審計委員會性別多元化與審計費用

李德柱

摘 要：本文以2014—2017年我國A股上市公司的數據為研究樣本，以審計委員會中女性董事規模、至少存在一名女性董事和女性董事比率度量審計委員會性別多元化，考察了審計委員會性別多元化對審計費用的影響。研究發現，審計委員會性別多元化與審計費用之間呈負相關關系；審計委員會性別多元化與審計費用的負相關關系在非國有企業中顯著強于國有企業；審計委員會性別多元化與審計費用的負相關關系僅限于管理控制權弱的企業中，而當管理控制權強時，審計委員會性別多元化與審計費用的負相關關系完全消失；進一步發現，當管理控制權弱時，國有企業和非國有企業的審計委員會性別多元化與審計費用之間存在一定的負相關關系，而當管理控制權強時，國有企業和非國有企業的審計委員會性別多元化與審計費用之間的負相關關系均不存在。本文的研究結論為進一步完善我國審計委員會制度提供了一定的經驗證據。

關鍵詞：審計委員會；性別多樣化；審計費用；公司治理

中圖分類號：F239 文獻標識碼：A 文章編號：1008-4428（2018）11-0115-04

一、 問題提出

自2002年美國頒布《薩班斯——奧克斯》（簡稱SOX）法案，強化對審計委員會的監督作用以來，審計委員會逐漸成為全球關注的熱點。中國證券機關立法要求上市公司董事會設立審計委員會，并明確規定了審計委員會的主要職責，這表明，推動我國上市公司建立、健全審計委員會已成為我國監管部門的一項重要的制度安排。

國外文獻（Ittonen等，2010；Sun等，2010；Thiruvadi和Huang，2011；Ilanit等，2012）對審計委員會性別多化的研究基本上都是基于投資者保護比較健全的美國市場進行，其研究很大程度上忽略了中國資本市場的特點，所得出的結論不一定適合我國國情。大多數上市公司為國有控股企業，上市公司的審計委員會制度建設不可避免地受到了政府各類行為的影響。當前，上市公司高管人員仍面臨代理沖突問題，高管人員控制權的大小影響了上市公司的審計委員會制度的運行效率。基于此，本研究試圖研究審計委員會性別多元化與審計費用之間的關系，以及上市公司終極控制人產權性質和管理控制權對審計委員會性別多元化與審計費用之間的關系的影響作用，以有助于增進證券監管機關、理論界和實務界對審計委員會性別多元化的了解，為進一步完善我國審計委員會制度提供一定的經驗證據。

二、 理論分析與假設提出

（一）審計委員會性別多元化與審計費用

Nielsen和Huse（2010）研究發現，性別多元化對董事會效率有顯著為正的影響關系。Miller和Triana（2009）研究發現，董事會性別多元化與公司的創新能力之間有顯著為正的關系。Fondas 和 Sassalos（2000）指出，女性對于她們履行董事職責往往具有較高期望，這將促使她們更加努力地去完成相應的任務。Huse 和Solberg（2006）研究發現，女性董事比男性董事在公司董事會議上準備更加充分，有利于提高董事會行為和效率。Farrell和Hersch（2005），Campbell和Minguez-Vera（2008）研究發現，董事會性別多樣性與財務績效和公司價值正相關。Srinidhi（2011）研究發現，董事會性別多元化提高了公司的盈余質量。Abbott 等（2000）研究發現，具有審計委員會，且其審計委員會是由獨立董事組成、一年至少開兩次會議的公司被SEC通報為財務舞弊公司的可能性較小。Klein（2002）指出，獨立的審計委員會有助于降低操縱性應計水平。Stewart和Munro（2007）指出，審計委員會女性董事表現出更好的交流能力和會議準備。Thiruvadi（2012）發現，相對于審計委員全是男性而言，審計委員會性別多元化使審計委員會更加勤勉。Thiruvadi和Huang（2011）研究發現，審計委員會女性代表抑制了公司的盈余管理水平。Sahlman（1990）研究發現，董事會女性董事需求更高的審計工作來規避法律責任。Rosener（2003）研究發現，相對于男性董事而言，女性董事更加關注審計、風險監管和控制。Ittonen等（2010）研究發現，審計委員會性別多元化能夠顯著降低公司的審計費用。同時，大量經濟心理學文獻也研究表明，相對于男性而言，女性表現出更多的風險厭惡、謹慎和道德行為（Johnson 和 Powell，1994；Powell和Ansic，1997；Sunden和Surette，1998；Schubert，2006；Gold等，2009）。綜上所述，我們認為，相對于男性而言，審計委員會女性董事能夠顯著地提高公司財務報告質量和內部控制的有效性，從而有利于降低公司的審計費用。為此，本文提出以下假設：

