上市公司違規(guī)與公司治理結構關系的實證分析

蔣廷富 張金貴

（1、南京工業(yè)職業(yè)技術學院財務處 江蘇 南京 210046；2、江蘇科技大學財務處 江蘇 鎮(zhèn)江 212003）

上市公司違規(guī)與公司治理結構關系的實證分析

蔣廷富1張金貴2

（1、南京工業(yè)職業(yè)技術學院財務處 江蘇 南京 210046；2、江蘇科技大學財務處 江蘇 鎮(zhèn)江 212003）

本文選取1998年2009年，因違法違規(guī)而被中國證監(jiān)會行政處罰或被證券交易所公開譴責的上市的311家上市公司為研究樣本，并選取了同行業(yè)、資產規(guī)模最相近的311家上市公司作為配對樣本，對公司內部治理結構的多個因素與公司是否違規(guī)的關系進行了實證研究。結果表明，董事、監(jiān)事和高級管理人員平均年齡、董事長是否變更、領取報酬的董事總人數、領取報酬的監(jiān)事總人數、CR_10指數與上市公司違規(guī)顯著相關。研究結果為改善上市公司治理結構、有效預防和控制上市公司違法違規(guī)提供了經驗證據。

上市公司違規(guī)公司治理實證分析

一、引言

從1994年1月1日到2009年12月31日，由于違規(guī)而被證監(jiān)會處罰或者被證券交易所公開譴責的上市公司共有679家（次）之多。上市公司違法違規(guī)，不僅損害了廣大投資者的利益，而且嚴重威脅著證券市場的健康發(fā)展和國家正常的經濟秩序，成為我國政府、投資者和證券市場密切關注的話題之一。上市公司違法違規(guī)主要表現有：信息披露虛假記載、重大遺漏或嚴重誤導性陳述、未及時披露公司重大事項，未依法履行其他職責、業(yè)績預測結果不準確或不及時、利潤虛假、募集資金使用虛假、數據造假、違規(guī)擔保及控股股東占用資金、違反證券法律法規(guī)等。上市公司的這些違規(guī)行為最終的結果都損害了投資者尤其是中小股東的利益，給投資者帶來嚴重的經濟損失。上市公司違法違規(guī)與公司的內部治理結構要素之間有無關系？是一種什么樣的關系？本文試圖回答這樣的問題，從而為如何預防和控制上市公司違法違規(guī)提供公司治理方面的經驗證據。

二、文獻綜述

（一）董事會、監(jiān)事會規(guī)模與上市公司違規(guī) 董事會、監(jiān)事會規(guī)模即董事會、監(jiān)事會所包括的成員數量。Lipton和Lorsch（1992）的研究指出，董事會的監(jiān)督能力隨著董事數量的增加而提高，但由此帶來的協調與組織過程的效率損失將超過其數量增加所帶來的收益，當董事會規(guī)模超過10人時，會變得缺乏效率，降低他們參與戰(zhàn)略形成的能力，反而更容易被經理人所控制。Jensen（1993）認為，當董事會規(guī)模太大、董事會持股比例較低時，董事會就不是管理層行為的有效監(jiān)督者，而小規(guī)模的董事會在信息溝通上有著比較優(yōu)勢，能更有效地對經理人的財務舞弊行為實施控制。Yermack（1996）的經驗研究也表明，小規(guī)模的董事會比大規(guī)模的董事會更有效率。Beasley（1996，1998）發(fā)現，董事會規(guī)模越大，公司越可能發(fā)生財務舞弊。劉立國和杜瑩（2003）發(fā)現，監(jiān)事會的規(guī)模與財務舞弊的可能性正相關。Hatice Uzun等（2004）發(fā)現董事會的規(guī)模與公司舞弊行為之間的相關關系并不顯著。吳世農和蔡志岳（2006）發(fā)現對于公司違規(guī)的發(fā)生概率、發(fā)生頻率和嚴重程度，董事會規(guī)模都有正向解釋作用，但并不顯著。Lipton和Lorsch（1992）建議將董事會的人數限制為10人，首選的董事會規(guī)模應該是8人或9人。楊清香等（2008）的研究表明董事會規(guī)模與財務舞弊之間呈明顯的“U”型關系?？梢姡诙聲?guī)模與公司違規(guī)的關系上主要存在三種觀點，即正相關關系、無顯著相關關系和最優(yōu)董事會規(guī)模觀點。規(guī)模小的董事會可以保證成員之間的有效交流，但是如果董事會規(guī)模過小，就會限制一些投資者參與公司治理，而且容易被內部人所操縱，難以起到監(jiān)督經理人的作用。規(guī)模大的董事會擁有不同利益相關者代表，豐富的專業(yè)知識和管理知識可以達到互補效果，有利于協調各方利益，吸收各種不同的意見，減少公司的經營風險，但是如果董事會規(guī)模過大，就容易導致溝通困難、“搭便車”和決策效率低等問題，同樣使得董事會難以起到應有的監(jiān)督作用。

