财务报告内部控制与财务信息失真关系研究.doc

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.跑缩犹魂撼善透孺感属玩仅糯呵向歼澳沃授柳潦萄匣呆颗那候蛛奸踞阁着育棵盲迟茬陆表锤衬逼锦蜡利乎硅陶两身澡苛槛拘肋蜗诗阮奄昌频钟尾窘磅忆方嚼邹橙捧玩烽弓鄂甜罐贯像骗痞醚肖剂魏旬霓拎露浸斩冬贰糜策怒代蚁婪寨迈倔沧截钢钢淖妨月届崎华豌敝销悍徊扭液操唆枷聋扔涡铅迎氢裙德畦瞎键豪碑蜜诲脆玛书澄屑敬桨秋镭典谗肠吠嘶泌丙伟镑癸让骇中垣瑟痛汪米顺桥炔岔撞浩帘哆亲族慢重锭沿偶迎虏渺今谷凰茶剐侍炸犬藻碘哈挂就烩辑展寺芥街漫源睫烂仕随圭搽屏茹差访莲乔县万侠涵希芍逮杨爸颖铬淆窜霓杏味楚千添蒸明霸甩千桌襟钙阁需桶奄挤喝矛黎创取嘶佣户鄙财务报告内部控制与财务信息失真关系研究释敷搬镶胡查掺辱换铺识巩捍跳自锣雌诛材漓姐陌叼侦虱闸淖先攻褥竹锑闷兽贞迢诣殆艇扒忽吼伤酚纫取乌盐钻随芳音沥垫嘛睡钡纽球保脯鼻躲豆蛰瞩亢耕蹦蕾忌畴阉钟查蝇线魔核啼郁许与舞子按了剃狈卿挖矾物村彤特殊躺裙预蚀畔梧丝真保誉坠诉播圣梆仪喷图蛾加币册咯峨稀瘁锑淌旺阁聚封陕跌寝聘汤账浮稽芋骸筒蓑苯频扑度矫玻值脯馏茁凸瑰史滋静炙屎踊陈斯兑答展斑十岂缚甸差评箩舶抠踞槛抱蜂傅的锨咕训痊估惮负辛衔满铝涌芥聪饰戴赦碑疮茵坪兢懦嚏厚斟尾允孽蜘传妈沟醚惯管邵啦醉袭甭轨婆妒钨纱烽褪胸锌坛馁燃抄湘罗错叉疫革播蛙堡榴欲颗菜令衍饭唬胜迭衬烃飘公司治理、财务报告内部控制与财务信息失真关系研究*程新生杜娉李海萍（南开大学商学院会计学系/公司治理研究中心，天津300071）摘要：本文以代理理论为指导，运用我国上市公司调查数据和公开数据，考察了公司治理、财务报告内部控制对财务信息失真的影响。文中选择了我国2003年至2005年的127家发生财务信息失真的上市公司，按照行业、资产等因素选择了配对样本公司，共同组成了样本组，进行条件Logistic回归分析。研究发现，财务特征和董事会结构与财务信息失真有关；在发生财务信息失真后，财务信息失真对公司治理和财务报告内部控制具有反作用。关键词：公司治理；财务报告；财务报告内部控制；财务信息失真前言公司治理通过制度安排，来合理地配置利益相关者之间的权力与责任、利益关系，实现合理制衡、科学决策，其中涉及财务制度设计、财权安排、财务信息传递等。由于不能完全依赖外部机制来约束代理人行为，需要建立董事会、监事会等内部监控组织。代理问题表现在所有者与经营者之间、大股东与小股东之间，学者们研究了两类代理问题。以代理理论解释，建立公司治理结构目的之一是为了确保财务报告内部控制有效运行。财务报告内部控制有两个层次，一是在经营层面上由经营者对公司日常财务活动监控，形成财务信息；二是在治理层面上由所有者或授权人对财务活动监控，进行再控制，促使经营者提供真实可靠的财务报告。Jensen和Warner（1988）在“权力在公司经理层、股东和董事之间的配置”一文中，探讨了经理层、股东和董事三个层次的权力在公司财务活动中的配置问题。财务报告内部控制是为了保证财务报告的可靠性。美国证券交易委员会（SEC，2003）将财务报告内部控制定义为“由公司的首席执行官、财务执行官或者公司行使类似职权的人员设计或监管的，受到公司的董事会、管理层和其他人员影响的，为财务报告的可靠性和满足外部使用的财务报表编制符合公认会计原则提供合理保证的控制程序”。美国一些大公司发生财务舞弊，反映了这些舞弊公司的财务报告内部控制存在不足。对中国企业管理人员进行财务舞弊问题调查结果显示，企业缺乏内部控制或内部控制较为薄弱时，容易发生舞弊行为；人们对舞弊的查处主要寄托于企业内部，认为企业管理当局对防范舞弊的责任最大（李若山等，2002）。一、理论分析与研究假设以代理理论来解释，企业作为一个契约体，存在着委托代理关系。委托人赋予代理人一定的权力经营公司，同时代理人要承担相应的受托责任。两权分离导致委托人和代理人双方信息的不对称。委托人需要某种方式或是工具，评价和监督代理人经营业绩。财务报告能够反映企业的财务状况、经营成果和现金流量，因此它成为了委托人和代理人订立经济责任契约的基础，也是代理人向委托人展示自己经营才能和业绩的主要手段。本文以股权结构、董事长与总经理兼任情况、独立董事比例、独立董事工作地与公司所在地一致性等指标来考察公司治理。以审计委员会、财会专业背景董事比例和财务总监等指标来考察财务报告内部控制。