关键词：治理结构;审计质量;盈余管理
一、引言
本文将以信息不对称程度相对较高的创业板上市公司为研究对象，进一步考察治理结构对审计质量的影响，为完善我国创业板上市公司的治理结构，提高审计质量提供部分经验证据。
二、理论分析和研究假设
1.管理层激励与审计质量。有效的薪酬能够缓和管理层与股东的冲突，同时也能降低经理的自利行为。管理层薪酬契约很大程度上依靠财务报告的信息，会计盈余信息决定了管理层薪酬水平，管理层为了达到契约标准会利用人信息优势及管理权力对注册会计师施加压力，降低审计质量。注册会计师出具非标准审计意见，不但会减少管理层薪酬水平而且会造成管理层的解雇风险，薪酬越高，这种潜在的风险水平就会越大。一方面，管理层可以用管理权力来限制注册会计师的审计范围及审计权限，影响审计质量;另一方面，管理层可以进行寻租，购买审计意见来影响审计独立性，从而达到自身私利的目的，激励报酬越高，管理层收买审计意见的边际效益也越大。因此，为了获取高额的报酬时，管理层会损坏审计的独立性，审计质量降低。
假设1A：管理层薪酬水平越高，审计意见收买动机越大，审计质量会越低。
股权激励能够使企业管理和股东目标趋于一致，强化了委托人与人之间的利益共享和风险共担的互利机制，降低了管理者道德风险和企业经营风险，企业的成本降低，从而能够提高公司价值。一方面，管理层和股东之间利益趋同性高，管理层私利行为的动机小，注册会计师在进行审计时管理层对其的影响会相对减少，能够保证审计的独立性，审计质量高。另一方面，管理层有动机让外部投资者了解公司的真实的运营情况，对盈余的操纵会的可能性大大降低，财务报告的质量也较高。
假设1B：管理层持股水平越高，审计质量越高。
2.股权结构与审计质量。股权结构是公司治理结构的基础，也是企业控制权分配的具体体现，不同的股权结构决定了不同的企业组织结构和治理结构，最终决定企业的治理方式和绩效。我国上市公司的特点之一就是股权集中度过高，股权高度集中或大股东的存在，一方面会减少管理者机会主义行为，缓解第一类问题：随着大股东持股比例的持续增加，其经济利益与公司利益愈发趋于一致，其监督动机也随之增强，大股东会给注册会计师更多的支持，确保财务报告的真实可靠，审计质量也较高。另一方面，当大股东持股比例到一定程度后，企业的问题逐渐由管理层和股东冲突发展到大股东与小股东的冲突问题。当股权集中度持续上升到某一特定程度时，控股股东实际上能够有效控制企业主要决策，第一类问题逐渐弱化，反之第二问题成为主要矛盾，控股股东容易一手遮天，有强烈的意愿和能力不惜牺牲小股东利益来掠夺公司财富。
假设2A：审计质量与公司第一大股东持股比例呈倒U型关系。
为了保护外部投资者的利益，很重要的一个机制就是利用其他股东对第一大股东进行制衡，较高的股权制衡度可以抑制盈余管理的产生，弱化其作用。其他大股东（除第一大股东外）具有一定的信息优势，基于自身利益的考量，也会对大股东的不端行为进行自发监督，从而抑制和缓解第一大股东的利益侵占行为，其他大股东也有动力与注册会计师合作，配合注册会计师对财务报告审计，从而保护自身和中小投资者的利益。
假设2B：企业的股权制衡度与审计质量呈正相关关系。
3.董事会特征与审计质量。董事会特征会对审计质量产生影响，董事会独立性有助于审计质量的提高。独立董事制度对大股东进行盈余管理的行为有制衡作用。独立董事的存在，能减少审计过程管理层各方面施加的压力，有助于提高审计师的谨慎性。
假设3：董事会独立性越强，审计质量越高。
三、研究设计
1.样本选择及数据来源。本文以355家创业板上市公司2010年～2013年数据为样本，并对样本进行了如下处理：（1）剔除了缺失数据的样本;（2）极端值进行了winsor（0.01）极端值处理。所有相关数据取自于CSMAR国泰安数据库及WIND金融数据库。
