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西南大學 碩士學位論文 上市公司治理結構對審計質量的影響研究 姓名：秦騰 申請學位級別：碩士 專業(yè)：會計學 指導教師：張孝友 20120601

摘硬

上市公司治理結構對審計質量的影響研究
會計學專業(yè)碩士研究生秦騰
指導教師

張孝友教授

摘

要

公司治理是股東、債權人、職工、經營者等利益相關者之間關于組織安排、控制機制、 利益分配的所有法律、機構、文化、契約的制度性安排。其根本目的在丁通過一種制度性安 排來保證現(xiàn)代公司因兩權分離而產生的委托代理關系的正常發(fā)展，從而使公司本身的自由與 保障公司關系人的利益之間協(xié)調發(fā)展。審計：Ｌ作作為公司外部監(jiān)管體系的重要組成部分，審 計質量的高低直接關系著公司財務報告的可信度和可靠度，進而直接影響到資本市場的投資 者利益保護程度�，F(xiàn)實中，我國上市公司治理結構缺少相應的制衡措施，使得公司高級管理 層可以輕而易舉的進行盈余管理，進而影響到注冊會計師的審計：Ｉ：作。在這種情況下，審計 質量很可能受到公司治理結構的影響，因此上市公司治理結構對審計質量有著重要影響，本 文試圖對上市公司治理結構與審計質量關系進行規(guī)范和實證研究。 公司治理結構包括內部治理機制和外部治理機制，它們都對審計質量產生重要影響，而 本文主要關注以股權結構、董事會特征及監(jiān)事會特征為內容的內部治理機制，因為內部治理 機制比外部治理機制對審計質量有更加明顯的作用，也是我們完善我國公司治理結構的主要 著手點，因此本文主要從股權結構、董事會特征和監(jiān)事會特征方面考慮對審計質量的影響。 由于審計質量具有不可觀察性，其衡量指標目前國內外還沒有公認標準，主要代表性指 標有：事務所規(guī)模、審計費｜Ｈｊ、審計意見和盈余管理等等，本文則采ＨＪ盈余管理作為審計質 量的替代指標，主要原岡在于其他指標士要是從外部即事務所方面米衡簧，盈余管理主要是 從上市公司本身來衡量的，如果一家上市公司治理結構完善，公司經營管理層會受劍其他股 東和董事的監(jiān)督制約，其可以操控的廊計項目會很少，財務報表的可信度也更高，審計質城 也相應會高，因此本文采刖盈余管理替代審計質域。 本文實證用盈余管理替代審計質鼙，盈余管理川截面修止的Ｊｏｎｅｓ模型�？梢缘蒙娇刹� 控的麻計項目米計算得山盈余管理，井選�。玻埃埃浮玻埃欤夏辏凉缮鲜泄咀鳛闃颖�，再對樣本 進行篩選和處理后，通過建立Ｌｏｇｉｓｔｉｃ同門，對上市公司治理結構與審計質討天系實證研究。 主要得到了以下研究結論：在股權結構中，第一人股爾的持股比例和赫芬達爾ｌＯ指數(shù)對審計 質鮭的影響顯著；在董事會特征中。獨立董事和高管薪酬對審計質域影響更顯并：在監(jiān)事會

兩南大學碩ｆｊ學位論文

特征中，監(jiān)事會規(guī)模相對職工監(jiān)事所占的比例和監(jiān)事會會議次數(shù)對審計質量有更明顯的影響。 文章最后提出了完善公司治理結構和提高審計質量的政策建議及本研究尚存的不足之處。

關鍵詞：股權結構董事會特征監(jiān)事會特征盈余管理審計質量

３

＾ｈｓｔｒａｃｔ

Ｓｔｕｄｙ Ｏｎ Ｌｉｓｔｅｄ Ｃｏｍｐａｎｙ ＧｏＶｅｒｎａｎｃｅ Ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ａｎｄ ｉｔｓ ｉｎｎｕｅｎｃｅ
Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ ｏｎ

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Ａｂｓｔｒａｃｔ
ＯＤｒｐｏｍｔｅ ｇｏＶｅｍａｎｃｅ ｉｓ ｓｈａ陀ｈｏｌｄｅｒ，ｃ陀ｄｉｔｏｆ，ｗｏｒｋｅｒ，ｏｐｅｒａｔｏ墻，ｅｔｃ ｂｅｔｗｅｅｎ ｓｔａｋｅｈｏｌｄｅ鵂ｏｎ ｏｒｇａｎｉｚａｔｉｏｎ ａ盯ａｎｇｅｍｅｎｔ，ｔｈｅ∞ｎｔｒｏｌ ｍｅｃｈａｎｉｓｍ，ｔｈｅ ｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ ｏｆ ｉｎｌｅｒｅｓｔＳ Ｏｆ ａＵ Ｉａｗｓ ａｎｄ ｉｎｓｔｉｔｕｔｉｏｎｓ，ｃｕｌｔｕ佗，ｉＩｌｓｔｉｔｕｔｉｏｎａｌ ｅｎｓｕ聆ｔｈａｔ

ａｍｎｇｅｍｅｎｔｓ

ｏｆ ｔｈｅ ｃｏｎｔｎｃｔ．１ｔｓ ｂａｓｉｃ

ｏｂｊｅｃｔｉＶｅ ｉｓ，ｂｙ

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ｔｈｅ ｍｏｄｅｍ ｃｏｍｐａｎｙ ａ盯ａｎｇｅｄ ｆｏｒ沁，０∞ｐａｍｔｃ丘ｏｍ ｔｈｅ ｒｉｇｈｔ ａｎｄ ｔｈｅ

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ｄｅＶｅｌｏｐｍｅｎｔ Ｏｆ ｔｈｅ ｐｒｉｎｃｉｐａｌ—ａｇｅｎｔ陀ｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ，ｍａｋｅ ｔｈｅ ｃｏｍｐａｎｙ ｉｔ∞ｌｆ ｆｋｅｄｏｍ柚ｄ∞ｃｕｒｉｔｙ ｃｏｍｐａｎｙ ｉｎ ｔｈｅ

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ｔｈｅ ｐａｒｔｉｅｓ柚ｄ ｐａｒｔｉｅｓ．Ａｕｄｉｔ

、Ⅳｏｒｋ舔ａ ｃｏｍｐａｎｙ ａｎｄ ｅｘＩｅｍａｌ ｓｕｐｅｒｖｉｓｉｏｎ ｓｙｓｔｅｍ ｉｓ ｔｈｅ ｉｍｐｏｎａｎｔ∞ｍｐｏｎｅｎｔ ｏｆ ａｕｄｉｔ ｑｕａｌｉｔｙ ｄｉ他ｃｔｌｙ他ｌａＩｉｏｎｓｈｉｐ ｗｉｔｈ ｔｈｅ ｃ他ｄｉｂｉｌｉｃｙ ｏｆ Ｉｈｅ ｆｉｎａｎｃｉａｌ化ｐｏｎ ａｎｄ ｒｅｌｉａｂｉｌｉｔｙ，ｗｈｉｃｈ ｄｉｒｅｃｔｌｙ

ａ虢ｃｔ

ｌｈｃ ｃａｐｉｔａｌ ｍａｒｋｃｌ ｉｎＶｅｓｔｏ瑙ｂｅｎｅｆｉｔ ｐｍｌｃｃｔｉｏｎ ｄｃ伊∞．ｈ聆ａｌｉｔｙ，ｔｈｅ ｇＯｖｃｍａｎｃｅ ｓｔｍｃｔｕ他０ｆ ｔｈｅ

ｌｉｓＩｅｄ∞ｍｐａｎｉｅｓ ｉｎ Ｃｈｉｎａ ｉｓ ｓｈｏｎ ｏｆｔｈｅ ｃｏ盯ｅｓｐｏｎｄｉｎｇ ｍｅａｓｕ陀ｓ

ｔ０

ｃｈｅｃＩ【，ｍａｋｅ ｔｈｅ ｃｏｍｐａｎｙ∞ｎｉｏｒ

ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ∞ｎ ｅａｓｉｌｙ ｂｙ ｅａｍｉｎｇｓ ｍａｍｇｅｒ鵬ｎｔ，ａｎｄ ｆｕｎｈｅ珊。他ｉｎｎｕｅｎ∞ｔｈｅ∞ｎｉｆｉｅｄ ｐｕｂｌｉｃ
ａｃｃｏｕｎｔａｎｔ

ｉｓ ｔｈｅ ａｕｄｉｔ ｗｏｒｋ．１ｎ ｔｌｌｉｓ ｃａ辯，ｔｈｅ ａｕｄｉｔ ｑｕａｌｉｔｙ ａ陀ｌｉｌ【ｅｌｙ

ｔｏ

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ｏｆ ｔｈｅ ｃｏｒｐｏｒａｔｅ ｇｏＶｅｍａｎｃｅ ｓｔｍｃｔｕ佗，ｓＯ ｔｈｅ ｌｉｓｔｅｄ ｃｏｍｐａｎｙ ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ

ｓｔｍｃｔｕ他ｈ弱柚ｉｍｐＯｒｔａｎｔ

ｉｎｎｕｅｎ∞ｏｎ ａｕｄｉｔ ｑｕａｌｉｔｙ，ｔｌＩｉｓ ａｎｉｃｌｃ ａｔｔｃｍｐｔｓ ｔｏ ｔｌｌｅ ｌｉｓｔｅｄ∞ｍｐａｎｙ ｇｏＶｅｍａｎ∞ｓｔｍｃｔｕ他ａｎｄ ａｕｄｉｔ ｑｕａｌｉｔｙ他ｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ Ｉｈｒｏｕｇｌｌ ｔｈｅ ｓｔａｎｄａｒｄ柚ｄ ｅｍｐｉｒｉｃａｌ他∞ａｒｃｈ． Ｔｈｅ ｓｔｒｕｃｔｕ佗ｏｆ ｃｏｍｐａｎｙ ｔｒｅａｔｍｅｎｔ ｉｎｃｌｕｄｉｎｇ ｉｎｔｅｍａｌ ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ ｍｅｃｈａｎｉｓｍ柚ｄ ｅｘｔｅｍａｌ ｇｏＶｅｍａｎｃｅ ｍｅｃｈａｎｉｓｍ，ｔｈｅｙ ａｌｌ ｈａＶｅ
ａｎ

ｉｍｐｏｎａｎｔ ｉｍｐａｃｔ

ｏｎ

ｔｈｅ ｑｕａｌｉｔｙ ｏｆ ａｕｄｉｔ，ｔｈｉｓ ｐａｐｅｒ ｍａｉｎｌｙ

ｃｏｎｃｅｍ ｗｉｔｈ ｅｑｕｉｔｙ ｓｔｒｕｃｔｕ佗，ｔｈｅ ｂｏａｒｄ ｏｆ ｄｉ托ｃｔｏ體ａｎｄ ｔｈｅ ｂｏ缸ｄ ０ｆ ｓｕｐｃｎｒｉｓ０璐ｆｏｒ ｃｏｎＩｅｎｔ ｃｈａｒａｃｔｃｒｉｓｔｉｃ ｆｃａｔｕ陀ｓ ｏｆ Ｉｈｅ ｉｎｌｅｍａｌ ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ ｍｅｃｈａｎｉｓｍ，ｂｃｃａｕ辯ｔｈｅ ｉｎＩｅｍａｌ ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ ｍｅｃｈａｎｉｓｍ ｏｆ ｅｘｔｅｍａｌ ｍａｎａｇｃｍｅｎｔ ｍｅｃｈａｎｉｓｍ ｉｍｐｒｏＶｅ
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ａｕｄｉｔ ｔｈａｎ

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ｍｏｍ ｏｂＶｉｏｕｓ ｅｆ�。嫔悖�

ｑｕａｌｉｔｙ，ａｌ∞啪

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ｇｏＶｅｍａｎｃｅ ｓｔｍｃｔｕ豫ｔｏ ｔｈｅ ｍａｉｎ ｐｏｉｎｔ，∞ｔｈｉｓ ｐａｐｅｒ ｍａｉｎｌｙ ｆ｜０ｍ ｔｈｅ ０ｖ哪ｅ璉ｈｉｐ
ｔｏ

ｓｔｌｌｌｃｔｕ旭，ｌｈｅ ｂｏａｒｄ ｏｆ ｄｉｒｅｃｔｏ璐ａｎｄ ｔｈｅ ｂｏａｒｄ ｏｆ ｓｕｐｅⅣｉ∞璐ｆｅａｔｕ他ｓ ｔｈｅ ｉｎｎｕｅｎｃｅ ｌｈｅ ｑｕａｌｉｔｙ ｏｆ ａｕｄｉｔ．

ｃｏｎｓｉｄｅｒ ｃｈａｒａｃｔｅｒｉＳｔｉｃｓ ｏｆ

Ｓｉｎｃｅ ａｕｄｉＩ ｑｕａｌｉｔｙ ｉｓ ｎｏｔ ｏｂｓｅⅣａ“ｏｎａｌ，ｔｌｌｃ ｍｅａｓｕ陀ｉｎｄｃｘ ａｔ ｈｏｍｃ ａｎｄ ａｂｒｏａｄ ａｎｄ ｈａｖｅ ｎｏｔ ａｃｃｅｐＣｅｄ ｓｔａｎｄａｒｄｓ，ｍａｉｎ他ｐ他ｓｅｎｔａｔｉＶｅ

ｉｎｄｉｃａｔｏ硌ａ化：ｆｉ加∞ａｌｅ，ｔｈｅ ａｕｄｉｌ慨，ｔｈｅ ａｕｄｉｔ叩ｉｎｉｏｎ ａｎｄ
ｓｕｒｐｌｕｓ
ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ弱ｔｈｅ ａｕｄｉｔ ｑｕａｌｉｔｙ，

ｅａｍｉｎｇｓ ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ，ａｎｄ∞ｏｎ，ｔｈｉｓ ｐａｐｅｒ ｕｓｅｄ ｔｈｃ

ｉｎｓｌｅａｄ ｏｆ ｔｈｃ ｉｎｄｅｘ，ｔｈｅ ｍａｉｎ他ａｓｏｎ ｉｓ ｔｈａＩ ｏｌｈｅｒ ｉｎｄｅｘ ｉｓ ｍａｉｎｌｙ ｆ如ｍ ｅｘｔｅｍａｌ ｎａｍｅｌｙ
ｔｏ ｍｅａｓｕ佗，ｅａｍｉｎｇｓ ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ ｍａｉｎｌｙ ｆｒｏｍ

ｆｉｍ
ａ

ａｓｐｅｃｔｓ

ｔｈｅ ｌｉｓｔｅｄ ｃｏｍｐａｎｙ ｉＩｓｅＩｆ Ｉｏ ｍｅａｓｕｒｅ，ｉｆ

ｐｕｂｌｉｃ

ｃｏｍｐａｎｙ ９０Ｖｅｍａｎｃｅ，ｔｈｅ ｃｏｍｐａｎｙ ｏｐｅｒａＩｉｎｇ ｍａｎａｇｅｍｅｎｌ ｗｉｌｌ ｂｅ ａｆｆｅｃｔｅｄ ｂｙ ｏｔｈｅｒ ｓｈａｒｅｈｏｌｄｅ璐 ａｎｄ ｄｉ陀ｃｔｏ糟ｏｆ ｓｕｐｅｒｖｉｓｉｏｎ ａｎｄ ｒｅｓｔｒｉｃＩｉｏｎ，ｗｈｉｃｈ ｃｒｅｄｉｂｉｌｉｔｙ ｏｆ ｔｈｅ ｆｉｎａｎｃｉａｌ ｓｔａｔｅｍｅｎｔｓ
ａｒｃ ｃａｎ

ｃｏｎＩｍｌ ｗｉｌｌ ｂｅ ｖｅｒｙ ｆｅｗ ａｃｃｒｕｅｄ ｉｌｅｍｓ，ｔｈｅ

ｈｊｇｈｅｒ，ｔｈｅ ａｕｄｉｌ ｑｕａｌｉｔｙ ａｎｄ ｔｈｅ ｃｏｎ．ｅｓｐｏｎｄｉｎｇ ｃ柚ｂｅ ｈｉｇｈ，

１７ｑ雨人學碩Ｉｊ學１童論艾
Ｓ０

ｉｎ ｔｈｉｓ ａｎｉｃｌｅ，ｔｈｅ ｓｕｒｐｌｕｓ ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ ａｌｔｅｌｍａｔｉＶｅ ａｕｄｉｔ ｑｕａｌｉｔｙ．

Ｔｈｉｓ ｐａｐｅｒ ｗｉＩｈ Ｉｈｅ ａｌｌｅｍａｔｉＶｅ ｏｆ ｅａｍｉＩｌｇＳ ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ ａｕｄｉｔ ｑｕａｌｉｔｙ ａｎｄ ｅａｍｉｎｇｓ ｍａｎａｇｅｍｅｎｌ ｓｅｃｔｉｏｎ ｏｆ ｔｈｅ ｍｏｄｉｆｉｅｄ ｍｏｄｅｌ ｗｉｔｌｌ Ｊｏｎｅｓ，、Ⅳｅ
ｃａｎ

ｄｒａｗ ｔｈｅ ｃｏｎｔｒｏｌｌａｂｌｅ ａｃｃｎｌｅｄ ｉｔｅｍｓ ｃａｌｃｕｌａＩｅｄ ｔｏ

ｅａｍｉｎｇｓ ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ，ａｎｄ∞ｌｅｃｔ ２００８－２０１０ ａ－ｓｈａｒｅ ｌｉｓｔｅｄ ｃｏｍｐａｎｉｅｓ弱Ａ

ｓ鋤ｐｌｅ，ｔｈｅ

ｓａｍｐｌｅ

ｔｏ

ｓｃｒｅｅｎｉｎｇ蛆ｄ ｔｒｅａｔｍｅｎｔ，ｂｙ ｂｕｉｌｄｉｎｇ Ｌ０９ｉＳｔｉｃ ｆｅｇｒｅｓｓｉｏｎ，ｔｏ ｔｈｅ ｌｉｓｔｅｄ ｃｏｍｐａｎｙ ｇｏｖｅｍａｎｃｅ ｓｔｍｃｔｕ他 鋤ｄ ａｕｄｉｔ ｑｕａｌｉｔ），他ｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ ｅｍｐｉｒｉｃａｌ ｒｅ鴕ａｒｃｈ．Ｇｅｔ Ｉｈｅ ｆｏｌｌｏｗｉｎｇ ｍａｉｎ
ｅｑｕｉｔｙ ｓｌｎｌｃｔｕ陀，ｔｈｅ ｆｉｒＳｔ ｂｉｇ ｓｈａｒｃｈｏｌｄｅ心ｅｑｕｉｔｙ ｐｅｒｃｅｎｔａｇｅ ａｎｄ ＨＦ １０ ｑｕａｌｉＩｙ ｉｎｄｅｘ ｓｉｇｌｌｉｆｉｃａｎｔｌｙ；Ｉｎ ｔｈｅ ｂｏａｒｄ ｏｆ ｅｘｅｃｕｔｉｖｅ ｐａｙ ｍｏｒｅ ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔ ｉｎｆｌｕｅｎｃｅ
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ｒｅｓｅａｒｃｈ ｃｏｎｃｌｕｓｉｏｎ：ｉｎ

ｔｈｅ ｉｎｎｕｅｎｃｅ ｏｆ ｔｈｅ ａｕｄｉｔ

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ｆｅａｔｕｒｅｓ，ｔｈｅ ｉｎｄｅｐｅｎｄｅｎｔ ｄｉｒｅｃｔｏｒｓ ａｎｄ

ａｕｄｉｔ ｑｕａｌｉｔｙ；Ｉｌｌ ｔｈｅ ｂｏａｒｄ ｏｆ ｓｕｐｅｒｖｉＳｏ惜ｉｎ ｌｈｅ

ｃｈａｍｃｔｅｒｉｓＩｉｃｓ，ｔｈｅ ｂｏａｒｄ ｏｆ ｓｕｐｅⅣｉｓｏｒＳ ｓｃａｌｅ ｒｅｌａｔｉＶｅｌｙ、ｖｏｒｋｅｒ ｓｕｐｅｒｖｉｓｏ璉ｏｆ ｐｒｏｐｏｒｔｉｏｎ ｏｆ強ｄ ｍｅｅｔｉｎｇｓ ｏｆ ｔｈｅ ｂｏａｒｄ ｏｆ ｓｕｐｅｒｖｉｓｏ巧ｏｆ ｐｒｅ∞ｎｔｓ ｔｈｅ ｐｅｒｆｅｃＩ
ａ

