公司制衡机制与财务舞弊:来自我国证券市场的经验证据

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摘要：本文采用Logistic模型对我国2002～2004年A股财务舞弊公司的内部制衡、独立审计与政府监管制衡机制进行了研究。结果发现：公司股东大会出席率与财务舞弊负相关，董事会规模与财务舞弊负相关；独立董事比例、监事会规模、董事长与总经理两职合一对财务舞弊并无显著影响；资产审计费用率与财务舞弊正相关；上年度财务报告审计意见差、上年度股票被特别处理的公司财务舞弊可能性较大。

关键词：财务舞弊制衡机制公司治理上市公司

作者简介：

袁春生(1973-)，男，江西吉水人，华中科技大学管理学院博士研究生 　袁建国(1962-)，男，湖北黄冈人，华中科技大学管理学院教授，博士生导师

一、引言

2001年以来国内外发生的一系列重大财务舞弊案件不仅严重动摇了投资者对股票市场的信心，也给投资者带来了巨大的损失。为解决上市公司财务舞弊，美国2002年出台了萨班斯一奥克斯利法案，中国证券监督管理委员会2001年《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》，并于2002年与经济贸易委员会共同《上市公司治理准则》。然而，上市公司财务舞弊案件表明这些措施并未达到预期效果。我们认为，要治理财务舞弊，必须研究我国上市公司制衡机制与财务舞弊的关系。国内外学者主要从董事会构成、董事会规模、股权结构、审计委员会、外部审计等方面研究公司治理与财务舞弊的关系。Beasley(1996，1998)的实证研究表明：舞弊公司董事会中外部董事比例显著低于未舞弊公司；外部董事任期增加、持股比例增加、在其它公司任职减少使舞弊可能性下降；董事会规模小，舞弊可能性下降。Uzun etal(2004)发现董事会与审计委员会中外部独立董事数量增加，舞弊概率下降。Sharma(2004)研究发现，随着独立董事比例与机构投资者持股比例增加，舞弊概率下降。Beasley(1996)发现审计委员会的存在与否及其组成对会计舞弊的发生并无显著影响。Sharraa(2004)发现审计费用与舞弊概率呈正相关，而审计质量与舞弊并不存在显著相关关系。我国刘立国、杜莹(2003)发现舞弊公司多为制造业公司；舞弊公司的法人股比例较高，流通股比例较低；舞弊公司的执行董事比例较高，监事会规模较大。蔡宁、梁丽珍(2003)发现舞弊与未舞弊公司的外部董事比例无显著差异；股权集中度越高的上市公司越容易发生财务舞弊；控股股东性质与财务舞弊行为不显著相关；公司配股活动、公司规模与舞弊显著负相关，董事会规模与财务舞弊显著正相关。粱杰、王璇、李进中(2004)发现内部人控制度、国有股比例、股权制衡度与舞弊正相关，流通股比例、股权集中度、高级管理人员持股比例则相反，董事长与总经理变动及两职合一、董事会与监事会的规模和开会次数对财务舞弊无影响。

上述文献研究结论存在差异，如Beasley(1996)、Uzunetal(2004)，蔡宁、梁丽珍(2003)发现董事会规模与舞弊正相关，Sharma(2004)的结论则与之相反，而梁杰、王璇、李进中(2004)的研究结果表明董事会规模对舞弊无影响。究其原因，一是研究方法问题。Beasley(1996)，Uzunetal(2004)，蔡宁、梁丽珍(2003)研究舞弊与董事会结构关系时只用董事会有关变量作为解释变量，在研究舞弊与股权结构关系时则用股权结构有关变量作为解释变量，分别建立回归方程对公司是否舞弊进行回归。而实际上董事会特征、监事会特征、独立审计等都对舞弊有影响，应该同时考虑这些影响因素。二是样本时间跨度太长。Sharma(2004)使用的样本跨度为12年(1988-2000)，梁杰、王璇、李进中(2004)采用我国证券市场建立以来直到2003年的样本，时间跨度10年。在英美等国家，其有关公司治理的制度变化不大，可以采用长时间样本进行研究，同时其上市公司财务舞弊样本比较少，采用长时间段的样本才能满足研究需要。我国对上市公司监管的有关法律法规一直在陆续出台，采用长时间的样本可能不合适。基于此，本文从内部制衡、独立审计、政府监管方面考察上市公司制衡机制是否对财务舞弊有影响，并且只采用2002-2004年的样本数据。