2.变量设计。根据Klein（2002b）等研究方法，本文对审计质量的衡量也采用盈余管理管理中操控性应计利润指标。管理层持股比例（MSR）作为股权激励的替代变量，来衡量管理层股权激励强度。选取第一大股东的持股比例（FSR）以及第二到第十大股东持股比例平方和（H2）两个指标作为股权集中度替代变量，股东持股比例平方和的算法来自于HHI指数，这一指标是市场集中度的指标，度量市场垄断（竞争）程度的市场结构，HHI越高，垄断性就越强，竞争就越弱。本文使用独立董事占董事会人数的比例（DULI）以及总经理是否兼任董事长（DLDQ）衡量董事会独立性。一般认为，独立董事占董事会人数的比例越高，对企业的监管会越强，审计质量越高。根据文献的研究，本文选取资产负债率（LEV）、资产收益率（ROA）和市价和账面价值比（MB）作为控制变量。
3.模型设计。根据假设1，构建审计质量与管理层薪酬关系的多元回归模型：
ABSADit=？琢+？茁1LNACit+？茁2MSRit+？茁3Control_Variableit+？着i，t（1）
根据假设2，构建审计质量与企业股权结构的多元回归模型：
四、研究结果和分析
1.描述性统计。对变量进行描述性统计可以发现，盈余管理指标（ABSAD）最大值为0.5749，最小的0.0008，我国创业板上市公司管理层持股比例（MSR）平均为6.29%，最高值为12%，最低为5.5%，说明创业板上市公司全部采取了股权激励计划，管理层获得了股份，这也体现了我国创业板上市公司的特点，大量的管理层持股，使得管理者和股东间利益趋于一致，能够有效缓解第一类问题，有效的减少委托人和人之间的委托成本。
在股权集中度方面，第一大股东持股比例（FSR）最大值为62.50%，最小值为9%，数据显示，第一大股东的持股比例，在我国创业板上市公司中普遍较高，达到了33.78%。第二到第十大股东平方和（H2）平均0.0361。在股权制衡度方面，Z指标的平均数值为3.3842，说明在持股比例方面，第一大股东占约为第二大股东的3.38倍，由此可见，总体上我国上市公司第二大股东与第一大股东在持股比例上的差距还是比较明显，两者之比的最大值达到了15.7787，我国创业板上市公司一股独大比较突出。
2.多元回归结果及分析。由审计质量与管理层薪酬的模型（1）可以得到，管理层平均年薪（AC）与盈余管理指标成正相关关系，平均年薪上升1%，盈余管理水平增加2.62%，且在1%显著水平上显著。说明管理层平均年薪越高，审计质量越低。一般来说，管理层薪酬越高，就越有能力也越有意愿通过粉饰财务报表来提高企业利润，从而稳定现状或者能拿到更高的薪酬。管理层薪酬与盈余管理呈现正相关，可操控应计利润越多，审计水平也就越低。管理层持股比例（MSR）与盈余管理水平（ABSAD）呈负相关关系，管理层持股比例越高，审计质量也越高。通过股权激励计划的实施，管理层持股比例增加到一定程度前，第一类委托问题能够得到缓解，管理层与股东之间的利益趋于一致，管理层对注册会计师的审计独立性影响较低，审计质量较高。但是从显著性水平上发现，管理者持股对审计质量的影响的显著性不高，很可能是因为上市公司中管理层持股比例普遍偏低，效果并不明显。
股权集中度与盈余管理关系的模型（2-1）可以看出，第一大股东持股比例（FSR）与盈余管理（ABSAD）成负相关关系，第一大股东持股比例越大，盈余管理指标就会越低，则审计质量越高，且其相关关系在5%的显著水平上显著。第二到第十大股东持股比例的平方和（H2）与盈余管理指标（ABSAD）成负相关关系，即第二到第十大股东的持股比例越高，审计质量会越高，但其不显著。FSR和H2两指标说明了前十大股东持股占比对审计质量的影响，一个公司的前十大股东持股占比越高，股权集中度也就越高，股东对企业的监督和管理的动机会越强，对注册会计师的支持力度会更强，审计范围和审计质量能够得到很好的保证。控制变量资产负债率、资产收益率以及市价与账面价值之比分别与盈余管理指标成正相关、正相关及负相关关系，与模型（1）一致，且显著。