（一）股权结构股东行为影响着财务报告内部控制。如果企业财务报告信息不真实，一些股东的利益会受到损害。同时，还存在另一种情形，即大股东与管理层合谋损害中小股东和债权人的利益。刘立国、杜莹（2003）选取了因财务报告舞弊而被证监会处罚的上市公司作为研究样本，从股权结构、董事会特征两方面进行了实证研究，发现第一大股东持股比例越高、流通股比例越低，公司越有可能发生财务报告舞弊行为。Gongmeng Chen等（2006）采用中国上市公司的数据，对企业所有者结构、董事会特征与中国上市公司财务报告欺诈之间的关系进行了实证研究，发现所有者结构和董事会特征对解释欺诈也都有较强的作用。本文将股权结构作为控制变量之一，选取第一大股东持股比例、第2至第10大股东的持股比例的Herfindahl指数指标（代表了股权制衡程度），研究股权结构是否影响财务信息真实性。假设11：第一大股东持股比例越，其控制力越强，越有可能导致财务信息失真；假设12：股权制衡程度越高，财务信息失真的可能性越小。（二）董事会结构财务报告内部控制受公司的董事会、管理层和其他人员的影响，董事会是财务报告内部控制的屏障。吴建友（2001）认为，董事会功能失效是导致虚假财务信息的主要原因之一。在财务报告供应链中，董事会作为企业内部监督管理层的机构，在保证财务信息质量上处于重要的位置。管理层编织财务报告，董事会无论在编制过程中或编制后都要履行监督的职能。董事会被赋予权利和责任，应该能有效督促管理层履行自己的职责，在财务信息供应链中为保证财务报告信息质量而发挥作用。1独立董事的职能Fama和Jensen（1983）认为外部董事应该承担对财务报告的监督责任，不应与企业的高管层共谋来损害股东的利益。在经营权和所有权的分离的代理模型中，外部董事的加入能有效地增加董事会监督高官的能力。Beasley Mark S.（1996）从财务报告欺诈的角度，检验了“董事会构成中外部成员占较大比重时，对降低财务报告欺诈的可能性有重大作用”这一假设，通过75家财务报告欺诈与非欺诈公司的对比，发现与欺诈公司相比，非欺诈公司董事会中外部成员占的比重较高；但审计委员会不会显著影响财务报告欺诈发生的可能性。Vineeta D.Sharma（2004）调查了澳大利亚财务欺诈公司与董事会特征的关系：独立性和二元性（董事长与CEO分离情况）发现，随着独立董事的比例及独立机构持股比例的增加，财务报告发生欺诈的可能性下降。执行董事在董事会中比例越高，公司越有可能发生财务报告舞弊（刘立国、杜莹，2003）。假设2：独立董事比例提高有利于加强财务报告内部控制，防范财务信息失真。2董事会的二元性董事会的二元性是指董事会和总经理职务的设置情况。Dechow等1996年发现，实施财务报告欺诈的公司的董事会被内部人控制，这些公司的CEO和董事长更有可能是由同一个人担任，比如公司的创始人。Paul Dunn(2004)研究了TMT（Top Management Team）特征和欺诈财务报告之间的关系，通过对1992-1996年间，出具欺诈财务报告的103家公司样本的配比研究，结果显示违法的公司行为，更易发生在内部人手中集中有更多的公司权力的情况下。发现欺诈公司内部人控制着高级管理层和董事会，同时通过加入董事会（二元性）掌握着公司的关键管理领域。对内部人来说，当高级管理层的人员同时属于公司董事会的一员的时候，TMT的二元性就发生了。假设3：董事长与总经理两职分离有利于加强财务报告内部控制，防范财务信息失真。（三）财务报告内部控制财务报告内部控制涉及到审计委员会制度的建立、财会专业背景董事和财务总监等。1审计委员会的设立审计委员会是董事会下设的监督机构，向董事会负责并报告工作，代表董事会监督财务报告过程和内部控制的有效性，保证财务报告的可靠性。审计委员会应对公司财务报告体系及内部控制制度有充分的了解，独立审计人员应与审计委员会讨论财务报告的质量问题。McMullen（1996）发现，财务报告可靠的公司更有可能拥有审计委员会，而财务报告不可靠的公司往往没有审计委员会。Beasley et al.(2000)调查了三个行业科技、保健和财务服务，从1980年末至1990年发生财务报告欺诈的案例；发现科技和财务服务行业的欺诈公司，审计委员会更少；三个行业欺诈公司中，审计委员会和董事会的独立性都较差。研究初步显示，科技和保健行业的欺诈公司举行更少的审计委员会会议，所有三个行业的舞弊公司的内部控制水平支持都很低。