財(cái)務(wù)舞弊公司后續(xù)公司治理變化對審計(jì)質(zhì)量的影響

袁 洋

(1.復(fù)旦大學(xué)管理學(xué)院/博士后流動(dòng)站，上海 200433;2.中國華融資產(chǎn)管理股份有限公司博士后工作站，北京 100033)

一、引言

公司治理一直是研究的熱點(diǎn)問題，但對于財(cái)務(wù)舞弊公司后續(xù)期間的公司治理水平變化的研究卻較少涉及，后續(xù)的公司治理水平變化對應(yīng)的審計(jì)質(zhì)量的變化及兩者關(guān)系是筆者的研究重點(diǎn)。獨(dú)立審計(jì)作為公司治理的子系統(tǒng)(Stuart，2006[1])起到非常重要的作用，但由于獨(dú)立審計(jì)是在公司提供財(cái)務(wù)信息和報(bào)表的基礎(chǔ)上展開的，公司治理水平和質(zhì)量會(huì)影響財(cái)務(wù)信息和報(bào)表的可靠性，進(jìn)而影響?yīng)毩徲?jì)工作以及審計(jì)質(zhì)量。筆者擬在此基礎(chǔ)上利用門檻模型進(jìn)一步研究部分財(cái)務(wù)舞弊公司后續(xù)公司治理指標(biāo)與審計(jì)質(zhì)量的關(guān)系。

公司治理結(jié)構(gòu)是通過公司內(nèi)部一系列的制度安排，協(xié)調(diào)股東大會(huì)、董事會(huì)與管理層之間的責(zé)、權(quán)、利的分配，通過解決公司兩權(quán)分離下的代理問題以實(shí)現(xiàn)股東權(quán)益的最大化。公司治理機(jī)制可分為內(nèi)部治理機(jī)制和外部治理機(jī)制。前者主要是針對解決股東與管理層之間的利益沖突;后者主要用于解決控股股東與中小股東之間的沖突。

一方面，公司治理對審計(jì)質(zhì)量影響的文獻(xiàn)有:Jensen ＆ Meckling(1976)[2]認(rèn)為管理層持股比例越低，委托代理問題越嚴(yán)重，公司聘請高質(zhì)量外部審計(jì)的需求增強(qiáng)。曾穎、葉康濤(2005)[3]研究了大股東持股比例、負(fù)債與獨(dú)立審計(jì)的相關(guān)性，認(rèn)為負(fù)債率高的公司對高質(zhì)量審計(jì)訴求更強(qiáng)，且第一大股東持股與獨(dú)立審計(jì)需求呈倒U型關(guān)系。陳俊等(2008)[4]認(rèn)為改善我國資本市場有效審計(jì)需求不足的關(guān)鍵是解決大股東的有效治理問題。另一方面，審計(jì)質(zhì)量對公司治理水平影響的文獻(xiàn)有:審計(jì)契約派生于公司治理契約，以降低代理成本;獨(dú)立審計(jì)對管理層具有激勵(lì)和約束的雙重功能;而且獨(dú)立審計(jì)能增進(jìn)組織效率，外部審計(jì)是由獨(dú)立的一方對組織效率水平和狀況做出評(píng)價(jià)和簽證，促進(jìn)組織效率的提高(方紅星，2002)[5]。

二、審計(jì)質(zhì)量指標(biāo)的衡量方法

Reynolds(2001)[6]、 陳信元和夏立軍(2006)[7]等對審計(jì)質(zhì)量的衡量都以可操控性應(yīng)計(jì)為替代變量，其中鄔展霞(2008)[9]指出瓊斯模型能更好地發(fā)現(xiàn)我國盈余管理行為，在基本的瓊斯模型中加入長期投資、無形資產(chǎn)或其他長期資產(chǎn)指標(biāo)并不能提高模型的檢驗(yàn)效果。所以審計(jì)質(zhì)量的衡量模型如下:

其中:GAt/At－1表示經(jīng)上一年總資產(chǎn)調(diào)整的總應(yīng)計(jì)利潤;GAt為總應(yīng)計(jì)利潤等于第t年的營業(yè)利潤減去經(jīng)營現(xiàn)金流量之差;ΔREVt/At－1表示經(jīng)上一年的總資產(chǎn)調(diào)整的t年的營業(yè)收入與t－1年?duì)I業(yè)收入之差;PPEt/At－1表示經(jīng)上一年的總資產(chǎn)調(diào)整的固定資產(chǎn)凈值;At－1表示第t－1期期末總資產(chǎn)。

由上式回歸得到的系數(shù)用來估計(jì)非可操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目:

其中:NDAt表示經(jīng)第t－1期期末總資產(chǎn)調(diào)整后的第t期的非可操控性應(yīng)計(jì)數(shù)。

其中:DAt表示經(jīng)過第t－1期期末總資產(chǎn)調(diào)整后的第t期的可操控性應(yīng)計(jì)數(shù);TAt表示第t期凈利潤與第t期經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量之差。由于筆者是按面板數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，所以采用調(diào)整后的可操控性應(yīng)計(jì)數(shù)的絕對值作為審計(jì)質(zhì)量的替代變量。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本與數(shù)據(jù)

筆者利用國泰安的CSMAR數(shù)據(jù)庫，收集了2002年到2007年有違規(guī)行為的上市公司(其中處罰單位包括證監(jiān)會(huì)、上交所、深交所及財(cái)政部)數(shù)據(jù)，共計(jì)486家上市公司。這486家上市公司的違規(guī)類型共有14項(xiàng)，其中虛構(gòu)利潤、虛列資產(chǎn)、虛假陳述、重大遺漏、大股東占用上市公司資產(chǎn)、欺詐上市為財(cái)務(wù)報(bào)表舞弊行為;違規(guī)購買股票、擅自改變資金用途、推遲披露、出資違規(guī)、操縱股價(jià)、違規(guī)擔(dān)保、違規(guī)炒作為非財(cái)務(wù)報(bào)表舞弊行為。筆者剔除了非財(cái)務(wù)舞弊公司287家，得到240家財(cái)務(wù)舞弊公司;再刪除違規(guī)事件公告中不涉及上市公司年報(bào)的公司117家，得到123家有涉及年報(bào)舞弊的公司。樣本選擇有多次受處罰的公司但只取最后一年的數(shù)據(jù)，樣本中有23家公司受到兩次譴責(zé)，2家公司受到三次譴責(zé)，得到98個(gè)財(cái)務(wù)報(bào)表舞弊數(shù)據(jù)。去除淘汰退市企業(yè)、金融業(yè)公司及數(shù)據(jù)不全的樣本，最后得到55家財(cái)務(wù)舞弊公司樣本。筆者主要對年報(bào)進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫與上交所、深交所網(wǎng)站。