ｎｕｍｂｅｆ ｏｆ ａｕｄｉｔ ｑｕａｌｉｔｙ ｍｏｒｅ ａｐｐａ陀ｎｔ ｅｆｆｅｃＩ．Ｆｉｎａｌｌｙ陀

ｔｈｅ∞驢ｒａｔｅ

ｇｏＶｅｍａｎｃｅ ｓｔｍｃｔｕｒｅ ａｎｄ ｉｍｐｒ０Ｖｅ ｔｈｅ ａｕｄｉｔｉｎｇ ｑｕａｌｉｔｙ ｐｏｌｉｃｙ

Ｓｕｇｇｅｓｔｉｏｎｓ ａｎｄ Ｃｈｅ ｓｔｕｄｙ ｏｆ ｆｅｍａｉｎｉｎｇ ｄｅｆｉｃｉｅｎｃｉｅｓ．

Ｋｅｙ Ｗｂｒｄｓ：ＯｗｎｅｒＳｈｉｐ

ｓｔｍｃｔｌｌ心

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Ｄｉｎｃｔｏ璐Ｃｈａ鞠ｃｔｅ—ｓｔｉｃｓ
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ｓｕｐｅｎ，ｉｓｏ璐Ｃｈａ鞠ｃｔｅｒｉｓｔｉｃｓ

Ｅａｍｉｎｇ Ｍａ朐ｇｅｍｅｎｔ

Ｑｕａｌｉｔｙ

第１章緒論

第１章緒論
本章主要介紹本文選題的背景、研究意義、研究思路以及研究方法。

１．１選題背景及研究意義
１．１．１選題背景 近年來，隨著改革開放進程的不斷深入，中國的社會主義市場經濟體系逐步 完善，我國的資本市場也呈現(xiàn)出欣欣繁榮的態(tài)勢。并在資本基礎性制度建設、新 股發(fā)行制度改革、上市公司的數(shù)量和質量方面以及資本市場結構等都取得了舉世 矚目的成就。伴隨著中國的和平崛起，無論國內國外的經濟學家還是企業(yè)家，中 國已經是一個名副其實的資本大國。ｊ下如２００７年１０月５同英國《金融時報》刊文所 評價的那樣“一個資本大國正在崛起�！� 正是在這一時代背景下，越來越多的公司進行上市，然而，自我國滬深兩市 成立之后，上市公司會計丑聞就層出不窮。比較早的有１９９２—１９９３年發(fā)生的深圳原 野、海南中水國際和長城機電三個案件，導致為其出具驗資和審計報告的事務所 因此關閉，此三家公司被戲稱為“老三案”；此外，還有“新三案＂，是指１９９７ 一１９９８年爆發(fā)的瓊明源、紅光實業(yè)和東方鍋爐三家上市公司造假案。進入新世紀 以來，上市公司造假案也開始浮出水面，比如２０００年黎明股份、猴王股份、鄭百 文案件；２００卜２００５年的麥科特舞弊案、三九醫(yī)藥案、德隆、格林柯樂等，尤其是 “銀廣夏事件”將財務報告丑聞推到高潮。而每一次會計舞弊的背后，都讓人心痛 不已，廣大股民和監(jiān)管機構不斷反思，到底是哪里出了問題呢？Ｊ下所謂仁者見仁 智者見智，面對這一現(xiàn)象眾說紛紜，面對這么多的審計失敗的案例，除了當前我 國的法律制度還不是很健全、社會主義市場經濟體系還快有完全建立、廣大股東 對公司的參與度還不夠，會計師事務所所受經濟利益誘惑等等，究其根本還是公 司治理問題，根本原因都擺脫不了公司治理失效和審計質量低下方面的問題。 １．１．２研究意義 根據(jù)資本市場有效性理論，如果上市公司財務報告出現(xiàn)舞弊等造假行為，投 資者可能選擇用腳投票轉讓手中股票，為避免帶來不必要的損失以及保證財務報

告的真實公允，各國投資者相繼引入了獨立的第三方——外部審計師對財務報告
進行鑒證。通過對管理層提供的財務報告信息審計，從而出具審計報告提高財務 信息的可信度和公允度。一旦會計師事務所提供審計報告，就會存在審計質量的

兩南大學碩ｆ‘學位論文

問題，其質量高低究竟怎么衡量以及受那些因素的影響，和公司治理結構有何關 系等等。 公司治理結構和審計質量密不可分，其都源于委托代理關系，都要對公司的 委托人即全體股東負責�？偟膩碚f，公司治理結構可以區(qū)分為公司內部治理結構，

比如股東、董事會監(jiān)事會、經理層等：公司外部治理結構，比如公司外部的法律
環(huán)境、公司的所處經營環(huán)境、國家宏觀調控等等。管理層編制財務報告的行為不 僅僅受到公司內部治理結構的制約，同時也受制于管理層和注冊會計師之間博弈 的影響。其博弈結果，一方面取決于對公司經營管理層和注冊會計師師之間法律

法規(guī)規(guī)定——公司外部治理結構范疇，另一方面又取決于公司內部治理結構如何
化解公司經營管理層和注冊會計師之間的矛盾，從而提供一個有利于注冊會計師 保持審計獨立性的職業(yè)環(huán)境，比如，審計委員會能否實現(xiàn)其減少外部審計師受到 管理層壓力的功能。因此，公司內外治理結構的設置和運行狀況將極大地影響審 計質量的高低。 審計工作的主要作用為上市公司披露的信息的真實性提供監(jiān)督、評價和鑒證， 進而引導著證券市場資源的合理配置和公司治理結構的完善。作為公司治理結構

中的外部機制——審計，其是一個由多層次審計、不同審計主體體系構成的審計
制度安排。本文著重討論上市公司治理結構對審計質量的影響。審計工作是隨著 經濟發(fā)展以及委托代理關系的出現(xiàn)而產生的，是市場經濟的重要組成部分，它擔 負著過濾虛假會計信息和確保高質量會計信息的責任，一個完善的上市公司治理 結構離不開高水平的審計質量，同時它又為公司治理結構發(fā)揮作用提供有利條件。 上市公司堇事會作為聯(lián)結股東與經理層的紐帶，是公司治理結構的重要組成部分， 承擔著對公司經營管理層的業(yè)績監(jiān)督以及外聘注冊會計師對公司財務報告信息審 計的職能，其運作的有效程度無疑會影響高水平的審計質量。公司治理結構中的 監(jiān)事會可以對公司董事及經營管理層進行監(jiān)督，抑制公司管理層的盈余管理行為， 這將為注冊會計師審計發(fā)揮鑒證作用提供了一個良好的基礎。另外，上市公司內 部結構人員、權力制衡的關鍵是審計委員會，其主要作用是方便和加強注冊會計 師和董事會監(jiān)事會的溝通交流，從而有利于上市公司審計質量的提供和公司治理 結構的完善。 本文研究意義主要尋找影響審計質量的關鍵因素，結合理論分析和實證檢驗， 研究了上市公司治理結構對審計質量的影響，重點將視線轉向公司內部的治理結 構，并探討了完善公司治理結構以及提高審計質量的方法，重點討論公司治理系 統(tǒng)中的董事會、監(jiān)事會以及審計委員會建設，并針對我國上市公司的具體情況提 出了如何提高我國注冊會計師審計質量的政策建議；審計質量是審計職業(yè)存在和 發(fā)展的生命，同時也為審計人員提供一個可能影響其獨立性的公司治理結構的特

２

第１章緒淪

征預警，以提高注冊會計師執(zhí)業(yè)過程中的職業(yè)謹慎性，并為國家政策制定資本市 場和上市公司改革提供可能的理論支持和建議。

１．２研究思路與研究方法
１．２．１研究思路 本文試圖對上市公司治理結構與審計質量二者的關系進行規(guī)范分析與實證 研究。本文將公司治理結構分別內部治理結構和外部治理結構兩個方面來探討其 與審計質量之間的關系，包括股權結構、董事會特征、審計委員會等內部治理結 構與審計質量的關系，以及公司控制權市場、債務融資、法律環(huán)境等外部治理結 構與審計質量的關系，對應不同的公司治理結構選取若干特征變量，最終解決諸 如中國的公司治理結構是否影響審計質量；股權結構以及董事會等內部治理結構 如何影響審計質量；公司控制權市場、債務融資和法律環(huán)境等外部治理結構如何 影響審計質量等問題。 （１）總結以往學者對上市公司治理結構對審計質量影響的研究成果，理清 影響審計質量的研究脈絡； （２）從公司內外部治理兩個角度、幾大重要因素研究公司治理結構對審計 質量的影響； （３）建立實證數(shù)據(jù)模型分析上市公司治理結構對審計質量影響的實際影響 程度； （４）最后針對公司治理結構各因素對審計質量的影響程度，提出相關的對策 建議，以期改善上市公司的自愿性審計工作，提高審計質量。 具體文章結構如下：第一章的緒論部分，主要包括選題背景及研究意義和研 究思路與研究方法兩部分；第二章國內外研究現(xiàn)狀及述評，主要包括國內外研究 現(xiàn)狀以及文獻評述；第三章公司治理結構和審計質量的理論分析；第四章公司治 理結構對審計質量的影響實證分析；第五章研究結論和政策建議。 １．２．２研究方法 文獻研究法、比較分析法等規(guī)范性研究方法是傳統(tǒng)研究中嚴格遵循的成熟研 究方法，而隨后發(fā)展起來的實證研究方法用它獨特的視角和豐富的研究技術手段 推動科學研究在新時期迅速發(fā)展。本文采用主成份分析方法，重點考察股東、董 事會、監(jiān)事會、經理層等，考察了它們對盈余管理審計質量管代變量的影響，此 外還有運用規(guī)范分析和實證研究相結合的研究方法。

第２章同內外研究現(xiàn)狀及述評

第２章國內外研究現(xiàn)狀及述評
２．１國外研究現(xiàn)狀
近年來，隨著改革進程的步伐不斷加快，上市公司基本上確立了現(xiàn)代企業(yè)制 度。有關公司治理結構對審計質量影響研究的文獻越來越深入。總的來說，國內 外專家學者基本上從股權結構、董事會特征、審計收費等公司治理內部和外部機 制來研究對審計質量的影響。
Ｗａｔｔｓ ａｎｄ

Ｚｉ咖ｅｒｍａｎ（１９８６）認為公司治理結構是解決由于所有權和經營權

分離，所帶來的委托代理問題的方式，同時也能解決降低代理的成本問題。獨立 審計是公司外部治理結構的重要組成部分，但它發(fā)揮作用必須是在有效的公司治 理前提下。另外有研究表示：英國曾經調查過上市公司中董事會的非執(zhí)行董事和審 計費用之間的比例關系，結果表明：董事中的非執(zhí)行董事所占比例越高，其審計費 用也就越高，反之亦然，同時認為審計費用和審計質量也成正相關。因此，他認 為可以通過提高非執(zhí)行董事的比例來提高獨立審計質量…。 Ｆｒａｎｃｉｓ＆ｗｉｌｓｏｎ（１９８８）選取了１９７８至１９８５年間美國上市公司發(fā)生的１９４ 起注冊會計師變更事件作為研究樣本，以公司經營管理者持股比例、財務杠桿、第 一大股東持股比例、是否將發(fā)行新股或新債、公司規(guī)模及其成長性等作為委托代 理成本的替代變量，考察了上市公司委托代理問題與審計質量之間的關系，發(fā)現(xiàn) 公司治理（委托代理關系）與審計質量之間確實存在聯(lián)系乜１。 Ｂｅａｓｌｅｙ（１９９６）對公司董事會對審計質量關系的影響進行了研究，他發(fā)現(xiàn)，董 事會規(guī)模、獨立董事在董事會所占比例以及獨立董事持股比例均對審計質量有影 響。其中：董事會規(guī)模與審計質量有顯著的Ｊ下相關關系；而獨立董事在董事會所占 比例較大，則能夠對審計質量產生根本性的影響，反之亦然。他的研究還表明， 如果獨立董事持股比例越大且任職期限較長，對審計質量影響時問越長ｎ１。 Ｅｌｉｔｚｕｒ＆Ｆａｌｋ（１９９６）通過大量的實證研究，結果表明，當會計師事務所審計 收費越高時，會計師事務所和注冊會計師的工作效率也就越高，審計質量也就相

應越高［們。
Ｃａｒｃｅｌｌｏ（２０００）采用審計費用作為審計質量替代變量的方法，并研究了財富 雜志上面的大約１０００家上市公司董事會的勤勉性、專家性、獨立性三個董事會特 征與六大會計師事務所審計費用之間的關系，研究表明，董事會的勤勉性、專家 性、獨立性與會計師事務所審計費用成顯著正相關關系，獨立董事的比例越高、 董事會召開會議次數(shù)越多，那么審計費用就越多，反之，審計費用就越少，從而 進一步表明了勤勉性、專家性、獨立性的董事會有助于提高審計質量婚３。

兩南大學碩ｌｊ學位論文

Ｃａｄｂｕｒｙ（１９９２）和Ｈ鋤ｐｅｌ（１９９８）在他們的研究報告中也發(fā)現(xiàn)，良好的公司治理 有助于注冊會計師獨立性和審計質量的提高∞３。
Ｄｅｆｏｎｄ

ｗｏｎｇ＆Ｌｉ（２０００）研究發(fā)現(xiàn)在新審計準則頒布和實旋以后，對我國注

冊會計師審計質量與獨立性進行了研究，他們認為，雖然注冊會計師的審計獨立 性有了顯著提高，但是獨立性水平高的會計師事務所所占的市場份額反而有所下 降，原因在于我國上市公司聘請會計師事務所進行獨立審計的目的并不是要求注 冊會計師真正獨立客觀地審計上市公司所存在的錯誤或舞弊，而是規(guī)避獨立審計 的動機，可見，我國資本市場嚴重缺乏對高質量審計服務的有效需求Ｈ１。 Ｓｕｌｌｉｖａｎ（２０００）在研究公司董事會構成與審計質量的關系時，將審計費用作 為審計質量的替代變量，在樣本公司中，通過實證研究發(fā)現(xiàn)，審計費用與董事會中 董事的持股比例有著一定的相關性，董事會中執(zhí)行董事持股的比例與審計費用成 負相關關系，即執(zhí)行董事持股的比例越高，上市公司支付的審計費用就越少，一 般來說，上市公司的經營管理層就越不愿意支付較高的審計費用來提高審計質量。 上市公司對獨立性較高的外部審計的需求越高，愿意支付的審計費用也越高，審 計質量也越高哺，。 Ｂｉａｏ（２００３）以美國多家上市公司的數(shù)據(jù)為樣本，用修正Ｊｏｎｅｓ模型來衡量盈 余管理，結果研究發(fā)現(xiàn)如果上市公司的獨立董事在董事會所占比例越大，那么盈 余管理的程度就越低：董事會和審計委員會召開會議次數(shù)越多，盈余管理程度越 低，審計質量就會很高陰１。 Ｈａｔｈｅｒｌｙ（２００３）研究發(fā)現(xiàn)，上市公司只是在形式上設立審計委員會，審計委 員會并沒有發(fā)揮監(jiān)督董事會的其監(jiān)管能力，成立審計委員會只是為了提升公司形 象而不是真正依賴其發(fā)揮作用，自然而然審計質量就很難提高ｕ們。
Ｆｌｏｒａ

Ｆ．Ｎｉｕ．（２００６）研究公司治理結構對盈余管理（用修Ｊ下的Ｊｏｎｅｓ模型來

計算可操控利潤代替）的影響，研究發(fā)現(xiàn)公司治理結構機制能夠提高財務信息的質 量，具體來說，如果上市公司的股東權力越大、獨立董事在董事會中所占比例越 大、經營管理層持股比例越高以及公司各方面信息披露越規(guī)范，那么公司的財務 報告質量就越高，盈余管理行為也越少，審計質量也就越高…１。 此外，學者研究過獨立審計的審計計劃制定過程，了解審計師如何考慮公司 治理的狀況。他們的研究結果表示：獨立審計師應該把公司的治理情況考慮在內， 幫助完成審計計劃：同時發(fā)現(xiàn)考慮到公司治理情況的特別師董事會和審計委員會 的獨立審計師能夠更好的感知并降低審計風險。還有學者研究了管理層持股對審 計費用的影響，發(fā)現(xiàn)管理層持股比較與審計費用成反比，即持股比例低的審計費 用高，此時獨立審計質量就高。

６

第２章同內外研究現(xiàn)狀及述評

２．２國內研究現(xiàn)狀
國內對盈余管理的研究主要集中在對盈余管理的動機和手段方面，從公司治 理視角考察盈余管理的甚少。

劉立國、杜瑩（２００３）從股權結構、董事會特征兩方面，并以１９９４—２００２年
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，對公司治理結構效率 低下（主要衡量指標有上市公司法人股、執(zhí)行董事比例、內部人控制度、監(jiān)事會 的規(guī)模等）與財務報告錯誤或舞弊之間的關系進行了實證分析，結果發(fā)現(xiàn)財務報 告錯誤或舞弊的絕大部分都是公司治理結構引起的，進而造成低水平的審計質量， 對公司治理與財務報告舞弊之間的關系進行了實證分析ｎ羽。 曾穎、葉康濤（２００５）研究發(fā)現(xiàn)，我國Ａ股上市公司的股權越集中，控股股東 的控制權越大，公司的資產負債率就越高，公司的董事會和注冊會計師之間的委 托代理成本也就越高，上市公司聘請質量較高的會計事務所的決心就越大，對高 水平的審計質量的服務需求越強烈ｎ３１。 王艷艷、陳漢文、于李勝（２００６）的研究表明，隨著委托代理成本的增加， 上市公司的治理效率也增高，從而審計質量水平隨之提高。在我國高水平的審計 質量能夠在一定程度上抑制公司經營管理者的機會主義行為，降低委托代理成本， 提高公司治理水平ｕ們。 婁權（２００６）研究發(fā)現(xiàn)，我國上市公司的股權越集中少數(shù)股東手中，那么該公 司聘請高水平會計師事務所的可能性就越小。因為這有利于少數(shù)控股股東趁機竊 取公司利益，為了控制上市公司在外聘注冊會計師時候出現(xiàn)不良傾向，上市公司 可以增加審計委員會，以求降低其委托代理成本，進而提高審計質量“５１。 肖珊（２００６）在其文章中指出。在我國上市公司中存在著特殊的治理結構：（１） 我國公司治理情況基本上是內部治理結構在發(fā)揮作用；（２）董事會和監(jiān)事會的內 外部監(jiān)督作用發(fā)揮很��；（３）國內上市公司的股東基本處于壟斷地位，在這種情 況下，導致會計師事務所很難在外部發(fā)揮獨立性和應有的監(jiān)督能力，而注冊會計 師為了維持客戶或營業(yè)收入．將有可能降低注冊會計師應有的的專業(yè)技術能力， 淡化注冊會計師對社會公眾的責任感，最終影響審計質量ｎ引。 ‘夏文賢和陳漢文（２００６）以２００２—２００４年的上市公司數(shù)據(jù)為研究對象，考察了 上市公司審計委員會的效率對審計質量（盈余管理）的影響，發(fā)現(xiàn)設立審計委員 會的公司的審計質量高于未設立審計委員會ｎ
７１。

車宣呈（２００７）從公司治理和注冊會計師選擇的視角出發(fā)，比較全面地探討了 公司治理因素與審計質量的相關性。研究表明公司治理因素與注冊會計師選擇與 之問總體上具有顯著相關性，說明注冊會計師審計總體上具有了公司治理功效，可

兩南人學顧ｆｊ學位論文

以起到外部治理機制的作用¨引。

杜興強等（２００７）以２００２—２００４年的上市公司為研究樣本，考察了公司治理結
構對審計質量（主要表現(xiàn)為會計信息質量）的關系，研究發(fā)現(xiàn)上市公司高級管理 人員的薪酬越高，審計質量也越高；獨立董事占董事會比例越大，審計質量也越
古【１９】
同
。

劉麗（２００７）認為，目前我國上市公司審計質量較低原因，主要是兩個方面： 一是由于我國資本市場不完善，上市公司以及廣大股東對高水平的審計質量需求 嚴重不足，二是由于我國注冊會計師法律法規(guī)不完善，廣大注冊會計師違法違規(guī) 的成本較低，難以對他們形成震懾作用啪１。 黃曉波、張靜（２００８）認為，影響我國注冊會計師審計質量因素眾多，其主要 因素包括會計師事務所聘任制度被扭曲、注冊會計師職業(yè)準則的不規(guī)范、會計師 事務所審計收費制度的不合理以及上市公司公司治理結構的不完善等阻¨。 董南雁，張俊瑞（２００９）通過對博弈模型中公司治理強度和審計力度的均衡 分析，同時研究了上市公司所有者賠償責任和外部審計師賠償責任對博弈均衡的 影響。結果研究發(fā)現(xiàn)，在他們的模型中，上市公司所有者賠償責任的增加只會提 高公司成交價格．但不會影響公司治理強度、審計力度和審計質量；而外部審計 師賠償責任的增加并不一定導致公司所有者降低公司治理強度．且只有在特定情 況下才能提升審計力度和審計質量瞳射。 涂建明（２０１０）以我國設立審計委員會之前的上市公司為研究樣本，從審計意 見的角度，研究結果發(fā)現(xiàn)，上市公司設立審計委員會，并且獨立董事所占比例較 大，越有利于公司治理結構方面發(fā)揮其有效性，出具更加有利的審計意見類型， 提高審計質量∞，。

