（二）公司治理
在中国的特殊的产权制度下，由于流通股比例较小，大多数上市公司的第一大股东由于持有的股份不能流通，所以并没有很强的动机激励管理层提高上市公司价值从而提高上市公司股票市值，更有动机通过利益输送侵害中小股东利益的办法获取利益。所以中国上市公司股权结构带来的问题更多的是大股东对中小股东的利益侵占。掌握控制权的大股东往往为了谋取自身的利益转移企业资源而牺牲中小股东的利益，即“隧道效应”（白重恩，2005）。大股东股份比例越高，与上市公司的利益一致性越高，侵占成本与侵占收益相比越大；反之，第一大股东股份比例越小，侵占动机越大。
同时，也有研究认为，在市场经济不太成熟的国家，产权没有得到有效的司法体系的界定和保护，股权的集中是一种较为有利的制度安排（Shleifer and Vishny，1997）。经验证据也证明了在弱的法律环境保护下的上市公司股权集中度较高（La Porta，Lopez—de—Silanes，and Shleifer，1999）。股权的适度集中能在一定程度上产生利益趋同效应，使控股股东和中小股东的利益趋于一致，有利于公司治理效率的提升。在我国当前法律制度不够完善的市场环境下，上市公司的股权集中有利于股东对上市公司管理层的监督，减少管理层舞弊，提高会计信息质量，降低重大错报风险。
综合上述观点，第一大股东对上市公司的会计信息舞弊的影响是正反两方面的，最终的影响看两方面的作用力量的对比而定。本文通过实证检验确定最终的影响。
与第一大股东持股比例有所不同的是，第一大流通股股东有更强的动机监督管理层提高公司价值，通过提高上市公司股票价格获取利益。所以第一大流通股比例越大，流通股股东对上市公司管理层监督作用越强，会计信息违规可能性越小。
同时，公司高管持股比例越大，越有动机提高公司业绩，从而获得较多的利益分配或者较高的出售价格。
在公司治理中，内部审计有助于对公司各项业务进行监督，但是由于内部审计的独立性较差，往往不能有效地发挥作用。审计委员会的设立，有助于提高内部审计的独立性，加强对上市公司内外部审计的协调，有助于对上市公司的管理层进行有效的制约。Beasley（1996）认为，审计委员会作为缓解代理问题的一个重要机制，可以提升董事会对财务报告整体监督能力，因此，舞弊公司相比非舞弊公司设置审计委员会的概率更低。王跃堂，涂建明（2006）基于2002—2004的有关数据进行检验后认为：设立审计委员会的公司更不易被出具非标准审计意见，证实了审计委员有效履行了财务信息质量控制和沟通协调的职能。设置虚拟变量AUDCOM，检验审计委员会对上市公司舞弊的作用：当上市公司设立审计委员会时候，AUDCOM=1，否则AUDCOM=0。
审计师声誉越高，对于上市公司的约束作用越强，从而减少上市公司进行舞弊的机会。这里，用国际四大或者其合作所作为声誉较高的事务所。如果审计师是国际四大的合作所，BIG4=1，否则BIG4=0。
为了增强董事对经理人员的监督作用，降低“内部人”身份的董事的非独立性，需要有一定比例的外部董事这种形式上的独立来保证实质上的独立。本文预计独立董事比例越高，违规可能性越小。
在公司治理中，总经理与董事长的担任着不同的智能，为了降低投资人的委托代理成本，需要董事长对经理人员进行有效的监督，同时，也能够更好的发挥董事长的决策作用。因此，总经理与董事长由一人兼任将会降低上市公司的绩效，提高上市公司违规的概率。
（三）环境因素
从前面对违规样本分行业统计可以看出，在经营风险较大的行业，违规概率较大，说明经营环境越差，违规概率越高。