（二）董事長和總經理是否兩職合一與財務報告舞弊 Beasley（1996）、Persons（2006）等實證研究發(fā)現，兩職合一威脅內部監(jiān)控和信息披露質量，兩職合一與公司信息披露質量負相關，與財務舞弊正相關。Anup Agrawal和Sahiba Chadha（2004）發(fā)現，當CEO同時為公司發(fā)起人時，公司的會計丑聞發(fā)生概率較高。李常青和賴建清（2004）發(fā)現，CEO兼任董事長將降低公司績效，而CEO兼任董事不影響公司績效。但張翼和馬光（2005）等實證研究卻沒有發(fā)現這種關系。吳淑琨等（1998）發(fā)現兩職是否合一與其績效之間并沒有顯著的相關關系，而與公司規(guī)模存在正相關關系。而吳世農和蔡志岳（2006）卻發(fā)現董事長兼任總經理的公司不容易違規(guī)，或違規(guī)程度較輕微。從代理理論的角度分析，董事長與總經理的擔任者應分離，以相互制衡，降低公司違規(guī)的可能性。而兩職合一會使得總經理在經營決策、會計政策選擇、利潤分配、政策制定等方面擁有獨斷權，從而導致公司違規(guī)的可能性增大。但代理理論與現代組織行為和組織理論存在某些沖突。Donaldson（1990）提出的現代管家理論認為，代理理論對總經理內在機會主義和偷懶的假定是不合適的，總經理對自身尊嚴、信仰以及內在工作滿足和職業(yè)發(fā)展的追求，會促使他們努力經營公司，成為公司資產的好“管家”。根據權變思想產生的環(huán)境依賴理論認為，兩職合一的合理性要依據所處的具體環(huán)境來進行分析，在比較穩(wěn)定的環(huán)境中，兩職分離可以制約CEO的權力；在高度不確定的環(huán)境中，兩職合一的制度安排可以使公司做出更快、更一致的決策來應對環(huán)境變化，這與吳淑琨等（1998）的研究結論是一致的。孫永祥（2000）的研究也表明，我國國有控股公司全面實行兩職分離可能并非適合我國實際情況。我國目前對董事長與總經理的法制約束和激勵機制還都不夠完善，此種情況下，就很難說董事長能對總經理形成有效監(jiān)督；兩職分離的情況下，總經理的創(chuàng)新自由也會受到董事長的很大限制，兩職分離帶來的監(jiān)管成本可能超過其帶來的利益。

（三）獨立董事與上市公司違規(guī) Fama和Jensen（1983）指出，獨立董事制度是提高董事會獨立性從而保證其監(jiān)督效率的重要制度安排。PatriciaM.Dechow等（1996）指出，在存在財務報告舞弊行為的公司中，獨立董事在董事會中所占比例較低，董事會常常由公司內部人員控制。Klein（2002）在檢驗公司治理與盈余操縱之間關系的研究中發(fā)現，董事會的獨立董事比例越高，越不受CEO影響，財務報告的質量越高。David B.Farbe（2005）發(fā)現舞弊公司具有較弱的治理機制，獨立董事的人數和所占比例均較小。杜興強，溫日光（2007）研究表明，獨立董事越多，公司會計信息質量越好。而張翼和馬光（2005）發(fā)現獨立董事的數量與公司發(fā)生財務丑聞的可能性不相關。吳世農和蔡志岳（2006）的研究也發(fā)現，獨立董事比例與公司違規(guī)的頻率之間存在負相關關系，但并不顯著。陳信元和夏立軍（2006）等實證研究卻沒有發(fā)現這種負相關關系，甚至是正相關關系。按照與公司的關系，一般將董事分為內部董事、有關聯的外部董事和無關聯的外部董事，后者也稱獨立董事。獨立董事與公司沒有關聯且具有維護市場聲譽的動機，有助于加強對管理層的監(jiān)督，從而降低上市公司違規(guī)的可能性。但獨立董事制度來源于國外，而中國的上市公司在外部環(huán)境、監(jiān)管的法律制度和股權結構等方面與國外公司都存在著較大的差異。中國證監(jiān)會于2001年5月才對上市公司董事會中獨立董事的比例作出了明確規(guī)定，這種監(jiān)管機構的強制規(guī)定而不是上市公司的內部需要會導致獨立董事在獨立性、專業(yè)素質、能否切實履行職責等諸多方面都存在不確定性，出現“掛名董事”、“無關董事”，從而影響獨立董事制度效用的發(fā)揮。如果絕大部分上市公司都是為了滿足“1/3”的強制要求而確定獨立董事規(guī)模，那么獨立董事規(guī)模與上市公司違規(guī)之間的相關關系就可能并不顯著。

