股权结构、董事会特征与财务报告舞弊

（郑州大学商学院 河南郑州 450001）

一、引言

上市公司股东作为资本的所有者，不直接负责经营；直接负责经营的经理层，对资产不拥有所有权，委托代理关系造成了所有权、经营权相分离。根据经济学理性人假设，个体都有追求私人利益最大化的动机。信息优势地位会促使管理者做出对自己有利的决策，生产管理中，会选择自己最受益的方案，信息披露时，会错报或漏报财务信息，误导投资者和债权人。这种蓄意错报或漏报财务信息的行为称作财务报告舞弊。

财务报告舞弊行为影响因素很多，其中公司治理尤为重要，而公司治理又受股权结构和董事会特征影响。大股东持股比例过高可能会与管理层合谋舞弊；股权过于分散会产生“搭便车”问题。董事会兼有所有者的代理人和管理层的委托人的双重身份，在公司治理结构中具有重要地位，是公司内部治理的核心。良好的董事会构成是董事会有效运作的前提，对财务报告舞弊的发生具有明显的抑制作用。优化股权结构，提升董事会运作效率，约束监督管理者行为，对于遏制财务报告舞弊行为具有重要意义。

由于农业上市公司是近年来财务舞弊案的高发区，所以本文对其2003-2012年样本数据进行Logit回归分析，检验其股权结构、董事会特征对财务报告舞弊的影响度，以期为证券投资者、分析师、监管机构提供参考，监督和防范财务报告舞弊行为；为股东、管理层提供启示，提升公司内部治理水平。

二、理论分析与研究假设

（一）股权结构

1.股权集中度与财务报告舞弊。Shleifer&Vishny（1986）认为，股权集中可以弱化股权分散导致的“搭便车”问题，大股东密切关注自身利益，有足够的动机监督管理者行为，管理者的舞弊机会减少。 La Porta（1999）指出，股权过度集中会产生较高的控制权和现金流权分离度。利益动机驱使大股东与管理层合谋进行利益侵占，舞弊可能性加大。 Jesen&Meckling（1976）发现，股权集中度与财务报告舞弊呈U型关系。过低的持股水平易导致机会主义行为，较高的持股会产生公司利益趋同效果，容易因权力集中发生舞弊行为。

故本文提出假设1：股权集中度与财务报告舞弊呈U型关系。

2.管理层持股比例与财务报告舞弊。雷光勇（2006）认为，管理层是否舞弊一定程度上取决于其对公司业绩的贡献、剩余索取权大小和对会计信息的控制能力。职位和股权赋予了管理层对公司的领导权和控制权，使其对会计信息有较强的控制能力。在缺乏有效的内外部治理情况下，管理层拥有实际上的绝对控制权，这种绝对控制权与剩余索取权的错位易诱发舞弊行为。更进一步，管理层持股比例的增加扩大了其剩余索取权，在效用最大化的心理作用下，舞弊行为极易发生（洪荭，2012）。

故本文提出假设2：管理层持股比例与财务报告舞弊正相关。

（二）董事会特征

1.董事长、总经理二职合一与财务报告舞弊。陈关亭（2007）实证研究表明，由总经理担任董事长的董事会易沦为摆设，造成监督缺位，财务报告舞弊易发生。故二职合一的职位设置与财务报告舞弊正相关。我国农业上市公司大多数是家族式企业，董事长兼职总经理这种一元领导权结构较为普遍。总经理在会计政策选择方面拥有独断权，形成实质上的内部人控制，董事会的监督职能大大减弱。

故本文提出假设3：董事长、总经理二职合一的组织结构与财务报告舞弊正相关。

2.董事会规模与财务报告舞弊。Jensen（1993）研究发现，小规模董事会在沟通上存在优势，对经理层舞弊行为的监督更有效。Beasley（1996）认为，较大董事会规模并未对应较高董事会会议出席率，决策时搭便车现象较为严重，而且容易造成实际上的管理层操控。伊志宏（2010）认为，过小的董事会规模限制了投资者参与公司治理行为，难以有效监督经理人；过大的董事会规模也会造成决策效率低下，难以起到应有的监督作用，故董事会规模与财务报告舞弊存在U型关系。大规模董事会允许更多的投资者参与公司治理，管理层所接受的监督更多，财务报告舞弊可能性降低。