二、研究设计

(一)基本假设根据研究需要，本文从以下方面提出假设：

(1)公司内部制衡。首先，股东大会出席率与财务舞弊。在两权分离情况下，股东对自身利益的保护主要有两种形式：一是通过股东大会，运用投票权影响董事会决策；二是通过对公司股票的购买、出售来影响经理人的经营活动，其作用的发挥依赖于经理人市场和控制权市场对经理人自利行为的制约。由于我国国有企业广泛存在控制权行政配置，政府行使对企业经营者的任免权，而不是通过经理人市场和控制权市场来实现控制权的配置和转移(黄群慧，2000)。因此，第二种形式对经理人员自利行为的制约作用有限，在股东大会运用投票权是股东保护自身利益的主要措施。可以预期股东大会出席率越高，表明股东更积极地维护自己的权益，因此在股东大会出席率高的上市公司，其财务舞弊行为会越少发生。基于此，本3tROt：

H1：股东大会出席率与财务舞弊负相关

其次，董事会规模与财务舞弊。董事会在公司治理中的作用主要是作出经营决策与监督经理人，其规模对这两方面都会产生影响。规模扩大会降低董事会成员之间的沟通，降低董事会决策效率(Jensen，1993)。同时董事会的监督能力随着董事数量增加而提高，但是协调和组织过程的损失将超过董事数量增加所带来的收益(Limon，Lorsch，1992)。董事会规模通过影响决策效率和其监督能力而对财务舞弊发生作用。在财务舞弊的有关研究中，Bcasley(1996)，Uzun el al(2004)，刘国立、杜莹(2003)，蔡宁、梁丽珍(2003)发现财务舞弊公司一般具有较大的董事会规模。本文假定：

H2：董事会规模与财务报告舞弊正相关

第三，独立董事比例与财务舞弊。在股权分散的企业，经理人与股东之间信息不对称程度较高，经理人拥有信息优势。基于此，WiUiamson(1984)认为董事会容易被管理层所操纵而不为股东谋利，这时候需要借助独立董事来监督管理层。外部董事引入到公司治理结构中可以缓和股东与经理人之间存在的问题(Famaand Jenscn，1983)。从独立董事发挥作用的机制看，在外部市场根据业绩对独立董事进行定价的情况下，独立董事会勤奋工作，维持声誉以提高身价。同时，独立董事一般为专业At，能为董事会提供专业的指导，这有助于防范财务舞弊行为。我们假定：

H3：独立董事比例与上市公司财务舞弊负相关

第四，两职分离与财务舞弊。在所有权与经营权分离的上市公司，问题之一表现为以总经理为代表的高层管理人员与股东之间的利益冲突。利用董事会监控总经理，是股东维护自身利益的一种机制。然而董事长与总经理两职合一意味着总经理自己监督自己，于是理论认为，董事长和总经理两职合一会削弱董事会的监控功能。Forker(1992)的研究支持两职合―会威胁到内部监控

质量和信息披露质量，与公司信息披露水平存在负相关关系。Sharma(2004)，Beasley(1996)和Uzun et al(2004)等都发现两职合一与财务舞弊正相关。我们假设：

H4：董事长与总经理两职分程度越高，公司财务舞弊可能性越小

第五，监事会规模与财务舞弊。解决股东与董事会、经理人之间问题的方法之一是设立监事会，监事会不仅对经理人员进行监督，还对董事会成员等企业高级管理人员的履职情况进行审查，这可以防止董事与经理人之间的合谋。其工作方式包括领导内部审计机构，聘请独立的外部审计机构对重大事项进行审计。规模较大的监事会在专业、经验、信息等方面可以互补，这有利于发挥监督作用。我们假设：

HS：监事会规模与上市公司财务舞弊负相关

(2)独立审计与财务舞弊。首先，审计费用与财务舞弊。独立审计费用的高低主要取决于审计对象的业务状况、资产规模、审计风险大小。业务越复杂、资产总量越大、审计风险越大，审计费用越高。在业务经营与资产规模相同的情况下，舞弊公司的审计费用将高于未舞弊公司。其一，舞弊公司有着更大的审计风险，审计机构要承受这种风险必然要求更高回报，其二，舞弊公司内部控制一般较弱，审计机构要扩大审计范围以获得充分的审计证据，由此导致审计成本上升并向被审计单位转嫁。其三，在存在审计意见购买的情况下，审计机构也会索取高于正常情况下的收费。我们假设：

H6：资产审计费用率与公司财务舞弊可能性正相关

其次，审计意见与财务舞弊。作为外部监督的一个组成部分，注册会计师的审计意见类型表明其对上市公司财务报表合规性和公允性的基本判断，同时也为自己的审计责任提供证据。舞弊公司要么内部控制较弱、要么管理人员因粉饰业绩等原因而故意舞弊。出于回避审计风险动机，审计人员对可能发生财务舞弊的公司发表非标准无保留意见的概率较大。陈关亭(2005)发现CPA能够揭示出微利区间和重大亏损区间内存在重大财务舞弊问题。基于此，我们假设：

