上市公司董事會(huì)治理與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的實(shí)證研究

王林佳

（浙江財(cái)經(jīng)學(xué)院會(huì)計(jì)學(xué)院 浙江 杭州 310012）

上市公司董事會(huì)治理與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的實(shí)證研究

王林佳

（浙江財(cái)經(jīng)學(xué)院會(huì)計(jì)學(xué)院 浙江 杭州 310012）

本文立足于我國特有的制度背景和上市公司董事會(huì)治理機(jī)制現(xiàn)狀，運(yùn)用規(guī)范研究和實(shí)證研究相結(jié)合、以實(shí)證研究為主的研究方法，解釋董事會(huì)治理機(jī)制與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的理論聯(lián)系，發(fā)現(xiàn)董事會(huì)治理的改善有利于遏制財(cái)務(wù)舞弊的發(fā)生，存在缺陷的董事會(huì)治理將很可能誘發(fā)財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊行為的發(fā)生。

董事會(huì)治理財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊治理機(jī)制

財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊一直是困擾國際會(huì)計(jì)學(xué)界的重大問題，也是阻礙我國證券市場發(fā)展的重要因素之一，而處于公司治理結(jié)構(gòu)核心地位的董事會(huì)治理缺陷正是引發(fā)財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的深層次原因。因此，從董事會(huì)治理層面來研究財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的影響因素，尋求識(shí)別財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊發(fā)生的董事會(huì)治理方面的預(yù)警信號(hào)，進(jìn)而改進(jìn)董事會(huì)治理以防止財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的發(fā)生，不僅有利于保護(hù)投資者的利益、降低注冊會(huì)計(jì)師執(zhí)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，而且有助于政策制定者對癥下藥，維護(hù)我國股票市場的健康發(fā)展。

一、研究設(shè)計(jì)

（一）研究假設(shè) 本文研究了基于董事會(huì)治理層面的財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的影響因素，提出如下假設(shè)：

（1）董事會(huì)獨(dú)立性與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的理論假設(shè)。我國董事會(huì)的獨(dú)立性包含兩層含義。一是董事會(huì)獨(dú)立于國有股股東。區(qū)別于美國高度分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)，我國的股權(quán)結(jié)構(gòu)存在特殊性，即存在“國有股一股獨(dú)大”并且國有股權(quán)“所有者缺位”的特殊現(xiàn)象。因此，在我國上市公司董事會(huì)中由國有股東委派的董事會(huì)成員的比例比較高。由于代表國有股權(quán)的股東與真正出資者是不完全相同的，前者除了關(guān)注經(jīng)濟(jì)利益外，可能更關(guān)注社會(huì)就業(yè)與穩(wěn)定等，而后者主要關(guān)注的是經(jīng)濟(jì)利益，因此，就股東監(jiān)督其委派董事的積極性而言，前者不如后者。而且，我國目前對國有股東委派董事的激勵(lì)機(jī)制還不完善，其自身經(jīng)濟(jì)利益與企業(yè)業(yè)績（股東利益）的相關(guān)度較低，該類董事的工作積極性不可能充分發(fā)揮?？梢哉f，代表國有股權(quán)的董事在既缺乏約束機(jī)制又缺乏激勵(lì)機(jī)制的情況下，缺乏維護(hù)股東利益的動(dòng)力，該類董事在董事會(huì)中的比重越大，董事會(huì)相對于國有股東的獨(dú)立性就越差，董事為其自身利益（如更多的在職消費(fèi)等）最大化與經(jīng)理層合謀而侵害股東利益的財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊行為發(fā)生的可能性增大。二是董事會(huì)獨(dú)立于經(jīng)理層面。Fama and Jensen（1983）提出獨(dú)立董事在董事會(huì)中的比例越高，越能有效監(jiān)督經(jīng)營者的機(jī)會(huì)主義行為，從而可以降低公司財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊發(fā)生的概率。Beasly（1995）的經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)：獨(dú)立董事在公司董事會(huì)中的比例顯著的影響著舞弊財(cái)務(wù)報(bào)告的發(fā)生率，獨(dú)立董事越多，虛假財(cái)務(wù)報(bào)告發(fā)生的概率越低，公司越傾向于更大程度的資源披露信息。美國SEC曾對150家樣本公司進(jìn)行調(diào)查研究，結(jié)果表明：舞弊公司的內(nèi)部董事比例明顯高于非舞弊公司。可以認(rèn)為，內(nèi)部董事比例越高，獨(dú)立董事比例越低，公司發(fā)生財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的可能性也越大。綜上所述，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：國有股股東委派的董事比例越高，發(fā)生財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的概率越大