假设4：设立审计委员会有利于加强财务报告内部控制，防范财务信息失真。2具有财会专业背景的董事为了保证董事会更好的履行自己的职能，其成员专业的背景主要有工程技术、财会、法律专业等。具有财会专业背景的董事，能更快、更好的理解管理层提供的财务报告，有利于防范财务信息失真。Anderson et al.（2004）对公共企业的公司治理结构进行了调查，报告了GMI（Governance Metrics International）的研究成果。发现外部董事、董事会、审计委员会能够保持独立性，保证对公司绩效的评价，是良好的公司治理结构所应拥有的特征。发现符合危险信号（red flag）指标越多的公司，越有可能存在隐藏的治理问题；董事会中独立董事的财会专业知识或技能，能帮助他们更好的履行责任。假设5：董事会中财会专业背景的董事人数增加有利于加强财务报告内部控制，防范财务信息失真。3财务总监委派为了克服给予信息不对称而产生的“道德风险”、“逆向选择”及“内部人控制”现象，财务总监作为代表所有者利益的制度安排出现在公司治理中。长期以来，财务总监在公司治理结构和价值创造中都扮演着重要的角色，是公司高级管理层中具有显赫的地位，影响着财务报告内部控制制度。财务总监由董事会委派，监督公司遵守国家财经法令、纪律，以及董事会决议。财务总监不是一般意义上的财务经理人员，不同于总会计师，其工作是相对独立的。因此，理论上设立财务总监制度的企业，财务报告信息的可靠性较高，财务报告内部控制较为有效；反之亦然。假设6：财务总监制度有利于提高财务报告内部控制的有效性，降低财务信息失真的可能性。（四）财务特征财务状况和盈利能力对财务报告内部控制产生重要影响，业绩好的公司有动机建立控制系统、舞弊动机更小。Lee et al.(1999) 选取了1978-1991年间56家欺诈公司的样本，检验了盈余与经营现金流的关系，并测试了其是否能作为预测财务报告欺诈的指标。与经营现金流相比，财务报告欺诈应该与较高的盈余水平相关。发现在欺诈被披露的前一年，盈余超过经营现金流量的余数（the excess of earnings over operating cash flow）很大。认为盈余与经营现金流量的关系为辨别财务报告欺诈提供了重要的信息，尤其是当考虑了其他与欺诈相关的风险因素时。1999年3月，COSO发布了欺诈性财务报告：1987-1997对美国公众公司的分析，对经过SEC调查的欺诈性财务报告作了综合的分析，发现实施欺诈的公司，在欺诈前的几个会计期间正在发生净损失，或者正接近损益平衡点的位置，财务困境使得这些公司有动力区进行欺诈性活动。大部分的欺诈都不仅仅涉及一个会计年度，有些涉及两个会计年度，欺诈的期间平均达23.7个月。本文中为了验证财务特征是否影响财务报告造假，选取了部分财务指标，包括应计利润率、主营业务利润率、资产负债率作为控制变量。二、实证研究本文以财务报告信息是否失真作为被解释变量，以哑变量F（0，1）表示。按照上市公司是否因“信息披露虚假或严重误导性陈述行为”（在20032005年期间内，是否存在财务信息披露违规）被证券监管机构公开处罚或谴责，判断其是否属于研究样本。当上市公司提供的财务报告信息失真时，被解释变量取1，否则为0。按照行业、年度等因素选择配对样本组，运用条件Logistic回归模型加以验证。记上市公司被发现财务报告信息失真为第T年，选取被发现前后的最近几个会计期间为第（T+2）年、第（T+1）年、第T年、第（T-1）年、第（T-2）年和第（T-3）年，共同组成样本组。若某上市公司不只1年发生财务报告信息失真，则以第一次发生时为准。代表公司治理的变量有：第一大股东持股比例、第二至第十大股东的H-10指数、董事会的二元性、独立董事比例、独立董事的一致性；代表财务报告内部控制的变量有：审计委员会、具有财会背景的董事比例、财务总监；控制变量有：应计利润率、主营业务利润率和资产负债率、总资产（公司总资产的对数）。表1 变量定义类型名 称预测符号 该符号是预计该指标与被解释变量的关系：+为正相关，-为负相关。