黨組巡視會影響審計意見購買嗎？

張建平 李苗 張嵩珊

一、引言

巡視監督是上級對下級黨組織的政治監督。十八大后，黨中央高度重視巡視監督制度，在巡視范圍和內容、方法和手段以及范圍和力度等方面都進行了完善和創新，巡視制度逐步規范，巡視的制度建設和巡視工作的開展進入了全新階段。黨組巡視在黨風廉政建設中取得了良好效果，而目前國內學者多從其他的視角研究國家相關倡廉政策的實施效果，鮮有文獻研究巡視監督對我國企業直接產生的具體影響和經濟后果。本文選取2013-2017 年間上市國有企業為研究對象，利用Lennox(2000) 的審計意見購買模型檢驗巡視監督對企業的審計意見購買行為的影響。研究結果表明，巡視監督在一定程度上會降低國有企業審計意見購買的發生頻率，并能通過削弱政治關聯來抑制國企的審計意見購買行為；隨著巡視程度的加強，該抑制作用會增強。同時，當企業為了提升審計質量及良好的信號傳遞而進行審計師變更時，巡視監督監督效應能夠強化企業對變更的正向積極作用。

同時，現有的文獻主要集中于對審計意見購買的存在性（Krishnan，1994；Lennox，2000； 李 爽 等，2002；李青原等，2014；Newton 等，2016）、意見購買的動機（唐躍軍，2011；張利紅等，2013；謝?；鄣?，2018；李明睿，2019）、意見購買的途徑（Chow 等，1982；李爽和吳溪，2004； 周福源，2012； 張強，2015；唐躍軍，2017）和監管（吳聯生，2005；唐躍軍，2007、2008；耀友福，2018）等內容的研究。而對于是由哪種具體的行為或因素影響企業進行審計意見購買，卻鮮有探討。本文基于黨組織巡視監督這個視角展開對審計意見購買的影響研究，具有一定的創新性。

二、文獻回顧

1. 監管與審計意見購買。監管是抵制審計意見購買的重要方式，證監會、審計委員會等相關的監管機構，會通過對被監管公司的經濟活動、財務報表以及其他的異常重大事項的分析，并針對不同的公司、不同的收益等會采取不同的監管策略，從而實現對它們的監管。目前，一些文獻認為某些監管對審計意見購買行為在一定意義上并不能起到抑制作用。例如，Cushing（1999）認為對意見購買的嚴格監管所獲得的利益不一定會超過道德準則監督和實施監管所增加的管制成本。陸正飛、童盼（2003）通過實證分析發現，在證監會2001 年的14 號規則頒布后，具有審計意見購買動機的公司更能夠實現審計意見購買。李爽、吳溪（2004）通過檢驗發現監管誘致性審計師變更比自愿性審計師變更的審計定價水平更高。吳聯生（2005）通過建立動態博弈模型，分析發現不同的監管者對于變動收益下的審計意見購買行為的最優監管策略各不相同，但是對于固定收益下的最優監管策略大致相同，并認為最優監管策略并不能杜絕審計意見購買行為。而有些文獻則認為監管對審計意見購買能產生積極的抑制作用。通過從審計委員會的存在性、獨立性和勤勉程度三個方面進行研究，發現公司在董事會中設立審計委員會，并切實提高其獨立性和勤勉程度，可以在一定程度上制衡管理層的審計意見購買行為（唐躍軍，2008；左晶晶等，2013）。此外，媒體對審計意見購買也具有一定的監督治理作用。研究發現，媒體負面報道對公司的內部控制審計意見購買行為具有明顯的改善效果，可以減少審計意見購買行為（耀友福，2018； 周蘭等，2018）。 但僅僅依靠外部的監管既不充分也不經濟，所以審計師本身的道德也尤為重要，王春飛（2006）提出審計師能否恪守信用是減少審計意見購買的一道重要防線。