假設(shè)2：內(nèi)部董事比例越高，發(fā)生財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的概率越大

（2）董事會(huì)積極性與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的理論假設(shè)。有效發(fā)揮董事會(huì)的監(jiān)督作用，為股東利益勤勉工作的另一個(gè)重要前提是董事會(huì)的積極性。Beasley（1996）研究表明隨外部董事持股比例的增加，其積極性也會(huì)隨之提高，外部董事監(jiān)督作用越大，該公司發(fā)生財(cái)務(wù)報(bào)表舞弊的可能性下降。獨(dú)立董事成員持股量越多，發(fā)生財(cái)務(wù)欺詐概率越小。可以認(rèn)為，外部董事（與內(nèi)部董事相比較而言）獨(dú)立性相對較高，其持股比例越高，其工作積極性也越高，對經(jīng)理層監(jiān)督更為有效，能在一定程度上抑制財(cái)務(wù)報(bào)表舞弊的發(fā)生。因此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：外部董事持股比例越高，發(fā)生財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的概率越小

（3）董事會(huì)的監(jiān)控能力與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的理論假設(shè)。董事會(huì)的監(jiān)控能力主要分為兩類：一是財(cái)務(wù)監(jiān)控能力，二是經(jīng)驗(yàn)監(jiān)控能力。經(jīng)理人作為有限理性的經(jīng)濟(jì)人，有著一定的自利傾向，且處在信息優(yōu)勢一方，極有可能通過粉飾財(cái)務(wù)報(bào)告來進(jìn)行掩飾其侵害股東利益的“道德風(fēng)險(xiǎn)”行為。這種情況下，假如董事具有財(cái)務(wù)知識(shí)背景，能憑借其掌握的專業(yè)知識(shí)在第一時(shí)間發(fā)現(xiàn)并糾正錯(cuò)誤，及時(shí)遏制財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的發(fā)生，其監(jiān)控能力必然提高。如果董事具有在其他企業(yè)擔(dān)任董事或高級(jí)管理人員的經(jīng)歷，因其熟悉經(jīng)理的工作流程，對本公司經(jīng)理層的監(jiān)控更為有效，另外，還能提高與經(jīng)理的溝通效率和效果。因此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：具有財(cái)務(wù)專業(yè)知識(shí)的董事比例較高，發(fā)生財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的概率越小

假設(shè)5：具有高官任職經(jīng)歷的董事比例越高，發(fā)生財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的概率越小

（二）樣本選取和數(shù)據(jù)來源 本文收集了自我國證券交易所成立至2008年12月31日，因財(cái)務(wù)報(bào)告存在重大虛假陳述等行為并對當(dāng)年財(cái)務(wù)報(bào)表重大影響而被證監(jiān)會(huì)公開處罰的上市公司，共82家。舞弊公司的名單來自朱國泓《財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的二元治理》一書，以及中國證監(jiān)會(huì)網(wǎng)站（www.csrc.gov.cn）。同時(shí)，為了控制外部環(huán)境和行業(yè)等因素的影響，為每一家舞弊公司分別選擇一個(gè)配對樣本。配對樣本必須同時(shí)滿足以下條件：與舞弊公司同行業(yè)、同年度、同上市地點(diǎn)；與舞弊公司規(guī)模相當(dāng)，具體而言，配對樣本的資產(chǎn)規(guī)?？刂圃谖璞讟颖举Y產(chǎn)規(guī)模的70%至130%范圍內(nèi)；必須為非ST、PT公司；當(dāng)年的審計(jì)意見必須是無保留審計(jì)意見。根據(jù)上述選樣原則，選取了一組配對樣本，這樣得到舞弊樣本和非舞弊樣本共計(jì)174個(gè)。對兩類樣本的規(guī)模進(jìn)行了一致性檢驗(yàn)，結(jié)果見（表1）顯示兩組樣本在規(guī)模上無顯著差異，表明配對樣本在規(guī)模上滿足選樣要求。財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來自于SESMAR數(shù)據(jù)庫，董事會(huì)治理的相關(guān)數(shù)據(jù)均根據(jù)中國證監(jiān)會(huì)指定信息披露網(wǎng)站——巨潮資訊網(wǎng)公開披露的上市公司年度報(bào)告信息進(jìn)行逐一整理而成。所用計(jì)算和分析軟件為EXCEL和SPASS17.0。

