理负相关，而与信息披露质量正相关［9］。此外，Forker研究表明，独立董事比例越高，越能够减少经营者隐瞒信息的可能性，信息披露的质量也就越高［10］；Chen和Charles通过实证研究也证明了独立董事比例与信息披露水平呈正相关的关系［11］。国内关于董事会行为和特征与公司信息披露质量关系的研究大致始于2000年以后，并且也取得了比较丰富的成果。其中，刘立国和杜莹选取了因财务报告舞弊而被证监会处罚的上市公司作为研究样本，从股权结构、董事会特征两方面，对公司治理特征与财务报告舞弊信息之间的相关性进行了实证分析，结果表明，法人股比例、独立董事比例、内部人控制制度、监事会的规模与财务舞弊的可能性正相关，流通股比例则与之负相关；董事会规模与虚假的财务报告之间的关系不显著［12］。杜兴强和温日光、杜兴强和周泽则研究发现，股东大会和董事会会议次数与信息披露质量负相关，内外部审计机制并没有发挥保护股东的作用，管理层持股比例、两职分离与否、债务治理机制、独立董事比例以及法律环境对信息披露质量并无显著影响［13-14］。王立彦和刘军霞发现我国董事会规模越大的公司，盈余管理程度越小［15］。薛祖云和黄彤发现董事会规模并未显著改变会计信息质量［2］；而适度的监事和董事持股能够激励董事和监事真正履行监督职责，那些持股比例较高的董事会，其财务报告的信息质量也越高。谭兴民等通过实证研究发现，董事会特征变量中，仅有领导权结构对信息披露质量影响显著，其他如董事会规模与信息披露质量不显著［16］。乔旭东研究发现，上市公司信息披露程度与独立董事的存在与否密切相关［17］；张天西通过对我国上市公司2004年的数据进行实证研究得出结论认为，独立董事比例对公司自愿性信息披露没有显著影响［18］；张国华等研究发现，独立董事比例越高的上市公司其盈余管理程度越低，即信息披露质量越高［19］；李维安实证研究发现，独立董事津贴与信息披露质量呈现显著的正相关，独立董事治理质量与上市公司违规现象发生率呈现负相关［20］。
概括国内现有研究，我们认为存在如下不足：一是对监事会在公司治理中的作用认识不足，尚没有统一的结论；二是股权分置改革之后,上市公司监事会、董事会行为和特征对信息披露质量的影响尚不清楚；三是在实证研究中，由于信息披露质量缺乏客观的标准，因此相关结论不具有可比性，这也是导致结论不统一的可能原因。本文的研究试图克服这些缺陷。
二、研究设计
（一）研究假设
1.监事会规模反映了监事会监督董事会和经理层的能力。与董事会类似，规模较大的监事会可吸收多方面专业人员和投入更多精力从事对董事会和经理层监督，从而确保董事会和经理层规范行事并提供真实信息，故本文有如下假设：
a1：监事会规模与信息披露质量正相关。
2.监事会会议次数是监事会活跃程度的衡量。监事会会议频率较高，可以表明监事会成员更加勤勉地履行监督职责，从而对保证财务报告的监督水平和提高信息披露质量发挥更大作用。虽然，监事会会议次数的增加，或可意味着公司存在较多问题需要议决，但从信息披露的意义上看，会议频率的提高对增加公司透明度仍有较大意义。因此，本文提出如下假设：
a2：监事会会议次数与信息披露质量正相关。
3.前文述及，有国外的研究表明，为避免公司监督者与管理层合谋，提高对监督者的激励是一种有效方法。国内学者也证明了对监事的激励可以降低管理层的违规概率和提高监督效率。从我国的公司实践看，我国上市公司监事多数来自大股东的直接委派和职工选派，由于对监事的激励不足，有可能导致监事会的监督动机被削弱。若能够增加对监事的股权激励，或可提高监事会的运行效率。监事持股比例可反映对监事的激励程度，与监事会监督职能的有效发挥密切相关。因此，本文提出如下假设：
a3：监事持股比例与信息披露质量正相关。
4.董事会规模是影响董事会运行效率从而影响信息披露的重要原因。一方面，董事会规模较大，可以吸纳各方面专业人才进入董事会，从而为公司重大决策提供智力支持；同时，各方面利益的相互制衡也有利于董事会决策的公开性和透明度。另一方面，董事会规模过大，也可能会增加董事之间协调的困难，降低董事会的决策效率和对经理人员的监督能力。此外，在我国现阶段公司治理实践中，董事会规模较大或有利于改善公司治理结构、促进公司治理机制的建立和完善。鉴于此，本文提出如下假设：
B1：董事会规模与信息披露质量正相关。
5.独立董事通常为与公司所从事行业相关的专业人士，他们在产业领域或经济、管理、财务等方面具有专业知识，在董事会中拥有独立发表专业意见的权力。独立董事通常作为外部股东和其他利益相关者的代表，对董事会各项议案客观公正地发表独立意见。在董事会中，独立董事所拥有的这种相对独立的身份，不受其他董事和公司经营者的控制。因此，独立董事的存在，在一定程度上或许可以对其他董事和管理者发挥制约作用，促进董事会和经理人员披露真实信息、增加透明度，以维护广大利益相关者的利益。因此本文提出以下假设：
B2：董事会中独立董事比例与信息披露质量正相关。
6.董事会会议次数是董事会的一种行为特征，董事虽然多在会前进行交流和沟通，但各项议决事项均须通过举行会议加以决定。因此，董事会会议次数反映了董事会在公司治理中发挥作用的频率。显然，董事会会议频率过低可能是一种不正常的公司运作状态，往往表明董事会形同虚设，许多公司事务未经董事会决定，而是由个别董事甚至管理层来决定。董事会频率过高也可能意味着公司有较多较复杂的事务，或某些事务议而难决。但总体上，董事会会议次数的增加，表明董事会积极参与公司决策事务，是公司治理水平提高的一种信号。相应地，董事会会议越频繁，说明董事越勤勉履行职责，越有利于公司决策的公开性和透明度的提高。因此，本文假设：
B3：董事会会议次数与信息披露质量正相关。
7.为了鼓励董事勤勉尽职，现代公司治理机制中设计了多种董事激励机制，其中股权激励是一种最主要的激励形式。董事持有一定数量的股权可以缓和他们与股东之间的利益冲突；那些持有大量公司股权的董事在作出决策时会相应承担决策后果，相对于不持有股份或持有较少数量股份的董事来说，持股比例越大的董事越有可能作出符合股东利益的决策。因此，董事持股比例可以反映上市公司对董事的激励程度。由于董事勤勉程度的提高有利于公司治理机制的改善，因而对增加公司决策信息的公开性和透明度发挥积极影响。因此，本文提出假设：
B4：董事持股比例与信息披露质量正相关。
（二）样本选择
本文所用的样本选自2006―2008年度深圳证券交易所所有主板（485家）和中小板（327家）a股上市公司。为了本文研究的需要，对这些上市公司样本进行如下筛选：剔除考察期3年中数据不全的上市公司；剔除3年中退市的上市公司；剔除金融类上市公司。经过上述筛选，最终得到每年531个样本公司，2006―2008年度共1593个样本。
关于数据的处理方法，本文在数据基础处理部分使用excel软件，描述性统计和回归分析以及统计性检验均使用SpSS16.0计量分析软件。由于本文的研究基于横截面数据，分年度分别研究2006―2008年的数据。为了避免年度差异，本文在进行描述性统计分析和应用模型回归时，均采用三个年度各变量的均值进行分析。
（三）变量定义
为了确立统一的信息披露质量标准，本文选取深交所年度信息考评结果作为被解释变量。该考评结果分为优秀、良好、合格及不合格，可分别赋值为4、3、2、1。由于被解释变量为离散型变量，不能使用常规方法和估计模型，只能选择离散因变量模型进行估计和实证分析。根据本文的实证需要，二元Logistic模型能够满足文章实证的需要［5］，遂将因变量，即信息披露质量用excel进行如下处理：在对信息披露质量的定量分析中，将每个年度信息披露质量水平仅分为两级，即好与差；凡上市公司信息披露质量为优秀和良好，记为1，凡上市公司信息披露质量为合格与不合格记为0。这样，被解释变量满足Logistic二元选择模型的实证需要。其他变量分别定义如表1和表2所示。
表1模型1变量定义表
表2模型2变量定义表
（四）二项Logistic回归模型
本文的研究目标是实证分析监事会特征和董事会特征对信息披露质量的影响。但是，由于监事会特征变量和董事会特征变量可能存在共线性问题。因此，为了更好地揭示监事会特征和董事会特征对信息披露质量的影响，本文构建两个模型分别研究两者对信息披露质量的影响。
模型1：监事会特征与信息披露质量。
RatinGb0+b1SS+b2tmBS+b3SHDS+b4S1+b5nS+b6Lna+b7epS+b8DBet+ε
模型2：董事会特征与信息披露质量。
RatinGb0+b1SD+b2inD+b3tmB+b4SHD+b5S1+b6nS+b7Lna+b8epS+b9DBet+ε
在上述模型中，b0是回归方程中的常数项，bi为各个解释变量的待估计系数。
在一个多元回归模型中，存在多个解释变量时，各解释变量之间可能会相互影响，因此有必要进行多重共线性诊断。通过多重共线性检验，本文未发现两个模型中存在多重共线性现象。限于篇幅，文章对此不再细述。
四、实证分析结果
（一）监事会特征与信息披露质量
本文利用模型1，将上市公司信息披露质量作为被解释变量，将监事会特征（监事会规模、监事会会议次数、监事会持股比例）作为解释变量，把股权集中度、国有股比例、公司规模、每股收益、财务杠杆等作为控制变量，采用强行进入法进行多元Logistic回归拟合，结果如表3―表6所示。
表32006年度监事会特征变量Logistic回归结果
注：***，**，*分析表示1%，5%和10%水平下显著。卡方值采用对数似然比统计量，以下同。
表42007年度监事会特征变量Logistic回归结果
表52008年度监事会特征变量Logistic回归结果
表62006―2008年度监事会特征变量
Logistic回归结果
注：2006―2008年度回归数据采用3个年度的均值，以下同。
检验假设a1监事会规模（SS）与信息披露质量。从系数的显著性检验观察，除2007年度系数显著外，其余年度系数均不显著，而且相关系数的值非常小，这说明我国上市公司监事会规模与信息披露质量的相关性不显著，这一结论与薛祖云和黄彤［2］、马施［5］的研究结论相同。
检验假设a2监事会会议次数（tmBS）与信息披露质量。如前文所述，本文假设监事会会议次数与信息披露质量正相关，回归过程中，不论是分年度，还是以均值来回归，相关系数均不显著，这说明我国上市公司监事会活跃程度对信息披露质量的正向影响不显著。这与马施［5］的研究结论一致。但值得一提的是，所有系数值均为正，显示二者或有微弱的正向关系。
检验假设a3监事持股比例（SHDS）与信息披露质量。监事会持股比例反映了对监事会的激励程度，它能激励监事会勤勉执行监督职能和提高监督效率。本文监事会持股比例的回归系数均为正，除2007年和2008年度不显著之外，其余年度均显著。这部分印证了假设a3，监事会持股比例的增加能够激励监事会成员监督上市公司管理层，提高监督效率和信息披露质量。但是本文的回归系数在2007年和2008年度不显著，这说明监事会持股比例系数的显著性不稳定，还有待于进一步实证的检验。从这个角度上理解，本文得出的结论与马施［5］基本一致。
通过对监事会特征对信息披露质量影响的实证分析，本文证明了监事持股比例与信息披露质量呈显著的正相关关系，说明监事会成员持股能够激励监事会成员勤勉执行监督职能，提高信息披露质量；监事会规模和监事会会议次数对信息披露质量的影响并不显著；控制变量中，公司杠杆水平与信息披露质量显著负相关，而公司规模、盈利水平与信息披露质量显著正相关，股权集中度，国有股比例未能通过显著性检验。这表明，在我国作为公司治理的重要组成部分的监事会对信息披露质量起到一定的微弱作用，但是作用非常有限。而往往是公司内部治理之外的因素，如公司规模和公司财务因素在显著影响着上市公司信息披露水平。
（二）董事会特征与信息披露质量