(二)研究假設(shè)

1、公司治理綜合指標(biāo)G

筆者構(gòu)建了公司治理綜合指數(shù)G(其運(yùn)算過程限于篇幅原因予以省略)，綜合了公司治理中的股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)結(jié)構(gòu)等因素，通過主成分分析法提取主成分，并構(gòu)建了公司治理綜合得分。由于主成分分析法合理規(guī)避了多變量的綜合評(píng)價(jià)與分析中指標(biāo)不同的量綱、累加時(shí)怎樣確定權(quán)重系數(shù)等問題，該方法所構(gòu)建的指數(shù)最大程度地綜合了總指標(biāo)的信息，能較客觀地評(píng)價(jià)公司治理的綜合狀況。

假設(shè)1：財(cái)務(wù)舞弊公司從被公告前一年到公告后第三年，公司治理綜合指數(shù)G指標(biāo)與審計(jì)質(zhì)量之間存在顯著正向關(guān)系。

2、列入公司治理綜合指數(shù)的相關(guān)指標(biāo)與審計(jì)質(zhì)量的關(guān)系

(1)第一大股東持股比例

財(cái)務(wù)舞弊公司樣本中的第一大股東具有絕對的控制權(quán)，55家樣本中具有國有性質(zhì)的公司有27家，占49.1%的比重，這27家樣本對應(yīng)的第一大股東的持股比例均值為28.79%，最大持股量為61.6%，這說明我國上市公司的“一股獨(dú)大”現(xiàn)象還是很普遍。股權(quán)集中在少數(shù)控股股東手中后，一般會(huì)出現(xiàn)大股東侵占小股東利益的問題?？毓晒蓶|利用其控股權(quán)，謀取私利，損害投資者與小股東的利益。大股東控制“決策過程”導(dǎo)致不分紅或不利于小股東的政策，把利益從小股東手中“隧道轉(zhuǎn)移”出來。

目前這種“掏空”的主要形式有:關(guān)聯(lián)交易、資產(chǎn)置換、抵押擔(dān)保、轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)與配股和分紅等。第一，關(guān)聯(lián)交易。屬于盈余管理中較為不易被識(shí)別與掌控的形式，利用不平等的條件與價(jià)格把資源和利益轉(zhuǎn)到關(guān)聯(lián)方，公司受到損失，投資者與債權(quán)人的利益受到侵害。這個(gè)管理層信息的隱性空間屬于盈余管理中線上項(xiàng)目 的 內(nèi) 容 (倉 勇 濤，2011[9];高 雷 等，2008[10])發(fā)現(xiàn)把關(guān)聯(lián)銷售收入計(jì)入線上項(xiàng)目(營業(yè)收入)進(jìn)行盈余管理的行為更為隱蔽，高于市場價(jià)的買賣可以為公司帶來更高的業(yè)績。第二，資產(chǎn)置換也是較為隱蔽的手法。該法可以套現(xiàn)，可以轉(zhuǎn)移資產(chǎn)，一般運(yùn)作之巧令投資者混然不覺。比如甲公司與乙公司為同一控股人名下的公司，甲公司為上市公司，乙公司為非上市公司。這樣控股股東可以利用乙公司的呆滯資產(chǎn)置換甲公司的優(yōu)良資產(chǎn)。另一方面，還可以運(yùn)用投資項(xiàng)目之虛，行“暗渡陳倉”之實(shí)。比如甲公司有一個(gè)好項(xiàng)目，控股股東在項(xiàng)目運(yùn)作早期就剝離給乙公司，當(dāng)項(xiàng)目運(yùn)行一段時(shí)間后，效益與成長性俱佳時(shí)，甲公司再把這個(gè)項(xiàng)目收購回來，最后控股股東通過內(nèi)部買賣就把現(xiàn)金套現(xiàn)了。第三，抵押擔(dān)保也是常見手段?？毓晒蓶|讓上市公司為其控制的非上市公司進(jìn)行抵押擔(dān)保，上市公司承擔(dān)了風(fēng)險(xiǎn)，但收益卻納入控股股東囊中。第四，轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)的方法。如控股股東手下有一家上市公司甲和一家非上市公司乙，甲乙兩公司共同成立了丙公司，甲公司占60%，乙公司占40%。丙公司經(jīng)營高風(fēng)險(xiǎn)高回報(bào)行業(yè)，若經(jīng)營狀況好，且能有效控制經(jīng)營時(shí)讓乙公司不斷追加投資，稀釋甲公司股權(quán)，這時(shí)乙公司股權(quán)超過甲公司股權(quán)后為60%，則甲公司的股權(quán)為40%，這就實(shí)現(xiàn)了風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移，乙公司用40%的股權(quán)得到了以后60%的回報(bào)。第五，配股與分紅?？毓晒蓶|可以用增發(fā)配股進(jìn)一步擴(kuò)大控制權(quán)和但并不一定會(huì)在配股中及時(shí)繳納出資額。如西藏圣地(600749)、渤海集團(tuán)(600858)、成都聯(lián)益(001696)等。分紅政策中的分與不分都根據(jù)具體情況掠奪著公司財(cái)富。

Wei等(2005)[11]認(rèn)為國家股與法人股都與公司價(jià)值顯著負(fù)相關(guān)，呈明顯的非線性、正U型關(guān)系。孫永祥和黃祖輝(1999)[12]認(rèn)為第一大股東持股比例與公司價(jià)值呈倒U關(guān)系，且較高的股權(quán)集中度有利于企業(yè)價(jià)值的提高。