同时，由于政府环境对于上市公司的经营影响很大，不仅直接影响上市公司与政府打交道的交易成本，还影响国有上市公司的管理层来自政府的压力。而法律环境则影响上市公司对于自身和客户的权益保护，影响到上市公司的会计信息质量的经济后果，影响上市公司的重大错报风险。采用樊纲、王小鲁、朱恒鹏（2006）的政府环境、法律环境指数，考察政府环境和法律环境因素对于上市公司重大错报风险的影响。该指标衡量的内容包括：市场分配经济资源的比重、减轻农村居民的税费负担、减少政府对企业的干预、减轻企业的税外负担、缩小政府规模，该指标体现了政府对上市公司的干预程度。该指标越大，政府干预越少，上市公司面临的政府方面的压力越小，与政府之间的交易成本越小。预计该指标与RMM负相关。但是由于该指标预计与LAW、GOVERNMENT相关性较高，所以将指标LOCATION作为备用指标，该指标采用2001—2006年各省份人均国民生产总值的平均值代替。LOCATION取值越小，代表经济发展程度越高。
将MARKET中的市场中介组织和法律制度环境指标（本文用LAW）表示，代表该上市公司所处的法律环境，根据樊纲、王小鲁、朱恒鹏（2006）的内容，该方面包括市场中介组织的发育（律师人数与当地人口的比例、注册会计师人数与当地人口的比例）对生产者合法权益的保护、知识产权保护、消费者权益保护等内容。该指标越大，上市公司合法权益能够得到较好的保护，上市公司的客户权益也能够得到更好的保障，上市公司会计信息质量较高，重大错报风险较小。预计LAW与RMM负相关。
第二节模型与样本数据
5.2.1模型
由于本文的自变量重大错报风险（RMM）设置为二分变量，根据有关文献的研究，结合本文的研究的变量，建立回归模型。
是重大错报风险的概率（RMM），也就是本文所选取的5种类型的违规的概率，违规则为1，否则为0.代表影响公司重大错报风险的自变量，包括财务状况、复杂程度、公司治理、市场和法律环境等方面的自变量，为随机扰动项。
5.2.2样本选取
通过国泰安“中国上市公司违规处理数据库”，选取其中5类违规数据，共计755年次。然后从国泰安年报数据库中选取财务报表数据，从国泰安治理数据库中选取治理结构数据，经过整理，得到样本情况。
在初次收集到的样本数据中，市盈率越高，说明股价对每股盈利的倍数越大。但是当每股收益为负值的时候，情况比较复杂。PE在0点形成间断点，当收益从左边趋近于0点时候，PE无穷小，收益从右边趋近于0点时候，PE无穷大。为了克服这种矛盾，不使用PE为负值的数据，PB也是同样道理，所以将PE、PB为负值的样本的PE、PB作为缺失数据对待。
在作者收集到的样本中，包含110个金融类上市公司样本，但是由于金融类上市公司在财务特征、公司治理、行业特点方面都与其他行业的上市公司有着很大的不同；这110家样本中，违规样本只有一家上市公司的三个年度的违规数据，不能作为一类样本进行单独研究，所以将该类样本剔除。
5.2.3样本描述性统计
通过样本描述性统计，可以看到，设立审计委员会的公司占到36.84%；国际四大合作所的样本占到7.22%；上市公司的值既有正值，表明随着股票市场的波动，这些公司的波动更为剧烈，负值表明，这些上市公司的波动与市场相反，当大盘交易日收盘上涨时候，这些股票更多表现为下跌；经营现金流量为负值的公司占到21.09%，这些公司的经营业务没有给企业带来现金净流入。
样本公司的可流通股票平均占比43.51%，说明流通股的比例已经相当可观，流通股股东在上市公司的经营中发挥着重要的作用，但是第一大流通股比例还不是很大，只有2.58%，第一大股东的参与公司治理的作用可能还不是很明显；同时，第一大流通股股东持股比例方差较大，达到5.27%，CIRV1最低的接近于0（0.0019%，表中四舍五入为0），最高的为58.39%。也就是说，第一大流通股的比例对于上市公司来说有着较大的差异，虽然平均较小，但是有一部分上市公司的CIRV1已经达到较大的比例。样本中CIRV1达到5%以上的有952个，占含CIRV1数据的样本9026的10.54%；10%以上的有406个，占含CIRV1数据的样本的的4.50%；15%以上的283个，占含CIRV1数据的样本的的3.14%；20%以上的245个，占含CIRV1数据的样本的的2.71%；50%以上的5个。也就是说达到绝对控股的上市公司并不是很多。但是按照能够对上市公司至少可以施加重大影响的上市公司已经有245个（按照20%的标准9），占到含CIRV1数据的样本量的2.71%。