如果将第一大股东的平方和也代入模型，即模型（2-2），第一大股东持股比例（FSR）与盈余管理指标（ABSAD）之间仍为负相关关系，与模型（2-1）中第一大股东持股比例（FSR）与盈余管理指标（ABSAD）相关性一致，其系数为-0.0034，在1%的显著水平显著。第一大股东持股比例的平方（FSR2）与盈余管理（ABSAD）呈正相关关系，但相关系数仅为0.00003，且不显著。这说明第一大股东持股比例的增加审计质量会提高，只是提高的速率不断的降低，这验证了第一大股东的监督假说和掠夺假说。
模型（2-3）说明了股权制衡度（Z）与审计质量的关系，Z值是第一大股东持股比例与第二大股东持股比例之比，Z值越大，第一大股东的持股比例越大，股权制衡度越低。Z值与盈余管理指标（ABSAD）呈负相关关系，即股权制衡度越低，企业盈余管理指标越低，审计质量越高，但这种相关关系并不显著。随着股权制衡度的提高，审计质量却下降了，这很可能是两方面的原因：一方面是因为外部大股东相对于控股股东来说，其持股比例过低，无法形成对控股股东和管理层的牵制，致使外部大股东参与公司治理的积极性不高，股东对审计需要并不高，审计质量较低。另一方面，如果Z值低，说明在持股占比上，第一大股东和第二大股东很接近，直接结果就是第一大股东和第二大股东会加剧对公司控制权的争夺，削弱了第一大股东的控制力和影响力，给管理层一定的可乘之机，管理层更有可能降低审计独立性，损坏审计质量。
模型（3）基于董事会特征与审计质量的关系进行了回归，结果显示，董事会中独立董事所占比例（DULI）越高，盈余管理指标会越低，审计质量会越高，独立董事能够对企业的经营管理进行有效的监督，提高审计的独立性，审计质量提升。独立董事制度对于完善公司治理结构，弥补公司治理中的缺陷具有积极的作用。一方面，由于独立董事的独立性，可以有效的制衡董事长和总经理的权利，减少内部人控制的现象。另一方面，独立董事一定程度上保障了中小股东的权益，减少了大股东对中小股东的侵占。同时，也提高了企业董事会的透明度，对企业的经营管理活动进行了有效的监督。董事长与总经理是否两权合一（DLDQ）与盈余管理呈负相关关系，其结果并不显著。
五、结论
本文对我国创业板上市公司的治理结构对审计质量影响进行了研究，得出了以下结论：（1）管理层薪酬能够影响审计质量，当上市公司高管薪酬较高时，管理层为了维持较高的薪酬水平，有自利的动机去影响审计独立性，从而降低审计质量。当上市公司采用了股权激励的激励方式，管理层和股东之间利益趋同性高，管理层私利行为的动机小，注册会计师在进行审计时管理层对其的影响会相对减少，能够保证审计的独立性，审计质量高。（2）股权结构方面，第一大股东持股比例与审计质量之间存在着一个先升后降的过程，随着第一大股东的持股比例上升，第一大股东对管理层的监督会不断提高，注册会计师在大股东的支持下获得更大的审计范围和权限，审计质量会更高。而当持股比例上升到一定程度后，公司的委托冲突表现为大股东与小股东之的矛盾，大股东会通过绝对控制权对企业进行操纵，以达到自身利益的目的，大股东也有能力和动机去影响审计独立性，损坏了审计质量。（3）股权制衡度与审计质量成正相关关系，即上市公司存在股权制衡的情况下，审计质量会提高。（4）董事会独立性越强，审计质量会越高。因此，上市公司治理结构越好，公司盈余管理的空间越小，审计质量越高。
参考文献：
[1]Allen，F.，Qian，J.，Qian，M.，LawFinaceandEconcomicGrowthinChina，JournalofFinancialEconomics，2005，（77）：57-116.
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[4]张涛，吴联生.审计师变更与审计质量：一个理论分析[J].审计研究，2010，（2）.