2. 巡視對國有企業的監督作用。現有文獻集中于對巡視監督進行定性分析，包括對巡視監督制度發展的探析和論述（陳燕，2016；謝撼瀾，2018；李伯超等，2019）；對黨內巡視監督的改革創新的研究（李小珊，2016；李英強等，2017；徐健等，2019）；還有些學者對巡視監督的效能進行了分析，鐘龍彪（2016）對在提升巡視監督效能中遇到的問題和進路進行了探討。而有關黨組織巡視的監督機制的實證研究較少。唐大鵬等（2017）經過實證檢驗，發現巡視中內部控制關注度會對被巡視單位產生影響，從而證明了巡視是推進行政事業單位內部控制建設的一個重要因素。作為一種獨立的監督機制，黨組織巡視監督能夠發揮其震懾作用，及時發現并整改有關思想政治、組織作風建設和黨風建設方面的問題，能夠使監事會監管成本降低，從根本上制約國有企業經營管理者的違規行為（段永傳等，2018）。孫德芝和郭陽生（2018）分析了巡視監督對公司的違規行為的直接影響，發現巡視監督能夠抑制企業的違規行為。通過構建國有企業監督體系，充分發揮黨組織在企業經營等方面的監督權，并對整改工作進行適時監督檢查，激活國企治理的活性。齊岳等（2018）采用事件研究法，對中央巡視組公布國有企業巡視結果后的市場反映進行了檢驗，發現投資者在市場的不同狀態下表現出不同的理性程度，而且巡視結果的公布對于不同行業的影響不同，如對制造業以及能源行業國有企業的收益率具有負向影響，而對運輸業以及鋼鐵行業的影響并不顯著。然而，鮮有文獻直接研究巡視對審計意見購買產生的經濟后果和影響。

表1 變量定義

表2 描述性統計

三、研究假設

十八大后國內的很多學者都對反腐倡廉政策所產生的效應進行了分析。鐘覃琳等（2016）以十八大召開后展開的一系列倡廉行動為背景，通過對上市公司的商旅招待費水平的檢驗，發現倡廉行動能夠提高公司績效，并通過渠道效應的研究發現，其是通過作用在加快資產周轉率、提高生產效率等渠道上，最終體現在企業的績效上。王茂斌和孔東民（2016）也對十八大前后中國上市公司的治理情況進行了探討，發現十八大后上市公司高管的薪酬敏感性顯著提高了。王賢彬等（2017）以地方高級官員被查落馬事件為外生沖擊，研究發現高官落馬產生的震懾效應能顯著降低固定資產投資規模，能夠提高企業的投資效率，改善投資資源的配置效率。而巡視作為黨內監督的一種重要實現方式，可以為倡廉行動提供實現的路徑。一方面，國有企業開展的內部巡視是企業加強黨建的重要措施，也是推進依法治企的內在要求，在實踐中也證明了其對國有企業的違規、違紀等行為具有一定的抑制作用。國有企業以巡視巡察的方式在內部進行全面“體檢”，從嚴查處違規違紀行為，及時發現企業在生產經營中存在的突出問題，并及時糾正（肖孝飛，2017）。另一方面，監察法在十九大之后明確將實現國有企業監察全覆蓋的納入行動行列。盛丹和劉燦雷（2016）研究發現外部監管不僅能改善國有企業的經營績效，還能提高國有企業的改制成效。唐大鵬等（2017）實證檢驗了巡視反饋中的相關問題的內控關注度對被巡視單位的 “威懾效應” 和 “說服效應”。巡視監督能顯著減少國企違規的發生頻率，而且能減輕違規嚴重程度（孫德芝等，2018）。

基于以上研究以及對監管與審計意見購買的相關文獻回顧，筆者認為，巡視監督能夠弱化企業的審計意見購買行為的可能原因是：一方面，被巡視單位根據整改建議采取一系列手段進行整改后，企業本身內部的治理環境和經營狀況得到改善，審計意見得到合理的完善，管理者沒有動機進行審計意見購買；另一方面，巡視作為一種監督，會增加企業的審計意見購買風險，況且基于巡視組對被巡視單位產生的威懾作用，會使管理者更加謹慎地考慮是否選擇購買審計意見。然而，巡視監督有可能會強化審計意見購買行為?；趪蟾吖苊媾R的業績考核壓力的視角，加上巡視組通過“回頭看” 等方式對被巡視單位監督問題的整改落實情況進行檢驗，以強化管黨治黨政治責任、監督責任和企業發展。因此，當被巡視單位無法有效落實巡視整改建議，而這些需要整改的事項又會直接或間接影響企業審計報告，同時面對著 “回頭看” 的壓力，企業責任主體恐于受到指責和懲處，可能會促使企業為了獲取 “不清潔”的審計意見而進行審計意見購買。據此，本文提出假設H1：

H1a： 在其他條件不變得情況下，巡視監督會抑制審計意見購買行為；

上述土箱產繭法，管理簡單，操作方便，其優勢：一是大大節約池塘養殖成本；二是便于觀察水蛭產繭期間的溫度、濕度，天敵等動態情況；三是避免自然孵化條件下鳥、魚等自然天敵對水蛭幼體的捕食，強烈的日光、暴雨等條件對水蛭卵繭孵化的制約，使水蛭產繭能夠在較為穩定的條件下孵化，可以有效提高孵化速度和孵出率；四是統一孵化時間，可有效減少孵出幼體的差異，利于集中管理與采集，提高資源有效利用率。所以我們采用的土箱產繭法，大大提高了水蛭產繭的孵化速度與孵化率，同時也縮短了幼苗到成品蛭的生長周期。