假設(shè)2：財(cái)務(wù)舞弊公司從被公告前一年到公告后第三年，第一大股東持股比例越高與審計(jì)質(zhì)量非線性關(guān)系越顯著。

(2)股東大會(huì)出席率

股東大會(huì)出席率反映了股東對公司生產(chǎn)經(jīng)營各方面的參與程度，通常每個(gè)中小股東都希望其他股東行使監(jiān)督權(quán)利，自己獨(dú)善其身;另一方面，小股東力薄言輕，由于小股東因持股比例少，對公司的重大決策影響力小，也缺乏動(dòng)力去參與公司事務(wù)活動(dòng)。如此循環(huán)小股東群體就會(huì)被邊緣化，于是股東大會(huì)的出席率一般很低，缺少小股東的監(jiān)督，上市公司的盈余質(zhì)量可能更低。股東大會(huì)出席率越高，反映投資者對上市公司的監(jiān)督越強(qiáng)，上市公司的盈余質(zhì)量也越好。

假設(shè)3：財(cái)務(wù)舞弊公司從被公告前一年到公告后第三年，股東大會(huì)出席率與審計(jì)質(zhì)量之間存在正向相關(guān)關(guān)系。

(3)四委設(shè)立個(gè)數(shù)與審計(jì)質(zhì)量

董事會(huì)一般至少有以下三方面職責(zé):重大戰(zhàn)略問題審議和決策、經(jīng)營成果檢查和評(píng)價(jià)、高層管理人員的任免與獎(jiǎng)懲。而這些職責(zé)是否有效行使，主要看董事會(huì)的結(jié)構(gòu)是否合理，在不同法律與制度環(huán)境下獨(dú)立董事制度發(fā)揮的作用是不一樣的。如美國在21世紀(jì)初大部分上市公司的大多數(shù)董事會(huì)都是獨(dú)立董事，代表著紐約交易所所規(guī)定的“獨(dú)立性”，但獨(dú)立董事人數(shù)的增加，并不一定表示董事會(huì)的獨(dú)立性就越強(qiáng)。研究發(fā)現(xiàn)在召開董事會(huì)全體會(huì)議時(shí)，所有內(nèi)部董事會(huì)限制外部董事在內(nèi)部董事利益問題上的參與。若在董事會(huì)下設(shè)幾個(gè)委員會(huì)，專門處理此類敏感問題，則會(huì)更有效果。即委員會(huì)制度實(shí)際上是獨(dú)立董事與公司內(nèi)部人博弈的平臺(tái)，是爭奪控制權(quán)、獨(dú)立董事爭取真正獨(dú)立的手段。

董事會(huì)下設(shè)的四個(gè)專門委員會(huì)是由公司董事組成的行使董事會(huì)部分權(quán)力或?yàn)槎聲?huì)行使權(quán)力提供幫助的董事會(huì)內(nèi)部常設(shè)機(jī)構(gòu)。這里需明確的是各個(gè)專門委員會(huì)必須是在一定程度上代替董事會(huì)行使職權(quán)并由董事組成的委員會(huì)。其中審計(jì)委員會(huì)的地位最為重要，一般由3－5名外部董事組成，是一項(xiàng)保護(hù)股東權(quán)益的制度安排，是對公司代理問題的一種補(bǔ)救措施，是提高財(cái)務(wù)信息透明度的有效工具，對于舞弊行為與大股東的利益侵占等問題能有效防范。對于財(cái)務(wù)舞弊公司，審計(jì)委員會(huì)能有效地緩沖公司與外部審計(jì)之間的矛盾，提高外部審計(jì)獨(dú)立性與鑒證能力，同時(shí)也有利于審計(jì)質(zhì)量的提高。

假設(shè)4：財(cái)務(wù)舞弊公司從被公告前一年到公告后第三年，四委設(shè)立個(gè)數(shù)與審計(jì)質(zhì)量之間存在正向的相關(guān)關(guān)系。

(4)兩職合一與審計(jì)質(zhì)量

董事長與總經(jīng)理的兼任情況在國內(nèi)外都一直存在，兩職由一人擔(dān)任的領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)被稱為“一元結(jié)構(gòu)”，同樣兩職位由不同人擔(dān)任則被稱為“二元結(jié)構(gòu)”?？露?費(fèi)里咨詢公司在1992年調(diào)研時(shí)發(fā)現(xiàn)，美國93%的大公司存在兩職合一的情況。牛津分析公司在1992年調(diào)研時(shí)發(fā)現(xiàn)英國有1/3的大公司存在CEO兼任的情況。由于美國人強(qiáng)調(diào)效率與決策的統(tǒng)一，所以大多數(shù)美國企業(yè)采用了一元領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)，但20世紀(jì)90年代安然與世通等公司丑聞暴露出這種領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)的缺陷。Jensen(1993)[13]提出 CEO兼任董事長時(shí)，董事會(huì)就不是管理層行為的有效監(jiān)督者。我國上市公司大部分是國有企業(yè)，“一股獨(dú)大”現(xiàn)象嚴(yán)重，在現(xiàn)行體制內(nèi)，董事長不僅僅是總經(jīng)理的監(jiān)督者，更是總經(jīng)理的領(lǐng)導(dǎo)，雖然設(shè)置了兩個(gè)職務(wù)，但實(shí)際上董事長控制著整個(gè)公司。這類擁有實(shí)權(quán)的董事長一般不想要太聰明的總經(jīng)理或職業(yè)經(jīng)理人，就如高管人員雖然強(qiáng)調(diào)下屬要團(tuán)結(jié)友愛，但又不真正希望下屬“心心相印”一樣，這樣企業(yè)就有力量制衡或內(nèi)耗。所以各國市場成熟程度、內(nèi)外部治理環(huán)境與社會(huì)文化都有很大差異，選擇哪種方式都需要根據(jù)實(shí)際情況進(jìn)行定奪。

吳淑琨和陳崢嶸(2002)[14]以ROA為績效目標(biāo)，發(fā)現(xiàn)一元結(jié)構(gòu)與公司績效非顯著負(fù)相關(guān)。可見大部分觀點(diǎn)是兩職分離有利于抑制舞弊行為，提高公司績效水平。

假設(shè)5：財(cái)務(wù)舞弊公司從被公告前一年到公告后第三年，兩職合一與審計(jì)質(zhì)量之間存在負(fù)向相關(guān)關(guān)系。