在本章样本中，同时在境外发行股票的公司占到10.74%，流动资产占流动负债的比例平均为52.14%。
盈余管理指标是根据所有非金融类上市公司按照行业进行计算的，分别按照基本琼斯模型和修正琼斯模型进行计算。本样本中的可操控应计两种计算方法的平均值分别为0.048和0.034，平均来说，有着较为明显的正向盈余管理倾向。
其他的变量的情况简要说明如下。INDRISK的平均值为8.87%，说明样本中处于风险行业（本文前面所指的几个违规比例较大的行业）的样本的的比例为8.87%；平均存货比率（占总资产的比例）为15.42%；应收账款占总资产的比例平均为8.78%；从会计期末到审计报告报出的时间部分表示了审计师投入劳动的时间以及会计报表协调的时间，协调时间越长，说明会计报表存在需要沟通的事项越多，管理层信息披露违规的动机越大，重大错报风险越大，平均天数为87.8天，最短9天，最长242天，相差较大。上市公司的平均主营业务收入每年增长84.8%，样本公司发生财务报表违规的概率为5.54%，ROE低于4%的上市公司样本比例为36.74%，总经理与董事长由一人兼任的比例为11.91%，平均一家上市公司拥有3.38家子公司（1.8374的平方），ST公司占上市公司的比例为9.23%。
对于V1（第一大股东比例）来说，第一大股东为国有股份的上市公司占到样本的64.41%，第一大股东平均持股比例为40.49%，最高86.29%（601857，中国石油），最低0.39%（600603，ST兴业）。最高的中国石油是国企的龙头行业，而最小的ST兴业则是经营房产的全流通上市公司，已经连续几年净资产为负值，连续几年被出具非标准审计意见。也许是V1以及CIRV1过于分散，股东监督的缺失也许是经营不善的原因之一。
第三节实证研究与结果分析
5.3.1均值检验
对RMM分别为1和0的两组样本的均值进行检验，以初步分析两组变量之间的差异。由于样本的一些指标并不一定遵循正态分布，采用非参数方法对平均值进行检验作为补充。
表中所列大部分变量无论是参数检验还是非参数检验，都是显著的，例外的情况下面几个：LLEV、MANAGRATE非参数检验不显著，T检验显著不同；DA、DAMA、EXCEP、PB、PE、REVGROW、ROA、ROE，几个变量则相反，T检验不显著，非参数检验则显著不同，而且是在1%的水平上显著。
5.3.2变量之间的相关性
将自变量和因变量之间进行Pearson和相关性检验，（因为变量较多，只报告部分可能在多变量检验中比较显著的变量）。与RMM相关性显著的变量有29个，不显著的变量有16个。从检验结果来看，多数变量是显著的。
在股权结构变量中，CIRV1显著，但是CIRV不显著，说明第一大流通股比例可能对上市公司产生了一定的治理作用，减少了公司风险（就本文的重大错报风险来说）。CIRV1越大，RMM越小。V1也有着类似的情况。国有股份性质重大错报风险较小。
环境指数方面，法律环境、政府环境等市场环境得分越高，上市公司的错报风险较小，说明经营环境对于上市公司的重大错报风险有着重要影响。
财务指标方面，应收帐款、Z指标预警（小于1.81）、经营现金流为负、当年或者前三年至少有一年亏损等指标、是否ST、以及审计师持续经营疑虑表示，都与重大错报风险正相关。
财务报告期末与审计报告出具时间之间的天数与RMM正相关，ROE位于绩差区间（4%以下）与RMM正相关；每股收益则与RMM负相关。
比较有意思的是，股票的每年分红再投资的回报越高，重大错报越低；但是，股价值越高，重大错报风险越大。似乎说明，股价稳定的增长的股票风险较小，而波动较大，既有上涨，又有下跌的股票，重大错报风险较大。