利用模型2，将深交所信息考评结果，即信息披露质量的度量结果作为被解释变量，把董事会规模、独立董事比例、董事会会议次数和董事持股比例作为解释变量，将股权集中度、国有股比例、公司规模、每股收益和财务杠杆作为控制变量，采用强行进入法代入模型2进行Logistic回归分析，结果如表7―表10所示。
表72006年度董事会特征变量Logistic回归结果
注：***，**，*分析表示1%，5%和10%水平下显著。卡方值采用对数似然比统计量，以下同。
表82007年度董事会特征变量Logistic回归结果
表92008年度董事会特征变量Logistic回归结果
表102006―2008年度董事会特征变量
Logistic回归结果
检验假设B1董事会规模与信息披露质量。董事会规模未能通过显著性检验。董事会规模变量的系数为正，但是综合各年度和均值来看，仅仅2006年和2007年的系数检验显著（且显著性水平很低），其他均不显著。这说明相关关系并不显著，稳定性也较低。因此，我国上市公司董事会规模因素对信息披露质量的影响很弱。本文的研究结论与刘立国和杜莹［12］、孙敬水和周永强［21］、宋理升［22］的研究结论一致。
检验假设B2独立董事比例与信息披露质量。反映独立董事比例的变量未通过显著性检验。从相关系数来看，仅2006年和2008年度系数在0.1的显著性水平上，显著性水平较低，且2007年度相关系数为负；2006―2008的均值检验系数不显著。这说明独立董事比例与信息披露质量相关关系非常不稳定，且相关性不显著。因此，独立董事比例对信息披露质量的提高有限，独立董事并未在公司治理中发挥有效作用。本文的研究结论与薛祖云和黄彤［2］、孙敬水和周永强［21］等人的结论一致。
检验假设B3董事会会议次数与信息披露质量。董事会会议次数与信息披露质量呈负相关关系，并且系数显著，这与本文的假设相反。董事会会议次数增多反而降低了信息披露质量，这印证了Jensen［6］的结论：董事会会议只是解决公司问题的灭火器。公司董事会只是在公司出现问题的时候被迫从事高频率的活动，那些处于危机或财务困境的上市公司才常常具有高频率的董事会会议。董事会会议次数并不能代表董事会的勤勉程度，只是反映了公司出现问题时“灭火器”的作用，因而并不与信息披露质量相关。本文这一结论与宋理升［22］的结论一致，但与薛祖云和黄彤［2］的结论相反。
检验假设B4董事持股比例与信息披露质量。结果显示，董事持股比例与信息披露质量正相关，并且系数在0.05水平上显著，这与本文假设一致。这说明，董事持有一定股权能够显著提高信息披露质量。因此，对董事会成员进行股权激励可以缓解他们与股东的利益冲突、降低成本，激发董事履职积极性，提高信息披露质量。这一结论与薛祖云和黄彤［2］、宋理升［22］的研究结论一致。
通过对董事会特征变量的Logistic回归分析发现，董事会持股比例与信息披露质量显著正相关，并通过了假设检验，说明董事会成员股权激励能够提高信息披露质量；董事会会议次数与信息披露质量显著负相关，与文章假设相反，表明董事会会议次数不反映董事工作的勤勉程度；独立董事比例未能通过显著性检验，表明独立董事在公司治理中的作用有限。董事会规模与信息披露质量未能通过显著性检验。
五、结论与建议
本文选取深圳市场2006―2008年主板和中小企业板上市公司数据，利用Logistic回归模型分别实证分析了上市公司监事会和董事会特征对信息披露质量的影响。
实证研究结论表明，监事持股比例与信息披露质量呈显著的正相关关系；监事会规模和监事会会议次数对信息披露质量的影响并不显著。公司财务杠杆水平与信息披露质量显著负相关，而公司规模、盈利水平与信息披露质量显著正相关，股权集中度、国有股比例对信息披露质量的影响不能确定。这些结论可能说明，在我国作为公司治理的重要组成部分的监事会对信息披露质量有微弱影响，但是影响程度十分有限。而公司内部治理之外的因素，如公司规模和公司财务因素在上市公司信息披露水平的影响方面更为显著。
通过董事会特征变量与信息披露质量的logistic回归分析发现，董事会持股比例与信息披露质量显著正相关；董事会规模对信息披露质量影响不显著；董事会会议次数与信息披露质量显著负相关，表明董事会会议次数不反映董事工作的勤勉程度；独立董事比例对提高上市公司信息披露质量影响不显著，表明独立董事在公司治理中的作用有限。
以上结论说明，通过进一步完善公司治理中监事会和董事会的运行机制，并以此提高上市公司信息披露质量仍有较大空间。
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会计监督职能的显著特征篇2
关键词：治理特征；内部控制；国际四大
一、引言
随着国内外一系列财务丑闻的出现，关于内部控制失效的问题日益受到重视。目前的现实情况是上市公司的内部信息披露流于形式，没有实质内容，披露的内容和质量单一，对广大信息使用者无太大意义，上市公司自愿性信息披露的动机也不够强，不能从中得到有效的信息，从而披露制度未能得到很好的执行（李明辉等，2003）。而内控失效，主要是源于内部控制制度的不完善。我国也不断出台相关制度法规，以期规范中国资本市场。众所周知，建立健全和有效实施内部控制是企业管理当局的责任，而公司治理对缓解企业受托经济责任能够起到一定的作用。李连华（2005）认为内部控制与公司治理相互交叉与重叠，阎达五等（2001）认为内部控制框架与公司治理机制是内部管理监控系统与制度环境的关系。Hay（2008）认为公司内部治理和外部治理在完善企业监督制度上是互补的。那么，治理特征会对内部控制有效性发挥何种作用呢？内部治理影响大还是外部治理影响大？基于此，本文对治理特征与内部控制有效性进行了研究。
二、文献综述与研究假设
本文的内部治理特征主要从董事会独立性、董事会和监事会会议次数、是否设立审计委员会和董事长与总经理两职合一等角度来考虑的，而外部治理主要是从是否由国际四大审计来检验的。
独立董事的设置是监督管理者行为的公司治理工具之一，会减轻所有者和管理者之间由于问题而引起的利益冲突。Goh（2009）发现董事会越独立，会对内控的缺陷采取更积极的补救，即董事会独立性越强，其内控有效性越强。因此，提出假设一：在其他条件不变的情况下，董事会独立性越强，内控有效性越强。
董事会和监事会会议次数越多，说明管理层越勤勉于监督，有足够的时间和精力对企业进行有效的监管，即表明董事会和监事会对企业内部控制有效性的监督作用越大。因此，提出假设二：在其他条件不变的情况下，董事会和监事会会议次数越多，内控有效性越强。
Hoitash等（2009）发现董事会和审计委员会的特征能够影响企业的内部控制质量，方红星等（2009）发现上市公司是否自愿披露内部控制信息与是否设立审计委员会正相关。因此，提出假设三：在其他条件不变的情况下，设立审计委员会的公司其内控有效性越强。
董事长与总经理两职分离，不但可以提高董事会的独立性，还能够增强对总经理的监督，提高公司透明度。刘亚莉等（2011）发现当年才成立审计委员会的公司以及董事长与总经理两职合一的公司报告内控缺陷的可能性更大。molz（1998）认为两职合一会削弱董事会的监督功能，公司会倾向于隐瞒对自身不利的信息，从而降低公司透明度，进而降低内控有效性。因此提出假设四：在其他条件不变的情况下，董事长和总经理两职合一的公司，其内控有效性越差。
目前有关内部控制的相关法律法规均鼓励外部审计师对内部控制评价报告进行审计，以起到一定的监管作用。Bedard（2009）发现审计师的参与可以推动披露内部控制问题，同时规模大的审计公司和有过内控审核经验的公司客户，披露内控问题的频率更高。Dye（1993）研究发现，规模相对较大的事务所更重视自身名誉，面临的诉讼风险更大，则有动机在财务报表审计过程中对内部控制进行更加系统的检查；而且在人员培训和技术方面投入的资金更多，这也有助于在审计过程中发现内控缺陷。因此提出假设五：在其他条件不变的情况下，由国际四大会计师事务所审计的公司，其内控有效性越强。
三、研究设计
（一）研究样本
我们以2009-2011年作为研究期间，选取a股市场上所有非金融、保险业上市公司作为初始研究样本。剔除数据不全样本后，最后得到观察值为5655个。样本公司的内部控制合法合规性数据来源于CSmaR数据库，治理特征变量的相关数据以及基本财务数据来自CCeR数据库。本研究数据分析均采用Stata.10统计分析软件。
（二）研究变量
1.被解释变量
CoSo委员会认为内部控制就是“公司的董事会、管理层及其他人士为实现以下目标提供合理保证而实施的程序：运营的效益和效率，财务报告的可靠性和遵守适用的法律法规。”因此，本文选用净资产收益率代表企业运营的效益和效果；用审计意见衡量企业财务报告的可靠性；用公司是否违规数据来衡量企业遵守适用法律法规的情况。
2.解释变量
分别从内部治理和外部治理两个角度考虑公司治理特征对内部控制有效性进行检验。其中，内部治理主要从董事会独立性、董事会和监事会会议次数、是否设立审计委员会以及董事长和总经理两职合一情况等角度进行检验，外部治理主要从是否由国际四大会计师事务所进行审计来检验。
3.控制变量
本研究的控制变量为公司规模、财务杠杆和公司价值。具体变量定义如表1所示。
（三）研究模型
iCQ=α+β1inde+β2meet+β3audit+β4Big4+β5B_m+β6asset+β7Lev+β8tobinQ+ε
其中，iCQ分别由Roe、Rel和Leg代替。α为常数项，β1-β8为自变量系数，ε为随机误差项。
四、回归结果及分析
（一）描述性统计
为了控制极端值对检验结果带来的偏误的和影响，所有连续变量在1%和99%分位数上实施了缩尾处理（winsorization）。变量描述性统计结果：Roe的均值为8.15%，Rel均在为0.01，说明只有1%的公司被出具标准无保留意见；Leg的均值为0.96，说明96%的公司经营都合法合规。
（二）多元回归结果
在回归结果中，模型一、模型二和模型三分别是内部控制有效性的三个替代变量的回归结果。我们可以发现三个模型的调整的R2分别为0.032、0.019、0.01，F统计量分别为24.215、14.634、9.515，整个方程具有显著的统计意义。
首先，在模型一中，解释变量meet的系数为0.011，在5%的水平下显著正相关，说明董事会和监事会越勤勉，公司经营效率效果越好，内控有效性越好。B_m的系数为-2.656，在1%的水平下显著负相关。在模型二中，inde的系数为0.013，在5%的水平下显著正相关，说明独立性越强，财务报告越可靠，内控有效性越强。Big4系数为0.014，在5%的水平下通过显著性水平检验。在模型三中，meet的系数为-0.002，在5%的水平下显著负相关。与假设二结论相反。说明董事会议次数越多，公司合法合规性越差。audit在1%的水平下通过显著性水平检验。说明设立审计委员会的公司，其合法合规性越好，内控有效性越强。B_m的系数为-0.023，在10%的水平下显著负相关。说明两职合一的公司，其内控有效性越差。
五、研究结论与政策建议
我们使用中国a股上市公司2009-2011年数据，对公司治理特征与内部控制有效性进行了研究，发现董事会独立性、董事会和监事会勤勉程度、是否设立设立审计委员会这四个内部治理特以及是否由国际四大审计这一外部治理特征均在一定程度上对内部控制有效性起到一定作用。但是，由于模型中也有些变量之间未通过显著性检验或者与假设相反。因此，我们不仅要继续深入研究有关治理特征对内控有效性的研究，同时还要建立健全公司内部治理体系，完善内部监督机制，制定实行适时可行的方法，发挥其应有的监督作用。另外，要加大监管力度，建立健全相应的处罚机制，对违反内部控制信息披露规定的企业以及没有达到有效性的企业，要严厉追究相关人员的责任，提高上市公司的违约成本。
参考文献：
1.薄澜，姚海鑫.上市公司内部控制有效性的影响因素研究——基于公司治理和外部审计的实证分析[J].首都经济贸易大学学报，2012（4）.
