導語：審計質(zhì)量與持股比例無關論文一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

編者按：本文主要從數(shù)據(jù)說明與研究假設；實證研究分析；研究結(jié)論與局限進行論述。其中，主要包括：樣本選取與數(shù)據(jù)說明、實證分析股權(quán)結(jié)構(gòu)對審計質(zhì)量的影響、研究假設、審計質(zhì)量我們用可操縱的流動應計利潤來代替、機構(gòu)投資者作為企業(yè)外部重要的利益相關者、當管理層持有公司權(quán)益份額較多時,可以防范管理層的道德風險和逆向選擇、研究方法、計算非操縱性流動應計利潤的步驟、DDB為股權(quán)集中度,用第一大股東與第二大股東持股比例之比來表示、各解釋變量和控制變量的VIF均小于10,所以不存在嚴重的多重共線性、公司規(guī)模越大,審計質(zhì)量越低、審計質(zhì)量受到機構(gòu)投資者持股比例、公司杠桿、總資產(chǎn)利潤率和公司規(guī)模的顯著影響等，具體請詳見。

【摘要】本文以2008年在深圳交易所A股上市公司為研究對象,實證分析股權(quán)結(jié)構(gòu)對審計質(zhì)量的影響。對深市A股上市公司審計質(zhì)量的實證研究結(jié)果是,審計質(zhì)量受到機構(gòu)投資者持股比例、公司杠桿、總資產(chǎn)利潤率和公司規(guī)模的顯著影響。但與股權(quán)集中度和高級管理人員持股比例無關。

【關鍵詞】股權(quán)結(jié)構(gòu)審計質(zhì)量

一、數(shù)據(jù)說明與研究假設

1.樣本選取與數(shù)據(jù)說明

本文以2008年在深圳交易所A股上市公司為研究對象(剔除數(shù)據(jù)不完整和ST公司,得到546家上市公司),實證分析股權(quán)結(jié)構(gòu)對審計質(zhì)量的影響。本文所用的數(shù)據(jù)均來自國泰安研究服務中心CSMAR系列數(shù)據(jù)庫提供的上市公司年報,相關數(shù)據(jù)的處理和檢驗時通過EXCEL和SPSS17.0進行的。

2.研究假設

審計質(zhì)量我們用可操縱的流動應計利潤來代替,可操縱的流動應計利潤越大,審計質(zhì)量越低;反之則越高。

在通常狀況下,上市公司股權(quán)集中度越高,很可能意味著該公司的大股東或控股股東對公司的控制權(quán)越大,再加上我國監(jiān)管機制還存在缺陷,造成上市公司操縱利潤,從而影響審計質(zhì)量。因此提出,研究假設1:股權(quán)集中度與審計質(zhì)量負相關。

機構(gòu)投資者作為企業(yè)外部重要的利益相關者,相對于個人投資者更具分析能力,他們出于保護自己投資,有動力對管理層實施密切的監(jiān)督,這有利于促使企業(yè)減少對利潤的操縱,從而提高審計質(zhì)量。因此提出,研究假設2:機構(gòu)投資者持股比例與審計質(zhì)量正相關。

委托理論認為,當管理層持有公司權(quán)益份額較多時,可以防范管理層的道德風險和逆向選擇,在個人利益最大化目標的驅(qū)動下,管理層有動機追求促進公司價值最大化的行為。因此提出,研究假設3:高級管理人員持股比例與審計質(zhì)量正相關。

3.研究方法

依據(jù)以上的研究假設,建立下列回歸方程進行實證檢驗。

被解釋變量。本文使用修正的Jones(1991)模型并使用可操縱性流動應計利潤(DCA)作為審計質(zhì)量的替代指標?？刹倏v性流動應計利潤的估計過程如下:

流動性應計利潤總額(LP)=△(流動資產(chǎn)-現(xiàn)金及存放在中央銀行存款)-△流動負債,計算非操縱性流動應計利潤的步驟:方程(1)進行回歸,并將方程(1)的回歸系數(shù)a1和a2代入方程(2)中的a1和a2得到非操縱性流動性應計利潤(NOLP)。

計算可操縱的流動應計利潤(DCA):

其中:ASSET是2007年期末總資產(chǎn),△SALES為公司2007年與2008年營業(yè)收入的差額,△AR為公司2007年與2008年應收賬款凈額的差額。DDB為股權(quán)集中度,用第一大股東與第二大股東持股比例之比來表示,JGC為機構(gòu)投資者持股比例,GGC為高級管理人員持股比例。LEV為公司杠桿,用資產(chǎn)負債率表示,ROA為公司盈利能力,用總資產(chǎn)利潤率表示,LNASSET為公司規(guī)模,用公司資產(chǎn)總額的自然對數(shù)表示。

二、實證研究分析

我們對被解釋變量、解釋變量和控制變量之間的相關性進行了檢驗,這些變量間的相關系數(shù)都不超過0.5,所以這些變量均可納入模型中。對各解釋變量和控制變量的多重共線性進行檢驗得出的結(jié)果我們可以看出各解釋變量和控制變量的VIF均小于10,所以不存在嚴重的多重共線性。而且我們對模型進行了D-W檢驗,D-W值為1.794接近2,表明模型并不存在顯著的一階自相關。

表1模型的多元線性回歸結(jié)果

從表2中,可以看出模型的回歸擬合度0.204,調(diào)整擬合優(yōu)度0.196,而且F統(tǒng)計量的p值在1%的水平上顯著,模型總體上基本通過檢驗。從模型的多元線性回歸結(jié)果(表1)可知,機構(gòu)投資者持股比例系數(shù)為正,并在1%的水平上顯著,表明機構(gòu)投資者持股比例越高,審計質(zhì)量越高,假設二通過驗證。作為控制變量的公司杠桿和總資產(chǎn)利潤率的系數(shù)為正,在1%的水平上顯著,表明公司杠桿和總資產(chǎn)利潤率越大,審計質(zhì)量越高。另外一個控制變量公司規(guī)模系數(shù)為負,且在1%的水平上顯著,說明公司規(guī)模越大,審計質(zhì)量越低。但是股權(quán)集中度和高級人員持股比例沒有通過檢驗,表明二者與審計質(zhì)量沒有關系,可能是由于高級管理人員持股比例偏低還不足以影響審計質(zhì)量。

三、研究結(jié)論與局限

對深市A股上市公司審計質(zhì)量的實證研究結(jié)果是,審計質(zhì)量受到機構(gòu)投資者持股比例、公司杠桿、總資產(chǎn)利潤率和公司規(guī)模的顯著影響。但與股權(quán)集中度和高級管理人員持股比例無關。

本文僅僅選取了深圳交易所A股546家上市公司的數(shù)據(jù)作為樣本進行實證研究,沒有選取滬市A股進行研究。同時本文只考慮了公司治理中股權(quán)結(jié)構(gòu)對審計質(zhì)量的影響,公司治理中影響審計質(zhì)量的因素還有很多,比如獨立董事比例等,這些為后續(xù)研究提供了有益的思路和指引。