２．３國內外研究現(xiàn)狀述評
從以上的文獻綜述，基本上可以看出，國內外對于公司治理結構對審計質量 影響研究主要集中于公司治理結構的某一方面，比如是董事會特征對審計質量的 影響、股權結構對審計質量的影響，但總的來說，國內外關于上市公司治理結構 對審計質量的因素還不夠全面。從規(guī)范性研究角度來看，國內外相關文獻都是具 體就上市公司治理結構某一方面對審計質量的關系做理論分析，并沒有在整體上 就公司治理結構和審計質量的關系進行系統(tǒng)的、深入的研究。而在我國上市公司 有著其特殊的治理結構特點，治理結構的各個方面都不完善，因此，對于國內外 研究的成果，還應當結合我國上市公司的情況來分析判斷。

８

第３章公司治理結構和審計質骨的理論分析

第３章公司治理結構和審計質量的理論分析

３．１審計質量概念界定和衡量標準

３．１．１審計質量概念界定

現(xiàn)代審計發(fā)展演變的一個標志是１８４４年英國《聯(lián)合股份公司法》（Ｔｈｅ Ｊｏｉｎｔ
Ｓｔｏｃｋ Ｃｏｍｐａｎｙ

Ａｃｔ）的頒布�！肮煞莨镜恼Q生與發(fā)展，將審計發(fā)展納入一個新

的經濟框架內，是近代民間審計產生的經濟背景＂１。審計質量是審計學領域十分 重要的一個概念，然而，至今理論界都沒有對審計質量給出一個統(tǒng)一的定義，其 內涵可以說仁者見仁智者見智。審計作為一種服務產品被提供給信息需求者，可 以說審計質量是審計工作的生命線。在實際工作中，審計質量的高低主要受以下 兩個方面的影響，一是：注冊會計師主動報告審計事實真相的意愿；二是：會計 師事務所為審計工作所付出的主觀努力以及收集審計證據(jù)的能力（（ＤｅＡｎｇｅｌｏ， １９８１）。因此，關于審計質量最具代表性的概念就是ＤｅＡｎｇｅｌｏ（１９８１）提出的：審 計質量是注冊會計師按照會計準則和審計準則的要求對被審計單位的財務報告進

行審計，發(fā)現(xiàn)并披露這種違規(guī)行為的聯(lián)合概率Ⅲ１。Ｗａｔｔｓ＆Ｚｉ咖ｅｒｍａｎ（１９８３）也提
出了類似的定義，他們對此概念都概括為發(fā)現(xiàn)并披露的聯(lián)合概率㈣。 美國審計總署（２００３）從審計本質出發(fā)，給出了相應定義，即審計質量是指 注冊會計師按照會計準則和審計準則實施審計，以確保所審計的財務報告披露符 合公認會計準則并且不存在由于錯誤或舞弊重大錯報。具體來講，審計質量的高 低主要體現(xiàn)在當注冊會計師發(fā)現(xiàn)重大錯報后，要確保被審計單位的財務報告進行 了相應的調整、相關披露或其他變動，否則則出具非標準審計意見，必要情況下， 退出審計，并向ＳＥＣ書面報告。 張龍平（１９９７）認為審計質量具體表現(xiàn)為審計人員的素質和審計過程中的質 量，最終體現(xiàn)為審計報告的質量Ⅲ１。劉力云（１９９９）在《審計風險與控制》一文中 闡述了兩種關于審計質量概念的觀點：第一，審計質量就是審計報告的質量，最終 體現(xiàn)在審計報告中；第二，審計質量是整個審計過程質量的優(yōu)劣∞３。李會華（２００２） 審計工作質量是指審計工作水平的高低。審計工作質量是一個總的概念，它要通 過整個審計工作全過程的各個環(huán)節(jié)綜合地反映出來。審計工作質量的好壞最終要

文彤ｊ編囂：

‘世界市汁史》．中岡審計…版十Ｉ：．１９９０年版．２０ｌ頁

兩雨人學碩＿１．學位論文

體現(xiàn)在審計報告之中，對被審計單位的審計結論是否正確、適當和完整２。王廣 明，劉桂良（２００２）則認為，審計質量是會計師事務所提供的審計服務的各種特性 的綜合體，借助它可以增進財務報表的可信性弛引。徐政旦、謝榮等（２００２）認為審 計質量是指審計業(yè)務工作的優(yōu)劣程度，也即審計結果達到審計目標的有效程度啪３。 葉少琴（２００２）則從簡單的二分法對審計質量進行了分類。吳水澎（２００６）在文章中 將審計質量定義為會計師事務所抑制公司管理當局盈余管理的能力啪１。無論國內 還是國外的定義，審計質量的高低都受到注冊會計師的主觀能動性、執(zhí)業(yè)水平能 力、以及審計程序、審計證據(jù)的收集、審計抽樣等所投入的人力和物力影響。審 計質量是他們之間的聯(lián)合概率乘積。 ３．１．２審計質量高低的衡量標準

不能描述就不能衡量，不能衡量就不能管理（卡普蘭和諾頓）。現(xiàn)有的研究成 果可謂為數(shù)不少，但是并沒有哪位學者能夠提出全面、廣泛接受的審計質量高低 的衡量標準，各種衡量標準也都面臨一些難以回避的問題。吳聯(lián)生、劉慧龍（２００８） 回顧了１９９９－－２００７中國審計實證研究，審計質量的替代指標分類主要有審計收 費、審計師選擇、審計治理效應（可操控應計利潤、盈余管理）等。在對審計質 量衡量的指標選取上事務所規(guī)模、事務所聲譽、審計時間、審計意見、審計市場 集中度等也可以作為研究對象口¨。由于審計質量具有不可觀察性，其質量高低不 能直接通過審計報告得出，因此，一般主要通過替代指標來進行衡量。關于審計 質量的替代衡量標準是多種多樣的，常用的替代變量有會計師事務所規(guī)模、審計 意見、審計費用以及盈余管理等變量。主要有以下觀點： ＤｅＡｎｇｅｌｏ（１９８１）認為關于審計質量的衡量，只能以替代指標來衡量。部分研 究結果表明，采用會計師事務所規(guī)模衡量審計質量，其認為審計作為一種特殊的 服務產品，一般大的會計事務所審計服務水平要高于小的事務所。規(guī)模大的事務 所擁有客戶較多，事務所的收入一般不會過分依賴某一客戶，其質量聲譽相對較 高，機會主義行事的可能性較小，否則得不償失，因此，規(guī)模較大的事務所有維 護高審計質量的經濟動因。Ｄｅｆｏｎｄ（１９９２）則將會計師事務所規(guī)模這一指標量化， 并提出其衡量方法，即可以根據(jù)某一事務所審計服務的客戶銷售收入合計數(shù)來判 斷審計規(guī)模的大小。Ｗａｔｔｓ＆Ｚｉｍｅｒ眥ｎ（１９８６）通過實證研究發(fā)現(xiàn)，審計質量和會 計師事務所之問有著緊密聯(lián)系，在某種程度上，可以用會計師事務所規(guī)模來衡量 審計質量的高低。但是國內學者王廣明、譚憲才、雷光勇（２００２）則認為：若用會 計師事務所規(guī)模來替代審計質量，那如何辨別事務所規(guī)模大小，何謂大，何謂小

２李金華２００２年夼傘國市計工作Ｉ：的講話

ｌＯ

第：３章公司治理結構干¨審計質戢的理論分忻

等類似問題，因此用會計師事務所規(guī)模去衡量審計質量的可行性值得考究¨圳。
Ｄｅｆｏｎｄ，Ｍａｒｋ

Ｌ（１９９２）提出品牌聲譽可以作為衡量注冊會計師審計質量的一

個間接標準，“八大”（現(xiàn)在是“四大＂）具有良好的國際品牌聲譽，他們被稱為 審計質量最高的會計師事務所，它們也是大家公認的審計質量最高的事務所：其 次是我國本土的比較大的合伙事務所，這些事務所在國內享有較高的聲譽；最后 是當?shù)氐男∈聞账�，其業(yè)務范圍大都局限在本地。審計報告的使用者傾向于認為 那些有良好聲譽的會計師事務所會由于審計失敗而失去“更多”的東西，因此他 們認為品牌聲譽越好，審計質量就越高ｍ１。國內學者漆江娜，陳慧霖，張陽（２００４）， 李連軍、薛云奎（２００７）認為，目前我國的資本市場相對還是很透明和完善的，用 審計品牌可以來衡量審計質量，國際合作所、國內大、小會計師事務所之『白Ｊ在審計 收費方面存在顯著差異，即存在注冊會計師聲譽溢價現(xiàn)象，說明這部分會計師事 務所執(zhí)業(yè)業(yè)務比較規(guī)范，在市場上享有聲譽，從而顯示出注冊會計師聲譽作為高 水平審計質量的信號，也就代表了高質量審計服務Ⅲ¨矧。 此外也有部分學者專家認為，也可以以注冊會計師行業(yè)特長（專業(yè)技能）來 衡量審計質量的高低。他們認為具有行業(yè)專長的會計師事務所能夠在該行業(yè)更好 地發(fā)現(xiàn)行業(yè)的財務違規(guī)現(xiàn)象，所以審計質量較高。也有學者的研究結果表明，聲 譽、行業(yè)專長（用某一事務所擁有的某行業(yè)的客戶數(shù)量占該行業(yè)客戶總數(shù)的比例 來計量）、獨立性這些指標單獨作為衡量事務所獨立審計質量的標準都不夠準確， 將這些指標結合起來則能更好地衡量事務所的獨立審計質量。另外研究發(fā)現(xiàn)行業(yè) 專長事務所的客戶比非行業(yè)專家較少受到證監(jiān)會的處罰，發(fā)現(xiàn)行業(yè)專長事務所在 其專長的行業(yè)罩比其在非專長的行業(yè)內能發(fā)現(xiàn)更多的問題。 本文未使用審計意見衡量審計質量的原因：國外審計意見通常只包括標準審 計意見和持續(xù)經營不確定性審計意見兩種，因而以審計意見衡量審計質量的文獻 通常選用財務困境公司為研究樣本，使得審計意見能夠作為審計質量的替代變量。 但我國審計意見有五種類型，包括標準審計意見、無保留意見加解釋說明段、保 留審計意見、否定審計意見和拒絕表示審計意見，而本文的樣本不限于財務困境 公司，因此不能借鑒以審計意見作為審計質量的衡量標準。另外，以審計意見作 為審計質量的衡量標準的一個前提是，假如能預知被審計公司應收到的審計意見 類型，在當被審計單位實際收到的審計意見等同于或更嚴于應收到的審計意見時， 才能認為審計質量為優(yōu)。但這一點無法控制，故不采用審計意見作為審計質量的 替代變量。在成熟的市場中，規(guī)模大的會計師事務所具有較高的審計質量，因為 規(guī)模越大不僅意味著會計事務所擁有更多的審計資源，還意味著具有較高的職業(yè) 聲譽，前者有助于提高審計師的專業(yè)勝任能力，后者則大大增強了審計師孥持獨 立性的經濟動力（ＤｅＡｎｇｅｌｏ，１９８１）。

兩南人學碩Ｉｊ學ｆ＿）：論文

資產負債表、利潤表和現(xiàn)金流量表是目前企業(yè)對外報告體系中，企業(yè)外部投 資者和廣大股東判斷企業(yè)經營狀況的最主要信息來源。三大報表以及財務報表附 注包含了大量信息，而會計盈余作為直觀反映一定時期內經營成果的指標之一， 其具有較高的信息含量已經被廣泛認可。會計盈余是公司各項經濟業(yè)務的綜合結 果。公司在對各項經營業(yè)務進行決策和實施過程中，會有多種因素發(fā)揮作用，進 而會對盈余的最終形成產生根本性影響。這些經濟業(yè)務的決策過程是企業(yè)各大利 益集團博弈的結果，這些博弈力量的對比集中在公司治理結構上，他們在很大程 度上決定了公司的治理效率，可以說用盈余質量代替審計質量是非常恰當和合適
的。

盈余管理是指上市公司管理者迫于公司相關治理層或某些業(yè)績指標的壓力或 者為了獲取一定的個人利益，在不違背企業(yè)會計準則的條件下選擇最有利的會計 處理政策和會計變更，從而達到操控應計利潤等目的。盈余管理行為的普遍存在， 降低了會計信息的可靠性，使得會計信息的使用者難以根據(jù)盈余管理信息對企業(yè) 的績效、管理者的能力和努力程度做出客觀公允的評價，甚者誤導投資者做出錯 誤的投資決策。對于使用盈余管理的絕對值作為衡量審計質量的標準，其實在國 內外理論界己經有了很多的嘗試。國內外很多學者研究發(fā)現(xiàn)盈余管理對審計質量 有影響，高審計質量能夠減少盈余管理程度，提高財務報告的可靠性。所以，可 以用盈余管理金額大小代替審計質量， 汪軍（２００３）認為，在我國公司中盈余管理行為普遍存在，發(fā)揮審計作用應該 與企業(yè)盈余管理聯(lián)系起來，其相互之間的關系才會更加明顯。盈余管理是我國上 市公司審計質量的有效衡量指標，盈余管理是公司管理者利用其機會和權利對財 務信息做出的操縱。而審計的實質在于制約管理者粉飾財務信息的機會主義行為， 減少企業(yè)的委托代理成本，審計質量具體體現(xiàn)在對盈余管理的識別程度。她研究 發(fā)現(xiàn)，審計質量與盈余管理存在顯著性的負面作用。因此，盈余管理的相關指標 可用來作為審計質量的替代變量啪１。 盈余管理涉及因素很多，其衡量方法主要是應計項目（有些稱為應計利潤分 離法），很多專家學者在實證中，將應計利潤分為可操控性應計項（Ｄｉｓｃｒｅｔｉｏｎａｌ Ａｃｃｒｕａｌｓ）和非操控性應計項目（Ｎｏｎ—Ｄｉｓｃｒｅｔｉｏｎａｌ Ａｃｃｒｕａｌｓ），所謂應計項目 是指那些不直接形成當期現(xiàn)金流入或流出，但按照權責發(fā)生制和配比原則應計入 當期損益的那些收入或費用（可能導致凈資產的增加或減少部分），比如折舊費用、 應收賬款增加額等等。根據(jù)應計項目的易操縱程度，可以將其分為操縱性應計項目 和非操縱性應計項目，而盈余管理主要是通過對操縱性應計項目的對比和分析來 判斷企業(yè)是否進行了盈余管理。 常用的計量模型有五種，它們分別是：（１）Ｊｏｎｅｓ（１９９１）模型；（２）修正的Ｊｏｎｅｓ

第３章公司治理結構和審計質節(jié)的理論分析

模型（Ｄｅｃｈｏｗ、Ｓ１０ａｎ和Ｓｗｅｅｎｅｙ，１９９５）；（３）行業(yè)模型（Ｄｅｃｈｏｗ、Ｓｌｏａｎ和 Ｓｗｅｅｎｅｙ，１９９５）；（４）截面Ｊｏｎｅｓ模型（ＤｅＦｏｎｄ和Ｊｉａｍｂａｌｖｏ，１９９４）；（５）截面修正的 Ｊｏｎｅｓ模型（ＤｅＦｏｎｄ和Ｊｉａｍｂａｌｖｏ，１９９４）‘３＂。由于本文主要采用Ｊｏｎｅｓ模型，以下分 別簡述這個模型以及確定方法。 （１）Ｊｏｎｅｓ模型 Ｊｏｎｅｓ（１９９１）在估量非操縱性應計項目時，成功地控制了公司經濟環(huán)境的變化 對非操縱性應計利潤的影響。Ｊｏｎｅｓ模型估量非操縱性應計利潤的公式如下： ＮＤＡｔ＝ａｌ（１／Ａｔ—１）＋ａ２（△ＲＥＶｔ／Ａｔ—１）＋ａ３（ＰＰＥｔ／Ａｔ—１） ①

①式中，ＮＤＡｔ是經過第ｔ一１期期術總資產調整后的第ｔ期的非操縱性應計項
目，△ＲＥＶｔ是第ｔ期主營業(yè)務收入和第ｔ—ｌ期主營業(yè)務收入的差額；ＰＰＥｔ是第ｔ期期末 總固定資產原值；Ａｔ—ｌ是第ｔ—ｌ期期術總資產；ａ１，ａ２，ａ３是公司特征參數(shù)。ａ１，ａ２，ａ３ 的估計值根據(jù)以下模型，并運用估計期各項數(shù)值進行回歸取得： ＴＡｔ／Ａｔ—ｌ＝ａｌ（１／Ａｔ—１）＋ａ２（△ＲＥＶｔ／Ａｔ—１）＋ａ３（ＰＰＥｔ／Ａｔ—１）＋ｃｔ

②

②式中，ａ１，ａ２，ａ３是ａ１，ａ２，ａ３的０ＬＳ估計值，ＴＡｔ是第ｔ期的總應計利潤。ｅｔ為
殘差項，代表各公司總應計利潤中的可以操縱性應計項目部分。其他變量含義和方 程①相同。 （２）修正的Ｊｏｎｅｓ模型 當主營業(yè)務收入確認受到操縱時，Ｊｏｎｅｓ模型在估量操縱應計項目時便會存在 錯誤的主觀猜測傾向。修正的Ｊｏｎｅｓ模型則可以消除這種傾向。在修正的Ｊｏｎｅｓ模 型中，非操縱性應計項目采用假設的盈余管理發(fā)生期數(shù)據(jù)進行估計。具體模型如
下：
ＮＤＡｔ＝ａ ｌ（１／Ａｔ一１）＋ａ２［（△ＲＥＶｔ一△ＲＥＣｔ）／Ａｔ—１］＋ａ３（ＰＰＥｔ／Ａｔ—１）（多

③式中，△ＲＥＣｔ是第ｔ期的應收賬款和第ｔ一１期的應收賬款的凈差額，其他變量 的含義和方程①相同。需要注意的是，ａｌ，ａ２，ａ３的估計值是從原始的Ｊｏｎｅｓ模型中 得到的，而不是從修Ｊ下的Ｊｏｎｅｓ模型中得到的。 （３）截面Ｊｏｎｅｓ模型 除了模型中參數(shù)用截面數(shù)據(jù)估計而不是用時間序列數(shù)據(jù)估計外，截面Ｊｏｎｅｓ模 型與Ｊｏｎｅｓ模型是相似的。因此，截面Ｊｏｎｅｓ模型估計非操縱性應計項目的模型如
下：

ＮＤＡｔ：ａ１（１／Ａｔ—１）＋ａ２（△ＲＥＶｔ／Ａｔ—１）＋ａ３（ＰＰＥｔ／Ａｔ—１）

④

④式中，ＮＤＡｔ是經過第ｔ—ｌ期期術總資產調整后的第ｔ期的非操縱性應計利
潤，△ＲＥＶｔ第ｔ期主營業(yè)務收入和第ｔ—ｌ期主營業(yè)務收入的差額，ＰＰＥｔ是第ｔ期期術固 定資產原值，Ａｔ—ｌ是第ｔ—ｌ期期未總資產。ａ１，ａ２，ａ３是不同行業(yè)、不同年份的特征參 數(shù)，這些特征參數(shù)ａ１，ａ２，ａ３的估計值根據(jù)以下模型，并運用經過行業(yè)分組的不同年

兩南大學碩ｌ‘號：位論義

份數(shù)據(jù)進行回歸取得： ＴＡｔ／Ａｔ一１＝ａ１（１／Ａｔ一１）＋ａ２（△ＲＥＶｔ／Ａｔ—１）＋ａ３（ＰＰＥｔ／Ａｔ一１）＋ｅｔ） ⑤

⑤式中，ａ１，ａ２，ａ３是ａ１，ａ２，ａ２的ＯＬＳ估計值，ＴＡｔ是第ｔ期的總應計利潤。ｅｔ為殘 差項，代表各公司總應計利潤中的操縱性應計利潤部分。其他變量含義和方程④相
同。

（４）截面修正的Ｊｏｎｅｓ模型 與截面Ｊｏｎｅｓ模型一樣，截面修正的Ｊｏｎｅｓ模型中參數(shù)也是用截面數(shù)據(jù)估計，而 不是用時間序列數(shù)據(jù)估計。在截面修正的Ｊｏｎｅｓ模型中，非操縱性應計項目用假設 的盈余管理發(fā)生期數(shù)據(jù)估計，模型如下：
ＮＤＡｔ：ａ