表2 公司董事會(huì)治理機(jī)制變量

表3 舞弊樣本和配對樣本董事會(huì)治理機(jī)制的差異性檢驗(yàn)

（三）變量定義 研究變量主要包括因變量（財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊變量）和解釋變量（公司董事會(huì)治理機(jī)制變量）。（1）因變量。因變量fraud，表示是否發(fā)生財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊，發(fā)生財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊fraud=1，否則fraud=0，這是個(gè)啞變量。（2）解釋變量的設(shè)定見（表2）。

（四）模型建立 基于研究假設(shè)，本文構(gòu)建識(shí)別財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的董事會(huì)治理變量的Logistic回歸判別模型。為了盡可能保證最終進(jìn)入模型的變量在模型中有著較強(qiáng)顯著性，并增強(qiáng)所建立識(shí)別模型的有效性，將對舞弊公司和非舞弊公司進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)時(shí)在1%、5%、10%的顯著性水平上通過T檢驗(yàn)和Wilcoxon檢驗(yàn)的指標(biāo)變量作為建立Logistic回歸模型的初始變量，以期建立能有效判別舞弊可能性的識(shí)別模型，建立如下模型進(jìn)行回歸分析：

Y=b0+b1X1+b2X2+b3X3+b4X4+b5X5+ε

二、實(shí)證結(jié)果分析

（一）差異性檢驗(yàn) 為了進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)舞弊樣本和非舞弊樣本之間有顯著差異的公司董事會(huì)治理機(jī)制量化指標(biāo)，將所收集到的舞弊樣本和控制樣本按0、1分組，1為舞弊公司，0為非舞弊公司，采用SPASS17.0對收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，對舞弊樣本和控制樣本的變量進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，以期能找出顯著的指標(biāo)變量，建立有效識(shí)別舞弊的判別模型。舞弊樣本和配對樣本變量指標(biāo)的配對樣本T檢驗(yàn)和Wilcoxon檢驗(yàn)結(jié)果如（表3）。從兩組樣本均值和中值的差異性配對檢驗(yàn)結(jié)果可以看出：（1）代表董事會(huì)相對于國有股股東獨(dú)立性的指標(biāo)在舞弊樣本與非舞弊樣本之間存在顯著差異，而代表董事會(huì)相對于經(jīng)理層獨(dú)立性的兩職狀態(tài)在兩類公司之間也存在顯著差異，但內(nèi)部董事比例這一指標(biāo)在兩類公司之間的差異并不顯著。第一，國有股股東委派董事比例在舞弊公司與非舞弊公司之間存在顯著差異。前者的均值為55.0746%，中值為49.2%，均高于后者，并在10%的顯著性水平上通過T檢驗(yàn)，即國有股股東委派的董事在董事會(huì)總?cè)藬?shù)中的比重與公司發(fā)生財(cái)務(wù)舞弊的可能性呈正向關(guān)系，假設(shè)1得到驗(yàn)證。這表明，在我國“國有股一股獨(dú)大”且國有股權(quán)所有者缺位現(xiàn)象嚴(yán)重的情況下，代表國有股權(quán)的董事缺乏履行其應(yīng)盡職責(zé)的約束機(jī)制和激勵(lì)機(jī)制，該類董事的比例越高，“內(nèi)部人”（經(jīng)理層甚至是經(jīng)理層與董事合謀）控制的現(xiàn)象更為嚴(yán)重，“內(nèi)部人”為自身利益而侵害股東利益的財(cái)務(wù)舞弊行為的可能性越大。