会计监督职能的显著特征篇3
所谓公司治理是指公司股东通过构建对经理人的激励和监督机制,着重解决两者之间委托问题而形成的、以比较完善的市场运作机制和内部控制机制为基础的一整套制度安排。在现代企业中,由于会计信息会影响企业内部和外部各参与主体的利益,为了保护各自的利益,相关主体(通过其代表)对会计信息披露行为进行干预。公司治理的质量将会直接影响盈余管理发生的概率。如果公司内部和外部存在有效的治理机制,就会对管理当局的信息披露行为形成有效的监督和制约,从而减少盈余管理的发生。相反.若公司治理结构不合理,则会使管理者有机可乘,可以根据需要作出选择性披露,即发生盈余管理行为。目前国内盈余管理的研究成果主要集中于盈余管理动机、计量方法和盈余管理手段上,而对于盈余管理与公司治理、关联交易、审计等方面的实证研究较少。本文将就盈余管理与公司治理方面的国内实证研究文献做回顾。
二、国内公司治理与盈余管理研究现状
(一)公司治理综合因素与盈余管理的关系
国内关于盈余管理程度的计量基本上都是以截面修正的Jones模型估计的操控性应计利润的绝对值作为计量指标,但公司治理指标的选择各异,但主要有董事会特征、股权结构、管理层激励以及监事会等几个主要方面。王生年等人(2009)以公司治理理论为基础,选取了沪深两市2001—2006年间的3749个公司年样本,从股权结构、管理层激励、董事会特征与监事会有效性四个方面检验了公司治理对盈余管理的影响。研究发现:股权集中度与盈余管理程度显著正相关,管理层激励机制尚不完善,管理者薪酬与盈余管理程度正相关,股权制衡未能制约大股东的盈余操控行为,董事会的监督职能失效并且监事会形式重于实质。说明了我国上市公司不合理的股权结构是导致盈余管理的主要原因;董事会、监事会没有很好地发挥其监督职能。曹廷求等人(2008)利用南开大学公司治理指数2003—2005年的面板数据对上市公司治理状况与盈余管理进行的实证分析表明公司治理的完善会显著降低上市公司盈余管理水平,并且这种降低主要是由于董事会、监事会、信息披露以及利益相关者等公司治理机制发挥作用的积极结果。黄新建等人(2005)文以我国St上市公司为研究样本,从股权结构、董事会和监事会方面,对盈余管理与公司治理结构之间的关系进行了实证分析。结果表明,流通股与盈余管理无相关关系,股权集中度与盈余管理正相关,独立董事与盈余管理负相关,此外.由于我国股权结构相对比较集中,致使股权制衡度与盈余管理正相关,没有发挥其约束作用。
(二)公司治理单一因素与盈余管理的关系
还有大量文献是以公司治理中的单一因素作为公司治理的替代变量,主要有作为公司治理核心指标的董事会特征,控股股东,审计委员会等。杨清香等人(2008)以2002-2006年间我国上市公司为研究对象,系统地考察了董事会特征对盈余管理的影响。结果发现:董事会规模与盈余管理的关系不确定;董事会持股比例与盈余管理不存在显著的相关性;董事会会议频度与盈余管理呈显著的正相关关系;独立董事比例以及审计委员会与盈余管理呈不显著的负相关关系;董事长和总经理两职分离与盈余管理呈显著的负相关关系。王颖等人(2006)研究了审计委员会与盈余管理之间的关系。他们以2002年一2004年深市和沪市上市公司年度报告中详细披露审计委员会成员的77家(2002年16家、2003年25家、2004年36家)公司为样本,研究发现:设立审计委员会的上市公司在形式上基本达到了公司治理准则中对人员具体构成的要求;审计委员会的独立性对盈余管理起到了一定的抑制作用,但是现阶段我国审计委员会的功能尚未完全发挥。余明桂等人(2006)检验了中国上市公司的控股股东是否通过盈余管理操纵会计报告。实证研究结果发现,存在控股股东的公司的盈余管理水平显著高于不存在控股股东的公司,高级管理人员来自控股股东的公司的盈余管理水平显著高于高级管理人员来自非控股股东的公司。控股股东的持股比例和控股股东在上市公司董事会中占据的席位比例均与盈余管理正相关,表明控股股东确实具有盈余管理的机会主义行为。此外,文章还发现,聘请了独立董事和发行了外资股的公司,其盈余管理显著地低于没有聘请独立董事和发行外资股的公司。李常青等人(2004)以上海证券交易所421个上市公司3年问的1262个观察值为样本,对股权结构与盈余管理之间的关系进行实证研究表明,第一大股东持股比例与盈余管理大小成U型关系,管理层持股比例与盈余管理大小负相关,国家股比例、法人股比例和流通股比例与盈余管理大小关系不显著。
(三)公司治理、盈余管理结合其他相关方面的研究
薄仙慧等人(2009)从盈余管理的角度研究国有控股和机构投资者的治理效应,以及国有控股与机构投资者在公司治理方面的交互作用。研究结果发现,国有控股公司正向盈余管理水平显著低于非国有公司;随着机构投资者持股比例的增加,只有非国有公司的正向盈余管理水平显著降低;国有控股和机构投资者对公司负向盈余管理水平影响均不显著。高雷等人(2008)选取沪深两市2003至2005年(非金融类)上市公司的数据,采用最小二乘法和二阶段回归方法,对公司治理、机构投资者与盈余管理三者的关系进行了实证研究。研究发现:机构投资者在一定程度上参与了上市公司的治理,其持股比例与公司治理水平呈正相关关系,说明机构投资者的持股比例越高越有助于提高公司治理水平;公司治理水平与盈余管理程度呈负相关关系;机构投资者的持股比例与盈余管理程度呈负相关关系,说明机构投资者能有效地抑制管理层的盈余管理行为。王建新(2007)以2001年至2004年所有a股上市公司为样本,结合公司治理理论,对我国上市公司的公司治理特征、盈余管理动机与长期资产减值转回相互关系进行了实证分析。研究发现:董事会和总经理两职合一、管理层薪酬外部竞争优势弱化、未设置独立审计委员会的公司越倾向于长期资产减值转回进行盈余管理;具有扭亏动机、配股动机的公司越倾向进行长期资产减值转回,具有大清洗动机和利润平滑动机的公司越倾向长期资产减值不转回;未来收益能力和经济环境不影响长期资产减值转回。
会计监督职能的显著特征篇4
关键词:监事会治理;研究综述
中图分类号:F8
文献标识码:a
文章编号:1672-3198(2010)03-0161-01
1监事会制度研究
在监事会制度研究方面,学者李维安和张双亚(2002)对监事会的治理机制问题做了研究,指出由于监事会定位模糊,导致其职能弱化,应在明确监事会代表其他利害相关者利益,突出监事会的监督重点、范围和手段,以构建适合我国国情的公司治理监督机制。李爽和吴溪(2003)研究发现,当公司管理者试图通过盈余管理来实现盈利时,监事会对公司治理、外部审计支持方面的预期作用并未得到验证。朱明秀(2004)对我国的治理结构分析指出,我国的监事会成员独立性不强,工作能力不足,工作条件不够,责权利不对等导致监事会监督力度不足,应提高监事会地位,严格监事会成员条件,明确定位职权,强化考核以规范监事会制度。监事会制度研究是我国在监事会研究中得到最广泛关注的一个论题,相关的研究学者还有何孝星(2001),李曜(2002)等。
2监事会制度与独立董事制度关系
关于监事会制度与独立董事制度关系方面,围绕着“一元制”和“二元制”的选择,g观点有所差别。彭晓峰(2003)研究指出:监事会成员的身份和知识结构导致监事会监督的形式化,并且由于激励机制不足,几乎没有独立意见,对比独立董事的优越性我国国有上市公司应当取消监事会,建立一元制公司治理结构。周作斌和史卫民(2003)对独立董事和监事会制度的冲突与协调做了讨论,认为两者应当准确定位、分工明确、适当交叉。缪艳娟(2004)认为,我国相关法律法规对监事会职权等的规定本身存在的缺陷是导致我国公司监事会监督不力的重要制度原因。在当前董事会仍为大股东或内部董事控制的情况下,独立董事制度的引进不仅难以发挥预期作用,而且还会造成与监事会功能的交叉、机构重叠,建议借鉴德国监事会成功的经验,重整我国公司治理监督机制。另外,彭真明和江华(2003)、王新红(2003)、李建伟(2004)等也给予不同的角度,对两者之间的关系做了分析,但是,由于实际经验证据的缺乏,这一研究大都是基于理论分析的角度进行。
3监事会治理与企业绩效关系
两者关系的研究主要考察监事会特征与企业绩效的关系,就此方面,胡铭(2001)通过对1997以前上市的仅发行a股的共250家上市公司进行实证研究,比较全面的考察了监事会规模、持股比例和监事会的报酬以及召集人监事会等4个监事会特征,发现这几个特征均与上市公司经营绩效不存在显著的正相关关系。学者李维权和王世权(2005)研究设计了监事能力保证性和运行有效性的九项指标,并就深沪两市的931家上市公司的数据做了实证,指出我国监事能力保证性高于监事会运行有效性,监事会治理绩效对财务安全系数有正向影响,且大股东所有权性质以及持股比例对监事会治理绩效具有显著的影响。孙敬水、孙金秀(2005)通过对深沪两市的63家浙江省样本进行实证分析,结果表明监事会规模与持股比例对公司绩效没有显著的影响。刘明旭(2007)以249家民营上市公司作为样本,分析了监事会独立特征、行为特征和激励特征与公司绩效的相关性,得出的结论是各特征与公司绩效的相关关系均不显著。高雷和宋顺林(2007)就2002-2005年面板数据对董事会、监事会与成本做了经验分析,对监事会规模,独立监事比例、领取报酬的监事比例、持有股份的监事比例、监事长是否持股和监事会会议次数等监事会特征与成本的关系做了研究。石水平和林斌(2007)以中小企业板块上市的53家公司作为样本,指出监事会规模,监事会年度会议次数与经营绩效呈负相关关系,监事会成员的持股比例,监事会的年度报酬与公司经营绩效显著的正相关,但相关关系不明显。此外,王立彦等(2002)、刘银国(2004)、曹宗平(2004)等也对我国监事会治理与企业绩效的关系作了讨论和研究。
4结束语
基于以上的文献回顾我们可以看出,广泛的研究结果并未形成统一的、明确的结论。在我国,监事会制度建设仍然有待大力完善,其监督力度需进一步加强。基于这一现实,相关监事会治理绩效的研究和结论也存在着较大的分歧,并且都还不足以形成完善证据支持其观点,有待更为深入全面的研究发展。
通过梳理,我们可以得到以下启示:首先,当前监事会预期监督作用未能发挥,应对监事会制度加以健全;其次,随着研究的深入,应明确界定研究问题。当前相关研究虽较多但切入点不一致,关于监事会治理与企业绩效的研究在指标的选取、计算上也差别较大,导致研究方向各异,深度不足;再次,在后继的研究应注重、改善研究方法。监事会治理绩效研究存在着滞后性、内生性,应注重引入新方法,拓展其使用。
参考文献
[1]朱明秀.完善我国公司治理结构的理性选择―规范监事会制度[J].经济与管理,2004,(06).