(5)董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與審計(jì)質(zhì)量

對于董事會(huì)會(huì)議次數(shù)的爭論一般有兩種觀點(diǎn)。一種是認(rèn)為董事會(huì)并未通過董事會(huì)會(huì)議有效行使職權(quán)。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為董事會(huì)會(huì)議是一個(gè)董事溝通的平臺(tái)，會(huì)議的召開使董事更好地履行職責(zé)。Jensen(1993)[13]卻指出董事會(huì)行為相對被動(dòng)，是事后補(bǔ)救的“滅火裝置”，而不是用于事前改進(jìn)公司治理的有效措施。所以董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與公司績效關(guān)系不明確。沈藝峰和張俊生(2002)[15]發(fā)現(xiàn)ST和PT的公司董事會(huì)會(huì)議次數(shù)大于控制公司。

假設(shè)6：財(cái)務(wù)舞弊公司從被公告前一年到公告后第三年，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與審計(jì)質(zhì)量之間存在非相關(guān)關(guān)系。

(6)董事會(huì)持股比例與審計(jì)質(zhì)量

激勵(lì)與約束作用如同一枚硬幣的正反面，適度的董事會(huì)持股有利于董事會(huì)更好地完善內(nèi)部治理活動(dòng)，Beasley(1996)[16]發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事?lián)碛休^高比例股權(quán)會(huì)減少舞弊行為的發(fā)生。我國是一股獨(dú)大的公司治理結(jié)構(gòu)，控股股東實(shí)際把持了公司的經(jīng)營管理，董事會(huì)持股比例越大越有舞弊的動(dòng)機(jī)與可能。

假設(shè)7：財(cái)務(wù)舞弊公司從被公告前一年到公告后第三年，董事會(huì)持股比例與審計(jì)質(zhì)量之間存在非線性關(guān)系。

(7)董事會(huì)平穩(wěn)性與審計(jì)質(zhì)量

筆者的平穩(wěn)性指標(biāo)參照Chaire E.Crutchley(2002)[17]提出的平穩(wěn)性指數(shù)來計(jì)算。當(dāng)舞弊公司受到處罰或譴責(zé)時(shí)，公司的聲譽(yù)受損，公司的經(jīng)營業(yè)績也比較差，這時(shí)董事成員變動(dòng)較大。董事會(huì)平穩(wěn)性與公司的績效水平正相關(guān)，即以前年度的績效好，董事會(huì)當(dāng)年的平穩(wěn)性就高，若以前年度的績效很差，則平穩(wěn)性就會(huì)低。并認(rèn)為平穩(wěn)性較差的公司在后續(xù)期間的績效將會(huì)提高(于東智，池國華，2004[18])。根據(jù)以上分析，提出假設(shè)8。

假設(shè)8：財(cái)務(wù)舞弊公司從被公告前一年到公告后第三年，董事會(huì)平穩(wěn)性與審計(jì)質(zhì)量之間存在負(fù)向相關(guān)關(guān)系。

(8)董事會(huì)規(guī)模與審計(jì)質(zhì)量

資源依賴?yán)碚撜J(rèn)為相對較大的董事會(huì)規(guī)模導(dǎo)致更好的公司績效，一方面董事會(huì)規(guī)模愈大董事所具備的專業(yè)背景與人際關(guān)系背景越廣泛，即獲取外部關(guān)鍵資源的能力越強(qiáng)(Provan，1980[19])、越能掌控外部環(huán)境的變化得以自如應(yīng)對，減少經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)(Birnbaum，1984[20])。另一方面，董事會(huì)規(guī)模越大，董事會(huì)成員之間的溝通也容易出現(xiàn)問題，影響工作效率;規(guī)模大的董事會(huì)易受總經(jīng)理的影響，難以對公司重大經(jīng)營決策與高管人員的業(yè)績表現(xiàn)進(jìn)行有效評(píng)估。Eisenberg(1998)[21]對芬蘭中小非上市公司研究后發(fā)現(xiàn)規(guī)模越大，公司的績效越差，而小董事會(huì)更能監(jiān)督控制管理層。

但是董事會(huì)規(guī)模還不能太小，美國是獨(dú)立董事占董事會(huì)成員66%的比例，我國是占1/3的比例，公司還需要設(shè)不同的專門委員會(huì)，于是董事會(huì)成員太少不能有效開展工作。Dechow等(1996)[22]發(fā)現(xiàn)董事會(huì)規(guī)模與盈余管理水平呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。李波(2007)[23]研究發(fā)現(xiàn)董事會(huì)規(guī)模與盈余管理水平呈U形相關(guān)，即董事會(huì)規(guī)模的提高可以降低盈余管理水平，但到了一定規(guī)模后，再提高規(guī)模反而會(huì)增加盈余管理水平。

假設(shè)9：財(cái)務(wù)舞弊公司從被公告前一年到公告后第三年，董事規(guī)模與審計(jì)質(zhì)量之間存在非相關(guān)關(guān)系。

(9)獨(dú)立董事比例與審計(jì)質(zhì)量

獨(dú)立董事制度是美國的首創(chuàng)，有兩個(gè)目的:一是全職執(zhí)行管理職責(zé)，為其提供支持與協(xié)助，包括提供專門的建議和培養(yǎng)與其他組織的關(guān)系;二是監(jiān)督高管人員的決策，主要檢查管理層是否在經(jīng)營中遵守相應(yīng)的法律與制度要求，保護(hù)投資者的利益(馬永彬，2010[24])。