H7：上一年度财务报告审计意见差的公司舞弊可能性更大

(3)政府监管与财务舞弊。我国证券监管部门一直致力于加强对上市公司的监管。证券监督管理委员会从1998年开始对公司状况异常期间的股票实行特别处理，这种监管方式对上市公司舞弊形成制约。按照2001年上海与深圳证券交易所颁布的《股票上市规则(2001年修订本)》，对6种财务状况异常(主要是连续两年亏损和每股净资产低于股票面值)和8种其他状况异常的上市公司实施特别处理(sT)。经营恶化、财务状况不佳公司的经理人员为了逃避经营失败责任或者迎合上市、维持配股条件等要求，往往会粉饰公司财务状况。我们假定：

H8：上一年度股票被特别处理的公司财务舞弊可能性更大

(二)模型选择与变量定义 本文采用Logistic模型对上述假设进行检验：

FRAUD为因变量，当公司发生财务舞弊时FRAUD取1，否则为0。以下为解释变量：ROST为股东大会出席率；BODS为董事会规模；ROIN为独立董事比例；DUAL为董事长与总经理两职分离情况，本文采用二种表示方式：一是用DUALt用表示两职分离程度，1表示董事长和总经理由一人兼任，2表示副董事长、董事兼任总经理，3表示董事与总经理完全分离；二是DUAk表示两职合一情况，如董事长与总经理为一人，则为取值为1，否则0；SUPS为监事会规模；FOAS为总资产审计费用率，以审计费用，总资产计算；AUDO为上一年度财务报表审计意见类型，1表示无保留意见(无解释)，2表示无保留意见(有解释)，3表示保留意见，4表示拒绝发表意见，5表示否定意见；STCO为公司股票特别处理状况，上一年度股票为sT时取值为l，否则为O。以下为控制变量：LEVE为资产负债率；GROW为主营业务收入增长率；ROSA为资产周转率；PROFIT为一虚拟变量，公司盈利时取值为1，否则为0；LNAS为公司总资产的自然对数。这些控制变量分别反映公司财务杠杆、发展前景、资产利用效率、盈利与否、公司规模。

(三)样本选择与数据来源财务舞弊样本选择国泰安(CSMAR)违规处理数据库中2002-2004年间发生财务舞弊的A股公司为初始样本，并将下列公司剔除：1家Pr公司(Pt金田)；五家数据不全且难以通过其它途径查找的财务舞弊公司(sT天龙；ST生态；鞍山一工；精密股份；ST皇台)；金融业务公司(安信信托)。最后得到财务舞弊样本总数为137个样本。对比样本采用以下标准及优先顺序选择对比样本：与财务舞弊样本在同一上市地(上海证券交易所或深圳证券交易所)、同一会计年度；与财务舞弊样本处于同一行业(CSRC三位数行业代码分类标准)。如无相同的三位数代码则以二位代码或一位代码为准，否则则选择相邻行业；与财务舞弊样本总资产最接近。数据来源主要从以下途径获取：财务舞弊公司名录来源于国泰安(CSMAR)违规数据库；公司治理与财务数据来源于北京色诺芬信息服务有限公司开发的中国证券市场数据库系统(CCER)；对于缺失数据，通过中国证券监督管理委员会网站(www.csmgw-cM)、上海证券交易所网站(WWW.SSe.省略)、深圳证券交易所网站(www.省略)查看相应年度的财务报告作为补充。

三、实证分析

(一)描述性统计(表1)列出了财务舞弊与未舞弊公司解释变量和控制变量的均值、标准差和曼一惠特尼检验结果。(表1)表明舞弊公司与未舞弊公司之间在股东大会出席率、董事会规模、资产审计费用率、审计意见、公司股票特别处理状况等方面存在显著差异：财务舞弊公司股东大会出席率和董事会规模低于未舞弊公司；资产审计费用率高于未舞弊公司；上一年度审计意见劣于未舞弊公司；有44.53％的舞弊公司上一年度股票被特别处理，高于未舞弊公司(10.22％)。这表明股东大会出席率高、董事会规模大的公司更不可能发生财务舞弊，而资产审计费用率高、上一年度审计意见差、上一年度股票被sT的公司舞弊可能性高。初步比较结果与假设Hl、H6、H7、H8一致，与H2不一致。舞弊公司与未舞弊公司在独立董事比例、董事长与总经理两职设置情况、监事会规模这三方面并无显著差异，与H3、H4、H5不一致。