基金项目：国家自然科学基金（项目号：71572192）。
我国最大的乳制品企业蒙牛乳业有限公司完成了董事会改组。蒙牛乳业公告,牛根生辞去旗下负责具体业务运营的子公司――内蒙古蒙牛董事长,并转任蒙牛乳业董事会主席,中粮集团总裁于旭波接替牛根生出任内蒙古蒙牛董事长,这标志着被中粮收购的蒙牛正式进入中粮系。公告还称,执行董事牛根生转任董事会主席,执行董事杨文俊转任公司总裁;非执行董事、中粮集团董事长宁高宁及焦树阁分别担任董事会副主席。今年7月初,中粮集团宣布联合厚朴投资,出资61亿港元收购蒙牛乳业20.03%的股权,成为其第一大股东。随后,经过调整之后,蒙牛乳业董事会总人数升至13人。
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【关键词】盈余管理；上市公司；治理结构
近几年来，随着市场经济体制的逐步完善以及资本市场的蓬勃发展，我国的证券市场经历了不断规范和成熟的发展历程，上市公司在资本市场中所占有的重要地位使得上市公司的管理问题在我国资源配置中起到至关重要的作用。而在上市公司的管理问题上，盈余管理的重要性日益凸现出来。由于盈余管理的动机来源于追求私人利益最大化，所以盈余管理在一定程度上扭曲了会计信息，严重时可造成会计信息失真，影响证券行业的有序发展。据此盈余管理所反映的不仅是会计行为，也是一种管理行为，上市公司会计信息系统作用的充分发挥需要企业内部科学的组织管理以及正确的引导和控制。因此，研究公司治理结构对盈余管理的影响具有重要的理论和现实意义。同时，虽然近年来盈余管理一直是财经领域研究的热点，但是我国的研究都主要从公司治理结构的某个因素，如董事会，监事会，第一大股东，最终控制人等入手研究了盈余管理的个别决定因素，而没有对公司治理结构中各重要要素对盈余管理的影响作全面的分析，本文在前人研究基础上拟作进一步研究。
一、研究设计与样本选取
1、研究设计
本文的主要目的是对公司治理结构对盈余管理的影响进行实证分析，因此首先对盈余管理进行测度，本文选取上市公司2009年年报数据对操作性利润模型的盈余管理程度进行定量的分析。
2、我国上市公司盈余管理的测度
（1）总体应计模型
会计学界一般认为，会计盈余（NI）可以拆分成为经营现金流净值（CFO）与总体应计利润（TA），NI=TA+CFO。而其中总体应计利润又可以拆分成为可操作性应计利润（DA）和非操作性应计利润（NDA），TA=DA+NDA。盈余管理就是针对可操作性应计利润进行操纵，而非操作性应计利润的分析与模型的选取就成为分析可操作性应计利润的关键。
（2）非操作性应计利润模型――模型选取
根据文献对非操作性应计利润的计量有五种模型，本文选取了其中的琼斯模型作为对非操作性应计利润进行计量。
但是由于我国证券市场成立于1990年，到目前为止都比较年轻，并且我国会计制度以及证券市场本身现阶段还存在诸多缺陷，所以本文选取的模型为横截面琼斯模型，该模型放弃了原有琼斯模型的时间序列作为参数估计而使用横截面数据对参数进行估计，以下为横截面琼斯模型的表达式：
NDA/At-1=a（1/At-1）+b1（PPE/At-1）+b2（REV/At-1）；
其中各变量意义解释如下：
①NDA―第t年（本文选取为09年）年度非操作性应计利润；
②At-1―第t-1年（本文选取为09年）年度总资产；
③PPE―第t年年度固定资产原值；
④REV―第t年与第t-1年年度主营业务收入之差；
其中的a，b1，b2由以下模型最小二乘法线性回归估计得出：
TAt-1/At-1=a（1/At-1）+b1（PPE/At-1）+b2（REV/At-1）+e
其中各变量意义解释如下：
①TAt-1―第t年年度应计利润；
②e―误差项；
（3）非操作性应计利润模型――参数估计的样本选取
本文对以上琼斯模型的参数估计的样本选取了2009年A股的1461家上市公司，剔除了数据不全的91家和琼斯模型不适用的金融行业28家，本文得到以下归类，见表1。
根据SPSS13.0的回归分析，可以得到各行业以下数据，见表2。