一般來說獨(dú)立董事有助于董事會(huì)的有效運(yùn)作和提高決策質(zhì)量(Cadbury，1992[25])，牽制經(jīng)理層防止其濫用職權(quán)的同時(shí)，還要防止大股東對小股東的利益侵占。獨(dú)立董事有兩個(gè)特性:第一是獨(dú)立性(Hampel，1998[26])，美國律師公會(huì)、法律研究所、聯(lián)邦《稅法》、聯(lián)邦《證券交易法》、紐約交易所、全美證券交易商協(xié)會(huì)(NASD)規(guī)定了獨(dú)立性的標(biāo)準(zhǔn)是不存在以下事項(xiàng):一是過去三年在公司或下屬機(jī)構(gòu)中任職;二是從公司或下屬機(jī)構(gòu)中收到了超過6萬美元的報(bào)酬;三是過去三年有直系家屬在公司或下屬機(jī)構(gòu)中任執(zhí)行官;四是交叉擔(dān)任董事;五是與公司有經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，如擔(dān)任合伙人或三年中任何一年收取20萬美元及以上。我國證監(jiān)會(huì)《關(guān)于在上市公司建立獨(dú)立董事制度的指導(dǎo)意見》規(guī)定了獨(dú)立董事持股數(shù)量不能超過公司已發(fā)行股份的1%。其不僅要獨(dú)立于總經(jīng)理，也要獨(dú)立于控股股東。第二是聲譽(yù)的維護(hù)，譚勁松(2003[27])研究發(fā)現(xiàn)我國的獨(dú)立董事大部分是大學(xué)教授(占40%)、研究員或少量企業(yè)家(占12%)，專業(yè)以經(jīng)濟(jì)、會(huì)計(jì)與法律的為主，年紀(jì)在30－60歲之間。這與美國獨(dú)立董事大部分為其他上市公司的CEO不同，美國的獨(dú)立董事比例一般占80%以上。美國第二大類獨(dú)立董事為律師、會(huì)計(jì)師與大學(xué)教授，美國獨(dú)立董事的最適合人選是能為公司帶來額外資源的人。Davidson 和 DaDalt(2003)[28]發(fā)現(xiàn)獨(dú)立性較高和經(jīng)驗(yàn)豐富的獨(dú)立董事比例越高，管理層進(jìn)行盈余管理的行為越少。

假設(shè)10：財(cái)務(wù)舞弊公司從被公告前一年到公告后第三年，獨(dú)立董事比例與審計(jì)質(zhì)量之間存在非相關(guān)關(guān)系。

(10)S指數(shù)與審計(jì)質(zhì)量

股權(quán)制衡一般指第一大股東之外的其他大股東對第一大股東的牽制能力，常用其他大股東的持股比例與第一大股東的持股比例的比值來表示。筆者以第二大股東至第十大股東持股比例之和來表示股權(quán)的制衡力量。Gomes和Novaes(2001)[29]認(rèn)為多個(gè)大股東的的存在會(huì)在一定程度上抑制第一大股東的掏空行為。Bai等(2004)[30]發(fā)現(xiàn)第二至第十大股東持股比例與公司價(jià)值正相關(guān)。王化成和佟巖(2006)[31]指出其他股東與大股東的制衡能力越強(qiáng)，公司的盈余質(zhì)量越好。

Demsetz 和 Lehn(1985)[32]分析了公司績效與股權(quán)集中度(前五大，前二十大股東持股比例與赫芬達(dá)爾指數(shù))的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者無相關(guān)性。朱祥武和宋勇(2001)[33]研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度(前五大，前十大股東持股比例之和與赫芬達(dá)爾指數(shù)Herfindahl①)與公司績效(市凈率)的平衡面板顯示兩者無顯著相關(guān)性。余怒濤(2008)[34]也得出股權(quán)制衡結(jié)構(gòu)不能提高公司治理效率的結(jié)論。

假設(shè)11：財(cái)務(wù)舞弊公司從被公告前一年到公告后第三年，S指數(shù)與審計(jì)質(zhì)量之間存在正向相關(guān)關(guān)系。

(三)變量的設(shè)計(jì)

筆者在自變量中加入EPS盈余指標(biāo)，把每年的每股收益(EPS)除以年初的開盤價(jià)計(jì)算得到，其系數(shù)反應(yīng)會(huì)計(jì)上的盈余在多大程度上會(huì)影響或反映到公司股票的收益上來。一般說來，市場對公司會(huì)計(jì)盈余的認(rèn)可度越高，盈余就能更好地轉(zhuǎn)換到股票的報(bào)酬上來，說明盈余質(zhì)量好，審計(jì)質(zhì)量水平高。

表1 各變量的具體定義

客戶規(guī)模 LNAS 公司期末資產(chǎn)的對數(shù)當(dāng)期流動(dòng)資產(chǎn)/平均總資產(chǎn) CATA 用當(dāng)期的流動(dòng)資產(chǎn)除以平均總資產(chǎn)主營業(yè)務(wù)收入/平均總資產(chǎn) INTA 主營業(yè)務(wù)業(yè)務(wù)收入除以平均總資產(chǎn)代理成本 AGEC (管理費(fèi)用+銷售費(fèi)用)/營業(yè)收入總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率 TATU 銷售收入凈額/資產(chǎn)總額平均余額主營業(yè)務(wù)收入增長率 MBIR 本期主營業(yè)務(wù)收入與上期數(shù)值比資產(chǎn)負(fù)債率 DESA 反映財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的大小總資產(chǎn)報(bào)酬率 ROA 反應(yīng)公司的會(huì)計(jì)業(yè)績(Haw等，2004)國有企業(yè)/公司股權(quán)性質(zhì) SOE 實(shí)際控制人為國有企業(yè)、國有機(jī)構(gòu)及事業(yè)單位時(shí)股權(quán)性質(zhì)為國有控股，定義為1，否則為0現(xiàn)金流權(quán)與控制權(quán)分離率 V/C 依據(jù)控制鏈上的投票權(quán)計(jì)算，用現(xiàn)金流權(quán)/控制權(quán)計(jì)算年度變量 YEAR 2001－2010年依次取值0－9，以控制年度背景帶來的影響控制變量

(四)模型的建立

由于審計(jì)判斷的好壞直接關(guān)系審計(jì)質(zhì)量的高低，筆者借鑒上述分析的審計(jì)判斷透鏡模型，針對財(cái)務(wù)舞弊公司，構(gòu)造了公司治理與審計(jì)質(zhì)量之間的相關(guān)模型。

1、公司治理綜合指數(shù)與審計(jì)質(zhì)量線性關(guān)系的檢驗(yàn)

2、公司治理綜合指數(shù)中各項(xiàng)指標(biāo)與審計(jì)質(zhì)量的關(guān)系

其中:公司治理的各項(xiàng)指標(biāo)對應(yīng)的系數(shù)為β2，分別與相應(yīng)的控制變量進(jìn)行面板回歸。

四、回歸結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了自變量描述性統(tǒng)計(jì)的基本情況，可以看出，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與公司治理綜合指數(shù)、控制變量相關(guān)的均值與標(biāo)準(zhǔn)差等相關(guān)信息。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)分析表