故本文提出假设4：董事会规模与财务报告舞弊负相关。

3.独立董事数量与财务报告舞弊。 Fama&Jesen（1983）认为，董事会监控职能强弱很大程度上取决于其构成情况，经理层本已占据信息优势，若在董事会中再占据主导地位，则股东财富很容易受到损失，独立董事的引入可解决这一问题。王跃堂（2008）认为股权缺乏制衡大大削弱了财务信息质量，独立董事的介入使董事会能够摆脱外界的干预，提高财务信息的真实可靠性。

故本文提出假设5：独立董事数量与财务报告舞弊负相关。

4.董事会会议次数与财务报告舞弊。关于董事会会议次数与财务报告舞弊的关系，实证研究主要存在两种观点：一种是显著的负相关关系（Anderson，2004；陈关亭，2007）；另一种是不存在显著的相关关系，代表学者主要有杨清香等（2009）、洪荭（2012）等。频繁的董事会会议对应两种可能情形：一是活跃的内部沟通；二是对隐患的被动反应。董事会会议次数越多，表明董事会为公司的经营管理付出的时间和精力较多，越有利于问题的及时有效解决。

故本文提出假设6：董事会会议次数与财务报告舞弊负相关。

三、研究设计

（一）变量测量

被解释变量舞弊表示农业上市公司是否被中国证监会、财政部、上海证券交易所及深圳证券交易所等监管机构判定为存在违法行为。具体包括虚列资产、虚构利润、虚假记载、推迟披露、重大遗漏、会计处理不当、占用公司资产等。公司当年存在违法事实并被监管机构给予惩罚时，该变量取1；否则取0。为控制其他变量对财务报告舞弊的影响，本文考虑引入5个控制变量。被解释变量、解释变量和控制变量的选取及定义见表1。

表1 模型变量及其解释

（二）回归模型与方法

考虑被解释变量是取值为0、1的虚拟变量，本文采用Logit模型进行估计。为检验假设1，本文建立了非线性多元回归模型 （1）； 如果FIRST与FRAUD满足二次函数关系，则表明股权集中度的机制存在，使舞弊行为得到最大程度的抑制。为检验假设2-6，本文建立多元回归模型（2）。

模型 （1） 中，X1为解 释变量FIRST；模型（2）中，Xi（i=2，3，4，5，6）代表 解 释 变 量 MSH、DUAL、DIREC、IND、BOMEET。

四、样本选择与描述性统计

（一）样本选择

本文以2003-2012年我国农业上市公司为研究对象，分财务报告舞弊样本组和未舞弊配对样本组两组。舞弊样本组是指研究期间至少有一次被监管机构判定为存在违法行为的公司。研究期间内，CSMAR数据库记录的农业上市公司共49家，其中发生过舞弊行为的有15家，构成本文的舞弊样本组。另采用Beasley（1996）的方式选择15家公司构成无舞弊配对样本组：（1）2003-2012年间从未被监管部门处罚的中国农业上市公司；（2）与舞弊公司首次舞弊前一年资产规模最为接近。最后，剔除缺乏完整资料的公司，共得样本数据225条。

（二）描述性统计

下页表2给出了除虚拟变量外各变量的描述性统计。解释变量股权集中度最小值为10.3%，最大值为79.6%，二者相差近70%，标准差为0.161，样本间差异较大，适合做多元回归分析；均值为0.366，中位数为0.326，为第一大股东持股比例的一般水平，体现了我国农业上市公司股权集中的特点。管理层持股比例最大值为64.9%，最小值为0，中位数为0，说明至少有一半的农业上市公司管理层未持股，差异很大，故研究其对舞弊的影响有一定意义。董事会规模最大值为18，最小值为5，二者相差13，标准差为2.105，样本间差异较大，适合做多元回归分析。独立董事数量最大值为5，最小值为2，标准差为0.657，分布较为集中；中位数为3，表明有50%的农业上市公司在2-3人之间，人数较少。董事会会议次数在2-33之间，最小值最大值相差31，标准差为4.367，差异较大。