会计监督职能的显著特征篇5
关键词：盈余水平；两职合一；董事会独立性
中图分类号：?F272
文献标识码：a
文章编号：1674-1723（2012）08-0072-03
一、文献回顾与研究假设
盈余管理的形成是多方面因素综合影响的结果，而董事会特征是当中不可忽略的一个因素。董事会是联系股东与公司管理层的重要纽带，其结构的优劣直接影响着公司的行为选择，其中董事会独立性有助于提高董事会决策能力，保护中小股东利益；而董事长与Ceo两职合一将使企业控制权高度集中，削弱董事会监督能力。Fama&Jensen（1983）认为，公司管理层普遍存在着投机行为，而此种投机行为会随着独立董事的增加而受到抑制，从而公司盈余质量得以提高。Beekesetal.（2004）进一步指出，独立董事比例的增加有助于提高公司盈余的稳健性，其操纵利润增加的盈余管理与独立董事占比呈显著负
相关。
同时，董事会与Ceo的职位分离被许多学者认为是必要的，两职合一不利于公司治理结构的改善（Jensen，1993），这带来董事会对公司管理层监督作用的减弱，使公司有较强的动机进行盈余管理（Dechow，1996）。事实上，两职合一使得企业的经营管理权高度集中，由此形成的独断权与内部人控制，为公司进行盈余管理提供了充分的条件。
董事会独立性的提高带来对公司监督力度与决策水平的提高，有助于企业减少盈余管理行为，尤其在基础制度不完善的市场环境中。但是，在逐步提高独立董事比例的同时，公司往往存在着两职合一的现象，两职合一使得公司对管理的监督力度变弱，这将削弱董事会独立性对盈余管理的治理能力。由此，我们提出假设1：
H1：两职合一将削弱董事会独立性降低盈余管理水平的作用。
二、研究设计
（一）样本选取
本文以2009～2011年我国4809家上市公司的数据为研究对象，样本剔除了St类公司，数据分析均通过Stata11.0进行，数据来源为CSmaR数据库。
（二）研究模型与变量
本文构建如下模型来检验两职合一对董事会独立性降低盈余管理水平作用的影响。
其中因变量Da代表着盈余管理水平。国内外大量研究已经表明，操纵性应计利润（Da）可以很好的衡量盈余管理水平，我们采用修正后的Jones模型对操纵性应计利润进行衡量，同时，为了修正其绝对数大小带来的影响，本文对其进行对数处理。其他变量定义见表1。
表2显示了各变量的描述性统计结果。结果显示，我国上市公司盈余管理水平，即操纵性应计利润差异较大，分布于最小的16万元到最大值105亿元，独立董事占比平均约达37%，此外，我国上市公司存在两职合一现象公司达19%。同时，对各变量做pearson自相关性检验，其相关系数均小于0.2*，表明变量间不存在自相关性。
三、回归分析
表3显示了模型的回归分析结果。结果表明，董事会独立性与盈余管理水平先显著正相关，即独立董事占比约高，其盈余管理水平越高；两职合一与盈余管理水平呈显著正相关，即存在两职合一现象的企业盈余管理水平也较高。
同时，分析其两者的交乘项，董事会独立性与两职合一的交乘项与盈余管理水平呈显著负相关，这表明，董事会独立性在存在两职合一的公司更能促使公司减少盈余管理行为，两职合一的存在增加了董事会独立性发挥降低盈余管理的作用，而非降低，即假设1不成立。事实上，这种作用可能是源于两职合一尽管减少了决策的民主程度，但其能对管理层实施更加有力的控制，使得独立董事抑制盈余管理的措施能合理有效的在管理层得到执行与实施。
文章在2009～2011年我国4809家上市公司的数据基础上，针对于两职合一对董事会独立性降低盈余管理水平作用的影响进行实证分析，研究结果表明，存在两职合一的公司，其董事会独立性越高，公司盈余管理水平也越高，这种关系可能源于两职合一带来的对管理层监督与控制程度的提高使得独立董事对盈余管理的抑制措施得以有效传递到管理层。
因此，根据实证研究的结论，本文建议上市公司应加强对管理层的控制，但并不一定要通过两职合一，以降低公司的盈余管理水平，保护中小投资者的利益，使公司得以长远发展。
参考文献
会计监督职能的显著特征篇6
关键词：成本 公司治理 内部治理 外部治理
一、引言
1929年凡勃伦(Veblen)发现了股份公司的所有权与经营控制权相分离的趋势。Berleandmeans(1932)通过对1930年初期美国最大的200家公司所进行的实证分析，证实了凡勃伦的论断，所有权与经营控制权的分离引发了一系列委托问题。亚当．斯密在《国富论》中就对经理人能否以股东利益为决策的出发点深表怀疑，认为合股公司的经理人员用的是别人的钱，不能期望其很周到地管理企业。委托问题的现代意义最早由罗斯(Ross)给出，后来米尔里斯(mirrless)、斯利格利次(Stiglitz)和詹森(Jensen)等发展了对委托问题的研究。特别是Jensenandmeckling(1976)对委托成本进行了研究后，企业内部的成本的问题得到了广泛研究。大量的经验研究表明，成本显著地影响着企业的融资决策、投资决策和企业价值。我国的上市公司大多由原国有企业改造而来，上市后公司治理并没得到很大改善，经理人的外部制约市场不发达等因素决定了上市公司存在十分严重的问题，即股东与经理人员之间的问题。如何减轻由于问题而导致的大量成本，西方国家在长期的发展过程中已经形成了成熟的制度安排来解决这一问题。这些制度安排可以分为企业外部的治理机制和企业内部的治理机制，前者主要是为了缓解经营者和所有者之间的信息不对称，而后者则主要是为了克服企业内部的激励不相容和责任不对等问题(林毅夫、李志斌，2005)。总体上看，我国还没形成有效的制度来制约这些问题，内部治理结构不完善和外部治理机制欠发达。许多上市后的国有企业保留了原来低下的公司治理水平，而民营上市公司则表现了明显的家族治理色彩，经理人市场和股票市场也不发达。近年来上市公司的问题得到国内学者的广泛关注，但大多集中在对委托理论的研究(张维迎，1995，1996；易宪容，1998；赵晓雷，1997)，很少有对成本的实证研究。虽然对公司治理的实证研究较多，但大多也只关注公司治理对企业绩效、融资决策等的影响(白重恩，2005；陈小悦、徐小东，2001；魏刚，2000；肖作平，2005；李维安，2005)。普遍忽视的一个问题是公司治理影响企业的绩效、融资决策等，而这些问题的解决都离不开企业的问题。尽管一系列的研究为人们提供了大量有价值的参考，但是其中直接对成本进行经验检验的研究仍然十分匮乏。造成这种情况的原因：一是数据难以获得；二是成本难以度量。本文借鉴了ang(2000)。StashandDavidson(2003)的研究，用资产周转率和费用率(管理费用率与营业费用率之和)指标来计量成本，深入地考察公司治理对成本的影响。
二、理论分析及研究假设
(一)股权结构及股权性质股权结构及股权性质，与公司治理有着密切的联系。(1)股权集中度。近年来大股东占用公司资源、侵害小股民利益的行为受到了广泛关注。ShleiferandVishny(1997)认为，大股东获得了公司的控制权时可能会通过关联交易侵占公司资源，而不惜损害小股东的利益。尤其是当法律不能有效地保护小股东利益，且SLY的现金收益权与控制权之间的差别很大时，大股东侵占的动机更强(GrossmanandHart,1986)。事实上虽然存在大股东占用公司资源、侵害小股民的利益的可能，但大股东的存在对减少经理人成本起到了至关重要的作用。一方面大股东有很大的动机去监督管理者，并能够发挥有效的监督作用，而小股东喜欢“搭便车”，很少有或根本没有动机去监督经营者。另一方面，大股东可以降低公司被接管的概率，从而使管理者对自己的职位更有安全感，在这种：意义上公司治理的水平被提高了。ShleiferandVishny也承认股权的集中或大股东的存在会减少管理者的机会主义的幅度，减少成本。我国学者宋力、韩亮亮(2005)的研究也表明，大股东持股量与成本负相关。基于上述分析，我们提出：假设H1：股权集中度与成本负相关(2)股权制衡度。Volpin(2002)的研究表明，大股东联盟的存在提高了公司业绩恶化时经理被更换的概率，在这种意义上，大股东联盟降低了成本。mauryandpajuste(2004)则提供了多个大股东的存在与公司价值显著正相关的经验证据，但活跃的接管市场在我国的股票市场并不存在(肖作平,2005)。我国“一股独大”的股权结构，使得除第一股东外的其它大股东联盟无力形成控制权争夺威胁，大股东联盟并不能降低成本。而随着股权制衡度的逐渐提高，公司治理效率不断下降，引起成本逐步攀升。基于上述分析，我们提出：假设H2：股权制衡度与成本正相关(3)股权性质。从公司治理角度看，国家股先天所具有的产权残缺，以及后天所承担的政府行为，造成国家股背后的产权模糊以及多重链条，使所有者不能对管理者实行有效的控制和监督(肖作平，2005)。另外，在国家控股的公司中，董事会通常代表政府的意志，而非全体股东的意志，严重削弱了董事会的独立性。管理者也常常是由政府任命，主要对政府负责而非对全体股东负责。在国家控股的上市公司中，其治理带有明显的行政干预色彩，这在一定程度上使得管理者的行为更易偏离实现股东财富最大化的目标。基于上述分析，我们提出：
假设H3：国有股比例与成本正相关。法人股比例与成本负相关
(二)高管持股激励Core等(2001)指出，如果股东能够直接观察到企业的增长机会和管理者的行为，那么激励是没必要的。但由于管理者和股东之间存在信息不对称，就需要有关的股权和报酬激励。如管理者报酬增加会降低管理成本，因为得到高报酬的管理者为了保住工作一般不会过度滥用资源、消极怠工。Jensenandmeckling(1976)研究发现，管理者持股与成本之间的关系是线性的，认为管理者持股协调了两个不同持股群体的利益，可减少企业内部的成本。Core等(2001)和murphy(1999)研究表明，当其它条件相同时，报酬契约可以激励管理者采取实现股东利益最大化的行为。我国上市公司普遍采取年薪制，部分上市公司已经实行了股权激励，近年来也有研究证明了高管持股与企业绩效正相关关系(刘国亮、王加胜，2000；吴淑琨，2002；张晖明、陈
志广，2002；于东智，2003)。基于上述分析，我们提出：
假设H4：高管持股量与成本负相关
(三)董事会董事会作为公司治理机制的有效性取决于其规模与构成。通常大董事会比小董事会更加有效，因此为了提高组织的效率，大董事会是必要的。据统计，我国上市公司有40％左右的董事不在公司领取报酬，公司绩效的好坏与其没有直接关系，缺乏监督动机。因此，领取报酬的董事与全部董事的比例也是衡量董事会有效性的一个重要指标。一般而言，董事会活动也有助于提高董事会的效率，董事会活动越频繁董事就有更多的时间交换意见、设置战略、监督管理层。但Jensen(1993)认为：董事会会议往往于事无补，董事会相对不活跃，在出现问题时通常维持更高的活动水平。即董事会会议是当作发现和消除隐患的措施，是反应性的，而不是提高治理的先知先觉的措施，频繁的董事会会议更可能是董事会对困难时期的一种反应。同时，董事会的构成决定了其独立性程度，董事会的独立性取决于两个方面，即独立董事比例和总经理与董事会主席两职设置状况。独立董事比例较高的董事会可以防止董事会被管理者操纵，从而确保董事会决策的独立性和有效性。ByrdandHickman(1992)，Rosensteinandwyatt(1990)的研究都表明董事会中独立董事的比例与公司绩效正相关。另外，公司的Ceo和董事会主席应该是两个不同的工作，只有这两个角色分离才能保证董事会对Ceo监督的有效性，因而两职分离可以提高董事会效率。基于上述分析，我们提出：
假设H5：董事会规模、领取报酬的董事与全部董事的比例、独立董事与全部董事的比例、董事与Ceo两职分离(这里指董事与Ceo两职完全分离，即Ceo不但不担任董事长，而且不担任董事职务)与成本负相关；董事会会议次数与成本正相关
(四)监事会监事会不仅可以对上市公司进行会计监督，而且可以直接进行业务监督。因此，监事会的监督效果对于提高公司治理水平，降低成本至关重要。通常，规模大的监事会能更好地发挥监督作用，但我国60％的监事不在公司领取报酬，很难保证其有强烈的监督动机，这严重影响了监事的治理作用。另外，如董事会活动一样，监事会会议也能在一定程度上反映监事们对公司经营的监督力度。基于上述分析，我们提出：
假设H6：监事会规模、领取报酬的监事与全部监事的比例、监事会会议次数与成本负相关
(五)治理环境Laporta等研究发现，任何的投资者法律保护程度与上市公司的股权集中度负相关，与上市公司的价值正相关(Laporta等,1997、1999)。我国学者夏立军、方轶强(2005)研究了政府控制、治理环境、公司价值之间的关系后发现，政府控制对公司价值产生了负面影响，但公司所处的治理环境的改善有助于减轻这种负面影响。我国法律对投资者的保护十分薄弱，大部分上市公司由国家控股，其公司治理带有明显的行政干预色彩，降低了公司的治理效率。而且在政府干预程度较高的地区，政府会更多地将其社会性负担转嫁到其控制的上市公司中，导致上市公司权责不清。政治和法律因素交织在一起，构成了我国上市公司的主要特征。另外，区域的市场化程度也影响了人的行为规范，市场化程度越高的地区，经理市场、接管市场等对经理人产生的威胁越大，人的信托责任将越强。基于上述分析，我们提出：