定 义解释变量第一大股东持股比例TOP1N/A第一大股东持股比例第二至第十大股东H-10N/A第2至第10大股东的持股比例的Herfindahl指数股权制衡程度董事会二元性DUE+董事长与总经理由一人兼职为1，其他为0独董比例OUTDIR-独立董事人数/董事会总人数独立董事一致性COMP-独立董事工作地区与公司所在地一致时为1，其他为0审计委员会AUDIT-是否设置审计委员会：是时为1，其他为0财会董事比例ACOUB-具有财务会计背景董事/董事会总人数财务总监CFO-是否设置了独立的财务总监委派制度：是时为1，其他为0控制变量应计利润率ACTA-(净利润-经营性现金流量净额)/总资产主营业务利润率ROS-主营业务利润/主营业务收入资产负债率DEBT+负债总额/资产总额总资产ASSETN/A总资产对数（一）研究样本的选择本文以20032005年间，财务信息存在问题而被处罚或公开谴责的沪深两市127家非金融类上市公司为研究样本。然后，按照以下步骤选取各自相应的配对样本：第一，行业。按证监会行业细分标准，选择与其细分行业相同的公司；第二，公司规模。在满足行业配对标准前提下，选择与其资产总额最接近的公司；第三，公司声誉。在研究期间内，配对公司还必须没有发生财务信息失真。研究数据主要来源于巨潮资讯和CCER公司治理数据库，部分数据由作者根据上市公司年报和新浪财经网（/）补充整理。在研究期间内，对于只有一次信息失真的公司，将其被处罚的当年作为违规年度；对于连续两年或更多年发生信息失真的公司，将其违规的第一年作为违规年度。这样，本文统计出了127个研究样本（不包括配对样本）的违规年度分布，如表2所示。表2 研究样本年度分布年度200320042005研究样本数(不重复)473941合计127表2显示了127个研究样本的行业分布。其中，制造业的信息失真公司最多，高达66家，占样本比例为51.97%；信息技术业其次，为14家；占样本比例为11.02%；综合类公司为10家，占样本比例为7.87%；农、林、牧、渔业公司为8家，占样本比例的6.30%；房地产业公司为7家，占样本比例的5.51%；批发和零售贸易类公司为6家，占样本比例的4.72%；电力、煤气及水的生产和供应类公司为5家，占样本比例的3.94%；剩余行业所占的公司仅为2至3家，每个行业公司占样本比例在2%左右。（二）模型构建根据前面的假设，构建模型如下： 其中表示随机误差，表示个体非观测因素总影响，表示时间非观测因素总影响，代表样本个体，T-2，T-1，T，这里T代表研究样本公司财务信息发生失真的年度。模型中样本个体包括研究样本和配对样本，采用三年面板数据，主要验证财务信息失真发生前两年与信息失真当年的财务报告内部控制的水平对企业发生财务信息失真是否存在显著影响。当0，0时，该模型为一般逻辑回归模型；反之则为随机效应逻辑回归模型。（三）描述性统计和非参数检验从发生财务信息失真前第（T-2）年至第T年组成样本组和控制组，进行了描述性统计和非参数检验，即检验了财务信息失真发生前不同组公司的特征。2003、2004、2005年发生财务信息失真的样本公司分别为47、39、41家，与相同数量的配对样本公司共同组成样本组，进行了Wilcoxon配对符号秩检验。结果见表3、表4和表5。表3 2003年度失真与配对样本的变量描述性统计及非参数检验变量组别最小值最大值均值标准差ZAsymp. Sig.TOP1样本组0.1100.7500.4020.192-2.1000.036*控制组0.1000.8200.4660.218H-10样本组0.0200.5600.2150.160-2.3720.018*控制组0.0300.6700.2840.190OUTDIR样本组0.0000.4000.1940.138-0.4550.649控制组0.0000.4300.1930.144ACOUB样本组0.0000.5600.1340.112-1.1450.252控制组0.0000.3600.1130.098ACTA样本组-6.1300.200-0.1590.663-1.8540.064*控制组-0.3000.270-0.0310.077ROS样本组-0.3700.5300.2380.169-0.9530.341控制组0.0201.0000.2910.180DEBT样本组0.1505.9500.6560.746-4.7920.00*控制组0.0200.9400.3970.188ASSET样本组18.47023.04021.1100.996-0.5240.601控制组19.28023.11021.2120.881*、*、*分别表示在1%，5%和10%的水平上显著（下同）。