１（１／Ａｔ—１）＋ａ２［（△ＲＥＶｔ一△ＲＥＣｔ）／Ａｔ—１］＋ａ３（ＰＰＥｔ／Ａｔ一１）

⑥

⑥式中，ＮＤＡｔ是經過第ｔ一１期期未總資產調整后的第ｔ期的非操縱性應計項 目，△ＲＥＶｔ是第ｔ期主營業(yè)務收入和第ｔ—ｌ期主營業(yè)務收入的差額，△ＲＥＣｔ是第ｔ期的 應收賬款和第ｔ一１期的應收賬款的凈差額，ＰＰＥｔ是第ｔ期期術總固定資產原值，Ａｔ—ｔ 是第ｔ一１期期末總資產。Ｑ １，ａ２，ａ３是不同行業(yè)、不同年份的特征參數(shù)，這些特征參 數(shù)ａｌ，ａ２，ａ３的估計值根據(jù)以下模型，并運用經過行業(yè)分組的不同年份數(shù)據(jù)進行回 歸取得： ＴＡｔ／Ａｔ一１＝ａ１（１／Ａｔ—１）＋ａ２（△ＲＥＶｔ／Ａｔ一１）＋ａ３（ＰＰＥｔ／Ａｔ—１）＋ｅｔ（Ｄ ⑦式中，ａ１，ａ２，ａ３是ａ１，ａ２，ａ３的ＯＬＳ估計值：ＴＡｔ是第ｔ期的總應計利潤。ｃｔ為剩 余項，代表各公司總應計利潤中的操縱性應計利潤部分。其他變量含義和方程⑥相
同。

通過上面的截面修正的Ｊｏｎｅｓ模型可以得出可操控的應計項目（ＤＡｔ／Ａｔ—１）可以 通過下面公式求得：
ＤＡｔ／Ａｔ—ｌ＝ＴＡｔ／Ａｔ—ｌ—ＮＤＡｔ／Ａｔ—ｌ

３．２公司治理結構的涵義和組成

３．２．１公司治理結構的涵義

“治理＂一詞是指統(tǒng)治、支配某事的方式，也可被定義為管理、控制或指導。 公司治理則是指公司被控制、支配的方式及目的。那什么是公司治理（Ｃｏｒｐｏｒａｔｅ Ｇｏｖｅｒｎａｎｃｅ）？“公司治理是現(xiàn)代公司制的基本產權結構下對公司進行控制和管 理的體系，是管理、控制公司的一種機制（Ｆ硼ａ
ａｎｄ Ｊｅｎｓｅｎ，１９８３；Ｓｈｌｅｉｆｅｒ ａｎｄ

Ｖｉｓｈｎｙ）”，“公司治理是指對公司進行指導和控制的體系”（１９９２年卡德伯里報告
（Ｃａｄｂｕｒｙ Ｒｅｐｏｒｔ

１９９２）。公司治理結構主要是指責任和權力在公司參與各方（如

１４

第：｛審公司ｆｆ７理結構和審計質付的理論分析

經理、股東、董事會和其他利益相關者）之間的分配，以及公司事務決策規(guī)則和 程序的確立。通過以上工作，公司治理結構還提供了進行公司目標確定的組織結 構，實現(xiàn)這些目標以及績效監(jiān)控的手段（《ＯＥＣＤ公司治理原則》）。 從狹義角度來看，公司治理結構是有關公司董事會的結構和功能、有關公司 經理層與董事會的權力和義務方面的制度安排，與此同時，這也是現(xiàn)代所有制的 公司所有權與經營權發(fā)生分離后的結果。在現(xiàn)代公司中，擁有所有權的股東并不 直接經營、控制該公司，而擁有公司經營權的經理層與股東利益事實不可能完全 一致，通常違背股東價值最大化目標。這種在企業(yè)內部界定和調節(jié)管理層和股東 關系的一套制度稱為股東價值觀（ｓｈａｒｅｈｏｌｄｅｒ—ｖａｌｕｅ ｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅ），我們可以 理解為公司治理結構。從廣義角度來看，公司治理結構是包括公司組織結構、財 務杠桿、激勵機制、公司發(fā)展戰(zhàn)略以及外部控制權在內的一系列制度安排。這是 基于利益相關者價值（ｓｔａｋｅｈｏｌｄｅｒ—ｓｏｃｉｅｔｙ ｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅ）的治理通過一套制度 來協(xié)調公司與所有利益相關者（債權人、供應者、股東、政府、社區(qū)等）之間的 關系，我們把這種治理模式稱為公司治理機制。 此外，青木昌彥（Ｍａｓａｈｉ
ｋｏ

Ａｏｋｉ）從博弈角度給出了公司治理結構的博弈

論解釋。青木昌彥（２００１）認為公司治理結構是公司治理參與人策略互動的自我 實現(xiàn)機制。啪１換句話說，公司治理結構是在公司組織領域控制利益相關者相機行 動決策的自我實施規(guī)則。公司相關域主要有三類策略互動的參與人組成：提供資 金的投資者、投資組織專用性資產的工人和在無法簽約事態(tài)下被授權使用金融湖 人人力資本的經理。然而，公司經理主要關心自己的利益，如收入、職位晉升、 在職消費等。公司治理是治理參與人策略互動的自我實施機制�？梢�，青木昌彥 的治理觀其實是一種治理機制。本文認為，公司治理結構是有關公司所有權與控 制權的一系列的制度安排，涉及公司內部各利益主體、公司外部的債權人、政府 等相關者，如果僅僅從公司的內部來討論公司治理結構已經不能完全解釋公司治 理的諸多問題，因此，本文對公司治理結構的討論是基于公司利益相關者價值觀 的基礎來展開的。 以下是關于公司治理的涵義：
表３—１關于公司治理的經典定義 作者
特鶘克
（Ｔｒｉｃｋｅｒ）

定義
公ｉｄ治理奉身并／卜足關注企業(yè)的運行，向足給企業(yè)傘面的指導，髓挖經理層的行為． 以滿足超過企業(yè)邊界的利益主體的合法頂期。 所謂公?ｄ治理結構。是指由所自．者、董事會和商級執(zhí)行人員即麻級絳理三者組成的 一種組織結構。在這種結構中，上述三者之間形成一定的制衡關系。通過這一結構，所

吳敬璉

有者將自己的資產交由公一Ｊ董事會托管；公?ｄ莆事會足公?ｄ的決策機構，擁仃對如級經 理人員的聘用、獎懲和解唐權；高級經理人員受雇于莆事會．組成ｎ；簟參會領導下的執(zhí)

兩南人學碩｝：學位論文

行機構，在公司董事會的授權范圍內經營企業(yè)。 公ｉ寸治理足一種據(jù)以對公ｌｄ進行管理和控制的體系。公司治理明確規(guī)定了公司的各 國際經濟合作．‘ｊ 發(fā)展組織（０ＥＣＤ）

個參與者的責任和權力分布，諸如，董事會、經理層、股東和其他利害相關者。并凡清
楚的說明ｒ決策公司事務時應該遵循的規(guī)則和程序。同時，它還提供了一種結構，使之 用以設置公司日標，也提供了達到這些日標和監(jiān)控運行的于段。 公司治理結構就是這樣一種解決股份公司內部各種代理問題的機制。它規(guī)定企業(yè)內

張維迎

部不同要素所有者的關系，特別足通過娃性和隱性的合同對剩余索取權和控制權進行分 配，從而影響企業(yè)家和資本家的關系。 公司治理是一個主體和客體、邊界和范圍、機制和功能、結構和形式等諸多因素構

李維安

成的體系。公司治理主體足以股東為核心的諸多利益相關者，公司治理的客體足由治理
邊界加以限定。公司治理機制包括激勵機制、約束機制和決策機制。這些機制發(fā)揮作用

的前提足存在合理的公司治理結構。公司治理結構包括內部治理和外部治理兩個方面，
內部治理足笨于正式的制度安排，外部治理則建誑在非正式的制度安排慕礎上。 以上資料來源：于東智：‘公司治理》，中國人民人學ｆｌ；版社２００５年版，第４—７頁

３．２．２公司治理結構的組成

由于各國國情不同，現(xiàn)實中各國公司治理結構存在著多維度的差異。其中， 最具代表性的有兩種，即以股東利益為中心的英美模式和以相關利益者為重的德 日模式。 由于英美證券市場發(fā)展較早且較為成熟，資本市場高度發(fā)達，加上其崇尚自 由主義、反對財富集中和壟斷的傳統(tǒng)。因此，這種情況下造成的其國家的上市公 司股權相對分散，投資者對管理者監(jiān)督和控制并不是那么的嚴格，股東所持有的 股權數(shù)額較小，通常不存在一個絕對控股的股東；其上市公司實行的是以董事會 為核心的單層式治理方法，即由股東大會、董事會和管理層組成，在董事會之外 不存在獨立的監(jiān)督機關，一般不設監(jiān)事會，董事會下設有審計委員會，兼有監(jiān)督 職能，外部獨立審計功能十分強大，股東大會為名義上的最高權力機構，主要通 過選舉董事，然后組成董事會行使其對公司的控制，他們通常不參與公司同常經 營決策。其公司治理結構主要依賴公司治理主要靠外部治理來實現(xiàn)。所以，英美 公司融資特點主要是依賴證券市場進行直接融資，而不是通過債務融資的方式。 由于股權相對分散，大多數(shù)股東更傾向于采取“用腳投票”的方式，從而避免自 己成為“搭便車＂的犧牲品，這給職業(yè)經理人帶來很大的壓力。 德同兩國在歷史上均存在集權的傳統(tǒng)，其企業(yè)在發(fā)展過程中受到政府、工會 及銀行等影響較大，加上證券市場還不夠活躍，股權流通性不強，其融資方式主

１６

第３章公司治理結構和審計質節(jié)的理論分析

要是通過銀行等會融機構。因此，德日兩國公司治理結構目的必然以銀行相關利 益者為重，即主要通過嚴密的有形組織來制約公司的經營管理者，要對公司的債 權人負責，同時股東、銀行在公司治理中發(fā)揮著主導的作用。公司設立監(jiān)事會， 董事會和監(jiān)事會共同管理公司，股票的流動性相對也要低些，所以股權結構相對 穩(wěn)定。與英美模式不同，德同的公司治理中銀行和公司員工均發(fā)揮著明顯的作用， 職業(yè)經理人相對穩(wěn)定，因此，受到來自資本市場的壓力小。 總體來說，公司治理是公司內部治理和公司外部治理兩種類型的總稱。而我 國公司治理結構則是汲取這兩種模式的精華，無論哪種治理模式，其都有基本相 同的地方，如股東、股東大會、董事會以及經理層等。 （１）股東

作為公司的出資者，同時又是公司治理結構的主體——股東，其權利包括剩
余財產分配權、股份認購、轉讓權、股息紅利分配權等，總體來說最主要的就是 公司剩余分配權。然而，由于公司只有在盈利時才會產生剩余，因此股東也承擔 了較大的經營風險。此外，由于現(xiàn)代上市公司股東眾多，并不是所有的股東不都 能具體參與公司經營。因此他們通過以下兩種途徑來實行自己的權利：一是通過股 東大會選舉可信任的董事成立董事會，負責制定公司大政方針和監(jiān)督經理層；二 是通過外聘注冊會計師進行審計公司的財務報告，監(jiān)督經營者的業(yè)績。 （２）董事會 股東通過股東大會選舉董事，從而組成董事會。董事會代表全體股東對上市 公司實施管理，是公司同常的最高決策機構和領導機構，因而擁有非常廣泛的權 利。其主要職能包括制定戰(zhàn)略職能、監(jiān)督職能和建議職能。具體來說：制定戰(zhàn)略 職能是指董事會通過制定公司長遠戰(zhàn)略決策并提交股東大會；監(jiān)督職能是指董事 會能夠詳細審查公司經營管理活動并避免經理人員的機會主義行為；建議職能是 指董事會能夠及時地向經理人員提供建議，從而更好地為公司經營服務，但是董 事會的以上職能能否得到Ｊ下常發(fā)揮，與董事會的特征密不可分，如董事會的規(guī)模 大小、獨立董事在董事會中所占占比例、獨立董事的獨立性和專業(yè)性、董事會下 設的各專業(yè)委員會等。 （３）監(jiān)事會 監(jiān)事會一般人數(shù)較少，選擇和資格限制與董事基本相同。其主要功能是行使 監(jiān)督職能．監(jiān)督公司的一切經營活動，它要對公司是否依法運作、董事會和管理 層狀況、公司的財務情況，以及一些其他重大事項發(fā)表獨立意見。是公司治理組 成機構中唯一不參與具體經營活動。監(jiān)事會以保護股東利益為核心原則，直接對 股東大會負責。
（４）經理層

兩雨人學ｆⅢ�。伞畬W位論義

經理層是上市公司日常執(zhí)行機構，在公司的治理結構中，經理層和董事會之 間其是也是一種委托代理的關系。包括總經理、副總經理、常務董事等。公司所 有權屬于全體股東，股東首先通過股東大會選舉董事會，然后董事會聘任經理層， 在實際的公司治理中，雖然名義上經理層要受到董事會的指導和監(jiān)督，但由于我 國目前的公司治理機制的不健全，實際上經理層所享有的權力要比《公司法》所 賦予的法定權利要大得多。

３．３公司治理結構對審計質量作用機制

３．３．１委托代理關系的產生

委托代理關系（ａｇｅｎｔ ｔｈｅｏｒｙ）是公司治理的核心理論，該理論認為“公司 治理理論和現(xiàn)代企業(yè)制度發(fā)展是相輔相成的，現(xiàn)代企業(yè)制度是以公司企業(yè)為主要 形式，以產權清晰、權責明確、政企分開、管理科學為條件的新型企業(yè)制度，它 是在產權結構上實現(xiàn)了所有權與控制權的分離，由于委托人和被委托人具有各自 不同的利益，在代理行為中，當代理人追求自己的利益時，就有可能造成對委托 人的損害。＂ 由于公司所有權與經營權相分離的客觀事實導致了所有者與經營者之間的委 托代理關系的形成。委托代理是指基于委托人即被代理人的委托而發(fā)生的代理關 系，代理人接受被代理人的委托形式的授權。在法律上講，受托人在授權的范圍 內以被代理人的名義行事，而委托人為代理人的行為承擔風險，同時也通過代理 人的行為來實現(xiàn)其利益。在這樣的過程中，委托人與代理人追求的目標并非一致， 委托人的目標一般是資產價值最大化，為了獲取自身利益最大化的代理人如何最 大限度的維護委托人的利益，就是所謂的委托代理問題。 需要指出的是，所有者和經營者的關系其實就是委托代理關系，而不是一般 的雇傭勞動關系。為了充分發(fā)揮經營者的積極性和管理才能和智慧，作為企業(yè)的 所有者給予經營者極大的決策權和控制權。其委托代理關系實質上也是一種企業(yè) 契約關系，這種契約具有自身特點，一方面具有長期性，風險較大；另一方面這 種契約是不完全契約，由于不可能預期到未來的所有情況，因此這種契約是隨著 時問的推移進行不斷的修正。 對于代理問題產生的原因，眾多學者進行了多方面的分析，其中具有代表性 的觀點認為是由以下幾方面引起的： （１）所有權與經營權的分離是前提。對于上市公司而言，股東作為公司的所 有者，在進行出資之后并不一定參與公司的經營管理，而是聘請具備專業(yè)知識和

１８

第：｛章公司治理結構和審計質情的理論分析

技能的職業(yè)經理人對公司進行經營管理。這些經理人接受股東委托而成為代理人。 如此以來，股東只保留了剩余索取權、經營者選擇權和重大決策權，而職業(yè)經理 人則行使經營管理權，由此出現(xiàn)了委托人和代理人的利益沖突問題。 （２）信息不對稱是誘因。信息不對稱理論認為，交易雙方對信息的掌握是 不對稱的；雙方非常清楚自身在信息占用方面的相對地位；這種在相關信息占有 上的不對稱情況將會導致交易前后產生所謂的，“逆向選擇＂問題及“道德風 險＂問題，對經濟效率造成嚴重影響。 （３）道德風險。道德風險問題主要是針對經理人。由于經理人直接執(zhí)行了 公司的經營決策權和信息不對稱的存在，股東很難對經理人的工作狀況、努力程 度和盡職水平完全掌握。同時，經理人很可能在執(zhí)行經營決策的過程中通過增加 在職消費等潛在的方式滿足自己的利益而對委托人的利益造成損害。 而代理問題的解決需要委托人采取相應的措施來約束代理人的行為。在這個 監(jiān)督和約束的過程中就產生了代理成本。代理成本包括約束成本、監(jiān)督成本和剩 余損失。監(jiān)督成本是對代理人設立適當?shù)募顧C制或者監(jiān)督機制而產生的成本。 約束成本是代理人由于受到監(jiān)督或限制而無法對市場反應做出及時決策而造成的 損失。剩余損失則是代理人為尋找自己利益最大化而同委托人目標沖突時發(fā)生的 損失，或者為委托人付出的賠償。 為了降低代理成本，提高效益，促進穩(wěn)定和發(fā)展，實現(xiàn)委托人和代理人目標 盡可能的一致，企業(yè)要設計這樣的激勵和約束機制，即在激勵代理人為實現(xiàn)雙方 目標最優(yōu)化而盡職工作的同時能對其產生有效的約束。 Ｊｅｎｓｅｎ＆Ｍｅｃｋｉｎｇ（１９７６）對委托代理關系的定義是，一個人或更多的人（即 委托人）聘用另一人（即代理人）代表他們來履行某些職務，包括把若干決策權托付 給代理人。按照委托人及代理人主體的不同，又可分為：由于所有權、經營權分離 所造成公司股東與經理人之間的利害沖突；由于對權利義務所負擔不同所衍生的 公司債權人與經理人間的利害沖突以及由于控制股東所掌握的控制權顯著大于其 剩余索取權所造成與小股東的利害沖突三種口引。 Ａｒｒｏｗ（１９８５）認為未來的不確定性及信息不對稱是委托代理關系產生的重要 原因。所謂未來不確定性，就是未來的壞境是未知的、不確定的，管理者是在一 個不確定性的環(huán)境中實施代理行為，經營績效受未來多種環(huán)境的影響ｎ們。
Ｈａｒｔ＆０１ ｉｖｅｒ（１９９５）認為契約不完備是產生委托代理關系的主要原因之一。

契約不完備是指，委托人與代理人之間簽訂的代理契約不可能包括所有一切可能 發(fā)生的事件Ｈ¨。 總結上述學者的看法可見，委托代理關系是由于現(xiàn)代公司所有權與經營權相 分離所產生的，它的出現(xiàn)使得委托人的利益受到一些未知因素的影響，公司治理

兩南人學顧ｆｊ學位論文

的出現(xiàn)就是為了解決委托一代理問題。 ３．３．２公司治理結構和審計質量均源于委托代理關系

Ｆａｍａ”ｅｎｓｅｎ（１９８３）認為，由于公司所有權和經營權的兩權分離，一些組 織為了能生存下來，不得不尋找解決代理人問題的有效方法，他們認為，決策管 理職能中的剩余資產風險承擔職能可以從中分離出來，從而導致了決策控制從決 策管理中分離出來。他們進一步認為，這種分離方法在復雜的組織中是十分有效 的，因為決策所需要的知識分散給了眾多的被委托者，決策的管理職能被賦予給 了被委托者，而委托者只保留了決策的最終控制權。因此，公司治理結構就是一 套規(guī)范公司相關各方的責、權、利關系的制度安排，是現(xiàn)代企業(yè)中最重要的制度 安排。隨著股權結構的分散化和多元化，股東越來越遠離企業(yè)的具體經營行為， 他們開始按照代理人所提供的信息進行決策。為了保證代理人所提供的信息真實 性、可靠性，一套完整的公司治理理論便應運而生。 公司治理的本質就是要解決因兩權分離（所有權和經營權）而產生的委托代 理問題，即公司所有者為了有效監(jiān)督經營者的監(jiān)督成本和經營者機會主義所帶來 的損失。因此減少委托代理成本就是公司治理核心，其治理途徑主要通過外部市 場和企業(yè)內部的組織激勵約束經營者的行為，降低委托代理成本，實現(xiàn)股東利益 最大化。 現(xiàn)代公司制企業(yè)的一個重要特征就是兩權分離，即所有權和經營權分離，由 此導致了委托代理關系，由于各自的目的不同，作為公司的股東，他們最希望看 到公司的盈利，利潤最大化，一般而言，他們主要通過查看公司的對外報送的財 務報告信息，但是，他們的可信度究竟有多高呢？對此，作為委托人的公司所有 者便通過獨立的第三方來提高財務報告的公允性，可以說，審計工作就是存在于 這一委托代理關系中，雙方長期的搜尋而產生的制度安排。 審計工作的開展也是源于的委托代理關系，委托人為了保護自己的經濟利益， 需要對公司經營者提供的財務報告的真實性以及履行委托代理關系的情況進行審 核和檢查，實現(xiàn)監(jiān)督，以便確認或者解除委托代理關系。但是，由于日益復雜話 的經濟關系以及經濟管理的客觀要求，使得公司委托人由于自身能力、檢查技術、 法律、地域和經濟因素等方面的限制，不能或無法親自審核公司經營者的經濟管 理活動，這就需要有一個具有相對獨立身份的第三者加以審查和評價，這就是審 計。公司治理結構和審計工作的出現(xiàn)都是社會經濟發(fā)展到一定階段的產物，盡管 審計工作的出現(xiàn)早于公司治理，但是，它們的本質都是促使委托人和代理人雙方 利益最大化。可以說，公司治理和審計工作出現(xiàn)都是委托人和代理人的共同需求。