第二，內(nèi)部董事比例在舞弊公司與非舞弊公司之間不存在顯著差異。對該指標(biāo)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，內(nèi)部董事比例T檢驗(yàn)的Sig值為0.837，Wilcoxon檢驗(yàn)的Sig值為0.835，均沒有通過顯著性檢驗(yàn)，即未發(fā)現(xiàn)上述兩指標(biāo)在舞弊公司與非舞弊公司之間存在顯著差異，假設(shè)2沒有通過驗(yàn)證。這可能因?yàn)楠?dú)立董事制度從2001年起實(shí)施，內(nèi)部董事比例高是我國的普遍現(xiàn)象，因此，不能說財(cái)務(wù)舞弊與內(nèi)部董事比例毫不相干，而是說，它們之間相關(guān)關(guān)系的證明是后續(xù)研究的關(guān)注重點(diǎn)。（2）代表董事會(huì)積極性的量化指標(biāo)在兩類公司之間均存在顯著差異，即非舞弊樣本的外部董事平均持股量顯著高于舞弊樣本。舞弊樣本外部董事平均持股量為0.008443%，中位數(shù)為0，而非舞弊樣本的外部董事平均持股量為0.107578%，中位數(shù)為0.003350%，且在10%顯著性水平下通過Wilcoxon檢驗(yàn)，即外部董事平均持股量與財(cái)務(wù)舞弊成負(fù)向關(guān)系，假設(shè)3得到檢驗(yàn)，這表明因外部董事本身的獨(dú)立性相對較強(qiáng)，其持股比例越高，工作積極性也就越高，對經(jīng)理層的監(jiān)督力度也就越強(qiáng)，對防止因“內(nèi)部人”控制而引起的財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊行為更為有效。（3）代表董事監(jiān)控能力的量化指標(biāo)在兩類公司之間存在顯著差異。第一，舞弊樣本董事會(huì)中具有財(cái)務(wù)專業(yè)知識(shí)的董事比例顯著高于非舞弊樣本。舞弊樣本董事會(huì)中具有財(cái)務(wù)專業(yè)知識(shí)的董事比例的均值為15.174524%，中值為14.28575,而非舞弊樣本則分別為10.582754%和10.101%，且在5%的顯著性水平下通過T檢驗(yàn)和Wilcoxon檢驗(yàn)，即具有財(cái)務(wù)專業(yè)知識(shí)的董事比例與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊呈顯著正向關(guān)系，這與提出的假設(shè)4恰好相反，但與Todda.Shawver（2003）的研究結(jié)論卻是一致的。可能原因在于，我國上市公司董事會(huì)中內(nèi)部董事的比例普遍很高，而具有財(cái)務(wù)專業(yè)知識(shí)的董事大多為內(nèi)部董事，該類董事的獨(dú)立性較差，其掌握的會(huì)計(jì)專業(yè)知識(shí)不僅不能遏制舞弊的發(fā)生，反而成為經(jīng)理層的“幫手”，提高舞弊的發(fā)生率。第二，非舞弊樣本具有高管任職經(jīng)歷的董事比例顯著高于舞弊樣本。舞弊樣本則分別為44.78%和44.44%，且在5%的顯著性水平上通過T檢驗(yàn)和Wilcoxon檢驗(yàn)，即具有高管任職經(jīng)歷的董事比例與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊呈顯著負(fù)向關(guān)系，這與提出的假設(shè)5一致，表明董事具有高管任職經(jīng)歷，其熟悉經(jīng)理的工作流程，對本公司經(jīng)理層的監(jiān)控和溝通更為有效，從而降低舞弊的發(fā)生率。