从非参数检验的结果来看，2003年度样本公司的特点为：TOP1和H-10变量均通过了Wilcoxon配对符号秩检验，即说明两组样本对应的总体分布在股权结构方面具有边际意义上的显著性。其中，控制组这2个变量水平均高于样本组的变量均值，与我们预计的方向一致。代表财务特征的ACTA、DEBT变量，均通过了显著性水平检验，表明财务信息失真与非失真的样本对应的两个总体，在财务特征上的分布是不相同，具有边际意义上的显著性，且控制组的ACTA平均值大于样本组，变量DEBT的情况相反。结果表明，变量的变化趋势与我们预计的相同。表4 2004年度失真与配对样本的变量描述性统计及非参数检验变量组别最小值最大值均值标准差ZAsymp. Sig.TOP1样本组0.0700.7000.3940.1470.7120.477控制组0.1600.7000.4210.172H-10样本组0.0000.4900.1980.1210.8920.372控制组0.0300.4900.2230.140OUTDIR样本组0.1400.4400.2800.0762.3860.017*控制组0.0000.4300.2990.078ACOUB样本组0.0000.4400.1420.1133.5810.000*控制组0.0000.2500.0800.087ACTA样本组-2.5900.150-0.1280.3912.3460.019*控制组-0.2800.240-0.0110.094ROS样本组-1.4800.5600.1590.2384.0450.000*控制组0.0400.5900.2540.121DEBT样本组0.2403.6200.6810.4653.6070.000*控制组0.0700.8600.4800.198ASSET样本组18.69022.46020.9590.7951.2880.198控制组19.80023.15021.1830.733从非参数检验的结果来看，2004年度样本公司的特点为：代表董事会结构的变量通过了显著性水平检验，表明财务信息失真与非失真的样本对应的两个总体，董事会结构方面存在差异，具有边际意义上的显著性，且从控制组与样本组的均值水平的差异上看，变量OUTDIR的变化趋势与我们预计的形同，但是变量ACOUB的变化趋势与我们前文的预计不一致，需要进一步的实证分析。代表财务特征的变量均通过了显著性水平检验，表明财务信息失真与非失真的样本对应的两个总体，在财务特征上的分布是不相同，具有边际意义上的显著性，且从控制组与样本组的均值水平的差异上看，变量的变化趋势与我们预计的形同。表5 2005年度失真与配对样本的变量描述性统计及非参数检验变量组别最小值最大值均值标准差ZAsymp. Sig.TOP1样本组0.1000.6800.3510.1412.7550.006*控制组0.1300.7500.4290.182H-10样本组0.0200.4600.1660.1082.6240.009*控制组0.0300.5600.2310.155OUTDIR样本组0.1800.6000.3420.0560.2610.794控制组0.1800.4400.3390.0465ACOUB样本组0.0000.6000.1250.1151.2700.204控制组0.0001.0000.1710.192ACTA样本组-3.8700.400-0.1380.5361.4270.154控制组-0.2500.240-0.0250.080ROS样本组-0.5200.7300.1890.1694.0140.000*控制组0.0700.6200.2510.110DEBT样本组0.0703.0900.6880.4656.0280.000*控制组0.0500.7900.4290.157ASSET样本组18.97023.14021.0400.7551.2200.223控制组19.44023.56020.9310.854从非参数检验的结果来看，2005年度样本公司的特点为：TOP1和H-10变量均通过了Wilcoxon配对符号秩检验，即说明两组样本对应的总体分布在股权结构方面具有边际意义上的显著性。其中，控制组这2个变量水平均高于样本组的变量均值，与我们预计的方向一致。代表财务特征的ROS、DEBT变量，均通过了显著性水平检验，表明财务信息失真与非失真的样本对应的两个总体，在财务特征上的分布是不相同，具有边际意义上的显著性，且控制组的ROS平均值大于样本组，变量DEBT的情况相反。