上市公司審計獨立性對審計質量影響的實證研究

周立保

（中原石油工程公司鉆井二公司 河南 濮陽 410900）

一、引言

作為公司治理的一項主要內容，會計和財務監管被越來越多的人重視，在英美公司治理結構下，審計委員會制度是一項重要的制度安排，審計委員會的設立能夠幫助董事會加強其對有關會計準則和公司內部審計的了解，提高公司會計信息的真實性和公允性，加強注冊會計師審計的獨立性，完善公司治理。特別是在2002年美國公布《薩班斯·奧克斯利法案》后，審計委員會的作用得到重視，地位得到提升，其對于減少公司財務舞弊，加強公司內部控制，提高公司自我監管能力起到不可忽視的作用，而審計委員會的獨立性又成為促進審計委員會職責順利完成的一大因素。因此，審計委員會的獨立性的提高應該會對企業財務報告審計質量有積極影響。但我國設立審計委員會的上市公司比例少，設立的公司也多是跟風盲從，或者是為了媒體影響或股市影響，加上證券交易所對審計委員會的規定少，相應法規和理論研究均不如國外發達國家和港澳地區，我國二元委員會的公司治理結構也不能夠完全消化這一制度，那么，我國引入的這一“洋”制度，在發展了10年之后是否能對我國上市企業的審計質量起到積極作用？審計委員會的獨立性又怎樣影響著企業財務報表的審計意見？本文希望能夠通過研究2009年至2011年我國在A股上市的企業的有關數據，運用統計學和計量學的方法，來解決這些疑問。

二、文獻綜述

（一）國外文獻 Vicknair,Hickman和Carnes（1993）認為灰色董事的存在可能會損害審計委員會的獨立性；Wild（1994）檢驗了260家建立了審計委員會的美國公司1966年到1980年的財務數據，發現建立審計委員會后會計盈余的信息含量明顯增大，并且管理者的責任感得到提升；Wright（1996）研究發現審計委員會中內部董事和灰色董事的比例與財務報告質量負相關；Peasnell等（1998）也發現外部董事能夠起到抑制公司盈余管理行為的作用；Sweeney和Sloan（1996）實證檢驗發現董事會中多數是內部董事的公司及沒有審計委員會的公司財務造假的可能性更高；Defond也發現，高估利潤在設有審計委員會的公司中發生可能性更低；Rama和Raghunandan則發現，全部由外部董事組成的審計委員會與內部審計師會面、檢查內部審計計劃的頻率更高；Dechow等（1996）經過研究發現，內部董事占全體董事的比例越高，或公司董事長與總經理是同一人，或公司未設立審計委員會等，該公司越可能因違反GAAP而受到SEC的處罰；

三、研究設計

（一）研究假設 本文提出如下研究假設：（1）審計委員會的獨立性與盈余管理。審計委員會的設立能夠幫助董事會加強其對有關會計準則和公司內部審計的了解，提高公司會計信息的真實性和公允性，完善公司治理。而審計委員會中內部董事過多會損害審計委員會的獨立性，從而影響審計質量。Peasnell（1998）的研究表明外部董事能夠起到抑制公司盈余管理行為的作用，Sweeney和Sloan（1996）研究表明董事會中多數是內部董事的公司財務造假的可能性更高。因此假設：

假說1：公司審計委員會的獨立性與盈余管理具有負相關關系

（2）審計規模及品牌與盈余管理。根據審計質量級差理論，大規模的會計師是事務所必然在總體上比小規模事務所提供更高質量的審計服務，品牌好的事務所必然在總體上比品牌次的事務所提供更高質量的審計服務，Raghunandan（2005）認為在充分競爭的審計市場和審計監管條件下，信息渠道通暢，審計客戶具有完全的信息，審計規模和審計品牌與審計質量正正相關關系。因此假設：

假說2：審計規模及品牌和審計質量具有負相關關系

（3）公司規模和盈余管理。大規模的公司盈利能力強，看重企業聲譽，為了減少“政治關注成本”進行盈余管理的動機小于規模小的公司；同時規模大的企業通常收到外部人的關注更多，進行盈余管理的限制比小公司更大，因此假設：

假說3：公司規模與盈余管理具有負相關關系

（4）公司盈利能力和盈余管理。Dechow（1995）和Burgsthler（1997）都認為公司盈利能力較強時，為了維護公司的聲譽，進行盈利管理的動機較小。因此假設：