假設1：審計委員會性別多元化與審計費用之間存在負相關關系。

（二）審計委員會性別多元化、產權性質與審計費用

由國企改制的上市公司，由政府控制并基于政府的目標考慮而影響本公司的決策和行為。在某種程度上，國有企業就是政府的衍生（Walsh等，2008）。Durnev和Kim（2005）研究發現，不同性質控股股東的激勵機制不同，國有產權的不可轉讓性致使其交易成本很高，因而控股股東更有動機去侵占上市公司的利益，侵害中小股東的利益。Roland（2000）認為，轉軌經濟中國有企業治理的根本問題在于政府干預的低效率。夏立軍和方軼強（2015）研究發現，政府控制尤其是縣級和市級政府控制對公司價值產生了負面影響。在我國，國有企業經營失敗是由各級政府“買單”，而非國有企業則是由公司自擔經營風險。因此，在風險控制方面，非國有企業有更為緊迫的需求。例如，徐曉東和陳小悅（2013）研究發現，上市公司第一大股東為非國家股股東的公司有著更高的企業價值和更強的盈利能力，在經營上更具靈活性，治理公司的效率高，其高級管理層受到來自企業內部以及市場的監督和激勵也明顯多于國家股股東的公司。綜上所述，我們認為，相對于非國有企業而言，國有企業由于受到政府頻繁干預，影響了審計委員會女性董事監督職責的有效履行，導致公司存在較高的控制風險，并構成審計風險的主要來源。為此，本文提出以下假設：

假設2：審計委員會性別多元化與審計費用之間的負相關關系在非國有企業中要強于國有企業。

（三）審計委員會性別多元化、管理控制權與審計費用

在所有權與控制權高度分離的情況下，公司管理層可能為了自身利益而對股東利益造成損害（Jensen和Meckling）。Tirole（2011）指出，管理者會拒絕那些可能會威脅他們職位的價值創造型企業并購。這些利益沖突就要求對管理層進行有效監督。董事會具有協調管理者與股東沖突的職能（Fama和Jensen，1983），確保管理者以股東利益最大化的方式進行履職。雖然董事會具有監督管理者的職責，但是，管理者會通過對董事會施加各種權力和影響來追求他們的個人利益（Mizruchi，1983；Weisbach，1988）。Vance（1983）指出，當管理者控制公司董事會時，管理者實際上是自己監督自己的決策和行為，而這將削弱董事會對管理者決策和行為監督的有效性。Lipton和Lorsch（2012）認為，如果董事長與總經理兩職合一，董事會就難以完成相關的職能。因而董事會要有效，就需要實現董事長與總經理的兩職分離。Dechow等（2006）研究發現，當董事會被管理者控制，或管理者兼任董事長，或管理者為公司創立者時，公司進行盈余操縱的概率更大。Gul和Leung（2014）研究發現，總經理和董事長兩職合一對企業的自愿性信息披露具有負面影響。Ruiz-Barbadillo等（2017）研究發現，管理者控制權的大小與審計委員會獨立性之間存在顯著為負的相關關系。另一方面，由于我國上市公司審計委員會中女性董事的比例相對較低（13.1%），當管理者權力較強時，女性董事難以對管理者的不端行為進行有效監督。綜上所述，我們認為，管理者對董事會的控制權越大，就會在審計委員會中委派越少的女性董事來削弱審計委員會對他們的監督功能，這將降低公司財務報表披露質量，從而增加審計師的工作時間和風險評價。為此，本文提出以下假設：

假設3：審計委員會性別多元化與審計費用之間的負相關關系在管理權弱的企業中要強于管理控制權強的企業。

三、 研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文的主要數據來自CSMAR數據庫，審計委員會數據通過手工搜集獲得。我們的樣本為2014—2017年的深市上市公司。本文進行了如下樣本選擇程序：①剔除了審計委員會董事數據缺乏的公司；②剔除了實際控制人缺失的公司；③剔除了財務數據缺失的公司。這樣，共得到2114個年度觀察值，其中，2014年359個，2015年483個，2016年526個，2017年746個。根據實際控制人的不同類型，將樣本公司分為國有性質和非國有性質兩類，其中國有性質的樣本公司有1446個，非國有性質的樣本公司有668個；根據董事長是否兼任總經理，將樣本公司分為管理控制權強（兩職兼任）和管理控制權弱（兩職分開）兩類，其中管理控制權強的樣本公司有278個，管理控制權弱的樣本公司有1816個。