表2 全样本描述性统计

五、实证结果与分析

（一）显著性检验和相关性检验

1.显著性检验。为检验公司治理对财务报告舞弊的影响，本文对各指标进行了两配对样本t检验，分析舞弊公司和未舞弊公司样本间各指标的差异情况，统计分析结果因篇幅限制未列示。检验结果表明：舞弊公司与未舞弊公司的董事长与总经理职位设置、董事会规模在1%水平差异显著；管理层持股比例、独立董事数量在5%水平差异显著；差异性检验初步支持假设 2、3、4、5。 大股东持股比例、董事会会议次数两个指标在两类公司之间差异不显著，假设1、6无法得到验证。六个变量中有四个变量存在显著性差异，舞弊样本组和未舞弊样本组之间有较大区别，本文所做的研究有一定意义。

2.相关性检验。为了避免指标之间的高度相关对研究结果产生影响，本文对全部指标作了相关性检验，结果因篇幅所限未列示，各指标之间不存在显著的相关关系，可以进行回归分析。

（二）回归结果

本文采用Logit模型方法进行，得到模型 （1）、（2） 的回归结果。（1）FIRST 与 FRAUD 之 间 系 数 为28.874，在 1%水平上显著；FIRST2与FRAUD之间系数为-37.750，在 1%水平上显著。总体呈先降后升的U型关系。假设1得到验证。 （2）MSH与FRAUD之间系数为 4.705，在 5%水平上显著。过高的管理层持股比例易引发“内部人控制”及自利行为，进而发生财务报告舞弊。假设2得到验证。（3）DUAL与FRAUD之间系数为1.460，在1%水平上显著。二职合一的职位设置减弱了董事会的监督作用，加大了财务报告舞弊发生的机会。假设3得到验证。（4）DIREC与FRAUD之间系数为-0.289，在1%水平上显著。较小董事会规模不仅使经营决策权集中，而且也不能得到多方面的意见，财务报告舞弊行为容易发生。假设4得到验证。（5）IND与FRAUD之间系数为-0.520，在10%水平上显著。内部董事可能会与经理层合谋，独立董事的立场相对中立，能够摆脱外界干预，客观地评价经理人的行为。假设5得到验证。（6）BOMEET与FRAUD之间系数为-0.045，但不显著。验证了二者的负相关关系，但并不显著。假设6未得到验证。造成这一结果的原因在于：较高频率的董事会也可能是因为隐患而采取的被动反应。

（三）稳健性检验

为检验研究结论的稳定性，作稳健性检验：缩小样本规模。剔除属于FIRST变量上下10%的样本，剩余样本Logit回归，结果因篇幅所限未列示，主要变量系数的符号和显著性，和原回归结果保持一致。由此说明研究结论基本上是稳定的。

六、政策建议

本文研究结论的政策意义可以总结为：完善股权结构、董事会制度的安排，将有助于抑制财务报告舞弊行为。具体表现为：第一，适度的股权集中。股权分散化会产生股东与经理层之间的代理问题，不利于对经理层行为的监管；一股独大导致权力过度集中，为获取控制权私有收益，大股东会侵害中小股东利益，为掩饰其侵害行为，披露的财务信息可能失真。第二，加强监督管理层的自利行为。持股管理层对公司股价有很高的关注度，为使私人资产不缩水，在抛售股票前管理层会努力使股价维持在高位。合法手段无法将目标实现时，很可能会采取财务报告舞弊。第三，强化公司治理。首先，董事长与总经理不得由一人担任。其次，在符合公司法规定的基础上，公司应结合自身资产规模及不同发展阶段来确定最佳董事会规模和独立董事数量。