假說4：公司規模與盈余管理具有負相關關系

（5）公司資產負債率和審計質量。當公司面臨資產負債率過高時，往往在再次舉債時，會面臨著債權人苛刻的條款壓力，和高的借債成本，因此往往進行盈余管理降低資產負債率的動機也就越大。

（2）檢查范圍與方法：對子宮病灶范圍、邊界、回聲、血流等情況予以觀察，詳細記錄病灶與周邊超聲圖像；取微泡懸浮液0.8ml經患者肘部淺靜脈團注，期間觀察造影劑灌注過程，灌注順序依次為子宮漿膜層、子宮肌層、子宮內膜層。

假說5：資產負債率與盈余管理具有正相關關系

（二）樣本選取和數據來源 在樣本的選擇上，本文選擇2009年至2011年的中國A股上市企業為初始樣本，并經過如下篩選：（1）剔除金融保險類行業公司，因為金融保險類公司的應計利潤計算方法比較復雜，與普通企業不同；（2）剔除綜合類企業，即無法歸類的企業，因為本文是分行業計算應計利潤的；（3）剔除所需數據不完整的企業；（4）剔除新上市公司和已退市公司；（5）剔除各年度的ST和PT公司及當年未獲得標準無保留意見的公司；（6）因為每個行業進行回歸的樣本數最好不要少于10個，所以當進行完上述剔除后只有10個不到公司的行業進行合并或剔除。本文以來自國泰安CSMAR系列研究數據庫的數據作為基礎進行了篩選，篩選的結果如表（1）。其中，金融類行業指行業代碼為I的，綜合類行業指行業代碼為M的，ST等是指當年成為ST、PT、*ST或退市的。由于要按行業來求得操縱性應計利潤，因此把三年的企業樣本再按照行業進行分類，行業分類標準參照中國證監會在2001年頒布的《上市公司行業分類指引》，其中，由于制造業公司數量、種類繁多，取前兩位代碼進一步細分，結果如表（2）。將按行業分類的各樣本公司進一步篩選，篩選掉其中樣本平均數不足10個的行業（C2，C9，L），那么最終得到的樣本數據為 1891。

表1 2009-2011各行業總樣本數

表2 2009-2011各行業總樣本數

（三）模型建立及變量定義 為了研究上市公司審計委員會獨立性與審計質量的關系，本文考慮建立以下模型：|DAi|=β1*Independencei+β2*Big4i+β3*Sizei+β4*ROAi+β5*A/Li+β6+ei

其中，β1-β5為系數，β6為截距，ei為殘差，各個變量的解釋如下：（1）被解釋變量。|DAi|是公司i當年操縱性應計利潤的絕對值，根據前述截面Jones模型求得，代表了公司i的審計質量。（2）解釋變量。Independencei代表公司i審計委員會的獨立性，是通過當年該公司審計委員會中獨立董事占全體委員的比例確定的，其與|DA|應為負相關。由于我國審計委員會概念的提出較晚，上市公司中建立審計委員會的數量比較少，在樣本篩選中刪減了3080個樣本，這其中既有的確未設立審計委員會的樣本公司，也可能包含數據庫未提供相關數據的情況。（3）控制變量。Big4i代表公司i當年出具的財務報表是否是由國際四大所或其在國內的分所所審計，用以控制事務所審計技巧和水平對審計質量的影響，其與|DA|應為負相關。國際四大所在本文中是指安永華明會計師事務所，畢馬威華振會計師事務所，德勤華永會計師事務所，普華永道中天會計師事務所。此變量為虛擬變量，如果公司i當年是由四大所審計的，該值為1，如果不是，則為0。Sizei是指公司i的規模，用該公司當年資產總額取自然對數表示，用以控制公司規模對審計質量的影響，因為大規模的公司盈利能力強，看重企業聲譽，進行盈余管理的動機較弱，與|DA|應為負相關。之所以使用資產總額的自然對數，是因為其他變量的數量級都較小，為了使回歸分析時的估計更合理，取自然對數使得資產總額與其他變量的數量級接近。ROAi是公司i的資產回報率，即凈利潤與總資產的比值，用來衡量公司每單位資產可以創造的利潤，代表公司i的經營業績，用來控制公司當年營業狀況所造成的公司操縱利潤的可能性，因為一般來說經營業績越好的公司應計利潤越大，其與|DA|應為正相關。A/Li是公司的資產負債率，即總負債與總資產的比值，衡量公司負債水平和利用借貸資金的水平，用來控制公司年末負債程度對公司操縱利潤的影響，其與|DA|應為正相關。以上控制變量是借鑒Myers和Omer，Defond和Park等的研究成果。