從表2的各變量描述性統(tǒng)計(jì)可以看到，可操控性應(yīng)計(jì)值的平均值的均值0.174，屬于右偏分布，審計(jì)收費(fèi)從最低的12萬到最高值160萬不等，均值為接近50萬，資產(chǎn)報(bào)酬率(ROA)的均值為負(fù)，說明舞弊樣本公司的資產(chǎn)收益情況不好。從公司股權(quán)性質(zhì)(SOE)可以看到近一半的舞弊公司樣本為國有控股性質(zhì)的公司。

(二)回歸結(jié)果分析

1、公司治理綜合指數(shù)與審計(jì)質(zhì)量線性關(guān)系的回歸結(jié)果

關(guān)于公司治理綜合指數(shù)與審計(jì)質(zhì)量的關(guān)系用下式來檢驗(yàn)，具體如表3所示:

表3 公司治理綜合指數(shù)與審計(jì)質(zhì)量關(guān)系的面板回歸結(jié)果

從表3可以看到，公司治理綜合指數(shù)與審計(jì)質(zhì)量具有顯著的正相關(guān)性，估計(jì)系數(shù)為0.3657。即公司治理水平越高，審計(jì)質(zhì)量越好。對于財(cái)務(wù)舞弊公司而言，需要改善公司治理水平，因?yàn)楹玫墓局卫頎顩r能帶來審計(jì)質(zhì)量的提高。

公司治理綜合指數(shù)是一個(gè)綜合公司治理各方面情況的總計(jì)指標(biāo)，而對于財(cái)務(wù)舞弊公司而言其公司治理具體狀況又有所不同，并無一定的規(guī)律可以參照。各個(gè)公司也是根據(jù)自身的實(shí)際情況來設(shè)置和調(diào)整公司治理機(jī)制。公司治理綜合指數(shù)本身可能體現(xiàn)公司治理的強(qiáng)度，但并不一定能體現(xiàn)公司治理水平與公司的契合度，所以下面將細(xì)化為具體指標(biāo)來分析。

2、公司治理綜合指數(shù)中各項(xiàng)指標(biāo)與審計(jì)質(zhì)量的關(guān)系

表4 股權(quán)結(jié)構(gòu)類指標(biāo)與審計(jì)質(zhì)量的回歸結(jié)果

從上表可以看到，第一大股東持股比例與審計(jì)質(zhì)量相關(guān)性不大。第二大至第十大股東與審計(jì)質(zhì)量在5%的顯著性水平上呈反向相關(guān)關(guān)系，股東大會(huì)出席率在10%的顯著性水平上與審計(jì)質(zhì)量呈相反的相關(guān)關(guān)系。從股權(quán)結(jié)構(gòu)的回歸結(jié)果可以看出對于財(cái)務(wù)舞弊公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)來說，股權(quán)較為集中反而有利于審計(jì)質(zhì)量的提高。筆者的假設(shè)2沒有得到證明。

舞弊樣本公司的S指數(shù)顯著高于非舞弊公司，股東大會(huì)出席率顯著低于非舞弊公司，這說明雖然第二至第十大股東持股數(shù)量相對較高，但對公司事務(wù)的參與度較低。由此呈現(xiàn)S指數(shù)越大，審計(jì)質(zhì)量越低的顯著關(guān)系;我國的一股獨(dú)大現(xiàn)象很嚴(yán)重，即使出現(xiàn)了股東大會(huì)的出席率提高的情況，大股東還是擁有公司決策與經(jīng)營的控制權(quán)，這種情況很可能是大股東安排的表面文章，要不就是公司由于某些事情引起了關(guān)注，而這時(shí)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量并不會(huì)得到提高。

表5 董事會(huì)特征類指標(biāo)與審計(jì)質(zhì)量的回歸結(jié)果

由表5數(shù)據(jù)可知，第一，財(cái)務(wù)舞弊公司的 董事會(huì)規(guī)模與審計(jì)質(zhì)量在5%顯著性水平下呈反向的相關(guān)關(guān)系，說明董事會(huì)規(guī)模越大，審計(jì)質(zhì)量越低，與 Dechow等(1996)[22]的結(jié)論一致。第二，獨(dú)立董事比例與審計(jì)質(zhì)量沒有顯著的相關(guān)性，這與我國設(shè)立獨(dú)立董事制度以來上市公司的表現(xiàn)可以看出，上市公司大多為了滿足政策要求設(shè)立獨(dú)立董事，而且獨(dú)立董事除了舉手表決外，也是被邊緣化的，其作用的發(fā)揮與其自身獨(dú)立性都有先天的不足。當(dāng)然獨(dú)立董事作為外部監(jiān)督力量或許對提高審計(jì)質(zhì)量有一定好處，但實(shí)證結(jié)果是不明顯。第三，四委設(shè)立個(gè)數(shù)與審計(jì)質(zhì)量關(guān)系不顯著。從數(shù)據(jù)分析上看財(cái)務(wù)舞弊公司的四委設(shè)立個(gè)數(shù)顯著小于控制樣本，隨著舞弊事件的公開，內(nèi)部治理需進(jìn)一步改進(jìn)。第四，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與審計(jì)質(zhì)量在10%的顯著性水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。即董事會(huì)會(huì)議越多，審計(jì)質(zhì)量越差，這可能是因?yàn)閷τ谪?cái)務(wù)舞弊公司而言，遇到財(cái)務(wù)困難時(shí)，會(huì)不斷增加會(huì)議的次數(shù)以應(yīng)對危機(jī)，對于這種情況，董事會(huì)會(huì)議更多的是為了“滅火”而不是為了預(yù)防。所以對于財(cái)務(wù)舞弊公司這個(gè)群體而言，不斷增加的會(huì)議表示了董事會(huì)的勤勉，但不一定就表示管理水平的提高。第五，董事會(huì)持股比例與審計(jì)質(zhì)量相關(guān)性不大，財(cái)務(wù)舞弊公司的董事會(huì)持股比例一般低于非舞弊公司，這說明董事會(huì)對于公司未來發(fā)展的參與度并不足夠高。財(cái)務(wù)舞弊公司的董事會(huì)持股多寡對審計(jì)質(zhì)量的影響不大。第六，董事長與總經(jīng)理的兩職合一情況在我國有一定的特殊性，我國上市公司主要以國有企業(yè)為主、家長式的管理模式，實(shí)際的控制權(quán)掌握在控股股東手中，實(shí)際上董事長也控制了總經(jīng)理，兩職合一情況是比較普遍的。舞弊公司的兩職合一情況可能更有利于控股股東的運(yùn)作及公司舞弊行為的發(fā)生，使得審計(jì)質(zhì)量有所下降。兩者在10%顯著性水平下呈正相關(guān)關(guān)系。第七，董事會(huì)平穩(wěn)性與審計(jì)質(zhì)量之間呈10%顯著性水平下的負(fù)向關(guān)系，這說明董事會(huì)變動(dòng)越少，審計(jì)質(zhì)量越差，這可能是因?yàn)槎聲?huì)成員流動(dòng)性較弱的情況下，管理層與審計(jì)師相互比較了解，再者高管人員對企業(yè)的情況很熟悉，根據(jù)企業(yè)的需要對盈余進(jìn)行調(diào)整會(huì)更游刃有余。當(dāng)被監(jiān)管部門處罰后，董事的變動(dòng)較大，處罰之后的審計(jì)質(zhì)量要求相對要高，以表明公司不斷改進(jìn)公司經(jīng)營狀況的決心。

