第壹個變量是解釋變量，即上市公司是否因財務報告造假被證監會處罰，如果處罰，賦給1，如果不處罰，賦給0。第二類變量是解釋變量，從股權結構和董事會特征的角度來定義。股權結構包括股權集中度(Herfindahl指數)，即公司前N大股東持股比例與國有股比例的平方和。對於公司董事會的構成，包括董事會規模、監事會規模、獨立董事比例和執行董事比例。第三個變量是控制變量，即影響上市公司財務報告的除股權因素和董事會之外的其他因素。比如董事長是否變更，控制股東性質，是否設立審計委員會。(四)實證分析1。變量的差異檢驗和相關性分析在相關性分析中，利用兩類公司變量的均值和標準差的差異檢驗來確定數據的合理性。除了董事長是否改變該變量相對於其他變量的Z檢驗值外，本研究選取的舞弊公司和對照樣本公司的Z檢驗值均小於2。在統計分析的意義上，各變量的相關性比較高，整體變量的差異檢驗沒有顯著性差異，樣本的選取比較合理。根據選取的數據，對本研究中設定的變量之間的相關性進行了檢驗。從皮爾遜相關性檢驗結果可以看出，變量之間的相關性顯著，尤其是解釋變量和控制變量與上市公司是否因舞弊受到處罰的相關性尤為顯著。除了國有股比例和控股股東性質外，被解釋變量與其他解釋變量的相關性較弱。這也驗證了本研究設定的變量基本能夠滿足實證分析的需要，可以進行Logistic回歸分析。2.二項式logistic回歸分析為了進壹步檢驗財務報告舞弊與公司治理結構之間的關系，筆者構建了如下模型，並基於SPSS13.0采用向後法進行回歸分析。舞弊=α+β1×GA+β2×HERF+β3×DIR+β4×SUR+β5×INDE+β6×EXE+β7×CEO+β8×AUD+β9×CH+β10×CHANGE+ξ，其中β為解釋變量的估計系數；ξ是回歸殘值。將調查樣本數據帶入上述模型。如果預測概率值大於0.5，則解釋變量的分類預測值為1；如果小於0.5，說明變量的分類預測值為0。在沒有財務報告舞弊的公司的115個數據中，模型正確識別了其中的105個，正確識別率為91.3%。在財務造假公司的數據中，模型識別出其中的102家，識別準確率為88.7%。該模型的總預測準確率達到90%，預測結果較為理想。從數據上看，除了國有股被排除在模型之外，其他變量都在5%的水平上顯著相關，因此應該拒絕零假設，模型是理想的。四。討論分析1。國有股比例與會計造假無關，不支持1假設。隨著中國證券市場的不斷發展，政府和公司已經開始使用股票回購和可轉換債券等各種金融工具。尋求國有股減持和退出的有效機制，擴大和提高流通股比例，在壹定程度上改善了公司治理結構。以及公司股權結構中的其他因素，比中國經濟發展初期發揮了更有效的調節和相互監督作用。2.赫芬達爾指數，即股權集中度，與財務報告舞弊顯著正相關，假設2成立。股權過度集中容易導致控股股東侵占中小股東利益、上市公司追求自身利益的行為。在我國上市公司中，大量存在壹個或幾個大股東通過收購和關聯控制控制大部分股份的現象，也普遍存在控股股東侵害上市公司利益的行為。因此，為了實現自身利益的最大化，控股股東很可能利用操縱會計信息的手段侵害他人利益，從而造成會計信息失真。這與拉·波塔(1998)和蔡寧(2003)提出的觀點相同，即股權集中與財務報告舞弊之間存在正相關關系。3.董事會規模與財務報告舞弊之間存在顯著的正相關關系，即董事會規模越大，越容易發生財務舞弊。假設3成立。筆者認為，董事會的董事人數對董事會的有效性有很大的影響。如果規模過大，可能會造成董事會行動過慢，容易出現內部分歧，監督職能弱化。這符合簡森(1993)的觀點，即規模較小的董事會更容易起到監督作用，而規模較大的董事會更容易被總經理控制。Beasley(1996)還發現，董事會規模與財務報告舞弊正相關，即董事會規模越大，財務報告舞弊的可能性越大。4.監事會規模越大，財務舞弊的可能性越大，兩者之間存在顯著的正相關關系。監事會本質上缺乏約束董事行為的能力，而在上市公司中，監事會成員也由內部人擔任，缺乏獨立監督的能力，因此監督職能更加失效。另壹方面，上市公司為了掩蓋自己的造假行為，也很可能設置大規模的監督者來掩人耳目，假設4是真的。這與劉立國和杜瑩(2003)提出的觀點壹致，即監事會規模與會計舞弊正相關。5.獨立董事比例越高，財務報告舞弊的可能性越小，兩者之間存在顯著的負相關關系。假設5成立。筆者認為，獨立董事的獨立性在董事會中起著重要的作用和地位。隨著獨立董事制度的不斷完善，獨立董事在董事會中的監督作用有效限制了公司的舞弊行為。驗證了比斯利(1995)的結論。6.執行董事比例與會計舞弊之間存在顯著的正相關關系。執行董事比例過高會導致董事對關鍵信息的控制，削弱董事會和監事會的職能。在不利的情況下，為了保護自己的利益，執行董事更容易通過披露虛假財務信息來掩蓋其違規行為。假設6成立。驗證了比斯利(1996)和德尚(1996)的結論。7.7的地位。CEO在分析結果中表現出顯著的正相關關系，即當董事長和總經理為同壹人時，上市公司財務報告舞弊的可能性越大，當不是同壹人時舞弊的可能性越小，假設7為真。如果董事長和總經理是同壹個人，會導致內部董事占絕對優勢，董事會失去獨立性，從而削弱對經理人員行為的控制和經營決策的優化。這就容易導致董事操縱利潤，甚至對外提交的財務報表也不能真實反映公司的財務狀況。這與Dechow等人(1996)提出的觀點是壹致的。8.審計委員會的設置與會計舞弊之間存在非常顯著的負相關關系，審計委員會的設置可以有效地限制上市公司的財務報告舞弊。假設8成立，即審計委員會的設置與財務報告舞弊負相關。上市公司設立審計委員會可以更有效地監督財務報告披露是否存在舞弊，從而有效降低財務報告舞弊的可能性。這與C . Mullen(1996)和Lobeck (1989)提出的觀點是壹致的。9.如果控股股東是國有股東，容易出現財務報告舞弊，如果是非國有股東，可以限制舞弊的發生。分析結果呈顯著正相關，假設9成立。因為假設1和假設2在邏輯上是線性的，所以實證結果是矛盾的。在這裏我同意劉立國和杜瑩的結論[3]。筆者認為，控股股東作為國有股，是國有股在公司總資產中的重要比例，容易通過行政手段控制利益走向。也容易造成上市公司體制和各部門職能界定模糊，以及政企分開、政資分開。更有可能幹擾公司的經營管理，更有可能在披露財務報告時掩蓋壹些灰色信息進行欺詐。這與梁傑、王選和李金忠(2004)的觀點壹致。10.董事長是否變更這壹變量在分析結果中存在顯著的正相關關系，即如果董事長變更頻繁或容易，財務報告舞弊的可能性越大，反之越小，假設10成立。筆者認為，如果上市公司董事長不同意上市公司披露虛假財務報告，出於某種私利，可能會被上市公司撤換；相反，只有當董事長在虛假財務報告披露問題上與上市公司意見壹致時，他才不會頻繁更換。張貼在中國論文下載中心。
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