假设H7：治理环境与成本负相关
(六)其它影响因素除了上面所列举的一些成本的重要因素之外，一些其它因素如股东活动、员工持股情况、审计意见类型、资本结构、企业规模也会影响企业的成本。首先，股东大会的活动与成本相关。股东大会是单个股民了解公司经营情况、监督董事会和管理层的重要机会。但由于我国公司法允许股东不出席股东会议而通过通讯表决行使自己表决权，可见股东大会监督的有效性并不高。我国股东大会更可能是事件反应型。其次，员工是企业极其的重要的利益相关者。如果企业让员工参与持股计划，员工将会更加关注企业的经营发展，对企业的经理层起到一定的监督作用。再次，审计意见类型反映了公司年报数据的真实性和准确性，因此可能反映了公司透明度的高低(王跃堂等，2001)。通常审计意见类型为标准无保留意见表明公司透明度较高，而非标准无保留意见则表明公司透明度较低。在透明度较低的公司，管理者往往利用信息优势损害股东利益。因此，增加公司透明度可以降低成本。最后，企业的资本结构可以起到杠杆治理的作用，通常银行信贷传递了重要的能够降低管理者和外部投资者之间的信息不对称的信号，Jensen(1986)认为，企业内部的问题通常与自由现金流和信息不对称问题有关，当企业持有私人债务时，偿债责任有助于减轻此类问题。ang等(2000)的研究也指出，负债可以减轻成本。同时规模大的上市公司更加受到公众的关注，其公司透明度也越高，因此，其成本可能更低。基于上述分析，我们提出：
假设H8：股东大会会议次数与成本正相关；员工参与程度、公司透明度、财务杠杆率、企业规模与成本负相关
三、研究设计
(一)数据来源本文使用的公司治理数据和财务数据均是通过整理CCeR中国证券市场数据库中的相关数据而得到。首先从CCeR数据库选取了从2000年-2003年四年的所有上市公司样本共4665个。剔除了回归模型中自变量有缺失或异常值的样本，同时我们删除了一部分高管持股数据缺失的样本，另外，由于治理环境数据没有列出地区的相关数据(樊刚、王小鲁，2003)，因此剔除了这个地区的样本，最后得到3591个样本点。
(二)变量定义及说明基于上述分析，我们选取了一系列变量来计量公司治理和成本，变量的定义和计算方法见(表1)。对一部分变量的选取作以下说明。首先，成本的计量问题。成本较难计量借鉴ang等(2000)．SinghandDavidson(2003)等人的研究，本文采用资产周转率、费用率(管理费用率加营业费用率)来计量成本。资产周转率越高，表明成本越低，费用率越高，表明成本越高。其次，我们采用的治理环境变量是建立在樊刚、王小鲁(2003)基础上的，认为樊刚、王小鲁(2003)报告的2000的数据不会产生太大的偏差。最后，考虑到高管持股激励、股权集中度与股权制衡度等这些变量用单一的变量难以衡量，我们选取几个相关的变量来计量以充分反映其对成本的影响。
(三)公司治理特征描述(表2)描述了我国上市公司的一些公司治理特征，从描述性统计中可以看出，我国上市公司治理具有以下特征：一是上市公司股权结构中“一股独大”普遍，而“多股同大”并不常见。第一大股东持股比例平均为43.7％，第二到第五大股东持股比例之和平均只有13.6％，第二到第十大股东持股比例之和也平均只有18.6％。二是国有股比例较大，占32.9％，而社会法人股只占18.1％。三是高管人员的(包括董事、监事、高级管理人员)平均持股量较低，不到3‰。其中，监事的持股更少。四是各
地所处治理环境差异明显，表现在市场化指数、政府干预指数、法治指数的最大值与最小值相差甚远。五是董事会平均规模在10人左右，独立董事占所有董事的比例仅为16.6％，领取报酬的董事不到一半，董事会会议次数平均每年7次，董事长跟总经理两职完全分离的较少。六是监事会平均规模不到5人，近40％的监事不在公司领取报酬，监事会年度会议平均只有3.5次，而股东大会每年平均召开的会议次数才2次。
(四)模型与方法通常分析公司治理对成本的影响采取两种方法，一种是直接用成本作为因变量，公司治理变量作为自变量进行多元回归分析。另一种是先对公司治理变量作因子分析，再对各因子进行多元线性回归分析。直接进行线性回归有两个方面的缺点：一方面，很难找到与其它相关属性不相关的某一特定属性的计量，另一方面，不存在变量属性的唯一代表。公司治理涵义已十分广泛，不可能用几个变量就能代表它的治理水平，且公司治理变量部分变量相关性很强。因此，本文认为，首先用因子分析将众多公司治理变量降维成几个互不相关的因子，然后再用多元线性回归对其进行分析比直接进行回归分析可能更优。根据特征值大于1或接近1的原则，共选取了15个因子，这15个因子使累计解释的方差比例达到了87％，即这15个因子能解释这26个变量87％的信息。为了得到每个因子的实际意义，借助于方差最大旋转法，得到旋转后的因子载荷矩阵。列中列出的数字表示的是每个变量对该个因子的载荷系数，我们利用借助因子载荷矩阵找出每个因子上有显著载荷的变量，并找出每个因子代表的涵义。选取重叠性好(0.55，30％)的变量作为因子的解释变量。根据这个原则，将因子1识别为股权制衡度因子，因子2为股权集中度因子，因子3为高管持股激励因子，因子4为治理环境因子，因子5为企业规模因子，因子6为股权性质因子，因子7代表在公司领取报酬的董事、监事比例，因子8为董事会、监事会的规模，因子9为独立董事比例，因子10为股东大会、董事会会议次数，因子11为监事会的会议次数，因子12为公司的透明度，因子13为两职分离，因子14为内部职工参与程度，因子15为杠杆率。
四、经验结果
(表4)列出了公司治理因子与成本变量的回归结果。在回归分析中我们控制了年度和行业的影响，回归的拟合度较高。(表4)中前两列为所有样本的回归结果，即tURnoVeR(资产周转率)与公司治理因子的回归结果。从中得出结果：第一，股权结构与股权性质。Fac2与tURnoVeR显著正相关，这说明股权集中度有利于减轻成本，支挣了我们的原假设；Fac1与tURnoVeR负相关，与我们的原假设相符；Fac6与tURnoVeR显著负相关，说明国家股比例越高，社会法人股比例越低，成本越低。这不仅与我们的假设完全相反，也与人们的普遍观点相左。事实上国有大股东可以对经理起到有效的监督作用，从减轻成本角度来讲，国有股“一股独大”未必是一无是处。第二，高层管理者持股激励。tURnoVeR与Fac3无显著相关关系。说明我国上市公司现有的高层管理者持股并没有解决激励不相容问题。但这并表示高层管理者持股激励不起作用，而可能是我国高层管理者普遍持股量太低。第三，董事会与监事会效率。Fac8与tURnoVeR显著正相关，说明董事会、监事会规模越大，成本越低，这支持了我们的原假设；Fac7与tURnoVeR负相关，说明领取报酬的董事、监事比例越大，成本越高。这与假设相反。其原因可能是不在公司领取报酬的董事、监事能保持较好的独立性，提高董事会、监事会的运行效率；Fac10与tURnoVeR显著正相关，说明正像我们原假设的一样，董事会、股东大会会议次数越多，成本越高。这一结果证明了我国董事会、股东大会会议确实是反应型的，而不能防患于未然；Fac9与tURnoVeR的正相关关系不显著，这可能是因为2001以后，独立董事制度在我国上市公司是必需满足的―个标准；Fac11,Fae13与iURnoVeR无显著关系，说明监事会活动，两职分离在减轻成本上没有起应有的作用。第四，治理环境。Fac4与tURnoVeR显著正相关，说明上市公司所处的治理环境越好，成本越低，这支持了假设7。第五，其它变量。Fac12、Fac15与tURnoVeR显著正相关，说明公司透明度越高、财务杠杆率越高，成本越低。与原假设相符。tURnoVeR与Fac5正相关，说明规模越大，成本越低，支持原假设。(表4)第二列列出了用eXpenSe(费用率)计量成本与公司治理因子的回归结果，得出的结果跟用tURnoVeR(资产周转率)计量成本得出的结果基本一致。唯一例外的是，Fac15与eXpenSe正相关，即财务杠杆率越高，成本反而越高。这与用tURnoVeR作为因变量得出的结果相反，这可能是因为杠杆治理在我国上市公司治理中有两面性。一方面，负债能起到一定的监督作用，发挥其杠杆治理；另一方面，在我国银行国家所有的产权安排下，预算软约束又加剧了公司的问题。另外，我们还发现Fac14与eXpenSe显著负相关，说明员工持股也可以在一定程度上降低成本。国有上市公司跟民营上市公司的问题有所不同，因此我们把总样本划分为把国有上市公司和民营上市公司两个子样本分别进行回归分析，按照第一大股东的性质，我们将政府、国有资产管理部门或其它部门、国有资产管理公司、国有或国有控股公司控股的界定为国有上市公司，其它的划分为民营上市公司，得出的结果与总样本的回归结果基本一致，但国有上市公司跟民营上市公司仍有差别。一是民营上市公司中与Fac10与tURnoVeR显著正相关，而国有上市公司中Fac10与tURnoVeR无显著关系。这说明国有上市公司的董事会、股东大会会议没有表现出明显的反应型。二是民营上市公司中Fac15与turnover显著正相关，而国有上市公司中Fac15与eX-penSe显著正相系。这说明国有上市公司中杠杆治理失效，而民营上市公司的负债能够发挥其杠杆治理作用。
会计监督职能的显著特征篇7
关键词：公司治理；内部监督；高管变更；盈余管理
中图分类号：F231.6文献标识码：a文章编号：1003-7217（2015）03-0066-06
一、引言
上市公司盈余管理行为是企业会计信息失真的一根重要导火索，历来是理论界与实务界关注的重点问题，作为盈余管理重要诱因之一的高管变更①与之有着千丝万缕的联系。我国企业的内部监督主要指股东通过董事会、监事会以及股东大会对高管层的行为进行监督，构建“三会”对“一层”的有效监督机制可以缓解高管变更时的不良行为。我们所关注的是，在我国当前制度背景下，高管变更是否带来了严重的盈余管理行为、“三会”的监督能否有效抑制这种不良行为。本文主要从董事会、监事会以及股东大会三个角度来阐述内部监督的作用。内部监督机制各主体作用不同，有必要进行区分，独立探究不同监督主体对于高管盈余管理行为的影响，这样更利于发现内部监督机制存在的问题，从而有针对性地进行改善，为完善内部治理结构、提高信息质量提供经验证据。
二、理论分析与研究假设
（一）高管变更与盈余管理
关于高管变更与盈余管理的关系，研究成果颇丰，早在1973年，moore的研究即发现，任命新Ceo的企业比其它企业更倾向于减少收益[1]；murphy和Zimmerman（1992）研究发现，在业绩较差的企业，新任高管会操纵研发费用、广告费、资本性支出以及其他应计项目，借此进行利润大清洗[2]。对新任高管而言，为了有机会从企业获得足够利益，在任期之初尤其是变更当期，其对货币薪酬的狂热追求可能成效并不大，相反最重要的任务无疑是获取董事会信任以提升自己的声誉并确保自己的“职业安全”，只有职位得到保障，才有可能获得后续丰厚的利益。为了达到这个目的，新任高管通常会在变更当期通过调减收益进行负向盈余管理。基于此，提出假设：
H1：在控制其他条件不变的情况下，高管变更会为企业带来较为严重的负向盈余管理行为。
（二）董事会监督与盈余管理
董事会监督作为企业内部监督机制的核心，对于管理层负有直接的监督责任，有义务对新任高管的盈余管理行为进行制约，以保证上市公司会计信息质量、保障投资者尤其是中小投资者的利益。本文主要从规模、激励性以及审计委员会专业性三个角度来考察董事会的监督作用。
董事会中人数的多少确实会影响董事会的运行，我国相关法律也对此作了规定。然而，到底保持多大规模董事会才能使其发挥有效监督作用，相关研究结论不一。本文认为在高管变更当期，基于抑制新任高管盈余管理的目的，大规模的董事会可能作用更大，至少可以从以下两个方面得到解释：（1）大规模的董事会拥有的知识和经验多样化且更有价值，拥有更多专业性的人才，在抑制盈余管理、监督企业财务活动等方面可能更加有效；（2）董事会规模越大，涉及利益更广泛，使得对董事会的控制变得艰难，新任管理者对董事会的影响也将因董事会规模的增大而弱化，从而使得董事会成员能够不受干扰地行使监督权。基于此，提出假设：
H2a：在控制其他条件不变的情况下，董事会规模越大，越能够抑制因高管变更所带来的盈余管理行为。
董事会激励性是影响董事会监管作用的另一个重要原因，通常来说，董事会持股可以在很大程度上反映董事会的激励性。根据Vroom期望理论可知，一种行为倾向的强度取决于个体对于这种行为可能带来的结果的期望以及该结果的吸引力，运用到董事会的具体环境下就是，当董事会成员认为努力行使监督职能能够为企业带来良好的绩效，并能据此从企业获利时，他们就会受到激励进而付出更大的努力去行使监督职权。作为理性有限的“经济人”，董事会成员持有一定的股份，使得董事会成员的利益同企业的经营状况挂钩，董事出于自身利益考虑，将会有更大的动力去行使监督权，以期制约管理层的不当行为而提高企业绩效，从而使自己获利。基于此，提出假设：
H2b：在控制其他条件不变的情况下，董事会持股比例越高，越能抑制因高管变更所带来的盈余管理行为。