（二）卡方檢驗(yàn)和擬合優(yōu)度檢驗(yàn) 本文采用了Logistic回歸分析方法中的Backward Stepwise:Wald方式，即采用向后逐步法，根據(jù)Wald統(tǒng)計(jì)量的概率值將變量剔除出模型，根據(jù)Wald統(tǒng)計(jì)量的概率進(jìn)行剔除變量的檢驗(yàn)可以自動(dòng)消除變量之間的多重共線性，邏輯回歸檢驗(yàn)結(jié)果如（表4）所示。最終模型的卡方值為27.766，顯著性水平為0.000，說明模型中包含的自變量整體檢驗(yàn)非常顯著，說明回歸模型的設(shè)計(jì)較為合理。（表5）中的-2LL是將對數(shù)似然比值乘以-2來衡量模型對數(shù)據(jù)的擬合度，好的模型的似然比值要高，其-2LL相對要小，本模型中的2LL=160.770。Cox&Snell R Suare和Nagelkerke R Square統(tǒng)計(jì)量利用數(shù)量來解釋Logistic模型中的變化。它們與線性模型中的R相似，本模型Cox&Snell R Suare=0.185，Nagelkerke R Square=0.246。

表4 模型卡方檢驗(yàn)表

表5 最終模型的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

表6 模型正確分類能力

表7 最終統(tǒng)計(jì)量模型

（三）回歸分析 （表6）表明方程的正確分類能力為66.2%，具體來說，當(dāng)樣本為舞弊樣本時(shí)，該模型將其判斷為舞弊的概率為64.7%，而判為非舞弊的概率為35.3%；當(dāng)樣本為非舞弊時(shí)，該模型判斷為非舞弊的概率為67.6%，而判為舞弊的概率為32.4%。一般認(rèn)為，方程的總體正確率大于50%時(shí)即為有效。（表7）列示了最終進(jìn)入模型的相關(guān)統(tǒng)計(jì)量，再次證明了以下結(jié)論：董事會(huì)獨(dú)立性越差，發(fā)生舞弊的可能性越大，模型中X1（國有股東委派的董事比例）的Sig值為0.001、系數(shù)B的符號(hào)為正，即國有股東委派的董事比例與財(cái)務(wù)舞弊在1%的顯著性水平上呈正相關(guān)關(guān)系，與假設(shè)和指標(biāo)的差異性檢驗(yàn)結(jié)果一致。董事的積極性越高，發(fā)生舞弊的可能性越小，模型中X2（外部董事的持股比例）的Sig值為0.051、系數(shù)B的符號(hào)為負(fù)，即外部董事持股比例與財(cái)務(wù)舞弊在10%的顯著性水平上呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，與假設(shè)和指標(biāo)的差異性檢驗(yàn)結(jié)果一致。在未保證董事獨(dú)立的前提下，其財(cái)務(wù)監(jiān)控能力越高的公司，其發(fā)生管理舞弊的可能性越大，模型中X3的Sig值為0.014、系數(shù)B的符號(hào)均為正，即在1%顯著性水平上與舞弊的發(fā)生呈正相關(guān)關(guān)系，這與本文的假設(shè)相反，但與差異性檢驗(yàn)結(jié)果一致；董事會(huì)的經(jīng)驗(yàn)監(jiān)控能力越高，舞弊發(fā)生的可能性越小，模型中X4的Sig值為0.006、系數(shù)B的符號(hào)為負(fù)，即在1%的顯著性水平上與舞弊的發(fā)生呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，這與本文的假設(shè)和差異性檢驗(yàn)結(jié)果一致。根據(jù)（表7）各個(gè)變量的系數(shù)（B），可以寫出（假設(shè)將系數(shù)取小數(shù)后的三位）：