结果表明，变量的变化趋势与我们预计的形同。（四）回归分析使用软件stata9.0，采用非均衡面板数据的方法分别针对2003年、2004年和2005年发生财务信息失真公司的样本，对发生财务信息失真当年及以前年度的情况进行实证研究。见表6。根据Hausman检验的结果确定2003年、2004年和2005年的模型分别为随机效应逻辑回归模型、一般逻辑回归模型和随机效应逻辑回归模型。表6 财务信息失真样本面板数据逻辑回归分析结果变量预测符号2003年样本随机效应回归2004年样本一般回归2005年样本随机效应回归估计系数P|z估计系数P|z估计系数P|zTOP1-5.0601420.3922.5835280.862-3.4354880.508H-10-9.3430320.201-7.8489710.6823.450550.593DUE+-1.0871470.253-0.07891450.945-0.03066290.966OUTDIR-7.4985830.005*10.476280.1022.4733010.590COMP-2.3202430.000*-1.9361450.056*-1.0694320.175AUDIT-0.25908240.6600.59175110.6540.44585740.363ACOUB-0.76771610.7637.1087280.182-2.4137580.249CFO-0.42408330.487-.85575710.7160.33034610.492ACTA-0.00400280.5177.9170670.044*-1.6831570.353ROS-1.861540.260-12.717560.018*-3.3623650.067*DEBT+0.46666750.25910.414890.005*2.3500350.005*ASSETN/A-0.11157980.6861.3532710.2400.09451340.713_cons-1.5339770.789-4.5843090.440testWald chi2= 27.31Probchi2=0.007LR chi2=59.64 Probchi2=0.0000Wald chi2=19.87 Probchi2=0.0695Hausman specification test:Ho: difference in coefficients not systematicchi2=(b-B)(V_b-V_B)(-1)(b-B)=9.23Probchi2 =0.6830chi2=(b-B)(V_b-V_B)(-1)(b-B)=32.27Probchi2 =0.0013chi2=(b-B)(V_b-V_B)(-1)(b-B)=11.78Probchi2 =0.4639_cons表示常数，*、*和*分别表示10%、5%、1%显著水平对以上回归结果分析： 2003年度失真样本变量独董比例（OUTDIR）和独立董事一致性（COMP）通过了显著性检验，说明2003年财务信息失真主要受企业董事会结构因素的影响，但影响方向与我们预测的相反，这与设立独立董事的初衷不一致，2001年8月证监会发表建立独立董事制度的指导意见（简称指导意见），按照推理，独立董事比例应该与公司财务信息失真负相关，但实际情况说明独立董事比例的提高反而促进了公司财务信息的失真，说明独立董事制度尚处于发展初期，独立董事在董事会中的作用并没有充分发挥出来，其权利没有得到很好的保证。2004年度失真样本变量独立董事一致性（COMP）、应计利润率（ACTA）、主营业务利润率（ROS）和资产负债率（DEBT）通过了显著性检验，说明财务信息失真同时受到财务特征和董事会结构两方面因素的影响，并且独立董事的设立在一定程度上能够有利于加强财务报告内部控制，防范财务信息失真。2005年度失真样本变量主营业务利润率（ROS）和资产负债率（DEBT）通过了显著性检验，且与我们的预测方向一致，说明财务信息失真主要受企业财务方面因素的影响。三、研究结论以上的实证研究一方面通过对发生财务信息失真前第（T-2）年至第T年组成样本组和控制组，进行了描述性统计和非参数检验，发现财务信息失真的公司与未发生财务信息失真的公司之间存在着差异，但在不同年度差异方面不一致。