（四）公司高層持股與上市公司違規(guī) Shawver（2003）發(fā)現董事持股比例與財務報告舞弊存在顯著的負向關系。Beasley（1996，1998）發(fā)現，舞弊違規(guī)的公司董事會的持股水平、審計委員會的作用與一般公司有著明顯差異。張維迎（1999）認為，作為國家資本出資人代表的政府官員對企業(yè)資產并不具有剩余索取權，而只能得到固定的工資以及與其他行政人員類似的福利，這種沒有剩余收益權的控制權是缺乏激勵的控制權，所以無法從制度上保證其擁有充分的監(jiān)督動機和積極性。于東智（2002）發(fā)現，我國上市公司高級管理人員持股比例偏低，年度報酬激勵作用根本不存在。林鐘高、徐正剛（2002）認為財務報告中的會計盈余信息直接影響到企業(yè)被評估的市場價值的高低，一旦企業(yè)市場價值與經理人個人利益發(fā)生聯系，精明的經理人就會產生強烈的操縱財務報告進而影響被評估企業(yè)價值的動機。梁杰等（2004）發(fā)現高級管理層持股比例與財務報告舞弊顯著負相關。委托代理理論認為，由于信息不對稱以及契約的不完備，股東無法對經理的行為進行有效監(jiān)督。為了解決委托人和代理人利益的不一致，剩余索取權除了授予企業(yè)物質資本的擁有者也要授予人力資本的擁有者。公司高層持股可以使其在追求自身價值最大化的同時實現企業(yè)價值最大化，有助于減少公司違規(guī)，提高公司的經營業(yè)績。但是這也只是部分地解決了委托代理問題，從長期來看，股東和管理層的利益依然是難以真正協調的。股東作為所有者自然是期望公司能有真實的、長期穩(wěn)定的增長和回報，更關心公司的長遠利益；而管理層真正關心的只是期權行權期內股價的表現，在這一期間，股價越高，管理層行權所實現的收益也就越大。在我國上市公司中，董事、監(jiān)事、高級管理人員持股比例相對較低，能否對他們起到激勵作用還有待進一步檢驗。另一方面，相對于通過正常手段更好地經營公司來說，管理層會利用自身信息優(yōu)勢和市場監(jiān)管漏洞，通過違規(guī)操作從賬面上“設定”公司利潤，結合或真或假的信息發(fā)布從而影響股價是更為便捷和迅速的方法。在公司的外部經營環(huán)境惡化、實際經營業(yè)績遠未達到預期目標時，管理層這種操縱盈余、粉飾報表的動機就更為強烈。而董事會、監(jiān)事會持股是無益于解決這方面問題的。