（二）模型定義及變量說明

為了檢驗審計委員性別多元化對審計費用的影響，根據前文理論分析，我們構建如下模型（1）來進行實證檢驗：

AFEE=β0+β1GENDER+β2CSIZE+β3REC+β4INVEN+β5LEV+β6CFO+β7LOSS+β8SIZE+ε（1）

其中，AFEE為被解釋變量，表示審計費用，其值等于境內審計費用的自然對數。GENDER為解釋變量，表示審計委員性別多元化，根據Ittonen等（2010），以及Thiruvadi和Huang（2011）的研究，我們選擇三個指標作為審計委員性別多元化的代理變量：FSIZE為審計委員會女性董事規模，其值等于審計委員會中女性董事人數；FEM為審計委員會中是否存在一名女性董事的啞變量，當審計委員會至少存在一名女性董事時，FEM等1，否則等于0；FPCT為審計委員會中女性董事的比率，其值等于審計委員會中女性董事人數除以總人數。

在控制變量方面，我們根據前人的研究（Abbott等，2003；Mitra等，2007；Ittonen等，2010；Thiruvadi和Huang，2011），控制如下變量的影響：CSIZE為審計委員會規模，其值等于審計委員會總人數；REC為應收賬款比率，其值等于應收賬款期末賬面余額除以總資產期末賬面價值之比；INVEN為存貨比率，其值等于存貨期末賬面價值除以總資產期末賬面價值之比；LEV為資產負債率，其值等于總負債期末賬面價值除以總資產期末賬面價值之比；CFO為經營凈現金流，其值等于當年經營性現金流量凈額除以年末資產總額；LOSS為啞變量，表示公司是否虧損，如果公司虧損，取值為1，否則為0；SIZE為公司規模，其值等于總資產期末賬面價值的自然對數。

四、 實證結果分析

（一）單變量分析

表1 Panel A 報告了我們回歸模型中主要變量的描述性統計。其中，AFEE的均值和中位數分別為13.061和13.071；FSIZE、FEM和FPCT的均值分別為0.46、0.37和0.131，這與Thiruvadi和Huang（2011）報告的FSIZE的均值為0.22，FEM的均值為0.20，FPCT的均值為0.06不一致，說明了我國上市公司比標準普爾小型股600的審計委員會性別多元程度高；CSIZE的均值和中位數分別為3.6和3.0，這與Ittonen等（2010）報告的CSIZE的均值為4.143，中位數為4不一致，說明我國上市公司審計委員會規模小于標準普爾500的公司。

Panel B對比分析了國有企業與非國有企業子樣本的特點和差異。我們可以發現，非國有企業AFEE的均值為 12.971，國有企業AFEE的均值為13.103，并在統計上具有顯著差異；非國有企業的FSIZE、FEM和FPCT的均值分別為 0.48、0.38和0.146，國有企業FSIZE的均值為0.46、FEM的均值為0.37，FPCT的均值為0.125，發現前者均值均大于后者，只有FPCT在統計上具有顯著差異，FSIZE和FEM并不具有統計上的顯著性。這些初步表明在非國有企業與國有企業中，審計性別多樣化對公司審計費用的影響作用是不同的。

Panel C對比分析了管理控制權強與管理控制權弱子樣本的特點和差異。我們可以發現，管理控制權弱的企業AFEE的均值為13.069，管理控制權強的企業AFEE的均值為12.999，并在統計上具有顯著差異；管理控制權弱的企業FSIZE、FEM和FPCT的均值分別為0.47、0.38和0.132，管理控制權強的企業FSIZE的均值為0.45，FEM的均值為0.35，FPCT的均值為0.128，發現前者均值均大于后者，并且均不具有統計上的顯著性。這些初步表明在管理控制權強與弱的企業中，審計委員會性別多樣化對公司審計費用的影響作用是不同的。

表2是主要變量相關系數表，從表中我們可以看出，審計委員性別多元化的變量FSIZE、FEM和FPCT均與AFEE在1%水平上顯著負相關。這一結果與前面的假設1相一致，即審計委員會性別多元化有利于公司審計費用的降低。這也與Ittonen等（2010）的結論是一致的。但是，審計委員會性別多元化的變量FSIZE、FEM和FPCT之間的相關性系數均在0.86以上，并且顯著正相關，可能會產生多重共線性問題，為此，在后面的回歸分析中采用把它們分別放入回歸模型中進行檢驗。在控制變量中，變量之間的相關系數最大的為0.294，初步表明了我們的回歸中不存在多重共線性問題。

（二）實證結果

表3為假設1的多元回歸結果。在模型（1）的回歸結果中，FSIZE的回歸系數為-0.034，并且在1%的水平上顯著，說明隨著審計委員會中女性董事規模的增加，公司的審計費用就會相應地降低；在模型（2）的回歸結果中，FEM的回歸系數為-0.047，并且在5%的水平上顯著，說明審計委員會存在至少一名女性董事，公司的審計費用就會降低；在模型（3）的回歸結果中，FPCT的回歸系數為-0.115，并且在5%的水平上顯著，說明隨著審計委員會女性董事比率的上升，公司的審計費用就會相應地降低。這些證據支持了本文的假設1，即審計委員會性別多元化與審計費用之間存在負相關關系。