审计委员会作为董事会中为提高治理水平而安排的一项重要制度，对于改善董事会治理效率、发挥董事会治理作用以及提高信息质量作用重大[3]。通常来说，审计委员会的主要职责是监督企业财务报告过程，防止管理层粉饰舞弊。鉴于此，保持审计委员会专业性（用审计委员会中财务背景董事比例来反映）就非常有必要，我国相关法令②也对此作出了规定，即审计委员会中至少有一人要具备财务或类似专业背景，审计委员会中财务背景董事的作用不容忽视。周兰（2010）研究发现审计委员会中财务专家的比例越多，审计委员会越有能力监督财务报告过程，并促使审计委员会提高监督效率[4]；通常来说，拥有财务背景的董事比普通董事具备更多先进的财务和会计知识，能够更好的理解和监督财务报告过程，密切监督管理层行为，发现企业财务漏洞，针对企业财务状况发表专业性意见；且财务背景董事通常具有较高的社会声誉，为了减少不必要的声誉损失成本，财务背景董事通常都能够勤勉的行使监督职责。对新任高管而言，财务背景董事的存在将对其产生强烈的威慑作用，在财务专家面前，新任高管基于“自利”动机的机会主义行为必然无所遁形，并极可能因盈余管理等行为的实施而面临职业风险，迫于此压力，新任高管的不良行为理应有所收敛。基于此，提出假设：
H2c：在控制其他条件不变的情况下，审计委员会专业性越强，越能抑制高管变更所带来的盈余管理行为。
财经理论与实践（双月刊）2015年第3期2015年第3期（总第195期）陈共荣，王慧等：内部监督对盈余管理行为的抑制作用研究基于高管变更的视角
（三）监事会监督与盈余管理
监事会作为企业内部专门的监督机构，对管理层负有重要的监督责任，有效的监事会监督对于提高公司治理水平、抑制盈余管理行为至关重要。本文主要从规模、激励性以及勤勉度三个角度来考察监事会的监督作用。
同董事会一样，大规模的监事会通常能够吸纳更多经验丰富且专业知识渊博的监事，能够投入更多精力对管理层进行监督，且监事会规模越大，涉及的利益更广泛，监事同管理层合谋的概率将极大降低，使监事能够不受干扰的行使监督权，因而能够在抑制盈余管理以及监督企业财务活动等方面发挥更大作用，能够有力抑制管理层的不合理行为。基于此，提出假设：
H3a：在控制其他条件不变的情况下，监事会规模越大，越能抑制因高管变更所带来的盈余管理行为。
同董事会一样，监事会激励性也是影响监事会职能发挥的一个重要因素，给予监事会成员一定股份在很大程度上能够反映监事会的激励性，监事持股有利于激发其监督的积极性，增强监事的受托责任。卿石松（2008）研究表明，监事持股比例越大，监事就越发有动力监督董事及管理层的行为，从而能够减少成本，提升企业绩效[5]；监事会成员持有一定股份，为监事会成员提供了更好的激励，而提高对监督者的激励是一种降低监督者与管理层合谋的有效方法。可以预见，通过增加持股等激励手段，使监事的个人利益同企业整体利益挂钩，为了收获最大化的个人利益，监事首先需以充足的积极性监督企业运行以实现最大化的企业整体利益，受到激励越大，个人利益同企业整体利益联系越紧密，从而越能发挥其监督作用。基于此，提出假设：
H3b：在控制其他条件不变的情况下，监事会持股比例越高，越能抑制因高管变更所带来的盈余管理行为。
监事会会议通常被认为是监事会勤勉度的替代变量，是监事会成员进行沟通以及监督管理者的有效途径，通常来说，经常召集会议的监事会责任心更强、更为活跃，且企业的重大决策通常需要通过会议来议定。会议频繁说明监事愿意给予企业更多关注，商讨企业发展大计，解决企业发展过程中遇到的包括盈余管理在内的诸多问题，从而可能带来企业整体状况的改善。监事会会议频繁，表明监事会成员积极沟通并参与企业决策，是企业治理水平提高的表现，将有利于监督管理层的不利行为。基于此，提出假设：
H3c：在控制其他条件不变的情况下，监事会活动频率越高，越能抑制高管变更所带来的盈余管理行为。
（四）股东大会监督与盈余管理
股东大会作为股东对企业进行内部监督的基本形式，同时也是公司治理中最重要的制度安排之一。然而随着企业的发展，两权分离程度的加深，股东大会的权力不断削弱，使得股东大会的存在通常虚于形式，沦落为货真价实的“橡皮图章”，真正能够起作用的反倒是其背后的股权结构[6]，从股权结构的角度进行探究显得更有意义。本文主要从第二至五大股东对第一大股东的制衡角度来探究股权结构对高管变更所带来的盈余管理的影响。
股权结构是企业所有者关系最直观的反映，是内部监督机制形成的基础，它决定着企业重大决策的制定，影响着对管理层的监督。有研究表明多个大股东制衡的存在对于提高企业价值以及保护中小投资者作用重大。通常来说，当大股东持股比例过多，股权过于集中时，大股东可能凭借其控制地位来掠夺中小股东的利益，尤其在高管变更当期，考虑到新任高管通常由第一大股东所指派[7]，为了在未来显示更好的业绩，第一大股东可能还会同新任高管勾结，共同实施盈余管理行为，使得第一大股东丧失应有的监督作用。然而，相对于第一大股东来说，其他大股东（本文特指第二～五大股东）持股比例相对要小很多，通常没有特别强烈的动机同管理层勾结以期获取控制权私利，因此，在极大程度上起着监督制衡的作用。若是股权相对分散而非集中于一方，多个大股东之间能够相互制衡，彼此之间利益牵制，其他大股东对第一大股东能够有更好的监督，此举使得第一大股东主导的不良行为将难以施展。基于此，提出假设：
H4：在控制其他条件不变的情况下，第二至五大股东对第一大股东的制衡度越大，越能抑制因高管变更所带来的盈余管理行为。
三、研究设计
（一）样本选取与数据来源
本文选取2010～2013年我国a股上市公司为初始研究样本，并做如下筛选：（1）剔除金融保险类企业；（2）剔除St、*St等财务异常企业；（3）剔除数据缺失、信息不全的企业；（4）剔除发生董事长变更的企业。最终获得6705个样本，其中发生了高管变更的样本为1080个。所使用的审计委员会数据来源于winD数据库，其他数据来源于CSmaR数据库，数据的统计和分析使用SpSS17.0软件。
（二）盈余管理的测量方法
本文采用修正的截面Jones模型来估计公司的可操纵性应计利润，具体计算过程如下：
（1）用式（1）分行业分年度进行回归，获取行业特征参数α1，α2，α3的估计值1，2，3。
tait/ait-1=α1（1/ait-1）+α2（ΔReVit/ait-1）+
α3（ppeit/ait-1）+εit（1）
其中：tait是i公司在第t年包含线下项目的总应计利润，即tait=净利润-经营活动现金流量净额；ait-1是i公司在第t-1年的总资产；ΔReVit是i公司在第t年的营业收入变化额；ppeit是i公司在第t年的固定资产净额；εit是回归方程的残差。
（2）将式（1）估计出的行业特征参数1，2，3代入式（2）以求得非操纵性应计利润。
nDait=1（1/ait-1）+2[（ΔReVit-
ΔReCit）/ait-1]+3（ppeit/ait-1）（2）
其中：nDait是i公司在第t年的非操纵性应计利润；ΔReCit是i公司在第t年的应收账款变化额；其他变量的定义同式（1）。
（3）用式（3）计算操纵性应计利润Dait。
Dait=tait/ait-1-nDait；（3）
其中各变量的定义同（1）、（2）式。
（三）回归模型及变量定义
首先，为了检验高管变更时的盈余管理行为，构建了模型（i）：
Dait=β0+β1to+β2Lna+β3Lev+
β4Roa+β5Grow+εit；（i）
其次，为了检验董事会、监事会以及股权结构对高管变更所带来的盈余管理行为的监督作用，构建了模型（Ⅱ）、（Ⅲ）和（Ⅳ）：
Dait=β0+β1to+β2Bs+β3Bsh+β4acp+
β5to×Bs+β6to×Bsh+β7to×acp+
β8ContRoL+εit（Ⅱ）
Dait=β0+β1to+β2Ss+β3Ssh+β4Sm+
β5to×Ss+β6to×Ssh+β7to×Sm+
β8ContRoL+εit（Ⅲ）
Dait=β0+β1to+β2Bhb+
β3to×Bhb+β4ContRoL+εit（Ⅳ）
模型（Ⅰ）、（Ⅱ）、（Ⅲ）和（Ⅳ）中，Dait为被解释变量，代表企业盈余管理水平，采用修正的截面Jones模型计算出的操纵性应计利润来表示，ContRoL表示各控制变量，模型中各变量的具体定义如表1所示。
四、实证分析
（一）描述性统计及相关性分析
表2为本文主要变量描述性统计结果，Da最大值为1.3931，最小值为-0.8643，正负向的盈余管理皆存在。董事会规模最小值为4，最大值为18，监事会规模最小为3，最大为13，符合企业对于董监事会人数的要求；董事会持股比例均值为0.1148，监事会持股比例均值为0.0031，说明当前我国上市公司监管者的持股比例普遍偏低，针对监管者的股权激励有待完善。审计委员会专业性指标最大为1.0000，最小为0.0000，公司间差别较大，但总体均值为0.9360，说明总体来看财务背景董事在监事会中占主导地位。
水平上显著负相关，变量Bs、Bsh以及Sm与Da在5%水平上显著负相关，说明董事会规模越大，董事会持股比例越高，监事会会议次数越多，盈余管理行为越能被弱化。其他各变量之间均有一定的关联性，但相关系数较小，说明模型存在多重共线性的可能性较小，进一步ViF检测结果证实模型不存在共线性问题。
（二）回归结果分析
本文运用多元回归分析方法，结合前文所列模型来检验已提出的假设，探究各个解释变量及控制变量对被解释变量Da的影响，相关回归结果如表4所示。
第（1）列为全样本回归结果，从中可见to与Da在5%水平上显著负相关，说明高管变更当年，新任高管基于自利目的，会进行调减收益的负向盈余管理行为，支持了假设H1。控制变量的回归结果显示，企业规模、企业绩效以及企业偿债能力同盈余管理显著正相关，这可能是因为规模大的企业以及具有良好业绩的企业可能会受到更多关注，进行负向盈余管理的可能性较小，而资产负债率较高的企业可能会受到债权人的监督，往往会选择正向的盈余管理；企业成长性同盈余管理显著负相关，可能是因为成长较快的企业盈利不平稳，波动较大，为了减轻这种波动带来的影响，管理层会选择通过负向的盈余管理平滑利润。
第（2）列为董事会对高管变更时的盈余管理行为的影响，to×Bs项系数为正，且在5%水平上显著，说明董事会人数越多，可能吸纳的专业人士越多，越能针对管理层的不良行为出谋划策，极大的削弱了高管变更所带来的负向盈余管理行为，支持假设H2a。to×Bsh项系数为正，且在5%水平上显著，说明董事会持股比例越高，高管变更时的负向盈余管理行为越能得到抑制，也证实了增强对监督者的激励将是促使其积极行使监督职权的有效有段，支持假设H2b。to×acp项系数为正，且在5%水平上显著，说明财务背景董事可能凭借其专业性以及声誉威望在董事会中发挥重要作用，能够准确识别企业财务活动，对管理者的威慑作用不容小觑，也因而能够有效弱化新任高管主导的盈余管理行为，支持假设H2c。
第（3）列为监事会对高管变更时的盈余管理行为的影响，Ss、Ssh与to的交叉项对Da呈不显著的正相关关系，未能证实假设H3a和H3b，说明监事会人数以及对于监事会人员的激励并没有体现出应有的积极效应，这可能与我国监事会制度不太健全紧密相关，对于此二者的作用，有待进一步发掘和探讨。to×Sm项系数为正，且在1%水平上高度显著，说明监事依然能通过召集会议来行使其监督职权，通过会议解决诸多问题，会议频繁说明监事愿意给企业投入较多关注并花较多的时间监督企业活动，高管的盈余管理行为也因此能够得到抑制，支持假设H3c。
第（4）列为股权结构对高管变更时的盈余管理行为的影响，to×Bhb项系数为正，且在10%水平上显著，说明企业股权制衡度的提高可能弱化第一大股东同管理者的合谋动机，且其他大股东通常扮演着监督制衡的角色，从某种程度上有利于抑制高管变更时的盈余管理行为，支持假设H4。
（三）稳健性检验
为了增强上述结论的可靠性，本了相关稳健性检验：（1）为了检验模型（1）的稳健性，将样本按照Da值的正负进行分组分析；（2）为了检验模型（2）的稳健性，用董事会人数的自然对数作为董事会规模的替代变量进行分析；（3）为了检验模型（3）的稳健性，用监事会人数的自然对数表示监事会规模进行分析；（4）为了检验模型（4）的稳健性，用第二至五大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值作为股权制衡度的替代变量进行分析。以上分析结果均未见实质性差异，相关稳健性检验结果如表5所示。五、结论与政策建议
以上基于2010～2013年我国a股上市公司样本，检验了高管变更当期内部监督对高管盈余管理行为的抑制作用，得出以下结论：（1）高管变更与盈余管理呈显著负相关关系，说明在高管变更当年，新任高管基于自利动机，选择在继任当年通过调减利润的方式降低当年盈余；（2）董事会规模越大，董事会成员持股比例越高，审计委员会专业性越强，越能抑制高管变更时的负向盈余管理行为；（3）监事会规模、监事会持股的作用并没有得到验证，而监事会勤勉度越高，越能抑制高管变更时的盈余管理行为；（4）企业股权制衡度越大，越能抑制高管变更所带来的盈余管理行为。
