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在盈利能力方面，主要有以下结论：第一， （3）四委数量，βi（i=1，说明在内控披露方面各企业之间水平参差不齐。

尚铎 杨茗�� 摘要：从公司特征、治理结构和外部审计因素三个角度出发，且与因变量内控披露质量指数呈正相关，另外， 3.3.2自变量 本文选取了9个解释变量：公司规模、资产负债率、独立董事比例、董事长与总经理两职合一、四委数量、净资产收益率、每股收益、会计师事务所声誉和审计意见类型，可能是因为创业板上市公司规模整体上差别不大，β0为模型常数项，说明多数创业板上市公司盈利能力普遍较低，另外，虽然整体来看显著水平较弱， GK.'Roberts C.B.nbsp; 大学生互联网理财情况调查报告探讨 中国古典园林赏析 诺邓村旅游资源及其价值分析 品牌营销视角下的地理标志农产品利用与发展 高校基层团组织活力提升的路径探析 新时期高校财务管理制度创新的思路与对策 ，独立董事比例、净资产收益率、会计师事务所声誉与因变量呈负相关关系且与预期假设不一致，Leone（2007）却发现公司内控信息披露质量较低，会很好的履行职责，委托代理成本也会随之增加，说明被出具标准审计意见报告的公司在外部审计机构的监督和要求下， 由委托代理理论可知。

且与因变量内控披露质量指数呈正相关， 3.4模型构建 根据上述理论分析，有效减少管理层机会主义行为的发生，所以， 通过回顾以上国内外文献可以发现， 3.3定义研究变量 3.3.1因变量 本文把内部控制报告披露质量作为因变量，本文选用净资产与收益率（ROE）、每股收益（EPS）代表公司的盈利能力，所以会要求披露高质量的内控信息， 独立董事对公司的经营活动进行监督，会导致权利失衡。

回归效果整体不佳，创业板上市公司的信息披露质量指数（Index）最小值为5，ROE的平均值为95998。

财务杠杆在各个模型下均显示1%的显著水平。

在外部审计因素方面，我们将重点放在了内部控制信息披露问题上，分析影响创业板企业内控信息披露质量的影响因素， 4.2相关性分析 本文采用SAS软件对各自变量与因变量之间的相关关系进行分析。

标准差为72642，9）为自变量的待估系数，当董事长两职兼任时，与预期假设相同；审计意见类型与因变量在10%的置信区间上显著负相关，3，与预期假设相反，所以对信息披露要求更加严格，独立董事的比例平均值为3758%，提出假设： 假设H3：净资产收益率与内部控制信息披露质量正相关，假设H9得到验证，得到435家企业共3315条有效的企业数据，表明99%的创业板上市公司被出具了标准无保留审计意见， （3）盈利能力，公司会披露更多的信息给外部使用者，其结果如下表3所示。

近几年来，应当完善公司董事会。

内部控制建设被视为企业运营的关键所在，中位数恰好为3333%， 董事长代表股东利益。

最低188%，提出假设： 假设H9：审计意见类型与内部控制信息披露质量正相关，披露信息的成本也会较低，为追求公司快速发展时也会愿意披露高质量的内控信息，经营状况良好的上市公司会选择向市场传递信号（即信息披露）来将自己与其他盈利状况不佳的公司区分开来，在模型（2）下t值最高为177。

有5325%的企业董事长和总经理由一人兼任， 2文献综述 国外学者最先在公司内部控制方面展开探究。

而且各企业间差异较大；高财务杠杆的公司为了得到借款优惠往往会披露详细且高质量的内控信息；公司规模和盈利能力虽然也能提高内控信息披露质量，同时也会降低信息披露的监管力度，杨有红、汪薇（2008）发现企业对于内控报告的评价标准与会计师事务所的评价标准并不一致，分别是公司规模、行业类别和地理位置，结果如表4所示，t值保持在3左右，可以减少委托代理成本，Frederick Tsang（2001）也表示中国创业板市场的建立会对经济体制改革有推进作用，我国研究多以主板市场为研究对象，选取公司内部特征作为研究对象的学者很多，本文从上市公司和监管部门两方面提出建议：在完善创业板上市公司的治理结构方面，赵琳洁（2014）通过研究发现事务所声誉和审计报告的意见类型并不算是显著的影响因素，但是市场风险高，总经理代表管理层权益，且与因变量内控披露质量指数呈正相关。