第３章公司治珊結構和審計質帚的理論分析

因此，審計作為一種社會現(xiàn)象，其產生的客觀動因就是委托代理關系。 ３．３．３公司治理結構對審計質量影響的理論分析 無論公司治理結構還是審計質量都和委托代理相關，但公司治理結構和審計 質量的關系怎么樣呢？審計是對被審計單位所提供的財務報告等會計信息質量的 鑒證，作為最后一道防火墻，審計質量的高低會直接影響到公司股東以及相關利 益者的根本利益。林鐘高（２００４）認為，所有問題的根源是公司治理的不完善，有 缺陷的公司治理無法保證會計信息的高質量，更無法保證高水平的審計質量，無 法通過公司治理結構的外部機制對公司治理進行調控Ｈ羽。 現(xiàn)實中，上市公司治理結構的不健全對注冊會計師的審計工作也有著舉足輕 重的影響。一般來說，公司治理結構越完善，相應的審計質量就會高，經過注冊 會計師審計的會計信息質量以及鑒證信息公允性和可信度就會高很多。反過來， 審計質量也會對公司治理起到一定的促進或者公司治理的完善起到削弱作用。注 冊會計師的審計工作作為防范上市公司財務報告錯誤或舞弊的重要途徑，其本身 的正常運行就顯得格外重要，在影響注冊會計師出具審計報告的眾多因素中，上 市公司的治理結構無疑是最根本因素。如果注冊會計師出具非標準審計意見，那 么會對公司治理產生一定的影響，有些情況下，會削弱公司治理結構的作用。因 此，上市公司治理結構對審計質量存在著明顯的制約關系和削弱關系。

第４章公司治理結構對審計質甘的影響實證分析

第４章公司治理結構對審計質量的影響實證分析

４．１實證假設

本文主要研究公司治理結構對審計質量的影響，審計質量本文用盈余管理指 標替代，公司治理結構包括內部公司治理機制和外部公司治理機制。唯物辯證法 認為：事物的發(fā)展是內外因共同起作用的結果，內因是事物發(fā)展的根據(jù)，它 是第一位的，它決定著事物發(fā)展的基本趨向，外因是事物發(fā)展的外部條件，它 是第二位的，它對事物的發(fā)展起著加速或延緩的作用，外因必須通過內因而 起作用。對于公司治理也是如此，對審計質量的影響關鍵還是內部公司治理 機制，因此本文主要研究內部公司治理機制對審計質量的影響，具體來說：主要 是股權集中程度、董事會特征、監(jiān)事會等。 根據(jù)我國《公司法》規(guī)定，上市公司股東大會是公司的最高權力機構，根據(jù) 上市公司章程指引的有關要求，股東大會的職權主要有：審議公司外聘、解聘會 計師事務所的決議；審議公司的一年內購買、出售重大資產超過公司最近一期經 審計總資產３０％的事項；審議批準變更募集資金用途事項；審議股權激勵計劃以及 對外擔保行為等等�？梢�，上市公司的股權結構決定了其在股東大會議事決策話 語權，其股權結構和性質將直接影響審計質量，因此本文實證研究關注的是上市 公司股權結構與審計質量之間的關系。 從股權結構角度看，如果上市公司中股權相對分散，各個股東手中的股權基 本相差無幾，這時候除控股股東之外還存在其他大股東，股東大會的決議對其他 股東不利時候，外部大股東將會影響控股股東的行為；但是，如果上市公司中股 權高度集中，比如公司存在一個絕對控股的大股東時，控股股東必然會以實現(xiàn)自 身利益最大化為標準來行使自己在股東大會中所享有的權利，選擇能夠無條件執(zhí) 行自己經濟意志的代理人來經營和管理公司，因而公司審計質量的結果必然是傾 向于滿足控股股東的利益。近年來，隨著我國資本市場完善以及機構投資者的快 速發(fā)展，以機構投資者為代表的外部大股東在公司經營管理決策、公司經營管理 層的選聘、董事會以及監(jiān)事會組成問題上，施加了更大的影響，因此，基于以上 分析本文提出以下研究假設： Ｈ１：上市公司股權集中程度與審計質量之Ｉ’日Ｊ存在顯著的負相關關系，即股權 集中度越高，審計質量越低。 董事會是依法由股東大會選舉產生的董事組成，代表上市公司行使經營決策

兩南人學碩ｌｊ學１＿：）：論文

的常設機關。董事會是公司的決策機關。董事會設董事長一人，可以設副董事長。 董事長和副董事長由董事會以全體董事的過半數(shù)選舉產生。董事會規(guī)模的大小對 董事會功能的發(fā)揮有著重要影響，如果董事會規(guī)模越大，那么將有利于董事會各 項功能的更好發(fā)揮：有利于董事會聽取各方面不同的意見，吸收更多的信息，兼 收并蓄，從而減少公司的經營風險；也可以吸收多個領域的資源，比如吸收在某 個領域有特長的董事加入董事會，從而能夠使得整個董事會內部的專業(yè)知識、管 理知識得到較好的互補效果；來自不同領域的董事，可以更好的反應各方的利益， 因此董事會規(guī)模越大，來自各方的制衡因素也比較多，這時候公司董事會在盈余 管理方面也會受到各種限制因素。 獨立董事制度最早出現(xiàn)在美國上市公司治理中，其最初是用來組成審計委員 會，獨立于公司管理層，獨立進行表決投票。２０世紀８０年代開始，以美英為代表 的國家開始建立和完善獨立董事制度，其直接做法就是引入與所有者和經營者無 關的獨立第三方，以獨立董事名義進入董事會，保證董事會決策代表廣大股東的 利益，協(xié)調大股東和小股東的利益沖突，對其進行有效監(jiān)督，從而使全體股東利 益最大化。獨立董事的作用主要體現(xiàn)在： 監(jiān)督和治理，獨立董事可以對其他董事 權力進行制衡，避免公司被大股東控制， 獨立董事可以對公司的創(chuàng)建的內部控制 制度、程序以及計劃作出監(jiān)管，并提出治理意見；戰(zhàn)略決策，獨立董事一般在某 方面具有專業(yè)知識（比如管理、營銷、技術及融資等）、視野廣闊、經驗豐富等， 可以為公司發(fā)展提供各種建議，提高公司決策水平；作為獨立第三方的獨立董事 可以從獨立的角度進行決策，尤其當某些內部董事和公司利益沖突的時候，協(xié)調 各方面的利益，確保全體股東的利益。因此，獨立董事的比例越高，公司治理結 構就越完善，公司盈余管理也就越低，審計質量就越高。 公司總經理是由董事會決定聘任或者解聘的，為了保證上市公司與控股股東 在人員、資產、財務上嚴格分開，上市公司總經理必須專職，總經理在集團等控 股股東單位不得擔任除董事以外的其他職務。上市公司董事長（有時是副董事長， 下同）與總經理（ＣＥＯ，下同）是否分離反映了董事會的獨立性，其分離情況也影 響公司治理結構內部機制。目前，雖然國內外部分專家學者對董事長兼任總經理 對上市公司治理效率影響存在一定爭議，但是，若其兼任將導致公司績效下降。 董事會是代表所有股東的利益，其主要職責是代表公司所有者進行監(jiān)督，總經理 是董事會外聘的主要進行公司的經營管理，若兩者兼任，必然導致功能沖突，出 現(xiàn)“既是運動員又是裁判員”現(xiàn)象。根據(jù)以上分析，我們繼續(xù)提出以下假設： Ｈ２：董事會規(guī)模越大，盈余管理越低，審計質量越高。 Ｈ３：獨立董事比例越高，盈余管理越低，審計質量越高。 Ｈ４：上市公司董事長與總經理兩職位合一時，審計質量低。

２４

第４章公司治理結構對審計質甘的影響實證分析

隨著現(xiàn)代公司治理結構的發(fā)展和完善，高級管理層薪酬激勵體制本身也在不 斷完善的過程中。高級管理層薪酬體系是作為現(xiàn)代公司治理的重要組成部分而發(fā) 展起來的，激勵體制本身也在不斷完善的過程中。一度風靡美國乃至西方企業(yè)界 的公司理論表明，首席執(zhí)行官或董事長等高管人員的薪酬作為主要的激勵措施， 是解決普遍存在的委托代理關系的必要成本；同時，現(xiàn)在公司理論強調了公司價 值的最大化，反映在資本市場上，自然是公司股價的最大化。在這樣的模型中， 公司管理層的薪酬體系作為激勵措施，很大程度和公司在一定時期內的股價表現(xiàn) 聯(lián)系在了一起。相應地，作為具體的激勵制度結構中，總經理等管理層激勵措施， 被設計成為市場化的年薪和期權／股權制。這種理論模型的優(yōu)越之處，在于將企業(yè) 決策者和管理層的激勵與公司股價相掛鉤，并且衡量管理層業(yè)績表現(xiàn)的激勵措施 除了市場化的年薪制度，還有不確定的期權／股權措施，激勵機制得到了業(yè)績相關 性的強化。公司管理層為了得到激勵，不得不提高公司業(yè)績和完善公司治理，其 相應也提高審計質量。因此，本文研究假設： Ｈ５：上市公司高級管理層薪酬激勵越高，則盈余管理越高，即審計質量越低。 監(jiān)事會是由依法產生的監(jiān)事組成，對董事和經理的經營管理行為以及對公司 財務進行監(jiān)督的常設機構。它代表全體股東對公司經營管理進行監(jiān)督，行使監(jiān)督 職能，是公司的監(jiān)督機構，董事、高級經理管理人員不得兼任監(jiān)事。監(jiān)事會的主 要職權：檢查上市公司財務：對公司董事、高級經理人員執(zhí)行公司職務的行為進 行監(jiān)督，對其違法行為進行罷免；向股東大會提出提案；監(jiān)事會可以列席董事會 會議，并對董事會決議事項提出質詢或者建議。由于《公司法》賦予監(jiān)事會的主 要職權就在于檢查公司財務和監(jiān)督董事及高管人員的履職行為，因此監(jiān)事會機構 設置的完善與否，將對上市公司審計質量產生顯著的影響。監(jiān)事會履行其職責主 要通過列席董事會會議，就董事會決議事項提出質詢和建議，就財務報告中的爭 議事項聘請獨立的專業(yè)機構進行調查和鑒證，并通過定期舉行監(jiān)事會會議就相關 事項形成一致意見后向股東大會報告。我國《公司法》第一百二十條明文規(guī)定“監(jiān) 事會每六個月至少召開一次會議，監(jiān)事可以提議召開臨時監(jiān)事會會議”，因此監(jiān)事 會會議的頻率可以反映出監(jiān)事會履行其監(jiān)管職責的積極程度，因此本文提出以下 研究假設： Ｈ６：監(jiān)事會規(guī)�；驎h次數(shù)與盈余管理（審計質量替代指標）存在負相關關 系，即監(jiān)事會丌會頻率越高，盈余管理越低。

４．２模型構建

本文主要研究上市公司治理結構對審計質量的影響，關于公司治理結構主要

兩雨人學碩ｆ‘學位論文

關注內部公司治理機制，審計質量主要用盈余管理指標替代。審計質量衡量指標 是截面修正的Ｊｏｎｅｓ模型，即通過操控性應計項目（Ｄｉｓｃｒｅｔｉｏｎａｌ Ａｃｃｒｕａｌｓ）來 替代盈余管理。
ＤＡｔ／Ａｔ一１＝ＴＡｔ／Ａｔ—ｌ—ＮＤＡｔ／Ａｔ

下面將介紹本文的主要變量：

表４＿１關于公司治理結構的變量說明
治理結構分類 變量符號
Ｂｉｇｌ

變量名稱 第一大股東持股比例

備注說明 第一大股東持股數(shù)量占總股數(shù)的 比例

股權結構

ＨＥＲＦｌ０ ＳＯＥ
ＳＨ—Ｍｅｅｔ

赫芬達爾１０指數(shù) 是否國有控股
ｉｎｇ

前十人股東持股比例?Ｆ方和 若足，�。�；否則取０ 股東人會一年會議次數(shù) 董事會成員人數(shù) 董事會一年會議次數(shù) 獨立董事人數(shù)占董事會人數(shù)的比 例

股東大會次數(shù) 董事會規(guī)模 董事會會議次數(shù) 獨立董事比例

ＢＤ—Ｓｃａｌｅ ＢＤ＿Ｍｅｅｔｉｎｇ
ＩＤ—Ｒａｔ ｉｏ

董事會特征
ＩＤ—Ｐａｙ

前三名董事?Ｆ均薪酬 足否設置薪酬委員會 監(jiān)事會規(guī)模 職工監(jiān)事比例 監(jiān)事會議次數(shù)

前三名董事薪酬的平均值取對數(shù) 若足�。�，否則取０ 監(jiān)事會人員人數(shù) 職－Ｔ監(jiān)事占總髓事人數(shù)比例 監(jiān)事會一年會議次數(shù)

Ｒｅｍｕ—Ｃｏｍｍｉ ＳＣ—Ｓｃａｌｅ

監(jiān)事會特征

ＳＳ—Ｒａｔｉｏ ＳＣ—Ｍｅｅｔｉｎｇ

備注：所謂赫芬達爾ｌｏ指數(shù)反應的是公司股權集中程度．具體來說就是上市公司前十大股東持股比例平方和．由于股東持股比 例都小于１００ｌＩ‘．對其平方和后會ｆｌｊ現(xiàn)某種。馬太效應”，大的越犬，小的越�。虼耍В疲欤现笖�(shù)越大說明股權越集中。缺乏制衡． 公司治理效牢低．反之．股權比較制衡，公司治理效率商。

表４＿２其他變量說明
變量符吁
Ｐｌ

變量名稱 股權分散公司

備注說明 若第一大股東持股比例除以第２一１０人股東持股比例 之和小于ｌ，則取ｌ，反之�。�

Ｐ２ ＩＮＤｌ
ＩＮＤ２

蘸事長和總經理兼任公司 農、林、牧、漁業(yè) 采掘業(yè)

若兼任則取ｌ，反之�。� 若屬ｆ則�。�，反之�。� 若屬于則�。欤粗。�

第４章公司治理結構對市計質付的影響實證分析
ＩＮＤ３ ＩＮＤ４
ＩＮＤ５

制造業(yè) Ｉ乜力、煤氣及水的生產和供心業(yè) 建筑業(yè) 交通運輸、倉儲業(yè) 信息技術業(yè) 批發(fā)和零售貿易 房地產業(yè) 社會服務業(yè) 傳播‘ｊ文化產業(yè) 綜合類 啞變量 啞變量 啞變量

若屬于則�。�，反之�。� 若屬十則取ｌ，反之取Ｏ 若屬于則�。�，反之取Ｏ 若屬十則�。�，反之�。� 若屬于則取１，反之�。� 若屬于則�。�，反之取Ｏ 若屬十則�。欤粗。� 若屬十則�。�。反之�。� 若屬于則�。保粗。� 若屬十則�。�。反之�。� 若屬于２００８年�。欤駝t�。� 若屬于２００９年取ｌ，否則取０ 若屬于２０ｌＯ年�。欤駝t�。�

ＩＮＤ６
ＩＮＤ７

ＩＮＤ８ ＩＮＤ９ ＩＮＤｌ０ １ＮＤｌｌ ＩＮＤｌ２
Ｙ０８

Ｙ０９ Ｙ１０

通過上述說明，本文被解釋變量是Ｉ

ＤＡ

Ｉ（審計質量的替代變量盈余管理），

這是因為在公司財務數(shù)據(jù)上，盈余管理有調增與調減兩個方向，加上本文只研究 盈余管理程度，故在模型回歸和檢驗時，被解釋變量盈余管理采用其數(shù)學絕對值 即Ｉ
ＤＡ

ｌ。公司治理結構的變量都是解釋變量，此外，ＲＯＥ（凈資產收益率）、ＡＳＳ

（資產規(guī)模）、ＳＯＥ（國有控股公司）等作為控制變量，

４．３樣本選取

本文研究的上市公司治理結構對審計質量的影響研究數(shù)據(jù)來自中國上市公司 財務數(shù)據(jù)庫（ＣＳＭＡＲ），其中個別數(shù)據(jù)查閱了上市公司當年年報。樣本期問為２００８

—２０１０，具體選擇時考慮了以下幾個方面：一是剔除了盒融保險類上市公司，由
于金融類上市公司與其他行業(yè)上市公司所適用的會計制度、準則、業(yè)務性質、指 標計算等方面有較大差異；二是剔除了屬于ＩＰ０第一年的樣本數(shù)據(jù)以及所有ＳＴ 樣本；三是剔除了同時發(fā)行Ｂ股和Ｈ股的樣本，由于Ｂ股和Ｈ股上市公司在國外 證券市場需要單獨審計，并會影響國內證券市場上的審計，其審計需求與純Ａ股 上市公司存在差異，因此本研究不包括Ｂ股和Ｈ股上市公司。這樣全部Ａ股共有 ２４１８家公司，剔除ＳＴ和金融保險還有２１８３家公司，本文決定在２１８３家公司中 隨機抽�。保埃サ钠髽I(yè)作為樣本，考慮四舍五入，實際共取得２１９家年度樣本公司， 此外，為了保持研究的連續(xù)性，２００８—２０ｌＯ年的樣本公司都是一樣的。

兩南人學碩ｌｊ學位論文

表４＿３樣本行業(yè)分類分布

行業(yè)分類 農、林、牧、漁業(yè)
采掘業(yè)

公司總數(shù)
４１
５４

抽取比例（１０％）
４．１

實際樣本
４

５．４ １３３．７ ６．６
５．１

５ １３４
７

制造業(yè) 電力、煤氣及水的生產和供應業(yè)
建筑業(yè) 交通運輸、倉儲業(yè)

１３３７ ６６ ５１
７４

５
７

７．４ １８．６ １２ １０．３ ６．８ ２．６ ５．７ ２１８．３

信息技術業(yè) 批發(fā)和零售貿易
房地產業(yè)

１８６ １２０ １０３ ６８
２６

１９ １２ １０
７

社會服務業(yè)
傳播與文化產業(yè) 綜合類 合計

３ ６ ２１９

５７ ２１８３

表４－４樣本地區(qū)分布

東部地區(qū) 中部地區(qū)
兩部地區(qū) 合計

８６ ７３ ６０ ２１９

注：東部中部兩部地區(qū)劃分依據(jù)：２００１年３月．九屆全國人大陰次會議通過的‘中華人民，Ｅ和嗣周民經濟和社會發(fā)展第十個五年 計劃綱要’中對實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略再次進行了具體部署．西部地區(qū)特指陜婀、甘肅、寧夏、青海、新疆、四川、重慶、云南、 貴州、兩藏、廣西、內蒙古１２個省、閂治區(qū)和餼轄市：‘健進中部地區(qū)崛起規(guī)劃＇巾包括山西、安敲．江西．河南、湖北和湖南： 樂部遼寧，河北、天津、北京、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東．海南黑龍江、吉林１３個�。�

本文用Ｅｖｉｅｗｓ６．０軟件對樣本進行統(tǒng)計分析，得到２００８—２０１０年度公司治理結 構變量樣本描述性統(tǒng)計。（下表４—５到４—７）

第４章公司治理結構對審計質艟的影響實證分析

表４＿５ ２００８年度公司治理結構變量樣本描述性統(tǒng)計
２００８年
ＤＡ

Ｍｃａｎ ．Ｏ．００１３ ０．０６６８ ０．３．５８１

Ｍｅｄｉ粕
．０．０００５ ０．０４４５ Ｏ．３５４３
０．１４３１

Ｍａｘ １．０２１８ １．０３０１ Ｏ．５５００
Ｏ．７３６０

Ｍｉｎ
．０．６００１ ０．０００２ Ｏ．２１４３

ＳＩｄ．ＤｃｖｉａｌｉＯｎ ０．１０６６
０．０８３０

Ｉ Ｄ州
Ｂｉ９１
ＨＥＲＦｌＯ

０．０１１７ Ｏ．１３０ｌ ０．３２３３ １．９６４２ １．８３４１
３．９４２ｌ

Ｏ．１７２２ Ｏ．１２２３ ２．９６４２

Ｏ．００６１

ＳＯＥ ＳＨ?Ｍｃｃｔｉｎｇ ＢＤ．Ｓｃａｌｃ

０
４

ｌ
ｌＯ

０

ｌ

９．３８２３
１０．１４２９

９
１３

１７ ２６
０．５６２ｌ

５
４

ＢＤ－Ｍ∞ｔｉｎｇ ＩＤ．Ｉｂｔｉｏ Ｏ．３６５６ １３．８３７２
ＩＤ?Ｐａｙ

０．３４３３ １３．７６５３ ｌ ３
０

Ｏ．０９１０１

Ｏ．０５２ｌ ０．７４８３ ０．０３２４

１５．９４００

１０．６３０４
０

Ｒｃｍｕ－ＣｏｍＩｎｉ

Ｏ．８２０１ ４．０３０２ Ｏ．１４５０ ６．０５２５

ｌ

ＳＧＳ∞Ｉｅ
ＳＳ．ＲａｔｉＯ ＳＣ?Ｍｃｃｔｉｎｇ
ＲＯＥ

９
０．３３３３

２
Ｏ

１．２９吣
２．３６４１

４

１５ Ｏ．８５６８ ２７．４９０ｌ

３
Ｏ．０３５４

１．６９２５ Ｏ．１７３９ １．１５０３

０．褐２０
２１．９７６４

Ｏ．５００７

ＡＳＳ

２１．８７５４

１９．３００２

表４＿６ ２∞９年度公司治理結構變量樣本描述性統(tǒng)計
２００９年
ＤＡ

Ｍｃａｎ

Ｍｃｄｉ她
．０．００１４ Ｏ．０６５７ Ｏ．４５４３ Ｏ．１５３０
Ｏ

Ｍａｘ １．０３１７ １．６４２ｌ ０．６９００ ０．８３６７ ｌ １ｌ
１６

Ｍｉｎ
．Ｏ．５０３１

Ｓｔｄ．Ｄｃｖｉａｔｉｏｎ ０．１３４６

．Ｏ．∞２５
Ｏ．０７６３ ０．３７９４

Ｉ ＤＡＩ
Ｂｉｇｌ

Ｏ．００１８ Ｏ．２４４３ ０．００５８ ０ １ ５
４

Ｏ．０６３Ｉ
Ｏ．０６２７

ＨＥＲＦｌＯ

０．１８２３ ０．１３１２ ３．００３２

０．１４７ｌ

ＳＯＥ ＳＨ－Ｍｃｃｔｉｎｇ ＢＤ－ＳｃａＩｃ

Ｏ．３１４０

５
９

２．０２５７ １．８３４ｌ
３．７６４０

９．１７３ｌ １０．１００２

１２ ０．３４３３
１３．８６５３

２４ Ｏ．５６２ｌ １５．８３２１ １

ＢＤ?Ｍｃｃｔｉｎｇ
ＩＤ．Ｒａｔｉｏ

０．３６５６
１３．７３６２

Ｏ．０９０ｌ

Ｏ．０５２１ Ｏ．７７５３ Ｏ．０３２４

１０．５４６３

ｌＤ－Ｐａｙ Ｒｃｍｕ．ＣｏｍＩＴｌｉ ０．８２０ｌ １ ０

廷態(tài)犬學頸ｌ ４學披淪文
４．０３０２ ３

ＳＣ．Ｓｃａｌｃ ＳＳ．Ｒａｔｉｏ ＳＣ－Ｍｃｅｔｉｎｇ ＲＯＥ ＡＳＳ Ｏ．４８２０
２２．９６３０ Ｏ．１４５０ Ｏ Ｏ．３３３３ Ｏ

９

２

１．２９０８ ２．３６４ｌ
】．５８２３

６．０６０２

４

１４

３ Ｏ．０３５４
２０．４５３０

Ｏ．５００７
２２．７８４３

Ｏ．８５６８
２８５９６１

Ｏ．１７３９

１．１４３３

表４－７ ２０１０年度公司治理結構變量樣本描述性統(tǒng)計
２０ｌＯ年
ＤＡ

Ｍｅ強
．Ｏ．００１２

Ｍｅｄｉ雅
．Ｏ．００１１

Ｍａｘ １．０１３９ ｌ－００２ｌ
Ｏ．６３４ｌ

Ｍ弧
．Ｏ．５００ｌ

Ｓｌｄ。Ｄｅｖｉａｌｉｏ矗
Ｏ．１０１６

ｌ酬
Ｂ嘧１
ＨＥＲＦｌ０

０．０４４６
Ｏ。３８７９

０．０３３２ Ｏ．４５４３ Ｏ．１４４ｌ Ｏ
４

０．０００２
０．２５４３

Ｏ．０６２３
Ｏ．０４５２

Ｏ．１７４２ Ｏ．１２２３ ２．９６４２

Ｏ．７４５２
ｌ

Ｏ．００７ｌ
０

Ｏ．１１３ｌ ０．３２３３ １．９６４２
Ｉ。８３４１

ＳＯＥ ＳＨ－Ｍｅｅｔｉｎｇ ＢＤ．Ｓ齠ｌｃ ＢＤ—Ｍｅｅｌｉ娃ｇ ｌＤ．Ｒａｔｉｏ

１０
１７

１ ５
４

９３８２３

９

ｌＯ．１４２９ Ｏ．３６５６ １３．８３７２ Ｏ．８２０ｌ ４．０３０２ Ｏ．１４５０
６。Ｓ５２５

１３

２６ Ｏ．５６２ｌ １５．９４００ ｌ ９ Ｏ。３３３３
１６

３．９４２１ Ｏ．０５２１
Ｏ．７４８３

Ｏ．３４３３ １３．７６５３ １ ３ Ｏ
６

Ｏ．０９０ｌ
ｌＯ。６３０４

ｌＤ－Ｐ封
ｌｋ國鞋．（ｂ懋目醛 ＳＣ．Ｓｅ醚ｅ Ｓｓ．１匕￡ｉｏ ＳＣ?醚∞ｌｉｎｇ
ＲｏＥ

Ｏ ２
Ｏ

Ｏ。０３２４ １．２９０８ ２．３６４ｌ

４

１．豹２５
Ｏ。１５９３

Ｏ．４９９２ ２１．８７６４

８．５９∞
２ｌ。７Ｉ瞵６

ｅ。８２６７ ２７５３８２

鬣硝５４ １９．２瓣３

ＡＳＳ

ｌ。１３鉈

由上表知，ｌ Ｄ嗣平均值與中位數(shù)相近，且標準差很小，說明｜Ｄ矧比較 均衡。在股權結構方面：我國第一大股東持股數(shù)占總股數(shù)的比重較大，Ｈ琶ＲＦ重Ｏ的 數(shù)值有下降趨勢，說臻我國股權集中度有分散趨勢，ｍ．Ｐａｙ的數(shù)據(jù)可以看出，我 國上市公司普遍存在高級管理層薪酬比較高的現(xiàn)象，說明我國上市公司十分注重 從股權或其他薪酬激勵的角度建立管理層激勵機制。董事會特征方面：統(tǒng)計結果顯 示，我國上市公司董事人數(shù)均值約為ｌＯ人，樣本中董事人數(shù)最多的為１７入，最 少的僅為５入；獨立董事人數(shù)占董事總人數(shù)的３麟左右，其中最大的占到５７％，最 小的僅為％；大多數(shù)公司的獨立董事入數(shù)接近于公司法規(guī)定的下線，即上市公司 董事入數(shù)不得少于５入、獨立董事不得少于三分之一；董事會會議次數(shù)方面，我

筇，ｌ章公司治琿結構對審計質付的影響實證分忻

國上市公司董事會年均會議次數(shù)為１０次，最多召丌２６次，最少４次，董事會開 會的次數(shù)在企業(yè)問有很大的差異。監(jiān)事會特征方面：我國上市公司監(jiān)事會平均人數(shù) 為４人，最多有９人，最少２人。監(jiān)事會的一年開會次數(shù)，年均６次，最多的有 １６次，最少的為３次。 接下來本文將對公司治理結構的變量進行相關性分析，得到ｐｅａｒｓｏｎ相關系 數(shù)表（表９） 由于Ｂｉ９１和ＨＥＲＦｌ０相關系數(shù)為０．８５６３，相關程度較高，說明二者存在多重 共線性，為避免多重共線性對回歸結果造成影響，本文將對Ｂｉ９１和ＨＥＲＦｌ０分別 進行模型設計。 模型——： Ｉ ＤＮ
＝Ｂｏ＋Ｂ １ Ｂｉ９１ ｉ＋Ｂ２ ＳＯＥ ｉ＋８３ ＳＨ－Ｍｅｅｔｉｎｇ ｉ＋Ｂ４ ＢＤ－ＳｃａＩｅｉ＋Ｂ５ ＢＤ—

Ｍｅｅｔｉｎｇｉ＋Ｂ６ ＩＤ－Ｒａｔｉｏｉ＋Ｂ７ ＩＤ—Ｐａｙｉ＋Ｂ８ Ｒｅｍｕ—Ｃｏｍｍｉ ｉ＋Ｂ９ ＳＣ－Ｓｃａｌｅｉ＋ＢｌＯ ＳＳ－Ｒａｔｉｏ ｉ＋Ｂｌｌ ＳＣ－Ｍｅｅｔｉｎｇｉ＋Ｂ１２ ＲＯＥｉ＋Ｂ１３ ＡＳＳｉ＋∑丫ｉＩＮＤｉ＋∑ｄｉＹｉ＋ｅｉ

模型二：Ｉ Ｄ劊

＝Ｂｏ＋Ｂｌ ＨＥＲＦｌＯ ｉ＋Ｂ２ ＳＯＥｉ＋Ｂ３ ＳＨ－Ｍｅｅｔｉｎｇ ｉ＋Ｂ４ ＢＤ－Ｓｃａｌｅｉ＋Ｂ５ ＢＤ－

Ｍｅｅｔｉｎｇｉ＋Ｂ６ ＩＤ－Ｒａｔｉｏｉ＋Ｂ７ ＩＤ－Ｐａｙｉ＋Ｂ８ Ｒｅｍｕ—Ｃ０ｍｍｉ ｉ＋Ｂ９ ＳＣ?ＳｃａＩｅｉ＋Ｂ １０ ＳＳ－Ｒａｔｉｏｉ
＋Ｂ１ｌ ＳＣ．Ｍｅｅｔｉｎｇｉ＋Ｂ１２ ＲＯＥｉ＋Ｂ１３ ＡＳＳｉ＋∑ＹｉＩＮＤｉ＋∑ｄｉＹｉ＋ｅｉ

以上模型包括從２００８年到２０ｌＯ年的數(shù)據(jù)，其中公司治理結構的每一個解釋變量

取值為近三年的數(shù)值，而研ｉＩＮＤ為行業(yè)變量，

∑ｄｉＹｉ為年份變量，

＝。Ｕ∽
一

ｔ８０．０
昌．∞∽ 一 ｎｏ．【．ｏ ∞．Ｕ∽ 一 一寸ｏ．ｏ 卜寸ｎ．ｏ

＿ｏｏ．ｏ

寸ｎｏ．ｏ

Ｕ．Ｔｌ昌。匣 一 盤∞ｏ．０
》再山．ＱＨ 一 Ｎ．ｏ ∞卜ｏ．ｏ Ｎ—ｏ．ｏ

∞６０．ｏ

導ｎ．ｏ
匣．ＱＨ

卜∞ｃ．ｏ

昏ｎ０．ｏ

∞Ｎｎ．０

西ｎ氣。

寸Ｎ一．ｏ

∞ｏＨ．ｏ

昏寸０．ｏ

ｎ００．ｏ

口９０．ｏ

＝．Ｑ∞
ｏ

一

釵ｇ翟孫－ｌ匿外－Ｙ侄甚
ｏ＿礙ｕ∞．Ｑ∞ 一

ｎ ０．ｏ。

Ｈ寸Ｈ．ｏ

西卜ｏ．ｏ

卜＿ｎ．ｏ

Ｈ卜ｏ．ｏ

．【００．ｏ

昏嬙ｏ．ｏ

琳輕髏水罌刪制ｇ霉螞蹦艇舊竄∞毒搽
＝．｝ｌ∽

∞西冀。

Ｎｏｎ．ｏ

寸卜ｏ．ｏ

崢崎ｏ．ｏ

∞８．ｏ

Ｎ∞ｏ．ｏ

卜ｏｏ．ｏ

∞ｎｏ．ｏ

Ｎｏ．ｏ．

一．ｏ．

叫。田
一 一卜Ｎ．ｏ ｏＨ‰匣∞｝Ｉ — ｎｏ．ｏ

＿寸Ｎ．０

ｎ∞Ｉ．ｏ

Ｎ卜ｏ．ｏ

∞００Ｉ．０

西西０．ｏ

Ｈ００占

卜”０．ｏ

＿ｏｎ．０

Ｎｔ，Ｉ．ｏ

∞ｏ．ｏ

Ｈ∞ｏ．ｏ

ｎ寸ｏ．ｏ

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Ｎ００－ｏ

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．【嘶一∞

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口寸Ｎ．０．

Ｎ卜ｎ．ｏ。

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卜∞ｎ．ｏ
一《Ｃ一

甘卜一．ｏ

Ｎ 一．ｏ．

寸峙ｏ．ｏ

Ｎ∞Ｎ．ｏ

Ｎ＝．ｏ

％＿．０

卜ｎＨ．ｏ

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Ｎｎｏ．ｏ

目剞

一《Ｑ一

Ｉ矗Ｔ日

ｏ．【‰笛山｝｛

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ｏ召日出．Ｑ＿

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一ｇ基ｏ＝）－；昌ｕ匣

ｐ一５∞．Ｕ∞

ｏ譬矗匣．們∞

舶ｃＩｌＱ 苫Ｏ∞

Ｎ∞

第４章公司治理結構對審計質特的影響實證分忻

４．４模型回歸與實證分析
近年來，國內外學者對經管類的實證研究表明，Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸模型比其他模 型有更好的判別能力，其理論方法也比較成熟，盡管Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸模型的計算程 序比較復雜，但是本文采用ＳＰＳＳｌ７．０軟件進行處理。 Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸模型的基本形式是：

礦百≯麗鬲兩
ｅ（口＋島而＋，礦ｚ＋…＋反以）

其中，ｐ為定義某一事件發(fā)生的概率，它是由各自變量ｘｉ的非線性函數(shù)。但 是，可以通過一系列的變換，將其轉換為ｘｉ的線性函數(shù)。由ｌｏｇｉｓｔｉｃ函數(shù)的基 本形式，我們可知事件不發(fā)生的概率為卜ｐ：
．

１

１一礦五≯雨雨而麗
將事件發(fā)生概率除以不發(fā)生概率得到的比值為： —二�。獭＃澹ǎ瑁珝u而＋蘆鋤＋．”＋以氣Ｊ
ｌ—ｐ

兩邊取對數(shù)之后，我們就可以得到關于ｘｔ的線性函數(shù)：

￡以（—Ｌ）一ｂｏ＋屬五＋島屹＋…＋展ｔ
Ｉ—ｐ

其中Ｌｎ（Ｐ／卜Ｐ）被稱為ｌｏｇｉｔ Ｐ，它是事件發(fā)生比的自然對數(shù)值，取值為０或 ｌ，同時也是關于各自變量ｘｉ的線性函數(shù)。我們將選取的關于公司治理結構的各 解釋變量和是否對盈余管理影響作為被解釋變量一起帶入１０９ｉｓｔｉｃ回歸模型當 中，
Ｌｏｇｉｔ

Ｐ＝Ｌｎ（Ｐｉ／１－Ｐｉ）＿ｂｏ＋善ｂ鶘

關于上述公式，有兩個基本模型，即類似我們的模型一和模型二，Ｌｏｇｉｓｔｉｃ
回歸模型一中，缺少Ｘ２解釋變量，在Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸模型二中，缺少Ｘ１解釋變量。 由于Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸模型對多元共線性比較敏感，因此，在進行Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回 歸模型之Ｉｊ｛『本文進行了１２個變量的Ｐｅａｒｓｏｎ系數(shù)的相關系數(shù)表，以消除多元共線 的影響（其結果見表９）。接下來本文進行獨立樣本Ｔ檢驗（表４—９）。

兩南人學碩ｌ：學位論文

表４－９獨立樣本Ｔ檢驗
方差方程的ｋｖｅｎｅ檢驗
Ｆ １ Ｂｉ９１ Ｏ １ ＨＥＲＦｌＯ Ｏ １

均值方程的ｌ檢驗
ｔ ４．０１７

Ｓｉｇ．
０．００２

ｓｉｇ．
０．０００ Ｏ．００ｌｏ Ｏ．０００

１２．３１９

３．４７６ １３．４７３
Ｏ．００１

３．６５ｌ
３．２５６

０．０００ ０．００３
Ｏ．００２ ０．０７４ ０．０６８ Ｏ．０３５

９．７５８

０．０１４

３．４５２ ３．２６８

ＳＯＥ

０ １

１．００４

０．１３３

．１．００３ ．１－１０２

ＳＨ－Ｍｃｅｔｉｎｇ

０ １

５．７６２．

０．０２７

２．００３
２．０１７

ＢＤ－ＳｃａＩｅ

０ １ ３．４２７

０．０３７ ０．０６８
Ｏ．０７３

Ｏ．０５９

１．３４６

ＢＤ－Ｍ∞ｔｉｎｇ

０

１．３５４ １５．６６７ Ｏ．００８ ．３．８７３ ．２．９６５ １４．３２８ ０．００８ ２．５６１
３．４３７

１

Ｏ．００ｌ
０．００ｌ

ＩＤ．Ｒａｔｉｏ

０ １

Ｏ．０００
０．０００

ｌＤ－Ｐａｙ

０ ｌ

３．７４６

０．１６９

０．９９７
Ｏ．８９２

０．１０３
Ｏ．１１３ ０．０３７

Ｉｋｍｕ．Ｃｏｍｌｎｉ

０
１

３．１０３

０．０３４

．１．３６８ ．１．３２１

ＳＣ．Ｓｃａｌｃ

０ １

Ｏ．０４ｌ
０．２０４ ０．１３７ ０．０６７

２．４６５

０．２０２

Ｏ．６３８ Ｏ．５９３

ＳＳ．Ｒａｔｉｏ

Ｏ １ ２．８９５ Ｏ．０８４

Ｏ．５８２ Ｏ．５４１

ＳＣ—Ｍ∞ｔｉｎｇ

０ ｌ ２．４７６ Ｏ．０５７

０．０５８
０．０８３

．２．４４７

ＲＯＥ

０ １

．２．５６８ ３．８７５ ０．０３８ ．１．３７５
．１．４４７

Ｏ．０７５
０．０４５ ０．０３９

ＡＳＳ

０

注：衷巾Ｉ代表Ｌｅｖ∞ｅ倥驗中萬蓐豐廿等?０代愛Ｌｅｖｅｎｅ檢驗中方差不棚等．Ｊ￡含義是．Ｌｃｖｅｎｃ儉驗葉１?打Ｉ？嘰舊址，子住水甲（Ｓｊ ｇ．） 大于Ｉ嘿．即Ｏ．ｔ。則看相等一行．否則則看不相等一行．

由于本文的要求的顯著性水平不得低于１０％，在方差方程的Ｌｅｖｅｎｅ檢驗中，若 Ｆ值的顯著性水平（Ｓｉｇ．值）大于０．１，分析數(shù)據(jù)以“假設方差相等”一行的數(shù)據(jù) 為準，否則以“假設方差不相等”一行的數(shù)據(jù)為準。在獨立樣本Ｔ檢驗表中對應行 ｔ檢驗的ｓｉｇ．值，若大于Ｏ．壩０說明兩組在該指標上的數(shù)據(jù)并無顯著差異。以第一 大股東持股比例（Ｂｉ９１）為例，Ｆ值的Ｓｉｇ．值為０．００２，小于０．１，故應該看“假設 方差不相等＂一行的數(shù)據(jù)，該行中ｔ值的Ｓｉｇ．值為０．ＯＯＯ，顯然小于０．１，則說明上

第４章公司治理結構對審計質舒的影響實證分析

市公司治理的樣本組合與正常公司的樣本組合在第一大股東持股比例（Ｂｉ９１）指 標上的數(shù)值具有顯著性差異，可以作為Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸模型的指標。 下面本文將對模型進行Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸，即以Ｉ Ｄ劊作為被解釋變量，以各