从表2可见，在拟合优度上，各个行业之中工业，公共事业和商业具有较好的拟合优度，说明以上三个行业模型能较为准确反映盈余管理的程度。而其他两个行业具有较差的拟合优度，故剔除其他两个行业。
方差分析结果上，各个行业在5%显著性水平上均可以认为回归模型是具有线形关系。
在回归系数检验上，在5%显著性水平上房地产行业的1/Ait-1项目，e项目；工业行业的1/Ait-1与PPE/Ait-1项目；商业的PPE/Ait-1和e项目；公共事业的e项目；综合行业的REV/Ait-1没有通过检验，其余项目均通过检验。在10%显著性水平上房地产行业的1/Ait-1项目；工业行业的1/Ait-1与PPE/Ait-1项目；商业的e项目；综合行业的REV/Ait-1没有通过检验，其余项目均通过检验。
故本文得出工业，公共事业以及商业的琼斯模型，见表3
下面我将运用这里得出的测度NDA的琼斯模型来测度上市公司的DA，从而进一步分析上市公司盈余管理的决定机制。
3、样本选择
根据国内外学者的有关文献，发现公司盈余操作程度越高，就越有可能被注册会计师事务所出具保留意见（李爽，吴溪，2003①；徐浩萍，2004②）。基于前人的研究成果上，本文得到第1个假设：被注册会计师事务所出具了非标准审计意见的上市公司比被出具了标准无保留审计意见的上市公司盈余管理的程度大。因此本文选取的样本为2009年年报被注册会计师出具保留意见，保留意见加解释段与无法表示意见的上市公司29家。
样本选取的会计师事务所对2009年年报出具保留意见或者无法表示意见的29家公司中，按照上文分析，选取拟合优度高的三个行业：工业，商业和公共事业的上市公司作为样本，因此提取实际样本22家（均为A股上市公司）。
4、研究假设
本文借鉴国内外学者的研究思路，选择董事会，监事会以及股权结构两个方面进行研究。由于以上两个方面是公司治理结构中最重要的两个方面，而且相对来说在年报当中披露较为完整，数据也相对准确。
（1）董事会，监事会与盈余管理
董事会规模上，大部分国内上市公司并没有设立专门委员会，董事的分工不明确，过大的董事会规模使得成员之间沟通的成本增加，降低盈余管理的监督效率。内部董事比例上，由于内部董事人员在公司内部担任行政职务工作，可能会造成董事会与经理层职能混淆不清。使得董事会对经理层盈余管理等行为的监督以及控制失效。在董事长兼职总经理二职合一上反映了公司董事会的独立性，由于二职可能发生冲突，在国内外文献中反映出来的现状是有盈余管理的公司，最高管理者同时担任董事长和总经理的几率较高（王化成，佟岩，2006③；Fanetal.，2008④）。在监事会规模上，我国学者发现监事会制度在公司财务报告舞弊上没有发挥作用，而且发生财务舞弊的公司具有更大规模的监事会的几率反而较大。因此，本文提出以下假设：
假设2：董事会规模与盈余管理程度正相关
假设3：内部董事比例与盈余管理程度正相关
假设4：二职合一与盈余管理程度正相关
假设5：监事会规模与盈余管理程度正相关
（2）股权结构与盈余管理
在国家股持股比例上，国家作为企业的所有者，但是委托行政机关没有真正的积极性去对企业进行监督，因为对公司利润没有索取权利，缺乏足够的动力去有效评价和监督管理者，从而产生内部人控制。法人股比例上，由于法人股无法流通，他们只有通过其他方式来获取股权价值，所以也具有强烈的盈余管理动机。流通股比例上，由于流通股为法人股和国家股比例总和的残存，因此流通股比例的上升代表了盈余管理的下降。第一股东持股比例方面，我国上市公司的一股独大的情况很明显，使得公司实际上由内部人控制，增加盈余管理的可能性。主要股东持股对第一股东有抑制作用，所以减少了盈余管理的可能性（刘立国，杜莹，2003⑤；KatherineSchipper，1989⑥；）
假设6：国家股比例与盈余管理程度正相关
假设7：法人股比例与盈余管理程度正相关
假设8：流通股比例与盈余管理程度负相关
假设9：第一股东持股比例与盈余管理程度正相关
假设10：主要股东持股比例与盈余管理程度负相关