在控制變量方面，REC 在10%的水平上顯著為正，說明公司的應收賬款比率越高，審計費用越高；LEV在1%的水平上顯著為正，說明公司負債比率越高，審計費用越高；CFO 在1%的水平上顯著為負，說明公司經營現金流越高，審計費用越低；LOSS在5%的水平上顯著為正，說明公司發生了經營虧損，審計費用越高；SIZE在1%的水平上顯著為正，說明公司的規模越大，審計費用越高。其他控制變量不顯著。

表4為假設2的多元回歸結果。模型（1）、模型（2）和 模型（3）是對國有企業審計委員會性別多元化與審計費用之間關系的檢驗。在模型（1）的回歸結果中，FSIZE的回歸系數為-0.022，沒有統計上的顯著性，說明在國有企業中，審計委員會女性董事規模與審計費用之間沒有顯著的影響關系；在模型（2）的回歸結果中，FEM的回歸系數為-0.035，沒有統計上的顯著性，說明在國有企業中，審計委員會存在至少一名女性董事與審計費用之間沒有顯著的影響關系；在模型（3）的回歸結果中，FPCT的回歸系數為-0.118，并且在5%的水平上顯著，說明在國有企業中，審計委員會女性董事比率與審計費用之間存在顯著為負的相關關系。這些證據表明了在國有企業中，審計委員會性別多元化對審計費用的影響有限。

模型（4）、模型（5）和 模型（6）是對非國有企業審計委員會性別多元化與審計費用之間關系的檢驗。在模型（4）的回歸結果中，FSIZE的回歸系數為-0.07，并且在1%的水平上顯著，說明在非國有企業中，審計委員會女性董事規模與審計費用之間存在顯著為負的影響關系；在模型（5）的回歸結果中，FEM的回歸系數為-0.086，并且在5%的水平上顯著，說明在非國有企業中，審計委員會存在至少一名女性董事與審計費用之間存在顯著為負的影響關系；在模型（6）的回歸結果中，FPCT的回歸系數為-0.159，并且在5%的水平上顯著，說明在非國有企業中，審計委員會女性董事比率與審計費用之間存在顯著為負的相關關系。這些證據表明了在非國有企業中，審計委員會性別多元化對審計費用有顯著的影響作用。

綜上國有企業與非國有企業審計委員會性別多元化與審計費用之間關系的結論，這些證據支持了本文的假設2，即審計委員會性別多元化與審計費用之間的負相關關系在非國有企業中要強于國有企業。

表5為假設3的多元回歸結果。模型（1）、模型（2）和 模型（3）是對管理控制權強的企業審計委員會性別多元化與審計費用之間關系的檢驗。在模型（1）的回歸結果中，FSIZE的回歸系數為-0.024，沒有統計上的顯著性，說明在管理控制權強的企業中，審計委員會女性董事規模與審計費用之間沒有顯著的影響關系；在模型（2）的回歸結果中，FEM的回歸系數為-0.026，沒有統計上的顯著性，說明在管理控制權強的企業中，審計委員會存在至少一名女性董事與審計費用之間沒有顯著的影響關系；在模型（3）的回歸結果中，FPCT的回歸系數為-0.104，沒有統計上的顯著性，說明在管理控制權強的企業中，審計委員會女性董事比率與審計費用之間沒有顯著的影響關系。這些證據表明了在管理控制權強的企業中，審計委員會性別多元化對審計費用沒有顯著的影響作用。

模型（4）、模型（5）和 模型（6）是對管理控制權弱的企業審計委員會性別多元化與審計費用之間關系的檢驗。在模型（4）的回歸結果中，FSIZE的回歸系數為-0.033，并且在5%的水平上顯著，說明在管理控制權弱的企業中，審計委員會女性董事規模與審計費用之間存在顯著為負的影響關系；在模型（5）的回歸結果中，FEM的回歸系數為-0.045，并且在5%的水平上顯著，說明在管理控制權弱的企業中，審計委員會存在至少一名女性董事與審計費用之間存在顯著為負的影響關系；在模型（6）的回歸結果中，FPCT的回歸系數為-0.109，并且在5%的水平上顯著，說明在管理控制權弱的企業中，審計委員會女性董事比率與審計費用之間存在顯著為負的影響關系。這些證據表明在管理控制權弱的企業中，審計委員會性別多元化對審計費用有顯著的影響作用。