从以上结论来看，内部监督体系在抑制高管变更时的盈余管理方面有一定的作用，但仍需进行较大程度的改进，为此，提出以下建议：（1）进一步完善董事会制度。适当扩大董事会规模，建立人才引进机制，吸纳更多专业人士；鼓励董事会成员持股，使董事会成员利益同企业利益紧密相连，实现激励机制与监督机制的协同；改进审计委员会制度，明确限定审计委员会成员任职资格，提高审计委员会中财务背景董事比例，促使审计委员会在监督过程中提出专业性意见。（2）继续加强监事会制度建设。健全相关法律法规，明文规定监事会的监督责任，实行严格问责机制；保持适当的监事会规模，引进更多专业人才；完善监事的薪酬和股权激励机制，增大监事的持股比例，实现监事利益同企业利益的紧密相连；加强会议管理，切实提高监事会会议效率，防止监事会会议流于形式。（3）优化企业内部股权结构。股权适度分散而非一股独大可能更有利于抑制高管变更时的机会主义行为，应加大股权分置的力度，严格限定股东持股比例，充分发挥大股东间的监督制衡作用。（4）健全内部监督信息披露机制。完善内部监督信息披露相关法律法规，明确规定内部监督信息披露的内容、形式、频率等问题，及时披露监督主体的履责情况，并采取动态改进措施，随时弥补内部监督存在的缺陷，提高内部监督工作的透明度。
注释：
①本文高管变更包括总经理变更，以下同。
②证监会与国家经贸委2002年颁布的《上市公司治理准则》。
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会计监督职能的显著特征篇8
关键词：盈余管理 董事会 回归分析
一、上市公司董事会特征现状分析
本文主要讨论董事会规模、独立董事数量、董事会年度内开会次数以及董事长与总经理两职合一四方面董事会特征。根据(表1)中我国上市公司董事会特征数据，对当前董事会特征进行分析，其描述性统计结果如(表1)所示。
(一)董事会规模描述性统计分析从(图1)可以看出：上市公司董事会人数最集中之处为9～10人段，占样本量的45％左右，其次为11～12人段，占样本量的22％左右，再次为7～8人段，占样本量的17％左右，而集中在两端的样本量比例较小，5～6人段样本量为4％左右，15～19人段样本量为5％左右。结合(表1)可以看出，董事会9～10人段人数2001～2005年有逐步上升趋势，所占比例由2001年32.19％上升到2005年51.65％。总体而言，董事会人数集中于7～12人之间，占样本量的80％以上。少量公司董事会规模差异较大，董事会规模最多的高达19人，最少的仅有5人。从上分析，上市公司董事会规模符合理论界认为的7～9人的理想规模，同时也符合公司法规定的董事人数大于5人小于19人的要求。
(二)独立董事数量描述性统计分析从(图2)可以看出：上市公司独立董事人数基本上集中在2～4人之间，占样本公司的80％左右。独立董事为0人的样本公司数量为828，所占的比重为13％左右，结合(表1)描述可知，其中799家样本公司为2001年的数量。从2001年到2002年，我国上市公司独立董事数量为0的比例由71.85％锐减到2.37％，下降了69.48个百分点，2004年独立董事为0的样本公司仅有1家，占样本公司的0.07％，2003年和2005年独立董事数量为。的比率均为0。另外，独立董事为3～5人的公司数量逐年上升，独立董事人数小于2人的公司逐年下降。如果按董事会规模期望值为10，独立董事数量期望值为3来看，样本上市公司总体上达到了法规要求。
(三)两职状况描述性统计分析两职状况包括董事长和总经理两职完全分离、兼任和合一三种情况。由于兼任未起到决定性作用，而且数据难以获得，因此，本文只讨论两职完全分离和两职合一这两种情况。由(表1)可以看出，从2001～2005年，两职状况没有实质性的改变，两职完全分离的比例稳定在89％～90％左右，两职合一的比例也稳定在10％～11％左右。可见，我国董事会领导结构整体上主张两职完全分离的做法。
(四)董事会年度会议次数描述性统计分析从(图3)看，上市公司年度内董事会会议集中在8次及8次以下段，占总数的72.26％。在这个区域里，会议次数在5次以下的占总样本的27％。从会议次数的分布可以推测，董事会在公司治理上发挥作用有限。另外，从统计数据中发现，会议次数在12次以上，即年度内董事会会议频繁的公司，占总样本数的8.4％。可以推断，目前有部分上市公司在公司业绩出现波动时，寄期望频繁召开董事会解决问题，对董事会的作用持积极态度。
二、研究设计
(一)研究假设针对董事会特征与盈余管理现状，本文认为我国上市公司董事会制度还存在不完善的地方，因此，有必要对董事会特征与盈余管理关系进行实证研究。为此，提出研究假设如下：
(1)董事会年度开会次数与盈余管理通常认为经常会面的董事会更好履行其职责，使经理层依据股东利益行事，董事会应每月举行一次整日会议，并且每年应举行一次2～3日的战略磋商会议。Vafeas(1999年)研究证明在动乱期间董事会开会的次数明显增加，且董事会开会次数越多公司业绩越好，较少的会议则难以有时间深入，董事有时间讨论诸如盈余管理之类的问题，较少的会议则难以有时间深入讨论此类问题。因此，本文认为盈余管理的可能性和程度与董事会开会次数可能为负相关关系。由此本文提出：
假设1：董事会年度内开会次数的对数和盈余管理负相关
(2)董事会规模与盈余管理董事会的监督质量因董事会结构不同而有所差别。研究显示，董事会规模越小监督效率越高，这或许是因为随着董事会规模扩大，过程损失也会增加，因此，一般认为规模相对较小的董事会可能更易应对飞速变化的竞争环境，如规模较小的董事会更有可能在公司绩效不佳时撤换经理人员。董事会规模越大。相互之间的协调时间越多。但规模大的董事会在盈余管理上相对于小规模董事会具有一定优势，如大规模的董事会更易拥有广博的公司经验，更有可能拥有具备公司或财务背景的独立外部董事，因而，规模大的董事会更能够防范盈余管理。由此本文提出：
假设2：董事会的规模对数与公司盈余管理程度之间存在负相关关系
(3)独立董事比例与盈余管理由于独立董事不像内部董事直接受制于控股股东和公司经理层，因而有利于董事会对公司事务的独立判断，所以，独立董事在董事会中的人数比例与职责受到了高度的重视。我国证监会于2001年开始在上市公司和基金公司内大力推行和完善独立董事制度。根据外部独立董事相对于内部董事监督管理层的效率大小，本文假设外部独立董事比例高的公司比董事会主要由内部董事组成的公司进行盈余管理的可能性低。
假设3：独立董事在董事会中所占比例与盈余管理程度负相关
(4)董事会领导结构与盈余管理。从我国实际情况来看，国内学者大多认同董事长与总经理两职合一是阻碍董事会治理效率提高的一个重要因素，证监会也建议将总经理与董事长的两职分离作为完善公司治理结构的一项重要措施。1997年董事长和总经理兼任的比例为28.57％；2000年我国上市公司的10.5％两权完全分离，68.5％两职部分分离，即总经理担任副董事长或董事的职务，21％两权完全合一；2003年，两职兼任的公司比例下降为17％。两职分离的上市公司经营绩效显著好于两职兼任的上市公司。董事会领导权结构的变化趋势说明我国上市公司内部人控制的局面有所好转。由此本文提出：
假设4：董事长与总经理两职合一与盈余管理程度正相关
(二)样本选择与数据来源本文选择2001～2005年沪深上市公司作为研究对象。由于金融类公司具有特殊的资产负债结构与经营现金流特征，应计利润与其他类型公司存在明显差异，因此，剔除了金融类上市公司，暂停上市公司和信息披露不完全的上市公司，最后得到6208家上市公司作为研究样本。
本文样本公司财务数据以及董事会特征数据来自深圳国泰安CSmaR数据库和中国证券监督管理委员会网站的上市公司年报信息
披露。数据基本分析采用eXCeL，回归分析采用eviews5统计软件。本文因变量选择及定义如(表2)所示。
(三)盈余管理测度方法现对盈余管理测度方法说明如下：
(1)总应计利润额(tait)。tait=(净利润-经营活动现金流量净额)/ait其中：tait指第i个公司在第t年经滞后总资产调整过的总应计利润额；ait指第i个公司在第t年末的资产总额。
(2)非可控性应计利润额(nDait)。nDait=α(1/ait)+[βlt(ReVit-ReCit)/aitβ2i(Fait/ait)+β3i(iait/ait)+β4i(amait/ait)+β5i，(iBLit/ait)。
其中：nD&it为第i个公司在第t年经滞后总资产调整过的非可控性应计利润额；ait为第i个公司在第t-1年末的资产总额；ReVit，为第j个公司在第t年和t-1年间营业收入的差额；ReCit为第i个公司在第t年和t-1年间应收账款的差额；Fait为第i个公司在第t年的固定资产总额；iait,为第i个公司在第t年的无形资产和其他长期资产总额；amait为第i个公司在第t年的待摊费用和长期待摊费用总额；iBLit第i个公司在第t年和t-1年间线下项目的差额；iBL可以定义为：iBL=投资收益+补贴收入+营业外收入-营业外支出；α，β1i：β2i，β3i，β4i，β5i，分别是参数。参数由tait=α(1/ait)+[β1i(ReVit-aReCit)/ait)+β2i(Fait/ait)+β3i(iait/ait)+β4i+(amait/ait)+β5i(iBLit/ait)+εit
计算得出。残差εit代表企业对应的可控性应计利润额。
(3)可控性应计利润额(Daiit)。Dait=tait-nDait
其中：Dait为第i个公司在第t年经总资产调整过的可控性应计利润额；本文计算出的tait，Dait均取绝对值。
(四)回归模型构建本文研究的主要目的是考察我国上市公司董事会特征与盈余管理的关系，故本文将利用盈余管理与董事会特征各相关变量之间的关系，建立多元回归模型，采用普通最小二乘法(oLS)进行回归分析并进行统计检验，通过对回归系数估计值的显著性和符号的检验来识别董事会特征因素与上市公司盈余管理的关系。其中，被解释变量是衡量盈余管理程度的可按[生应计利润，解释变量和控制变量如(表3)、(表4)所示。
董事会特征各相关变量与盈余管理关系实证分析模型：
Daiit=β0+β1LntmBit+β2LnBoaSiit+β3DiRit+β4CeoDUit+β5LnSiZeit+β6Roeit+β7DeBtit+εi
其中：ε表示随机误差项，i表示公司，t代表年度。
三、实证检验及结果分析
(一)相关变量描述性分析(表5)列示了2001～2005年度董事会特征变量、控制变量与盈余管理相关变量的描述性分析结果。包括盈余管理水平、董事会年度内开会次数、董事会规模、独立董事数量、董事会领导权结构、净资产收益率、资产负债率以及企业规模。从(表5)可看出，各项变量的标准差均较大，说明各公司在各变量上存在较大差异，尤其是三个控制变量：净资产收益率、负债比例、公司规模，分别为3.409687、0.888829、0.97424，说明选其作为控制变量，消除极端差异对分析结果的影响是非常必要的。
会计监督职能的显著特征篇9
【关键词】公司治理；盈余管理；非正常性应计利润
一、引言
自20世纪80年代盈余管理研究兴起至今，国内外学者围绕着盈余管理的动因、手段、市场反应等进行过大量的研究。但是现有的盈余管理研究大多只注重分析盈余管理的动因，或是证明盈余管理行为是否存在，常常忽视了对盈余管理机会的分析。本文从公司治理的角度分析盈余管理机会，进一步探讨盈余管理理论。
二、文献回顾
现有实证研究发现公司治理监督机制对盈余管理行为具有制约作用，相关的研究文献主要集中在两个方面：股权结构和董事会特征。
warfield(1995)发现，管理层持股比例增加，会降低成本，从而减少盈余管理的可能性。Bedardetal(2001)发现，缺少非执行大股东的公司盈余管理现象较为普遍。Rajgopaletal(1998)研究发现，机构投资者持股比例越高，上市公司操控性应计利润的绝对值和正向盈余管理程度越小。
蔡吉甫（2007）以2004年1224家上市公司为样本，发现我国公司治理机制在控制上市公司盈余管理问题上并不是很有效。而曹廷求，钱先航（2008）通过我国上市公司的公司治理情况与盈余管理的实证研究，得出结论：公司治理的完善会显著降低上市公司盈余管理体制水平，这种降低主要是由于公司治理机制发挥作用的结果。谢继蕴（2009）对中国上市公司盈余管理制约因素现状进行研究，认为公司治理是制约中国上市公司盈余管理的重要因素。
三、研究设计与数据
（一）理论框架
委托理论是盈余管理产生的基础。在的过程中人往往会出现“道德风险”和“逆向选择”的问题，为了克服这两个问题，委托人必须设立一套行之有效的制衡机制约束和规范人行为，以降低成本，提高公司经营效率，最大限度地整合委托双方的利益。从经济学的角度看，公司治理可以作为解决委托问题的有效制衡机制限制盈余管理问题，最大程度的满足委托人的利益。
（二）研究假设
本文主要从公司治理的股权结构特征变量、董事会特征、监事会特征和高管激励四方面，研究公司治理各因素对盈余管理形成的影响。其中股权结构特征变量包括第一大股东持股比例、国有股比例、流通股比例、机构投资者比例。董事会特征包括：独立董事的比例、董事会的规模、董事长与总经理是否两职合一。