（五）股權集中度與上市公司違規(guī) Shleifer和Vishney（1997）認為股權集中或大股東的存在可以加強對管理者的監(jiān)管，減少管理者機會主義的幅度，導致管理者和股東間更少的代理沖突，從而減少代理成本。La Porta等（1999）發(fā)現股權集中度與財務報告質量負相關，在股權集中的上市公司，大股東會利用其控制性地位，利用關聯交易等轉移上市公司資產和利潤，侵害小股東的利益。Mark和Li（2001）指出，如果大股東持股比例太高，會導致監(jiān)督的減少，不利于代理問題的解決，特別是在國有控股的企業(yè)，由于控股股東對利潤最大化目標的偏離，缺乏足夠的動力解決代理問題。劉立國、杜瑩（2003）發(fā)現，流通股比例越高，公司發(fā)生財務報告舞弊的可能性越小；當第一大股東為國資局時，財務報告舞弊發(fā)生的可能性增加；前十大股東持股比例平方和與財務報告舞弊的發(fā)生負相關。蔡寧、梁麗珍（2003）以45家舞弊公司為樣本，分析了董事會構成和所有權結構與舞弊可能性的關系，結果發(fā)現公股權集中度與舞弊可能性存在正相關關系。梁杰等（2004）的研究結果發(fā)現國家股比例、股權制衡度與財務報告舞弊顯著正相關，法人股比例、股權集中度與財務報告舞弊顯著負相關。。陳國進、林輝和王磊（2005）檢驗了公司治理和聲譽機制對上市公司違法違規(guī)行為的約束作用，發(fā)現公司第一大股東集中持股有利于約束違法違規(guī)行為。陳關亭（2007）發(fā)現，第一大股東持股比例、獨立董事比例、董事會會議次數與財務報告舞弊顯著負相關。從公司治理角度看，高度分散的股權結構，在流動性較強的資本市場中，便于收購和兼并，可以形成很強的外部接管壓力，因而可以有效約束上市公司的經營管理，使其努力提升經營業(yè)績從而降低其被收購風險。但在此情形下所有權與經營權高度分離，由于信息不對稱和監(jiān)督成本過高，大量的小股東難以形成對董事會或管理層的有效約束，“搭便車”現象就會普遍存在。董事長或總經理作為公司決策者或管理者，在公司治理中的地位特別突出，容易造成管理層的“內部人控制”，股東和管理者之間存在很高的代理成本，不利于從公司內部減少管理層的違規(guī)行為。而相對集中的股權結構使得股東對管理層的約束更具有動力，其監(jiān)管收益也會大于監(jiān)管成本，可以減少上市公司的違規(guī)行為。但股權高度集中，或者存在絕對控股的情形下，控股股東就有可能利用其絕對控股地位而損害中小股東利益，從而產生另一層代理問題，即控股股東和中小股東之間的代理問題。大股東利用關聯方交易，轉移上市公司資產和利潤，占用上市公司資金的違法違規(guī)行為發(fā)生概率就會增大。

（六）“四委”設立情況與上市公司違規(guī) “四委”即戰(zhàn)略、審計、提名、薪酬與考核委員會。從與上市公司違規(guī)的關系角度看，已有的研究主要集中在審計委員會的作用上。Dechow，Sloan和Sweeney（1996）發(fā)現，內部治理結構弱化尤其是未設立審計委員會的公司更可能因違反公認會計原則（GAAP）而受到美國證券交易委員會（SEC）的處罰。Beasley（1996）從審計委員會可以提升董事會財務報告監(jiān)督整體能力出發(fā)，對舞弊公司與非舞弊公司是否設置審計委員會的差別進行了檢驗，但相關證據并不支持二者間有顯著差異的假設。Abbott，Parke和Peters（2004）發(fā)現審計委員會的獨立性、每年的會議次數與財務報表是否重編顯著負相關，審計委員會中缺少財務專家會增加財務報告重編的可能性。Skousen和Wright（2006）發(fā)現沒有設立審計委員會的公司舞弊概率較高。楊忠蓮和殷姿（2006）研究發(fā)現非舞弊公司成立審計委員會的可能性顯著大于舞弊公司。謝永珍（2006）研究表明，我國上市公司審計委員會在維護信息披露的質量方面起到了一定積極作用，但在防止上市公司財務舞弊、維護關聯交易的規(guī)范性以及確保上市公司的財務安全性等方面發(fā)揮的作用并不顯著。在英美國家，董事會下一般設立若干委員會，如執(zhí)行委員會、任免委員會、薪酬委員會、審計委員會（由獨立董事構成）等，這些委員會分管著決策、執(zhí)行、監(jiān)督等職責，能有效發(fā)揮董事會的監(jiān)督、制衡和決策作用。2002年1月我國國家經貿委和證監(jiān)會聯合頒布的《上市公司治理細則》中規(guī)定:上市公司董事會可以按照股東大會的有關決議，設立戰(zhàn)略、審計、提名、薪酬與考核等專門委員會，其中審計委員會主要負責公司信息披露和財務報告質量，提議聘請外部審計機構，審查公司內部控制與內部審計工作。從設立的目標和作用機理看，審計委員會可以強化董事會對經理層的監(jiān)督，在很大程度上減少上市公司的違規(guī)行為。但是由于我國的上市公司、經濟狀況以及市場環(huán)境都存在著自身的特點，各委員會的設立主要也是由于公司外部的制度性要求，對減少上市公司違法違規(guī)行為的作用還有待作進一步的檢驗。