(二)回归分析运用Logistic模型对样本数据进行回归的结果如(表2)。(表2)中前三个回归是利用进行回归得到的结果，后三个回归是利用进行回归得到的结果。在回归(1)中，股东大会出席率、审计费用率和股票特别处理状况的系数通过了显著性检验且与假设相一致，与描述眭统计的结论相同，因此可以确认H1、H6、H8基本

成立。在回归(2)中，审计意见的系数为正且显著性水平为5％，也与假设H7相同。在同时包括审计费用率和审计意见的回归(3)中，上述结果并没有变化。证明了Hl、H6、H7、H8结果的可靠性：舞弊公司的股东大会出席率低于未舞弊公司，审计费用率高于未舞弊公司，上年度审计报告意见劣于未舞弊公司，上年度股票被特别处理的公司更可能发生舞弊行为。董事会规模的符号为负且在10％水平上显著，与I-12和国内外许多研究不一致，如Beasley(1996)、Uzun et 81．(2004)发现董事会规模与舞弊正相关，刘国立、杜莹(2003)与蔡宁、梁丽珍(2003)也发现两者为正相关关系，但在统计上都不显著。逻辑上相关研究一般通过公司绩效将董事会规模与财务舞弊联系起来：董事会规模增加，经营效率降低，因而盈余操纵可能性大。这种观点可能存在片面性。首先，董事会人数较多会使得董事会成员的专业知识、管理知识得以较好互补。其次，董事会规模增大，使得董事会发现经理人员不能胜任工作和损害股东利益行为的可能性也增加，董事、经理人员合谋的成功率将下降。再次，规模大的董事会往往有多方利益的代表参与，有利于协调各方利益和吸收各种不同意见，减少公司经营风险。独立董事比例系数时而为正时而负，且在所有回归方程中都不能通过检验，不符合H3假设，表明设立独立董事的效果还不明显。原因是我国有关法规虽然规定了上市公司应当设立独立董事，但与独立董事职权范围内的监督事项缺乏配套的法律保障，缺乏独立董事赔偿责任的法律条文；我国独立董事薪酬由董事会决定而不是由独立董事组成的薪酬委员会决定；独立董事薪酬较低；独立董事并不具有相关的能力与从业经验；独立董事不具独立性。这也与关于我国独立董事制度的研究结果一致。我们用董事长与总经理两职合一和两职分离程度分别进行回归，但在六个回归系数都不显著，与假设H4不一致。此结果与国内外许多相关研究结论相同，这表明董事长与总经理两职的分离并不能有效地防止财务舞弊事件的发生。监事会规模的系数与H5的预期相反且不显著，这表明监事会并没有发挥应有的监督作用。朱国泓(2001)从监事与董事的人员对比、监事会在公司治理中的位置分析也发现：监事在监督董事和经理层、检查公司财务过程中处于非常不利地位。董事会规模、独立董事比例、两职分离及监事会规模的实证分析结果表明，我国上市公司内部治理结构中董事、经理、监事之间并没有形成较好的权力制衡。目前在我国经理人市场与控制权市场的市场化程度不高的情况下，股东用脚投票效果不佳，股东保护自己利益的最好方式还是积极地用手投票。我国上市公司中独立审计与政府监管治理机制，在防止公司财务舞弊发挥了一定的作用，但日益盛行的财务舞弊案表明这两种治理机制的效果还没有充分发挥。

四、结论

本文通过对上市公可制衡机制与财务舞弊关系的实证研究，得到如下结论：在公司内部制衡机制中，股东大会出席率与财务舞弊负相关，董事会规模与财务舞弊负相关，独立董事与监事会的监督对财务舞弊事件的防止效果不佳，董事长与总经理两职的分离程度也没有为防止上市公司财务舞弊起到预期效果。这表明董事、监事、经理之间没有形成良好的制衡；资产审计费用率与财务舞弊可自己性正相关，上年度审计意见较差的公司更可能发生财务舞弊行为；上年度股票被特别处理的公司舞弊可能性更大。本文的政策含义，在信息不对称情况下，公司外部投资者可以将上市公司资产审计费用率、上年度财务报告审计意见类型、上年度公司股票特别处理状态等作为公司是否可能发生财务舞弊的预测指标，上市公司监管部门也可以将这些指标作为确定上市公司重点监管对象的指示器。可从以下路径着手通过完善公司治理以解决公司财务舞弊问题：一是在独立董事和监事任用、薪酬等方面进行改革，使其在董事会、监事会、经理人之间形成良好的内部制衡。二是完善经理人市场与控制权市场等外部市场治理机制，形成对经理人、董事会成员等高级管理人员的市场制衡。三是加大对审计失败的处罚力度，促使独立审计人员谨慎工作，提高审计报告的质量。

本文系国家社科基金项目(编号：06Bjy015)和湖北省社科基金课题(2005058)的阶段性研究成果