四、實證檢驗分析

（一）描述性統計 首先，本文對模型中的解釋變量，即公司審計委員會的獨立性的描述性特征進行了分析，結果見表（3）。從表中可以看出，三年間的樣本公司中，審計委員會中獨立董事的比例是呈離散型分布，并且主要集中在0.5、0.6、0.667、和1上，比例分別為9.99%、14%、59%、11%。由于我國2002年頒布的《上市公司治理準則》在52條中規定：上市公司董事會可以按照股東大會的有關決議,設立戰略、審計、提名、薪酬與考核等專門委員會。專門委員會成員全部由董事組成，其中審計委員會、提名委員會、薪酬與考核委員會中獨立董事應占多數并擔任召集人，審計委員會中至少應有一名獨立董事是會計專業人士。因此，我國上市公司審計委員會中獨立董事的比例基本固定，在1/2-2/3之間，這表明我國審計委員會的獨立性仍然整體偏低，國內上市公司對于審計委員會的重視程度和利用程度仍然不夠。然后，本文對模型中的其他變量進行了描述性的統計分析，結果如表（4），變量 |DA|、Size、ROA和A/L的變異系數較小，說明四個變量的數據比較穩定，離散程度??；變量Big4是虛擬變量，僅有0和1兩個值，所以其變異系數無法代表其穩定性，根據統計，94%的樣本公司是由非四大所審計的，僅有6%是四大所審計的。

表3 公司審計委員會的獨立性的描述性統計

表4 其他變量描述性統計

表5 自變量相關性系數矩陣

表6 VIF

表7 總樣本回歸分析結果

（二）回歸分析 回歸分析如下：（1）單變量回歸分析。本文對模型中的各個變量進行了簡單的單變量分析，首先是解釋變量和被解釋變量之間的關系。獨立董事比例處在0.6-0.8時|DA|比其他情況時要高。可以推斷，|DA|與獨立董事比例的平方之間呈現負相關的關系，但是這種關系并不顯著，因此本文又在|DA|與獨立董事比例的平方之間進行了回歸分析，其R2值僅為0.2%，說明兩者之間相關性的確很小，此外，回歸分析的F值為0.3642，小于F0.05（1,1889）=3.846386,說明|DA|與獨立董事比例的平方進行回歸是無效的。然后，本文又對各個自變量之間的相關性進行了檢測，檢測結果顯示，公司規模越大、經營業績越好、資產負債率越高、審計委員會獨立性越強，那么公司雇用四大會計師事務所進行審計的可能性越大；規模和經營業績、資產負債率呈正相關；資產負債率和經營業績是負相關的關系。各變量交叉R2結果如表（5），其中最大值為0.2218，說明各個自變量相互之間的線性相關不大。表（6）顯示了某個自變量與其他自變量之間的方差膨脹因子（VIF），數值都較小，說明自變量之間不存在多重共線性，可以進行多元回歸。綜上，|DA|與審計委員會獨立性之間是一種不十分顯著的倒拋物線的關系；各自變量之間不存在嚴重的共線性，可以進行多元回歸。

（2）多變量回歸分析。在單變量分析之后，可以發現|DA|與審計委員會獨立性之間是一種倒拋物線的關系，但并非顯著，而且線性相關性較小，為了能夠更好地探究|DA|與獨立董事比例的非線性關系，本文決定在前文模型的基礎上增加一個自變量，Independence Centralized Square（ICS），即對獨立董事比例進行中心化，把獨立董事比例與其全部樣本平均值差額的平方作為一個變量，如果|DA|與獨立董事比例之間呈倒拋物線形，則|DA|與ICS之間應當呈負相關。那么模型變為：|DAi|=β1*Independencei+β2*ICS+β3*Big4i+β4*Sizei+β5*ROAi+β6*A/Li+β7+ei。