三、研究設計

（一）樣本選擇和數據來源 從1994年1月1日到2009年12月31日，由于違法違規(guī)而被證監(jiān)會處罰或者被證券交易所公開譴責的上市公司共有679家（次），其中部分上市公司多年度受到處罰。由于公司內部治理結構的相對穩(wěn)定性，涉及此類公司時本文僅選取第一次受到處罰年度的公司治理信息。中國證監(jiān)會在1998年發(fā)布了《公開發(fā)行股票公司信息披露的內容與格式準則第二號<年度報告的內容與格式>》，準則中要求上市公司年報中應披露公司治理的相關信息。由于1998年以前年度的公司治理信息無法收集，本文僅選取1998年至2009年的相關公司治理數據。剔除數據不全以及同行業(yè)已無公司可配對的樣本，剩余311家違規(guī)公司樣本。為便于比較研究，又選取了與違規(guī)公司同行業(yè)、總資產最相近且在歷史上從未受到公開處罰的配對公司311家，組成了容量為622家上市公司的研究樣本。本文的數據主要來源于CCER（色諾芬）中國經濟金融數據庫（www.ccerdata.com）、中國證監(jiān)會網站的處罰公告、巨潮資訊網（www.cninfo.com.cn）的深交所和上交所上市公司誠信檔案，以及大智慧證券交易軟件的行情分析系統。

（二）變量定義 本文使用SPSS17.0版本作為分析工具對樣本進行二元Logistic回歸分析，該版本可以直接使用中文名稱作為變量名，對結果的分析處理更加方便與直觀。被解釋變量“違規(guī)”為二分類變量，當上市公司違規(guī)時賦值1，否則賦值0。由于本文的目的是分析公司治理的各個因素與上市公司違規(guī)之間的統計關系，而不是建立上市公司違規(guī)的識別模型，因此在變量選擇選擇上沒有進行人為的舍棄，選取了公司治理的33個方面作為解釋變量。其中“上市公司實際控制人類別”定義為上市公司年報中披露的，截止到12月31日，上市公司第一大股東的最后控股股東的類別。股東類別定義為：國有控股—0；民營控股—1；外資控股—2；集體控股—3；社會團體控股—4；職工持股會控股—5；不能識別—6?！癈R_5指數”定義為公司前5位大股東持股比例之和，“CR_10指數”定義類似。“第二到第五大股東聯盟”定義第二到第五大股東的持股比例之和，“第二到第五大流通股東聯盟”定義類似。其它解釋變量的定義如其中文名稱，篇幅所限，不作詳細解釋。

表1 模型系數的綜合檢驗

表2 Hosmer和Lemeshow檢驗

表 3 分類表（切割值為 .500）

四、實證結果分析

（一）顯著性檢驗 （表1）顯示了回歸方程顯著性檢驗的總體情況，由于沒有設置解釋變量塊，且解釋變量是一次強制進入模型，所以三行結果相同。表中可以看出，概率p值遠小于0.05，可以認為所有回歸系數不同時為0，解釋變量的全體與LogitP之間的線性關系顯著，該模型是合理的。

（二）擬合優(yōu)度檢驗 （表2）顯示了方程的Hosmer-Lemshow擬合優(yōu)度檢驗，檢驗結果的P值0.787大于顯著性水平，表示模型預測值與觀察值之間的差異無統計學意義，從而意味著模型擬合較好。