1、第一大股东持股比例。第一大股东持股比例非常大，他们为了自身的利益会积极主动地对经理人的行为进行监督和干预。如果第一大股东持股比例过大，可能会产生内部人控制现象，迫使经理人进行盈余操纵、盈余管理等干涉会计信息的行为。为此提出假设一：第一大股东持股比例与盈余管理程度正相关。
2、流通股比例。在我国上市公司同时存在流通股和非流通股，流通股的市场约束显然高于非流通股，因此，发行流通股的比例越高，非流通股相对越低，对公司改善治理的压力越大，盈余管理动机就越大。为此提出假设二：流通股比例与盈余管理程度负相关。
3、国有股比例。国有股，是指有权代表国家投资的部门或机构以国有资产向公司投资形成的股份。与其他投资者的不同，国有股股东的行政上的控制，往往会使得经理人慑于行政权威，干涉会计信息的行为，从而使得盈余管理程度相对较低。为此提出假设三：国有股比例与盈余管理程度负相关。
4、机构投资者比例。机构投资者是指在金融市场从事证券投资的法人机构。由于机构投资者投入资金较大，客观上要求其了解更多的有关投资公司的信息，尤其是以盈余信息为代表的会计信息，因此存在更强的经济动机来监督经理人和董事会的行为。为此提出假设四：机构投资者持股比例与盈余管理程度负相关。
5、独立董事的比例。由于独立董事相对独立于管理层的约束，不直接受制于控股股东和公司经理层，因此相对于内部董事而言，独立董事能更好地保护股东的利益，使得盈余管理程度较低。为此提出假设五：独立董事在董事会中所占比例与盈余管理程度负相关。
6、董事会的规模。较大规模的董事会可以容纳尽可能多的相关利益者的代表，董事会成员之间相互约束，有利于保护各方利益不受损害。因此，较大规模的董事会应该且能更有效地控制盈余管理现象；小规模的董事会成员更有可能被控股股东所控制。假设六：董事会规模与盈余管理程度负相关。
7、监事会的规模。监事会也是公司治理结构中的重要组成部分，公司法赋予了监事会监督董事会和经理人的权利。如果监事会人数较少，不仅很难保证监事监督职能的发挥，而且容易受董事会、经理人的控制。为此提出假设七：监事会规模与盈余管理程度负相关。
8、高管激励。这里的高管主要是指董事、监事、总经理等。薪酬的高低会影响到高管的行为方式，可以降低高管的机会主义行为动机，从而减少了干涉会计盈余等其他会计信息的行为，有利于盈余质量的提高。为此提出假设八：高管激励与盈余管理程度负相关。
9、董事长与总经理是否两职合一。董事长与总经理职务的分离反映了公司董事会独立性的要求。董事长和总经理两职合一导致监督约束机制缺失，容易导致公司发生盈余管理。为此提出假设九：董事长与总经理两职合一时，盈余管理程度较高。
（三）样本选择
本文的研究对象是2008－2009年期间，我国西北五省全部a股上市公司的数据。由于金融行业的特殊性，因此剔除金融类公司。上市公司在首次公开发行股票前通过盈余管理调高利润，在股票发行后，冲回调高的利润，导致当期利润下滑，所以也剔除当年新上市的公司。根据以上标准，最终共选取187个研究样本。研究所需数据是从CSmaR数据库和巨潮资讯网中收集和加工而成的。
（四）盈余管理程度的度量
本文采用Jones模型和修正的Jones模型计算非正常性应计利润。具体推算过程如下：
首先，利用以下回归方程估计参数。
ta/a=a1(1/a)+a2(ΔReV/a)+a3(ppe/a)+ε
其中，ta是公司当期的总应计利润；a为年末资产总额；ΔReV为当期主营业务收入的差额；ppe是期末的固定资产原值；ε为残差项。
其次，根据估计值求出正常性应计利润。模型为：
nDa/a=a1(1/a)+a2［(ΔReV-ΔReC)/a］+a3(ppe/a)+ε
其中，ΔReC为当期应收账款的差额。a1、a2、a3为上式的估计值。
最后，当期的总应计利润/年末资产总额减去正常性应计利润率，得到非正常性应计利润率（Da），即Da=ta/a-nDa/a。非正常性应计利润率越高表明盈余管理程度越高。
（五）研究模型与变量定义
本文利用如下回归模型验证所提出的假设：
Da=a1*X1+a2*X2+a3*X3+a4*X5+a5*X5+a6*X6+a7*X7+a8*X8+a9*X9+a10*lev+a11*lnsize+a12*q+a13*year+ε
1、因变量。以非正常性应计利润率的绝对值(aBSDa)为因变量来衡量盈余管理程度。
2、自变量。自变量从股权结构特征、董事会特征、监事会特征以及高层管理层激励四个方面综合考虑公司治理结构。X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7、X8、X9分别为第一大股东持股比例、流通股比例、国有股持股比例、机构投资者持股比例、独立董事在董事会中的比例、董事会规模、监事会规模、高管薪酬以及董事长与总经理二职是否合1，合一则为1，不合则为0。
3、控制变量。本文选取企业规模（size）、资产负债率（lev）和托宾Q控制企业规模、债务承担以及公司成长性差异。企业规模是公司总资产的对数;资产负债率是公司负债与总资产的比例;而托宾Q是公司市场价值对其资产重置成本的比率。
4、虚拟变量。year为年度虚拟变量。如果是2008年为1，否则为0。控制宏观经济对盈余管理的影响。
四、实证过程与结果
（一）描述性统计
样本表1中代表盈余管理程度的非正常性应计利润的绝对值(aBSDa)的中间值与平均值各为1.38e+08和3.80e+08，反映下调利润的企业多于上调利润的企业。
（二）回归分析
表2结果显示，调整后的R2为0.4823，模型具有较好的解释力度；F的p值为0.0000，这表明回归模型在5%的水平上总体有效。从变量的回归结果来看，仅有第一大股东持股比例的回归系数显著，与假设一相符合。而其他变量在5%水平上均不显著。第一大股东持股比例与盈余管理程度正相关，即大股东所持比例越大，盈余管理程度越高。其他的变量没有通过检验，说明西北地区资本市场不成熟，法律监管机制不健全，导致股权高度集中，公司治理机制都没有发挥应有的作用。
五、结论与建议
公司治理是制约中国上市公司盈余管理的重要因素(谢继蕴，2009)。建立健全公司治理结构才能保证内部控制有效，才能保证不同层次会计控制目标的一致性，从而提供高质量的会计信息，减少盈余操纵，促进科学决策和效率经营；而只有从源头实施会计控制，提高会计信息质量，缓解会计信息的不对称，达到各利益主体之间关系的协调与制衡，才能维护各利益主体的正当权益，最终实现公司价值最大化。
本文通过西北地区的经验研究发现第一大股东持股比例与盈余管理程度显著正相关，而其他的一些公司治理的因素并没有通过检验。这可能是由于样本公司仅局限于西北地区上市公司。但是研究结果一定程度上反映了西北地区上市公司治理结构存在着一些问题，现针对出现的问题提出部分建议：一是，积极调整股权结构，发挥除大股东外的其他投资者的作用。二是，加强内部监督机构的独立性，完善内部监督机制。三是，优化内部监督资源，提高监督效率。最后，建立有效的高管激励机制，实现人力资源的优化配置。
参考文献：
[1]夏云峰,温佐望.基于上市公司治理结构的盈余管理分析[J].当代财经,2006(03).
[2]张逸杰,王艳.上市公司董事会特征和盈余管理关系的实证研究[J].管理评论,2006(3).
[3]蔡吉甫.会计盈余管理与公司治理[J].当代财经,2007(06).
[4]王虹,毛道维,李恒.公司治理对盈余管理影响的实证研究[J].四川大学学报,2009,165.
[5]谢继蕴.中国上市公司盈余管理制约因素的研究现状[J].中国管理信息化,2009(09).
会计监督职能的显著特征篇10
【关键词】内部审计性别财务重述
一、引言
内部审计作为公司治理的四大“基本主体”之一，其存在的必要性体现在监督和评价受托责任的履行和贯彻上。结合实务来看，内部审计与其他治理主体协同发挥作用，内部审计部门与审计委员会共同对董事会负责，确保管理层的报告质量是内部审计基本职能的体现；管理层自身也需要内部审计向董事会、股东鉴证和支持其受托责任的良好履行，财务报告的输出即其解释的内容之一；法律法规也鼓励外部审计可在一定程度上引用内部审计的成果或结论。因此，内部审计将直接影响企业的财务报告质量和企业财报重述的可能性。
随着《中小企业板块上市公司特别规定》、《中小企业板投资者权益保护指引》的颁布，中小板公司内部审计制度逐步规范化。本文将利用2008～2013年中小板公司的数据，试图探究内审负责人的性别特征对财务重述的影响，以期为完善公司治理提供经验支持。
二、文献综述
（一）内部审计文献回顾
以内部审计为整体，学术界对于内部审计是否能够改善公司治理效果进行了研究。张巧良和陈俊（2006）认为内部审计可以评价公司内部控制、帮助企业识别潜在风险，提出应对措施和改进建议，提升效率和公司价值。耿建新、续芹等（2006）研究表明ipo公司单独设立内部审计机构能获得更好的治理效果。更进一步，学者们把视线聚焦于内部审计的独立性、内审人员特征等方面。程新生等（2005）研究发现规模越大的上市公司内部审计部门的所属层次越高，但并没有发现内部审计的独立性会显著影响并促进企业绩效的提升。王兵等（2014）研究发现当操纵性应计利润为正时，内部审计负责人的年龄越大、学历越高，公司的盈余质量越高，其他特征与盈余质量的关系没有得到验证。
（二）财务重述文献回顾
国内外学者的研究主要围绕财务重述的发生动机、影响因素和经济后果三个方面展开。动机方面，曹强（2010）认为内部控制缺陷是上市公司发生财务重述的最主要原因，其他原因有管理层的盈余操纵、会计准则的模糊性和经营业务的复杂性。财务重述的影响因素分为财务特征和治理特征两类。张为国等（2004）发现当本期利润较往期出现降低、资产负债率高、公司规模小或者出现亏损时，企业错误将盈余高报的可能性越大。杨忠莲等（2006）研究表明当上市公司设立审计委员会、或独立董事的兼职数越少、或董事长总经理两职分离时，财务重述的可能性越小。对于财务重述的经济后果，魏志华等（2009）发现重述公告具有微弱的负面市场反应，具体如何则因重述公告影响投资者对公司价值判断的严重程度而异。
三、假设提出及实证研究
大量心理学、行为经济学等领域的研究表明男性女性之间在决策过程、风险偏好、独立性等方面存在显著差异。首先，在信息接受上，女性更具有宽泛性，全面处理信息的能力更高。因此，在需要处理和整合大量数据和文字信息的审计环境中，当内部审计负责人为女性时，进行审计决策时会有比男性更好的表现。再者，女性有更高的风险厌恶程度，这种内生的风险厌恶性将促使她们选择更加可靠充足的证据来降低审计风险，尽可能准确的地完成每一项测试分析，为内部控制自我评价报告的意见提供更有力的监督。此外，许多研究结果表明女性有着更强的自身道德约束。女性内审负责人能够保持更高的独立性，恰当、公允地监督管理层和各职能部门，综上提出如下假设：
H：当内部审计负责人为女性时，内部审计水平越高，企业财务重述的可能性越小。
本文以2008～2013年中小板上市公司为被选样本，手动检索内审责人的简历和重述公告，剔除信息不完整的样本，共得到1462个样本，其他数据来自CCeR数据库。当企业发生财务重述时，被解释变量取1，反之为0。当内审负责人性别为女时，Sex取1，否则为0。控制变量方面，本文选取公司规模Size、财务杠杆Lev、净资产收益率Roe和每股现金流Cash等财务指标，选取独立董事平均津贴Salind、董事会规模Board、两职合一Dual、监事会开会次数Sup和股权集中度Herf等治理指标。建立如下模型：
Restate=α0+α1Sex+α2Size+α3Lev+α4Roe+α5Cash+α6Salind+α7Board+α8Dual+α9Sup+α10Herf+Year+industry+ε.
经统计，全样本中有69例发生财务重述，占比4.72%，可见中小板市场整体财务报告质量较高，重述情形并不多。性别Sex的均值为0.4501，表明样本女性内审负责人的比例为45.01%。单变量分析结果初步表明，内部审计负责人性别与财务重述负相关。此外，解释变量与其他控制变量之间相关系数的绝对值最大为0.386，均小于0.4，表明各变量之间不存在严重的共线性问题。
进一步地，回归结果表明，内部审计负责人的性别在5%的水平上与财务重述显著负相关，假设得到验证。除监事会开会次数Sup变量外，其他控制变量回归系数符号均符合预期。当公司的每股现金流越高、独董平均津贴越高、董事长和总经理两职分离、监事会开会次数降低时，能在5%的水平上显著提高财务报告质量，减少企业重述报表（限于篇幅，相关系数矩阵和回归表格未列示）。
四、结论
本文的创新之处在于从财务重述切入，以新的视角检验了内部审计对财报质量的影响。研究发现当内部审计负责人为女性时，能够在5%显著性水平上减少企业出现财务重述行为的可能。此外，由于重述公告的类型多种多样，未来可以根据财务重述的类型细分样本研究。
参考文献
[1]耿建新，续琴，李跃然.2006.内审部门设立的动机及其效果研究――来自中国沪市的研究证据.审计研究（1）：53-60.
[2]程新生，孙立军，耿t雯.2007.企业内部审计制度改进了财务控制效果吗？――来自中国上市公司的证据.当代财经（2）：118-122.