其中，β1-β6為系數，β7為截距。在進行回歸分析之后，得到的結果如表（7）。由表可知，該回歸的F值10.93遠大于F0.05（6，1884）=2.1033，說明整個多元回歸是顯著有效的；在α=0.05的顯著水平下，各個P-value除了Independence、Big4、Size之外均小于0.05，說明ICS、ROA、A/L是顯著的，但從t值的角度來考慮，只有ROA、A/L的t值的絕對值大于t0.025（1884）=2.243196，因此，ICS的顯著性并不十分大，是處于臨界的狀態。獨立董事比例與|DA|之間的相關性很低，但獨立董事比例經過中心化之后，其平方值,即ICS與|DA|之間的相關性顯著提高了，而且是正相關，說明|DA|與獨立董事比例之間的確是呈現一種類似于倒拋物線的關系，當獨立董事的比例較高或較低時，|DA|值較小，說明公司操縱盈余較少，即審計質量更高，當獨立董事的比例處于0.6-0.8的中間水平時，|DA|反而比較高，審計質量較低。原因可能在于，獨立董事比例處于0.6-0.8的公司大多是因為該比例的法律需要而產生的，所以僅是“虛設”，沒有發揮應有的作用，并且可能與監事會職能重疊而使得監督效能更低；獨立董事比例較低的公司反而會因為獨董比例過低，監事會更能夠發揮監督作用；獨董比例高的公司審計委員會能夠發揮作用，受到的約束也會變小。但ICS與|DA|之間的相關性并不是十分的顯著，其P-value為0.042452，相當接近α=0.05的顯著水平，說明審計委員會的獨立性對審計質量并無重大影響，或者審計委員會中獨立董事的比例并不能提高審計委員會的獨立性進而降低公司操縱利潤的可能。原因可能在于我國審計委員會引入時間不長，公司設立審計委員會多為盲從跟風，沒有發揮審計委員會的效用。Big4與|DA|之間顯著性較低，但預測系數為負，符合原假設，說明四大會計師事務所較高的審計水平有可能提高審計質量，降低公司操縱利潤的可能性，但對我國國內上市公司的審計質量影響并不十分顯著，說明四大所的審計水平可能不比國內非四大所高出許多。Size與|DA|之間顯著性較低，預測系數為負，說明上市公司的規模越大，公司操縱利潤的可能性越低，符合原假設，但總體來說影響不大，因為公司操縱利潤的動機在于得到利益，無論規模大小，都有這方面的需求。ROA、A/L與|DA|之間顯著性較高，且都是正相關，說明當公司經營業績較高、資產負債率較高時，公司操縱利潤的可能性增大，符合原假設。原因可能在于，當公司經營業績較高時，會出現避稅的需求，而且其應計利潤也較多，容易使得|DA|變高；當資產負債率較高時，公司財務壓力和現金流大，需要調高利潤，美化財務報表，有盈余管理的動機。為了研究公司操縱利潤做高做低與自變量的關系，本文又將樣本按照DA的正負分開，分別進行了回歸分析，結果如表（8）和表（9），其中，表（8）是DA正值：從表中可以發現，上市公司操縱利潤傾向調高利潤的占了大多數，在調低利潤的樣本中，各自變量的預測符號與總體樣本全部相反，顯著性也相似，說明總體樣本的結論適用于調低利潤的這一部分樣本；在調高利潤的樣本中，只有Big4的預測符號發生了變化，但是其顯著性很低，結合總樣本的分析，只能進一步說明審計師來自四大還是非四大對公司操縱利潤的行為影響不大。

表8 DA正值樣本回歸分析結果

表9 DA負值樣本回歸分析結果

五、結論與建議

本文研究得到如下結論：審計委員會中獨立董事的比例處在0.6-0.8時公司的審計質量最低，公司最有可能操縱利潤，獨立董事的比例在0.5-0.6或大于0.8時審計質量較高，兩者總體呈現一種倒拋物線的形狀，但是相關性并不十分顯著。這說明審計委員會的獨立性對審計質量并無重大影響，或者審計委員會中獨立董事的比例并不能提高審計委員會的獨立性進而降低公司操縱利潤的可能。本文提出以下建議：（1）審計委員會的設立可以實行部分強制，如規定公司規模或者所有者權益達到一定程度時就必須設立審計委員會；（2）審計委員會中獨立董事的獨立性應當有更為明確和具體的規定，可以參照注冊會計師的獨立性進行規定；（3）對審計委員會獨立董事的薪酬狀況或者持股參股狀況要強制披露，并有一定限制；（4）《上市公司治理準則》規定審計委員會中至少要有一名獨立董事是會計專業人士，需要對獨立董事的會計專業程度具體規定和衡量；（5）完善公司治理結構，將監事會和審計委員會的職能界定清楚。

［1］楊忠蓮、徐政旦：《我國公司成立審計委員會動機的實證研究》，《審計研究》2010年第2期。

［2］吳國萍、朱君、朱子男：《上市公司審計委員會對會計信息質量的影響》，《經濟縱橫》2012年第9期。

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［6］Basil Al-Najjar,The Determinants of Audit Committee Independence and Activity:Evidence from the U K,International Journal of Auditing,2011.

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