（三）回歸分析 （表3）為錯判矩陣，從中可以看出，有3個違規(guī)樣本被錯判為沒有違規(guī)，而有15個未違規(guī)的樣本被判定為違規(guī)，模型的總體正確率為95.5%。從（表4）中可以看出：第一，董事、監(jiān)事和高級管理人員平均年齡與公司是否違規(guī)在5%的水平上顯著負相關。年輕董事、監(jiān)事和高級管理人員有更多的精力參與到公司的日常管理活動中，他們中的大部分人可能也正處于事業(yè)的上升期，更加關注違規(guī)可能給自己事業(yè)帶來的負面影響。第二，董事長是否變更與公司是否違規(guī)在5%的水平上顯著正相關。在發(fā)生董事長變更的年度上市公司違規(guī)概率顯著增加，可能是由于董事長發(fā)生變更，公司內部管理環(huán)境相對不夠穩(wěn)定從而導致違規(guī)的可能性上升。但也不排除因果關系顛倒，正是由于公司違規(guī)行為導致了董事長的變更。由于無法獲取董事長變更日期與公司違規(guī)日期的先后關系，本文對此未作進一步分析。第三，領取報酬的董事總人數與公司是否違規(guī)在5%的水平上顯著負相關，領取報酬的監(jiān)事總人數與公司是否違規(guī)在10%的水平上顯著負相關。說明董事、監(jiān)事的領薪與否對上市公司違規(guī)行為產生了顯著影響。可能是董事、監(jiān)事未在上市公司領薪對其工作的積極性產生了很大影響。這也從一個側面說明，公司董事會、監(jiān)事會的工作盡職度會對公司監(jiān)管產生明顯作用，而這些情況并未從年度內董事會的會議次數、年度內監(jiān)事會的會議次數、董事會的規(guī)模、監(jiān)事會的規(guī)模等變量與上市公司違規(guī)的關系上得到反映。這也說明，防范上市公司違規(guī)，不是要看一年內開了多少次董事會、監(jiān)事會，不是要看建立多大的監(jiān)管班子，而是需要這些機構抱著對全體股東、廣大投資者負責的態(tài)度真正地發(fā)揮起應有的監(jiān)管作用。第四，CR_10指數與公司是否違規(guī)在接近5%的水平上顯著負相關。說明股權的相對集中是有利于防范上市公司違規(guī)行為的。原因可能是股權的相對集中可以減少“搭便車”行為，加強對公司行為的監(jiān)管力度。第五，模型中其他的變量與公司違規(guī)與否關系并不顯著。其中獨立董事總人數與公司違規(guī)與否顯現出負相關關系，但是統計學上并不顯著，說明單從增加獨立董事人數方面來講對防范上市公司違規(guī)并不產生正面影響。這并不說明獨立董事制度的引進對加強公司治理、防范上市違規(guī)現象是無益的，更多地還是要看獨立董事是否切實履行自己的職責，起到應有的監(jiān)督作用，而不是停留在表面上看引入了多少獨立董事。

表4 方程中的變量

五、結論

本文選取了1998年至2009年，因違法違規(guī)而被中國證監(jiān)會行政處罰或被證券交易所公開譴責的上市的311家上市公司為研究樣本，對公司內部治理結構的多個因素與公司是否違規(guī)的關系進行了實證研究。結果表明，董事、監(jiān)事和高級管理人員平均年齡、董事長是否變更、領取報酬的董事總人數、領取報酬的監(jiān)事總人數、CR_10指數與上市公司違規(guī)顯著相關。本文存在的不足會對研究結論產生影響：研究樣本的選擇主要依據證監(jiān)會和證交所公告，但公告未涉及的單位可能存在違規(guī)行為而未被發(fā)現，而這些公司還有可能被作為配對樣本，將對結論產生一定影響。根據相關新聞報道以及其他途徑獲得的信息進行分析，篩選符合條件的樣本會在一定程度上彌補這方面的不足。受可獲得資料的限制，解釋變量主要取自有關的公司治理數據庫，這些變量能否有效解釋上市公司違規(guī)行為還需要進一步考證；變量在有些年份中數據的缺失也會對研究結論產生影響。信息資源豐富的研究機構可以完善相關變量，比如反映公司董事、監(jiān)事盡職程度的信息，對董事會、監(jiān)事會會議討論內容提出不同意見的人數、次數等信息。

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蔣廷富（1977-），男，江蘇宿遷人，南京工業(yè)職業(yè)技術學院財務處會計師

張金貴（1964-），男，安徽全椒人，江蘇科技大學財務處處長

（編輯 虹 云）