logit（odds）=b0+∑biXi=-1.613+0.037X1-20.895X3+0.042X4-0.025X5

再根據(jù)公式logit（odds）=ln（p/1-p），就可以計(jì)算某個(gè)公司在以上變量值已知的情況下，該公司發(fā)生舞弊行為的概率。

三、結(jié)論

本文在借鑒國內(nèi)外相關(guān)研究及其公司治理指標(biāo)體系研究的基礎(chǔ)上，通過尋求適合中國現(xiàn)實(shí)情況的董事會(huì)治理機(jī)制的量化指標(biāo)來進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。多元logistic回歸檢驗(yàn)得出董事會(huì)治理與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊之間關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)：我國上市公司董事會(huì)獨(dú)立性較差是引發(fā)財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的重要因素之一，即國有股股東委派的董事比例與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊在1%的顯著性水平上顯著正相關(guān)；我國上市公司董事會(huì)的積極性是影響財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的重要因素之一，即外部董事持股比例與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊在10%的顯著性水平上顯著負(fù)相關(guān)；董事會(huì)監(jiān)控能力也是影響財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的重要因素之一，即具有財(cái)務(wù)專業(yè)知識(shí)的董事比例與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊在5%的顯著性水平上顯著正相關(guān)，具有高管任職經(jīng)歷的董事比例與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊在1%的顯著性水平上顯著負(fù)相關(guān)。根據(jù)實(shí)證研究的結(jié)果，本文提出如下相關(guān)政策建議：首先，應(yīng)當(dāng)提高董事會(huì)的獨(dú)立性，這是董事會(huì)發(fā)揮其應(yīng)有職責(zé)的重要前提；其次，提高董事會(huì)的積極性，尤其是獨(dú)立性較強(qiáng)的外部董事，建立一套合理的董事會(huì)激勵(lì)機(jī)制；再次，應(yīng)提高董事會(huì)的經(jīng)驗(yàn)監(jiān)控能力；最后，應(yīng)當(dāng)建立審計(jì)委員會(huì)制度等方式，以提高董事會(huì)的運(yùn)作效率。

［1］陳宏輝、賈生華：《信息獲取、效率替代與董事會(huì)職能的改進(jìn)——一個(gè)關(guān)于獨(dú)立董事作用假說性詮釋及應(yīng)用》，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》2003年第2期。

［2］朱國泓：《上市公司財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的二元治理——激勵(lì)優(yōu)化與會(huì)計(jì)控制強(qiáng)化》，《管理世界》2001年第4期。

［3］肖作平：《公司治理結(jié)構(gòu)對資本結(jié)構(gòu)類型的影響——一個(gè)Logit模型》，《管理世界》2005年第9期。

［4］白重恩等：《中國上市公司治理結(jié)構(gòu)的實(shí)證研究》，《經(jīng)濟(jì)研究》2005年第2期。

［5］謝德仁：《審計(jì)委員會(huì)：本原性質(zhì)與作用機(jī)理》，《會(huì)計(jì)研究》2005年第9期。

［6］于東智、王化成：《獨(dú)立董事與公司治理：理論、經(jīng)驗(yàn)與實(shí)踐》，《會(huì)計(jì)研究》2003年第8期。

［7］李維安、張耀偉：《中國上市公司董事會(huì)治理評(píng)價(jià)實(shí)證研究》，《當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)》2005年第1期。

［8］Fama E.and Jensen M..Separation of ownership and control.Journal of Law and Economics,1983.

［9］Beasly.The corporate Board:Con fronting the Paradoxes.Oxford University press,1995.

［10］Todda.Shawer.The relationship between corporate governance and fraud.Working paper,2003.

［11］Jensen M.and W Meckling.The theory of the firm,managerial behavior.Agency costs and wener ship structure.Journal of Financial Economics,1976.

［12］Beasly.The theory of the firm:Managerial behavior,agency costs and ownership structure.Journal of Financial Economics,2001.

［13］Lipton M.and Lorsch.J..A Model proposal for Improved Corporate Governance.Business Lawyer,1992.

（編輯 虹 云）

王林佳（1989-），男，浙江臺(tái)州人，浙江財(cái)經(jīng)學(xué)院會(huì)計(jì)學(xué)院學(xué)生

表1 兩類樣本的規(guī)模一致性檢驗(yàn)（單位：萬元）