種內部治理指標為解釋變量�，F(xiàn)有的Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸主要有兩種常用方法：一種是
Ｆｏｒｗａｒｄ

Ｃｏｎｄｉｔｉｏｎａｌ（逐步向前條件參數(shù)）法；另一種是Ｅｎｔｅｒ（強制納入變

量）方法。其公式如下：
Ｌｏｇｉｔ

Ｐ＝Ｌｎ（Ｐｉ／卜Ｐｉ）＝ｂｏ＋＞＇ｂⅨｆ

Ｐｉ為屬于解釋變量影響審計質量的

概率，卜Ｐｉ表示不屬于解釋變量影響審計質量的概率，ｂｏ為截距，ｂｉ表示系數(shù)，Ｘｉ
表示解釋變量。Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸與多元線性回歸模型基本一致，但所不同的是：① Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸模型中因變量是二分類的，而不是連續(xù)的，其誤差的分布不再是正 態(tài)分布而是二項式分布（Ｂｉｎｏｍｉａｌ Ｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ），即重復ｎ次的伯努利試驗；② Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸系數(shù)的估計不是用的ＯＬＳ（最小二乘法）估計，而用ＭＬＥ（極大似然法） 估計，其系數(shù)的檢驗不是ｔ檢驗或Ｆ檢驗，而是ｗａｌｄ檢驗。本文之所以要用Ｌｏｇｉｓｔｉｃ 回歸主要目的在于檢查哪些變量對審計質量影響較小甚至沒有影響，本文在做 Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸的時候按照Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸的的步驟，先做單因素的分析，再做多因 素分析（以剔除一些共性變量或對盈余管理影響不顯著的變量），即先對公司治理 結構的主要三個方面：股權結構、董事會特征、監(jiān)事會特征做Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸，然后 再對公司治理結構其它三個方面對審計質量的影響做Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸，下表是本文 的回歸結果：
表４－１０股權結構對審計質量的影響研究
公式 變量 截距
Ｂｉｇｌ
ＨＥＩｔＦｌＯ

預期 符號
ｂｉ

模型一 Ｗａｌｄ
１９．８３９ ７．９５３ ｂｉ

模型二 Ｗａｌｄ
１６．０９ｌ

變量
ｂ０ Ｘ１

４．８“… ．２．３４７…

５．５９３…

Ｘ２ Ｘ３ Ｘ４
．１．４０６

．３．０９２… ．１．０３１．’
３．００３ ．０．０９７’

５．５６７
１．００１

ＳＯＥ

ＳＨ?Ｍｃｃｔｉ雌

４．２５９ ５．３４２ ５．５２６

．１．６８５ ．０．０６４”

４．０７６ ４．１５７ ４．２７３

ＲＯＥ ＡＳＳ

Ｘ１３
Ｘ１４

．２．０６７¨

．１．１８６…

．１．１３５…

—２對數(shù)似然值
９７６．２０ｌ‘ Ｃｏｘ＆ＳｎｃｌｌＲ ｓｑ岫他 ０．４０４ ＮａｇｃＩｋｃｒｋｃ Ｒ ｓｑｕａ代 ０．７４７ ０．７０２ Ｏ．４９ｌ ９８６．３ｌｏ－

兩南人學碩十學位論文

表４－”董事會特征對審計質量的影響研究

公式 變量 截距
ＢＤ．Ｓｃａｌｃ

預期 符口．
ｂｉ

模型一 Ｗａｌｄ
２０．３３６ ２．４６７ ｂｉ

模型＿二 Ｗａｌｄ
１８．２０１

變量
ｂＯ

６．７４８…
．２．００８‘

６．“６…
．Ｏ．１３４’

Ｘ５ Ｘ６
Ｘ７

３．５７２ １．３０４ ０．０９４

ＢＤ?Ｍｅｅｔｉｎｇ
ＩＤ．Ｒａｌｉｏ ｌＤ－Ｐａｙ

．Ｏ．１６８

０．４１２ Ｏ．０９６

Ｏ．１１６

．１．１６５…
＋

．Ｏ．３５１．”

Ｘ８

１．２３８…

１．６４５

１．０１３…

１．４８５

Ｒｅｍｕ．Ｃｏｍｍｉ
ＲＯＥ

Ｘ９

＋

．Ｏ．８７３

１．４４３
５．１６８ ４．８６５

．Ｏ．７５２ ．１．０５６“

１．１２６
５．６４３

Ｘ１３
Ｘ１４

．３．００２”

ＡＳＳ

．１．０３２…

．１．７５３…

５．１０７

—２對數(shù)似然值
８８７．３２１。

８６８．４６８ｌ

Ｃｏｘ＆ＳｎｃＵＲｓｑｕａ他 ０．３０８
Ｎａｇｅｌｋｅｒｋｅ

Ｏ．３９１

Ｒ ｓｑｕａｒｃ Ｏ．７０６ Ｏ．７２４

表４—１ ２監(jiān)事會特征對審計質量的影響研究

公式 變量 截距 ＳＣＳｃａｌｃ
ＳＳ．Ｒａｔｉｏ ＳＣ?Ｍｃｅｔｉｎｇ
ＲＯＥ ＡＳＳ

預期 符號
ｂｉ

模型一 Ｗａｌｄ
１８．０３９
６．２５４

模型二
ｂｉ Ｗ柚ｄ １５．１３７ ５．７６８
４．９６５

變量
ｂ０ Ｘ１０ Ｘ１１ Ｘ１２ Ｘ１３ Ｘ１４

５．４０５… ．１．４２５…
．Ｏ．４３２

５．３３５… ．１．３９９…
２．０２７
—０．０９７‘

２．２２８

．１．０３１．‘
．１．９６７¨

３．∞３
４．５８６
６．９８３

１．∞ｌ
５．５０ｌ

．１．Ｏ“” ．２．１２８…

．２．５７３…

５．７４８

—２對數(shù)似然值
８９７．３１２。 Ｃｏｘ＆ＳｎｃＵＲ ｓｑｕａｒｃ Ｏ．３９４ Ｎａｇｃｌｋｃｒｋｃ Ｒ ｓｑｕａ代
Ｏ．６３７

８７６．０１３‘

０．３１２

０．６０２

第４章公司治理結構對審計質舒的影響實證分忻

表４—１３上市公司治理結構對審計質量的影響研究

公式 變量 截距
Ｂｉ９１

模型一 預期符號
ｂｉ

模型二
Ⅵ，ａｌｄ ８．７３９ ５．０７３ ｂｉ

變量
ｂＯ Ｘｌ Ｘ２ Ｘ３
Ｘ４

Ｗａｌｄ
６．９９１

４．７９５…
＋

５．０８２…

１．６３７…

ＨＥＲＦｌＯ ＳＯＥ ＳＨ－Ｍｅｃｔｉｎｇ
ＢＤ．Ｓｃａｌｃ

＋

２．９４３…
．Ｏ．０４８“
．ｏ．３２３ ．Ｏ．０６９。 ．Ｏ．０１７

３．１９７ １．００５ ２．９７ ３．５７２
１．４３０ ０．０９４

１．２３１ ３．２５９ ２．４６７
Ｏ．０１３

－ｏ．１０４’ ．０．５６８
．０．１３４’

Ｘ５ Ｘ６
Ｘ７

ＢＤ?Ｍｃｃｔｉｎｇ ＩＤ．Ｒａｔｉｏ ｌＤ?Ｐａｙ Ｒｃｍｕ．ＣｏｍＩＩｌｉ

０．０１３
．Ｏ．３５ｌ’’’

．Ｏ．０７６…
＋

０．０９６ １．８５３ ０．３５８
３．２０９

Ｘ８ Ｘ９ Ｘ１０ Ｘ１ｌ Ｘ１２ Ｘ１３
Ｘ１４

０．１７６…
０．２０９

０．３１７…
Ｏ．０１７

Ｏ．８７５
０．００２ ４．０２１

＋

ＳＣ．Ｓ∞ｌｃ
ＳＳ．Ｉｂｌｉｏ ＳＣ－Ｍｃｃｔｉｎｇ ＲＯＥ ＡＳＳ

．Ｏ．０９７” Ｏ．３５１

．Ｏ．０８６¨ Ｏ．３３６ ．０．４７６’

Ｏ．４６５ ２．９７８ ５．３４２ ４．５２６

０．３９４ ３．６５９ ４．５７１ ３．２２７

．Ｏ．４３６．
．Ｏ．０６７’

．Ｏ．０６４．
．Ｏ．５４１¨

．Ｏ．１８６¨

—２對數(shù)似然值
Ｃｏｘ＆Ｓｎｃｌｌ ＲｓｑｕａＩ弓 Ｎａｇｃｌｋｃｒｋｅ Ｒ ｓｑｕａ佗

１９４２．６７ｌ‘

１８７５．３１８。 ０．５０１ ０．７２９

０．５４０
０．８３６

表“一１３注；●，＃及�！穹謩e代＿襄在Ｉ儺，秘及Ｉｔ水平上顯看（雙尾）．－２肘教１以然低表不用虬Ｅ（強大似然法）估計燹ｔ的一２

對數(shù)似然值．其值越大說明估計值越接近模型。ｏ嚨矗ＳｎｃⅡＲ跚呲表示解釋變量和被解釋變量的相關率。Ｎ＿艫ｌｋｅｒｂ
表示解釋變量解釋被解釋變ｔ的概率．

Ｒ ｓｑＩＩ－聘

從表１１—１４研究結果可以發(fā)現(xiàn)，在上市公司治理結構對審計質量的影響研究 中，從公司股權結構來看，在模型一中，第一大股東持股比例（Ｂｉ９１）系數(shù)為１．６３７， Ｗａｌｄ值為５．０３７，在１％的水平上非常顯著，從而說明在模型一中，第一大股東的持 股比例對盈余管理非常顯著，并且和預期符號一致，第一大股東的持股比例對盈 余管理呈Ｊ下相關，即第一大股東的持股比例越高，盈余管理（１ Ｄ刖）越高，可

以操控的利潤就越多，可想而知，審計質量水平是下降的。在模型二中，赫芬達 爾１０指數(shù)（ＨＥＲＦｌＯ）反應了股權集中程度，其系數(shù)為２．９４３，Ｗａｌｄ值為３．９１７，在 １％的水平上非常顯著，說明了赫芬達爾１０指數(shù)對模型二的影響也非常顯著，其符 號和預期一致，通過回歸模型的結果發(fā)現(xiàn)，赫芬達爾１０指數(shù)（ＨＥＲＦｌ０）和模型一 的第一大股東持股比例（Ｂｉ９１）對盈余管理（Ｉ Ｄ刖）的影響一致，即赫芬達爾 １０指數(shù)越大，股權也越集中，盈余管理（１ Ｄ刈）越高，上市公司可以操控的利 潤就越多，審計質量也就越低。而在模型一和模型二中都有ＳＯＥ（是否為國有控股）

ｐｑ南人’孚：碭�。欤簩W位論文

變量，其系數(shù)為．０．０４８，ｗａｌｄ值為１．２３１，其對模型一的影響在５％的水平上顯著， 但是，在模型二中系數(shù)為一Ｏ．１０４，Ｗａｌｄ值為１．００５，其對模型二影響在１０％的水平 上影響不是很顯著，究其原因可能是在模型一中第一大股東的持股比例越高，說 明是國有控股的可能性非常大，而在模型二中采用的是赫芬達爾１０指數(shù)（ＨＥＲＦｌ０） 其計算方法是前十大股東持股比例的平方和，反應的是股權集中程度，股權越集 中，說明公司的權力缺乏制衡力量，不一定說明是國有控股。股東大會次數(shù) （ＳＨ．Ｍｅｅｔｉｎｇ）在模型一中系數(shù)為．Ｏ．３２３，Ｗａｌｄ值為３．２５９，模型二中系數(shù)為．０．５６８， Ｗａｌｄ值為２．９７，無論在模型一中還是在模型二中，它們對盈余管理的影響都不是很 顯著，說明其對審計質量的影響也不是很顯著，股東大會在一年中的會議次數(shù)對 實際上市公司的可以操控的利潤不顯著，進而對審計質量影響不是很顯著，這和 我國上市公司的實際情況基本上一致的。 無論是模型一中的第一大股東持股比例（Ｂｉ９１），還是模型二中赫芬達爾１０ 指數(shù)（ＨＥＲＦｌＯ）它們都反映了上市公司的股權集中程度，無論哪種模型下都驗證 了本文的第一個假設，該模型進一步證實了原假設的正確性，即上市公司股權集 中程度與審計質量之間存在顯著的負相關關系，即股權集中度越高，審計質量越 低。 從董事會特征來看，上市公司治理結構對審計質量的影響研究中，本文主要 從董事會規(guī)模、董事會次數(shù)、獨立董事比例、前三名董事平均薪酬以及是否設置 薪酬委員會方面來分析董事會特征對審計質量的影響。在表１４上市公司治理結構 對審計質量的影響研究中，董事會規(guī)模（ＢＤ．Ｓｃａｌｅ）在模型一中的系數(shù)為一Ｏ．０６９， Ｗａｌｄ值為２．４６７，在模型二中系數(shù)為一０．１３４，Ｗａｌｄ值為３．５７２，他們都在１０％的水平 上顯著，說明董事會規(guī)模對盈余管理的影響顯著，其符號和我們預期的也一致， 董事會規(guī)模與盈余管理呈現(xiàn)負相關，即董事會規(guī)模越大，可操控利潤就越低，盈 余管理也越低，從而審計質量也就越高。董事會會議次數(shù)（ＢＤ．Ｍｅｅｔｉｎｇ）其在模 型一和模型二中的系數(shù)分別為．０．０１７和０．０１３，Ｗａｌｄ值分別為０．０１３和１．４３０，但是模 型一的系數(shù)和我們預期不一致，說明關于董事會會次數(shù)在模型二的效果比在模型 一的更好。獨立董事比例（ＩＤ．Ｒａｔｉｏ）反應了獨立董事人數(shù)占整個董事會人數(shù)的比 例，其在模型一和模型二中的系數(shù)分別為Ｏ．０７６和０．０９６，Ｗａｌｄ值分別為０．３５１和０．０９４ 無論其在模型一還是模型二都是在１％水平上很顯著的，說明獨立董事比例對盈余 管理的影響十分顯著，獨立董事比例和盈余管理呈現(xiàn)負相關，即獨立董事比例越 高，說明董事會的外部監(jiān)督比較多，董事會想操控利潤必然受到來自各方的壓力， 尤其是外部董事，因為他們大多數(shù)代表的是多數(shù)股東的利益，因此，獨立董事比 例越高，公司可以操控的利潤就比較少，審計質量水平也就越高。 前三名董事平均薪酬（ＩＤ．Ｐａｙ）其計算過程是通過前三名董事薪酬的平均值取對數(shù)，

第４帚公司治理結構對審計質‘囀的影響實證分析

反應了作為公司高管對盈余管理的反應程度，一般來說，高管薪酬越高，其有更 大的操控利潤的愿望，通過粉飾財務報表以提高利潤，從而能拿到更高的薪酬， 從上表中無論模型一還是模型二，他們都有非常高的顯著性水平，其系數(shù)分別為 ０．１７６和１．８５３，Ｗａｌｄ值分別為Ｏ．３１７和０．８７５，高管薪酬與盈余管理呈現(xiàn)正相關，即 上市公司高級管理層薪酬激勵越高，盈余管理越高，可操控應計項目越多，審計 水平也就越低。是否設置薪酬委員會（Ｒｅｍｕ．Ｃｏｍｍｉ）對盈余管理的影響，無論模 型一還是模型二都不是顯著，說明是否設置薪酬委員會對審計質量影響不大。 從以上關于董事會特征對盈余管理的影響分析中，董事會規(guī)模對盈余管理的 影響顯著，董事會規(guī)模與盈余管理呈現(xiàn)負相關，即董事會規(guī)模越大，可操控利潤 就越低，盈余管理也越低，從而審計質量也就越高，證明了假設二的正確性，即 董事會規(guī)模越大，盈余管理越低，審計質量越高；獨立董事比例對盈余管理的影 響也十分顯著，獨立董事比例和盈余管理呈現(xiàn)負相關，獨立董事比例越高，公司 可以操控的利潤就比較少，審計質量水平也就越高，從而證明了假設三的正確性， 即獨立董事比例越高，盈余管理越低，審計質量越高；此外，前三名董事平均薪 酬（ＩＤ．Ｐａｖ）和盈余管理呈現(xiàn)Ｊ下相關，證明了假設五，即上市公司高級管理層薪酬 激勵也高，盈余管理越高，即審計質量水平越低。 從監(jiān)事會特征角度來看，監(jiān)事會規(guī)模（ＳＣ．Ｓｃａｌｅ）在模型一的系數(shù)為．Ｏ．０９７， ｗａＩｄ值為３．２０９，在模型二的系數(shù)為．Ｏ．０８６，ＷａＩｄ值為４．０２１，無論其在模型一還是 模型二中，其都是顯著的，顯著性水平為５％，說明其對盈余管理的影響程度，監(jiān) 事會規(guī)模與盈余管理呈現(xiàn)負相關，即監(jiān)事會規(guī)模越大，盈余管理越低，審計質量 越高。職工監(jiān)事比例（ＳＳ．Ｒａｔｉｏ）無論其在模型一還是模型二中，都是不顯著的， 說明職工監(jiān)事對盈余管理的影響有限。監(jiān)事會議次數(shù)（ＳＣ．Ｍｅｅｔｉｎｇ）反應監(jiān)事會一 個年度的開會會議次數(shù)，其在模型一的系數(shù)為一Ｏ．４３６，ＷａＩｄ值為２．９７８，在模型二 的系數(shù)為一０．４７６，Ｗａｌｄ值為３．６５９，其在兩個模型的顯著性水平都是１０％，其對盈 余管理的影響類似監(jiān)事會規(guī)模，即監(jiān)事會議次數(shù)召開越多，盈余管理越低，審計 質量越高。經過監(jiān)事會特征的實證分析，證明了假設六即監(jiān)事會規(guī)�；驎h次數(shù) 與盈余管理（審計質量替代指標）存在負相關關系，即監(jiān)事會丌會頻率越高，盈 余管理越低。 此外，還有控制變量凈資產收益率（ＲＯＥ）和資產規(guī)模（ＡＳＳ）對盈余管理 下影響，凈資產收益率在模型一和模型二中的系數(shù)分別為一Ｏ．０６７和．Ｏ．０６４，Ｗａｌｄ 值分別為５．３４２和５．３４２，顯著性水平為１０％；資產規(guī)模在模型一和模型二中的系 數(shù)分別為一Ｏ．１８６和．０．５４１，Ｗａｌｄ值分別為４．５２６和３．２２７，具有十分的顯著性水平， 達到５％。凈資產收益率通過凈利潤除以平均凈資產來得到的，無論凈利潤還是 平均凈資產，上市公司管理層可能面臨來自多方的壓力比如公司業(yè)績、激勵薪酬、
３９

兩雨人學碩。ｆ：學位論文

職位晉升等方面的原因，他們可以這些指標來達到目的，因此，上市公司管理層 可以操控應計項目，操控盈余管理，進而影響審計質量；資產規(guī)模本文通過期術 總資產對數(shù)計算得到，資產規(guī)模越大，說明上市公司可以操控的應計項目越多， 被審計出的可能性也越小，盈余管理也就越高，進而審計質量水平也就越低。綜 上所述，從實證的研究結果發(fā)現(xiàn)，凈資產收益率和資產規(guī)模對盈余管理正相關， 即凈資產收益率和資產規(guī)模越大，被審計公司盈余管理越高，審計質量水平越低。 表１１—１４的Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸，本文先做單因素的Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸，即先從股權結構、 董事會特征、監(jiān)事會特征方面分別對盈余管理的影響，然后再對他們做多因素變 量的Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸，通過回歸檢驗，基本上證明的除假設四以外的其他五個假設， 下面本文將對假設四再次進行Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回歸，其回歸結果如下表：
表４－１４董事長和總經理是否兼任對審計質量的影響研究（模型一）