（3）控制变量
资产负债率与代表公司规模的总资产的对数作为控制变量存在。
二、变量设置与描述性分析
本文将对公司治理结构构成与盈余管理具有某种相关性进行实证分析，选取软件为SPSS13.0，涉及的相关变量见表4。
从上表中可以得出有关样本公司的可操作应计利润绝对值的平均值为836181627.3712，处于1亿到10亿之间，标准差为1461690607.73440，极差为6365569232.47，相对于公司的总资产等相关指标，本文得出结论：样本公司的确存在明显的盈余管理行为，假设1成立。
三、回归分析
以代表盈余管理大小的可操作应计利润EM为因变量，以总资产对数、资产负债率为控制变量，其他变量作为解释变量用SPSS进行多元回归分析，可以得到复相关系数R=0.667，判定系数RSquare=0.445，D.W值为2.787，说明模型具有一般的拟合优度，可以反应公司结构对盈余管理的影响，但不全面。通过对模型进行方差分析，可以看出，模型可以通过10%显著性水平检验，但是不能通过5%显著性检验，在一定程度上可以说明模型具有线性关系。
根据表6，可以得到在回归系数以及常数检验上，通过5%显著性水平检验的有以下指标：董事会人数，监事会人数，流通股比例，第一股东持股比例，主要股东持股比例。其他指标剔除。
与盈余管理相关的指标有以下：
1、由于解释变量――董事会人数的系数检验中StandardizedCoefficientsBETA=-.486，所以董事会人数与盈余管理程度呈现负相关。与假设1相反，说明董事会人数越多，盈余管理的程度越低，引起的原因可能由于董事会人数的增加但是由于某种原因使得董事会之间的信息相对对称化，加上分工的相对明确导致。
2、由于解释变量――监事会人数的系数检验中StandardizedCoefficientsBETA=.621监事会人数与盈余管理程度呈现正相关。与假设5一致。
3、由于解释变量――流通股比例的系数检验中StandardizedCoefficientsBETA=-1.441流通股比例与盈余管理程度呈现负相关。与假设8一致。
4、由于解释变量――第一股东持股比例的系数检验中StandardizedCoefficientsBETA=-1.118第一股东持股比例与盈余管理呈现负相关。与假设9相反，由于与假设10是互斥的，而且在回归系数检验上主要股东持股比率的t值相对较高，本文有理由相信是由于数据不精确造成的。
5、由于解释变量――主要股东持股比例的系数检验中StandardizedCoefficientsBETA=-1.105主要股东持股比例与盈余管理呈现负相关。与假设10一致。
6、由于系数检验中，其他解释变量未通过5%显著性检验，所以本文认为其他变量与盈余管理程度相关性不明显。
四、政策建议
根据本文实证分析部分，表明了我国上市公司中盈余管理行为是比较普遍的，要减少盈余管理的程度从公司结构治理上着手是可以收到效果的，具体来说：
1、在董事会和监事会结构上面要减少监事会人员数量，真正落实监事会在对董事会以及经理层的监督机制；尽可能的减少董事会，经理层以及监事会之间的信息不对称；加强自身职业素质减少所面临的道德风险。
2、在股权结构上要增加流通股的比例，减少国有股和法人股的比例，对进行股权结构进行优化。根据相关文献，应该建立以法人股为主体的多元股权结构，强化股东的控制权，维护股东的合法利益。
3、在股东大会表决权制度上完善分类表决制度，保护中小投资者的利益
注释：
①李爽,吴溪.盈余管理、审计意见与监事会态度:评监事会在我国公司治理中的作用[J].审计研究,2003,1:8-12.
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③王化成,佟岩.控股股东与盈余质量――基于盈余反应系数的考察[j].会计研究,2006,2:66-74.
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