(三)公司治理各項(xiàng)指標(biāo)對審計(jì)質(zhì)量影響的門檻模型分析

前文對公司治理與審計(jì)質(zhì)量兩者的關(guān)系進(jìn)行了探討，但對財(cái)務(wù)舞弊公司后續(xù)期間公司治理水平的改進(jìn)沒有太多的指導(dǎo)意義。筆者用門檻模型的分析方法對舞弊公司后續(xù)期間需注意的公司治理各項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)一步分析。

根據(jù) Hansen(1999)[35]的面板數(shù)據(jù)門檻模型方法，建立對第一大股東持股比例門檻效果的多重門檻模型如下:

1、第一大股東持股比例的門檻分析

(1)效果檢驗(yàn)

筆者首先確定模型中的第一大股東持股比例的門檻效果，先求出門檻值，再分析門檻模型的估計(jì)結(jié)果，通過STATA 11.0得到以下門檻效果及相應(yīng)P值。

表6 第一大股東持股比例門檻效果檢驗(yàn)

從表6可以看出，單一門檻的P值為0.0033，小于0.01，雙重門檻的P值為0.03。三重門檻的P值為0.01，若以5%為檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，該結(jié)果接受了三重門檻回歸模型，從運(yùn)行結(jié)果中首先得到一階的門檻值，值為18.02%，其95%的置信區(qū)間為[15.75%，18.12%]。下面求二階門檻值為41.93%，其95%的置信區(qū)間為 [12.63%，55.61%]。三 階 門 檻 值 為53.78%，其95%的置信區(qū)間為 [12.63%，51.62%]。

圖1 三重門檻下最大似然比和置信區(qū)間

圖2 單門檻下最大似然比和置信區(qū)間

如圖1所示有三個(gè)門檻值分別為18.02%、41.93%、53.78%。下面還需對門檻的效果進(jìn)行分析。

(2)門檻效果下的估計(jì)結(jié)果

第一大股東持股比例估計(jì)出三個(gè)門檻，這樣把所有的樣本分成了四個(gè)部分，進(jìn)一步統(tǒng)計(jì)每個(gè)門檻區(qū)間的樣本數(shù)目:當(dāng)持股比例小于等于18.02%時(shí)有8家公司，29個(gè)樣本;當(dāng)持股比例大于53.78%時(shí)有8家公司，13個(gè)樣本;在18.02%與41.93%之間的有39家公司210個(gè)樣本;在41.93%與53.78%11家公司，23個(gè)樣本。

從表7可以看出，第一大股東持股比例在小于18%左右時(shí)，與審計(jì)質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，估計(jì)系數(shù)為0.0351，在1%的顯著性水平下顯著(T值為3.1654)，即持股比例越小審計(jì)質(zhì)量越好。第一大股東持股比例在18%到42%之間時(shí)，持股比例與審計(jì)質(zhì)量也是顯著負(fù)相關(guān)，估計(jì)系數(shù)為0.0064，在5%的顯著性水平下顯著(T值為2.1233)。但隨著第一大股東持股比例的不斷攀升，不斷增加持股比例的大股東會(huì)要求較高的審計(jì)質(zhì)量，但是結(jié)果不顯著，超過41.93%且小于53.78%時(shí)，兩者呈不顯著正向關(guān)系。當(dāng)持股比例大于53.78%時(shí)，持股比例又與審計(jì)質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，估計(jì)系數(shù)為0.0046，在5%的顯著性水平下顯著(T值為2.2231)，即此時(shí)持股比例的加大會(huì)進(jìn)一步降低審計(jì)質(zhì)量水平。由此看來，經(jīng)過門檻模型分析后指標(biāo)具體情況更加清晰，也更具有實(shí)踐意義。

表7 第一大股東持股比例與審計(jì)質(zhì)量

2、董事會(huì)持股比例的門檻分析

(1)效果檢驗(yàn)

表8 董事會(huì)持股比例與審計(jì)質(zhì)量的關(guān)系

統(tǒng)計(jì)量LNAS － －0.2115 －3.3433(0.001)變量 符號(hào) 系數(shù) T＊＊＊ROA + .4655 2.7827(0.0059)＊＊＊CAAS + 0.1411 0.5037(0.6150)系數(shù) ? －0.2113 －1.3791(0.1693)DIHO(≤0.000018) － －1.84e+04 －2.2001(0.0289)＊＊DIHO(≥0.000018) + 0.2090 0.1485(0.8821)Adjust R 0.4320

從表8可以看出，單一門檻的P值為0.06，小于0.1，雙重門檻的P值為0.2367。從結(jié)果上看是單一門檻回歸模型，從運(yùn)行結(jié)果中得到一階的門檻值，值為0.000018，其95%的置信區(qū)間為 [0%，0.17%]，可見圖2所示。如圖2所示圖形只有一個(gè)門檻值0.000018，置信區(qū)間為 [0%，0.17%]。