公式變 變量 截距
Ｂｉ９１
ＨＥＲＦｌ０ ｂ０

Ｐ２（�。保� 預期符口．
ｂｉ
４．６６８¨＋
＋

Ｐ２（取０） Ｗａｌｄ
８．２２７ ７．３７３ ｂｉ

量

Ｗａｌｄ
６．８６９

５．１４２…
１．２２７‘

Ｘ１
Ｘ２ Ｘ３ Ｘ４ Ｘ５ Ｘ６ Ｘ７ Ｘ８ Ｘ９ ＸｌＯ

１．６３７…

５．６４８

ＳＯＥ ＳＨ－Ｍｅｅｔｉｎｇ ＢＤ．ＳｃａＩｃ ＢＤ－Ｍｅｅｌｉｎｇ ＩＤ．Ｒａｔｉｏ
ＩＤ．Ｐａｖ

．Ｏ．２８３¨

３．４５３

．０．１９４‘

２．２２５
２．４０７ ３．２５７ １．３２１

．Ｏ．３４３
．０．０７１’ ．０．０２３

３．３３９ ２．３４５
１．１４６

．０．３６８ ．Ｏ．０３９‘
Ｏ．０１３

．１．１０８”
＋

１．１６８ １．３８５
０．２８６ ３．２０９ Ｏ．５７５

．１．３５ｌ’�！�

１．１４９ １．５７８
Ｏ．２７９ ４．０２１

１．３２４…
．ｏ．１９６ ．０．０９７’

１．１０４…
．０．０８５ ．Ｏ．０８６‘
０．３４８

Ｒｅｍｕ．ＣｏｍＩＩＩｉ ＳＣ．Ｓｃａｌｃ
ＳＳ．ＲａＩｉｏ

＋

Ｘ１ｌ
Ｘ１２ Ｘ１３ Ｘ１４

＋

Ｏ．２５３

Ｏ．４７５ ３．１６３
４．５７ｌ

ＳＣ?Ｍｅｅｔｉｎｇ
ＲＯＥ

．Ｏ．４４２‘ ．Ｏ．１６５‘
．０．１９８．．

２．９８０
５．３４２ ４．２３１

．Ｏ．４５３’
．０．０７５’ ．０．５４３¨

ＡＳＳ

３．９８３

—２對數(shù)似然值
Ｃｏｘ＆ＳｎｅＵＲ ｓｑｕａ陀

１９４２．５６３－
Ｏ．３０４ Ｏ．４９６

１８７５．２１７Ｉ
Ｏ．５１４ Ｏ．７１２

Ｎａｇｅｌｋｅｒｋｅ

Ｒ Ｓｑｕａ化

注：?．＃及＃?分別代表在ｌ暇、飄及１％水平ｌ：顯著（取尾）．一２對教似然值表示用札Ｅ（極大似然法）估計變量的一２對致似然值．

Ｊ‘伉越人說明估計值越接近模型．Ｇ呱＆ＳｎｃｎＲｓｑ岫他表示解釋變量和技解釋變量的相關率．№薩ＩｋｆｈＲ跚呲表示解釋變量解釋
故解釋變量的概率。

第／ｌ章公司治邢結構對審計質付的影響實證分析

表４＿１５董事長和總經理是否兼任對審計質量的影響研究（模型二）

公式變 變量 截距
Ｂｉ９１ ＨＥＲＦｌ０ ＳＯＥ ＳＨ?Ｍｅｅｔｉｎｇ ＢＤ．ＳｃａＩｃ ＢＤ－Ｍｃｃｆｉｎｇ ＩＤ．Ｉｈｔｉｏ ＩＤ?Ｐａｙ Ｒｃｍｕ．ＣｏｍＩＩＩｉ ＳＣ．Ｓｃａｌｃ ＳＳ．Ｒａｔｉｏ ＳＣ?Ｍｃｃｔｉｎｇ ＲＯＥ ＡＳＳ ｂＯ
Ｘ１

Ｐ２（取１） 預期符吁
ｂｉ

Ｐ２（�。希� Ｗａｌｄ
８．２５３ ｂｉ ５．１３４．．’

量

Ｗａｌｄ
６．８５６

４．６７９…

Ｘ２ Ｘ３
Ｘ４

＋

２．３６５…
．Ｏ．２８３¨ ｍ．３４３
．Ｏ．０７１’

７．４５３

１．２２７‘

６．４７８ ２．２２５
２．４０７

３．４５３ ３．３３９ ２．３４５ １．１４６ １．１６８
１．３８５

．Ｏ．１９４’ ．０．３６８ ．０．０３９‘ ０．０１３

Ｘ５ Ｘ６ Ｘ７ Ｘ８ Ｘ９ ＸｌＯ Ｘｌｌ Ｘ１２ Ｘ１３ Ｘ１４
＋
＋

３．２５７ １．３２ｌ
１．１４９

ｍ．０２３ ．１．１１３¨
１．３１６”。

．１．３２４… １．１１３…
．Ｏ．０８５ ．Ｏ．０８６‘ Ｏ．３４８ ．Ｏ．４５３’
．Ｏ．０７５’

１．５７８
Ｏ．２７９ ４．０２１

＋

＿ｏ．１９６
．０．０９７’

０．２８６
３．２０９

０．２５３
．０．４４２’

０．５７５ ２．９８０ ５．３４２ ４．２３１

０．４７５ ３．１６３
４．５７１

．Ｏ．１６５’ －０．１９８”

．０．５４３¨ １８７５．１１６Ｉ
Ｏ．５３２ ０．７１０

３．９８３

—２對數(shù)似然值
Ｃｏｘ＆ＳｎｃＵＲＳｑｕａｒｅ ＮａｇｃＩｋｃｒｋｃ Ｒ ｓｑｕａ佗

１９４２．４５５Ｉ ０．３１５
Ｏ．４９ｌ

注；●?＃及槲分別代表狂ｌ礙、器及Ｉ％水平上顯看（雙尾）．一２對教１ｌ；ｌ然餌覆不用札Ｅ（援大似然法）估計燹ｔ的一２對致１以然伍．
其值越大說明估計僨越接近模型?Ｃ噱＆ｓｎｅＵ 被解釋變ｔ的概搴．

Ｒ哪表示解釋變量和被解釋變量的相關串ｔ№薩ｌｋｃｒｈ

Ｒ ｓｑｕ缸ｃ表示解釋變量解釋

由于模型一和模型二只是在第一大股東持股比例（Ｂｉ９１）和赫芬達爾１０指數(shù) （ＨＥＲＦｌ０）上面有不同變量，其余變量都是一致的，因此表１５和表１６的Ｌｏｇｉｓｔｉｃ 回歸結果類似，但是當上市公司董事長與總經理職位都是由同一人擔任時（Ｐ２變 量�。保┡c兩職位有不同的人擔任時（Ｐ２變量�。埃�，無論模型一還是模型二在某 些變量會有顯著性的差異：模型一中，第一大股東持股比例對上市公司董事長與 總經理職位都是由同一人擔任時影響非常顯著，顯著性水平達到１％，Ｗａｌｄ值為 ７．３７３，在模型二中，赫芬達爾１０指數(shù)對上市公司董事長與總經理職位都是由同一 人擔任影響也非常顯著，顯著性水平達到１％，Ｗａｌｄ值為７．４５３。 無論模型一還是模型二，當Ｐ２�。皶r（上市公司董事長與總經理職位都是由不 同人擔任），獨立董事的比例（１Ｄ．Ｒａｔｊｏ）以及高管薪酬（ＩＤ．Ｐａｙ）對Ｐ２耿０時比對 Ｐ２耿１時有更好的顯著性水平，說明當上市公司董事長與總經理職位都是由不同人 擔任時，獨立董事的比例（１Ｄ．Ｒａｌｉｏ）對盈余管理的影響比上市公司黃事長與總經

ｐｑｉ訶人學碩ｆｊ學位論文

理職位都是由同一人擔任時影響更顯著，這是因為獨立董事所占的比例越高，對 董事會的制約越明顯，上市公司董事長與總經理職位都是由不同人擔任時，這種 制約作用更顯著，其顯著性水平達到１％；反之，上市公司董事長與總經理職位都 是由同一人擔任時，說明公司的權力更集中在其身上，獨立董事的監(jiān)督制約作用 相對較小，對盈余管理影響顯著性水平達到５％，因此，獨立董事的比例越高，且 上市公司董事長與總經理職位都是由同一人擔任時對盈余管理有著更顯著的影 響，其結論和我們已經證明的假設三不謀而合，從而進一步證明了假設三的正確 性，即上市公司的獨立董事比例越高，盈余管理越低，審計質量水平也就越高。 無論模型一還是模型二，以及無論上市公司董事長與總經理職位是否都是由 同一人擔任，其對高管薪酬（１Ｄ．Ｐａｖ）影響都是非常顯著的，顯著性水平達到１％， Ｗａｌｄ值也都非常大，預期符號我們原來的也一致，進一步證明了我們原來假設五， 即上市公司高級管理層薪酬激勵也高，盈余管理越高，審計質量水平越低。 總的來說，無論模型一還是模型二當Ｐ２�。皶r，即上市公司董事長與總經理職 位由不同人擔任時，顯著性水平比Ｐ２�。鞎r有更好顯著性水平，這一點可以從Ｃｏｘ＆
ＳｎｅＵ Ｒ ｓｑｕａｒｅ、Ｎａｇｃｌｋｅｒｋｅ Ｒ

ｓｑｕａｒｅ看出，Ｐ２�。皶r，數(shù)值都優(yōu)于Ｐ２�。钡乃�，，因

此，當上市公司董事長與總經理職位由同一人擔任時，即上市公司董事長與總經 理兩職位合一時，盈余管理較高，審計質量水平較低，證明了原假設四。

菊５章研究結論和政策建議

第５章研究結論和政策建議

５．１研究結論
當前我國經濟正處于高速發(fā)展以及轉型期，我國上市公司治理結構還不是很 完善，本文主要運用規(guī)范分析和實證分析相結合的方法，以委托代理關系為理論， 重點介紹了我國上市公司治理結構對審計質量的影響，籍此逐步地分析我國內部 公司治理結構股權、董事會特征、監(jiān)事會等對審計質量的影響，得出了以下結論： 在股權結構方面主要表現(xiàn)在：第一大股東持股比例較高，赫芬達爾１０指數(shù)較大， 都說明了股權集中度較高，公司治理效率低下，缺乏制衡，盈余管理較高，審計 質量較低；在董事會特征方面，董事會規(guī)模越大和獨立董事的占董事會的比例越 高，說明盈余管理較低，審計質量較高，此外，公司高管薪酬也會對盈余管理產 生影響，當上市公司高管薪酬較高時，盈余管理也較高，審計質量較低，當董事 長和總經理由同一人擔任時，審計質量也較低；在監(jiān)事會方面，當監(jiān)事會規(guī)模越 大和監(jiān)事會會議次數(shù)召開越多，說明監(jiān)事會能夠更好的履行自己的職責，審計質 量水平較高。綜上所述，本文為了研究上市公司治理結構對審計質量的影響，采 用以盈余管理作為審計質量的替代變量。通過對２００８年一２０１０年期間上市的公司按 照不同行業(yè)獲取對照樣本，結果發(fā)現(xiàn)：上市公司治理結構越好，公司盈余管理的 空間越小，審計質量越高。

５．２政策建議
（１）優(yōu)化股權結構，要結合我國上市公司的實際情況，綜合考慮公司股權分 稀狀態(tài)，保持股權結構的適度性。從目前國內外關于股權的研究情況來看，股權 分布主要看第一大股東的持股比例（Ｂｉ９１），一般分為三種情況：如果Ｂｉ９１＞５０９６， 說明股權高度集中；如果Ｂｉ９１＜２０％，說明股權高度分散；如果２０％薹Ｂｉ９１耋５０％， 說明股權相對集中。從本文的研究結論來看，并結合我國上市公司治理結構的實 際情況，國有股份可以適度減持，可以保持股權的相對集中。具體來說： 為了保持上市公司的股權相對集中，可以增加公司法人的持股，或者采用“股 份轉化為債券”的方式，讓債權人持有，從而優(yōu)化公司股權結構；要充分發(fā)揮廣 大股東用“用手投票＂和“用腳投票＂相結合的方式，通過股份的增量和存量并 舉，擴大股市規(guī)模，積極廣泛的吸納社會閑散資會，逐漸增強社會股份和個人股 東的力量，運用市場機制使國有控股或股權高度集中的公司能夠平穩(wěn)的過渡到股

ｐｑ雨人學碩ｌ。學化論丈

權相對集中的模式下；積極培育相對穩(wěn)定性質的各類機構投資者，比如社會保障 方面養(yǎng)老基金和保險基金機構投資者，通過有償或無償轉讓相結合的方式，這樣 能夠使公司的股東由消極的投資者變?yōu)榉e極的投資者，又能為我國上市公司股權 的深化改革起到積極促進作用；通過上述舉措構筑股權相對集中的股東結構，不 斷優(yōu)化我國上市公司的股東結構，從而不斷完善我國上市公司的治理機制。 （２）優(yōu)化董事會結構，董事會結構主要是指關于董事會組織結構和董事會人 員性質分構造。為了進一步發(fā)揮董事會在公司治理結構中的核心作用和工作效率， 一般董事會下設審計委員會、薪酬委員會、戰(zhàn)略委員會、提名委員會等，以加強 分工，并根據(jù)企業(yè)的實際，合理地確定董事會的人數(shù)規(guī)模及獨立董事的人數(shù)。根 據(jù)本文的實證研究發(fā)現(xiàn)，在董事會特征方面，董事會規(guī)模和獨立董事的比例對盈 余管理的影響非常顯著，董事會規(guī)模越大或獨立董事的比例越高，審計質量水平 就越高，因此，一方面在擴大董事會規(guī)模的同時；另一方面要提高獨立董事在董 事會中的監(jiān)督權和話語權，提高獨立董事在董事會中的比例，以提升獨立董事整 體在董事會中的地位，從而有效制衡控股股東的權力，防止內部人控制行為的發(fā) 生。此外，為了保證獨立董事發(fā)揮作用的有效性，我們需要健全獨立董事的聘用 機制、考核機制和激勵機制，同時還要積極推進獨立董事的專業(yè)化、職業(yè)化和社 會化建設，從而能夠使得獨立董事有能力、有精力和有動力的積極主動行使獨立 董事的職責，促進我國上市公司治理結構的完善發(fā)展。 （３）優(yōu)化監(jiān)事會結構，監(jiān)事會是由依法產生的監(jiān)事組成，在上市公司治理結 構中設置監(jiān)事會是廣大股東對公司董事和經營管理者的行為以及公司的財務進行 監(jiān)督，我國《公司法》規(guī)定監(jiān)事會由股東代表和適當比例的職工代表組成的。但 是，目前我國監(jiān)事會的作用發(fā)揮有限，究其原因，主要是監(jiān)事會缺乏獨立性和相 應的激勵機制。通過本文的實證研究發(fā)現(xiàn)，監(jiān)事會的規(guī)模對審計質量影響顯著， 一般來說，監(jiān)事會的規(guī)模越大，審計質量就越高，因此，要讓董事會發(fā)揮監(jiān)督和 評價職能，必須以強化監(jiān)事會的獨立性為目的來優(yōu)化監(jiān)事會結構，在監(jiān)事會人員 的構成上，除了上市公司股東和職工代表外，可以借鑒獨立董事的方法，通過引 入外部獨立監(jiān)事來強化監(jiān)事會的監(jiān)督和評價職能，比如獨立第三方監(jiān)督機構、政 府的監(jiān)管機構等；此外，也可以采取讓監(jiān)事會持有公司股份的辦法，來激勵監(jiān)事 的積極性和工作熱情。 雖然本文研究上市公司治理結構對審計質量的影響，主要從內部公司治理機 制方面來做的實證，但是，在公司治理結構中，外部治理機制也不能忽視，即使 目前我國的外部治理機制以及環(huán)境還不是很完善，因此，外部公司治理機制對審 計質量也有著很大的影響，比如培育完善的職業(yè)經理人市場，從本文的研究中， 當上市公司的董事長和總經理由同一人擔任時，會降低審計質量的水平，反之，

第５章研究結淪和放策建議

有助于提高審計質量的水平，上市公司的董事長和總經理是否由同一人擔任，取 決于我國的職業(yè)經理人市場的完善，從而使公司能夠根據(jù)自己的要求，找到一個 適合本公司發(fā)展的專業(yè)總經理，而不是由同一人擔任或者兼任。

５．３研究的局限性和后續(xù)研究設想
由于審計質量具有不可觀察性，當前國內外學者還沒有就審計質量的替代變量 指標達成一致的觀點，有些文章為更好地保證實證結果的說服性，通常需要從多 角度來衡量。大家比較普遍的替代變量是盈余管理觀、審計費用觀以及事務所規(guī) 模觀三種觀點。通過比較分析，本文認為用盈余管理替代審計質量更為適合我國 上市公司治理的實際情況，選擇了采用應計項目下截面修Ｊ下的Ｊｏｎｅｓ模型求解出可 控性應計項目絕對值（１
ＤＡ

Ｉ）來衡量審計質量。

由于我國資本市場發(fā)展還不夠成熟，很多上市公司業(yè)務往往是多元化發(fā)展， 其經營業(yè)務不僅僅局限在某一個具體行業(yè)，加上目前行業(yè)分類不健全，單純的按 照一個標準劃分行業(yè)，可能無法準確的描述上市公司的實際業(yè)務，本文在采用截 面修正的Ｊｏｎｅｓ模型進行數(shù)據(jù)處理時，采用國泰安數(shù)據(jù)庫上面的分行業(yè)方法，可能 會產生一定的誤差。關于我國上市公司治理結構對審計質量的影響研究，本文僅 以上市公司股權結構特征、董事會特征以及監(jiān)事會特征代表內部治理結構，而沒 有涉及公司治理結構外部機制，例如資本市場、職業(yè)經理人制度以及外部法律法 規(guī)環(huán)境等，由于存在難以量化或者數(shù)據(jù)獲取渠道困難以及時間有限等原因，本文 沒有涉及公司治理結構的其他特征變量。 本文運用了實證的方法研究了上市公司治理結構對審計質量的影響研究。針 對前述本文的不足之處，今后可以從以下方面進行研究：深入研究審計質量概念的 內涵及外延，把握其最核心和最本質的涵義，尋找更為合適的、更能為廣泛接受 的可以量化的衡量標準，以便更深入的對公司治理結構與審計質量的關系展開研 究；本文對于上市公司治理結構主要從內部治理機制方面考慮的，今后可以主要 從外部治理機制方面著手，特別是一些外部機制的衡量指標，此外，關于審計質 量的替代指標盈余管理主要用可控性應計項目作為研究變量，可以考慮盈余管理 的可操縱的方向，即Ｊ下向操縱和負向操縱，據(jù)此將我們的上市公司樣本分成兩類， 進而考查注冊會計師審計對不同項目操控方向的辨別程度，并利用該結果來替代 審計質量的高低，進而研究不同方向操控樣本的公司治理結構對審計質量的影響。

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ａｕｄｉｔ ｑｕａｌｉｔｙ：

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５２

致＇身｝

致謝
在我的碩士論文完成之際，感慨萬分！轉眼間三年的研究生生涯即將結束。 在此謹向所有為本文提供過幫助的同窗和所有關心幫助我的老師、同窗、朋友以
及家長的關心和支持。

首先要感謝我的導師張孝友老師，Ｊ下是他的悉心指導和誨人不倦才使我能夠 順利地開展研究并完成論文，張老師學識淵博、和藹可親、治學嚴謹，使我如沐 春風般的體會到學習和工作的真Ｊ下價值，在這里只能用這寥寥數(shù)語來表達我的感 激之情。我的研究從選題開始，到修改，定稿為止都傾注了張老師大量的心血， 都得到了導師孜孜不倦的教誨與悉心的指導。嚴謹?shù)闹螌W態(tài)度、無私的奉獻精神 和謙虛的學術作風不僅對我的論文有很大的幫助，而且會指導我以后的人生道路。 在西南大學三年的求學期間，我不僅得到了張老師的關心和幫助，同時也得 到張集瓊老師對我生活的非常關心，是我時刻感受到“家長般”的呵護，與此同 時，還要感謝會計系彭玨、畢茜、陳昌明、何躍群等老師的指導和幫助，正是有 了這些老師的指導和教誨讓我完成了此文。 此外，我要感謝所有幫助過我的諸多好友，感謝他們在我研究生階段的給予 我的私幫助和無盡的歡樂，而且他們還在數(shù)據(jù)搜集、數(shù)據(jù)處理以及論文寫作過程 中遇到困難給予我很多的鼓勵和幫助。 最后，我也要將將我取得的成績獻給我的父母親，他們給予我無私的關懷和 真摯的愛，無時無刻不在督促我奮發(fā)向上和健康成長，本篇論文完成凝聚著他們 的關懷和期待。 學識疏淺、成文倉促，不足之處還懇請各位老師、同學不吝賜教，以啟發(fā)進 一步的思考與研究。學海無涯，在今后的學習生活中，我將繼續(xù)不斷學習進步。 再一次感謝導師和同學們對我的指導和幫助。

秦騰
２０１２年４月

兩南人學碩Ｉ‘學位論文

在校期間發(fā)表論文情況

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  本文關鍵詞：上市公司治理結構與審計質量相關性研究，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。