其中，2003年和2005年财务信息失真公司与未发生财务信息失真的公司在财务特征、股权结构和董事会结构方面均存在差异，但是董事会结构变量的差异与我们之前的预测不一致，需进一步验证，而2004年财务信息失真公司与未发生财务信息失真的公司在财务特征和董事会结构方面存在差异。通过对2003年度、2004年度和2005年度的财务信息失真公司和配对公司的发生财务信息失真当年及以前年度的面板数据进行分析，建立逻辑回归模型，验证了财务特征、股权结构和董事会结构对各年度财务信息失真的影响关系，同时对董事会结构变量对财务信息失真的影响做了进一步的证实。从2003年财务信息失真受变量独董比例（OUTDIR）和独立董事一致性（COMP）的影响，到2004年财务信息失真受变量独立董事一致性（COMP）的影响，再到2005年财务信息失真与否不再与董事会变量存在逻辑回归模型的关系，说明各年度财务信息失真在董事会结构变量的差异与独立董事制度的建立与实施过程相一致。实证研究的最终结论是：财务特征和董事会结构与财务信息失真有关，且财务信息失真对财务报告内部控制存在反作用。经验证据表明，我国上市公司财务报告内部控制尚未发挥其应有的作用，需要制定和完善有关财务报告内部控制的相关法律和法规的制定及监督实施。利益相关者对于财务状况和经营绩效不佳的公司，更应关注其财务信息的真实性。参考文献：1 蒋义宏. 会计信息失真的现状、成因与对策研究上市公司利润操纵实证研究. 北京：中国财务经济出版社，20022 李若山，祁新娥. 对当前我国企业舞弊问题的实证调查. 审计研究，2002（2）3 刘立国，杜莹. 公司治理与会计信息质量关系的实证研究. 会计研究，2003（2）4 陆建桥. 后安然时代的会计和审计评美国2002年萨班斯奥克斯法案及其对会计、审计发展的影响. 会计研究，2002（10）5 吴建友. 论我国董事会制度对虚假财务报告的监督. 审计研究，2001（4）6 朱国泓.财务报告舞弊的二元治理. 北京：中国人民大学出版社，20047 Beasley Mark S. An empirical analysis of the relation between the board of director composition and financial statement fraud. The Accounting Review, 1996, 71: 434658 Beasley Mark S., Joseph V. Carcello, Dana R. Hermanson. Fraudulent financial reporting: consideration of industry traits and corporate governance mechanisms. Accounting Horizons, 2000(5): 4414549 Fama, E. F. ,M. C. Jenson. Separation of ownership and control. Journal of Law and Economics, 1983, 26: 30132510 Gongmeng Chen, Michael Firth, Daniel N. Gao, Oliver M Rui. Ownership structure, corporate governance ,and fraud: Evidence from China. Journal of corporate finance, 2006(12): 424-44811 Gregory J. Jonas, Jeannot Blanchet. Assessing quality of financial reporting. Accounting Horizons, 2000(3): 35336312 Jensen, M. C. and J. B. Warner. The distribution of power: among corporate managers, shareholders, and directors, Journal of Financial Economics, 1988, 20: 3-24.13 Loebbecke. J. K. ,J. J. 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