(2)門檻效果下的估計(jì)結(jié)果

從表8可以看到，當(dāng)董事會(huì)持股比例很小時(shí)，其比例與審計(jì)質(zhì)量呈正向關(guān)系，在5%的顯著性水平下顯著(T值為2.2001)。當(dāng)董事會(huì)持股比例增加時(shí)，審計(jì)質(zhì)量下降，當(dāng)然這個(gè)關(guān)系不太顯著，意味著當(dāng)董事會(huì)持股比例進(jìn)一步提高時(shí)對審計(jì)質(zhì)量不再有顯著的影響。從門檻回歸模型里可以發(fā)現(xiàn)很細(xì)節(jié)的問題，也使得問題得以清晰地闡明。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

對于可操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的計(jì)量，有多種方法，除了筆者使用的基本瓊斯模型，還有隨機(jī)游走 模 型(DeAngefo，1986[36])、合 成 模 型(Thomas ＆ Zhang， 2000[37])、 KLW 模 型(Kothari et al.，2005[38])、均值逆轉(zhuǎn)模型。筆者用可操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目數(shù)來衡量審計(jì)質(zhì)量。當(dāng)然也有用審計(jì)費(fèi)用作為審計(jì)質(zhì)量的替代變量(O’Sullivan，2000[39])，但由于研究的樣本是財(cái)務(wù)舞弊公司的審計(jì)質(zhì)量，而這些公司本身的審計(jì)費(fèi)用就較高，所以還是以可操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目來衡量審計(jì)質(zhì)量。

筆者采用 Kothari(2005)[38]對于可操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的衡量方法，把業(yè)績指標(biāo)ROA加入Jones模型的方法重新估計(jì)舞弊公司樣本的可操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)實(shí)證結(jié)果與結(jié)論基本一致，通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

五、研究結(jié)論

筆者選擇2002－2007年A股財(cái)務(wù)舞弊的上市公司為樣本，以可操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目為審計(jì)質(zhì)量的替代變量并作為因變量，以公司治理綜合指標(biāo)G指標(biāo)、公司治理相關(guān)指標(biāo)作為自變量，進(jìn)行面板回歸分析，考查上述指標(biāo)之間的關(guān)系，并對相關(guān)具體指標(biāo)進(jìn)行門檻模型分析，得到了以下結(jié)論。

(一)公司治理綜合指數(shù)G指標(biāo)與審計(jì)質(zhì)量之間的線性相關(guān)關(guān)系

筆者通過對公司治理相關(guān)的十大指標(biāo)進(jìn)行主成分分析，得到七大主成分，并匯總成一個(gè)公司治理綜合指標(biāo)G指標(biāo)，為了考察公司治理綜合指數(shù)G與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系，建立了線性模型。從模型(4)可以看出，綜合G指標(biāo)越高，審計(jì)質(zhì)量越好，即呈正向相關(guān)關(guān)系。在具體操作中財(cái)務(wù)舞弊公司的公司治理水平參差不齊，但都出現(xiàn)了舞弊行為，說明公司治理與公司具體的嵌入性設(shè)計(jì)合理與否才是關(guān)鍵，即“沒有最好，但求合適”來要求公司治理水平，而不能一味地講究具體的高指標(biāo)。

(二)公司治理各項(xiàng)指標(biāo)與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系

在股權(quán)結(jié)構(gòu)指標(biāo)方面得到股東大會(huì)出席率與S指數(shù)都與審計(jì)質(zhì)量呈顯著的反向相關(guān)關(guān)系，第一大股東持股比例與審計(jì)質(zhì)量無顯著相關(guān)關(guān)系。在董事會(huì)特征方面，董事會(huì)規(guī)模、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)、兩職合一與董事會(huì)平穩(wěn)性都與審計(jì)質(zhì)量呈顯著負(fù)向相關(guān)關(guān)系，獨(dú)立董事比例、四委設(shè)立個(gè)數(shù)、董事會(huì)持股比率與審計(jì)質(zhì)量的相關(guān)性不大。從以上結(jié)果可以看到財(cái)務(wù)舞弊公司在舞弊后需要調(diào)整自身的治理水平，根據(jù)公司的具體情況，找到合適的公司治理結(jié)構(gòu)，通過公司治理的合力達(dá)到提高內(nèi)部管理與審計(jì)質(zhì)量的目標(biāo)。

(三)公司治理各項(xiàng)指標(biāo)對審計(jì)質(zhì)量影響的門檻模型分析結(jié)果

為了能更深入地分析公司治理各項(xiàng)指標(biāo)的具體應(yīng)用情況，筆者用基于面板數(shù)據(jù)的門檻回歸模型，對第一大股東持股比例、董事會(huì)持股比例兩個(gè)指標(biāo)的門檻效果檢驗(yàn)，確定了門檻值和門檻區(qū)間。再次檢驗(yàn)了公司治理與審計(jì)質(zhì)量的關(guān)系。

第一大股東持股比例有三個(gè)門檻值，分別為18.02%、41.93%、53.78%，在不同的門檻值下第一大股東持股比例與審計(jì)質(zhì)量呈U型關(guān)系。董事會(huì)持股比例有單一門檻值，即當(dāng)董事會(huì)持股比例很小時(shí)，持股比例與審計(jì)質(zhì)量呈正向相關(guān)關(guān)系，但當(dāng)董事會(huì)持股比例不斷增加時(shí)，審計(jì)質(zhì)量下降。通過門檻模型的分析，可以更清晰地看到每一指標(biāo)的具體情況。

董事會(huì)持股比例有單一門檻值0.000018，當(dāng)董事會(huì)持股比例很小時(shí)，其比例與審計(jì)質(zhì)量顯著正相關(guān)，但當(dāng)董事會(huì)進(jìn)一步提高持股比例時(shí)，審計(jì)質(zhì)量會(huì)有所下降，但下降的幅度不顯著。

【注 釋】

①赫芬達(dá)爾指數(shù)Herfindahl表示公司前十大股東的持股比例的平方和。

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(編輯:余華;校對:周亮)