H1b： 在其他條件不變得情況下，巡視監督會強化審計意見購買行為。

（二）政治關聯在巡視對公司審計意見購買行為影響中的作用

研究發現，政治關聯會影響企業財務報告的可靠性，從而影響公司外部審計師的選擇和審計意見購買等。鄭軍（2010）認為對于前一期被出具非標意見的公司來說，政治關系可以幫助公司通過現任審計師實現審計意見購買（通過政治關系向現任審計師施壓實現）。劉啟亮等（2010）發現政治聯系與私人關系的合謀確實能給客戶帶來較為有利的審計意見。對于既定的盈余質量，有政治關聯的國企，獲得非標審計意見的概率會顯著降低，這說明政治關聯可能會導致審計意見購買等其他合謀行為（杜興強，2011）。

隨著監管和懲處力度的加大，與企業有政治關聯的高官會減少與企業的利益聯系，以防被監管者發現。2012 年（十八大）之后，與沒有政治關聯的公司相比，有政治關聯的公司被出具標準無保留審計意見的概率顯著降低（陳勝藍等，2018）。外部監管和制度環境的改善，能夠削弱政治關聯的效果。腐敗治理可能抑制企業的尋租動機，促使企業擺脫政治關聯依賴，從而進行公平的市場競爭（余鵬翼等，2018）。企業的政治關聯行動與獨立審計質量負相關，但是較完善的制度環境以及合理有效的政府市場干預可以降低這種負相關（華瑩瑩，2019）。中央和?。▍^、市）黨委根據相關規定，通過建立專門機構展開的巡視，會大大抑制企業想要尋求政治庇護的積極性，從而抑制企業想要通過政治關聯實現審計意見購買的行為。據此提出假說H2：

表3 相關性分析

H2：企業高管政治關聯越強，巡視對審計意見購買的抑制作用越大。

四、研究設計

（一）樣本選擇和數據來源

十八大后，巡視工作的開展進入了全新階段，巡視制度逐步得到規范和完善，因此選擇2013 年作為樣本數據的開始年份能夠較為準確地反映出巡視成果。本文借助中央紀委監察部網站、人民網、百度引擎等，手工收集并整理了2013-2017 年被巡視的國有企業集團及其下屬單位作為被巡視的國企名單樣本，并通過國泰安CSMAR 數據庫搜集其他的相關數據。同時，本文還對研究樣本做了以下處理：剔除ST 和ST＊ 的公司；剔除金融保險業的企業；剔除有變量數據缺失的樣本；部分變量按1% 的比例進行縮尾處理，最后篩選得到4241 個研究樣本。

（二）變量定義

1. 被解釋變量。本文選取審計師變更作為因變量，參照翟勝寶等（2016）分析師跟蹤對是否會弱化（強化）審計意見購買行為的研究，用啞變量審計師變更Sit表示，當國企當年發生審計師變更時，賦值為1，否則為0。

2. 解釋變量。OP 表示獲得不清潔審計意見的概率之差。Insp 表示國有企業當年是否受到黨組織巡視的虛擬變量，是為1，否為0，為了避免自相關問題，在這里所用的巡視變量都做了滯后一期處理。OP×Insp：獲得不清潔審計意見的概率之差和國有企業當年是否受到黨組織巡視的交互變量，其系數就是本文所考察的巡視監督對審計意見購買行為的影響效應。

OP 的具體計算過程如下：首先借鑒 Lennox ( 2000) 提出的審計意見估計模型，建立模型（1）：

表4 巡視監督與審計意見購買回歸結果

表5 審計師行業專長、巡視監督與審計師變更的回歸結果

通過回歸計算出模型（1）中的各個變量系數α，然后再將其帶入模型（1）中就可以計算出Qsit的預測值。然后運用（2）和（3）公式運算得出公司變更和不變更審計師時分別被出具不清潔的審計意見的概率。不清潔審計意見的概率之差OP 即為：

3.調節變量。借鑒孫德芝（2018）、應千偉等（2016）對企業高管是否存在政治關聯的分組，本文對治理層和管理層曾任或現任人大代表、政府機構部門、地方委員等國有企業定義為存在政治關聯組Relation，取值1，其他情況為0。

4. 控制變量。參照已有的相關研究文獻，本文設置如下變量作為控制變量：用主營業務收入增長率（Grow）代表公司的成長性、用資產負債率（Lev）代表公司的財務風險、償債能力（Ito、AccRec）、用資產收益率（Roa）代表公司的盈利能力、用公司總資產的自然對數（Size）表示公司規模，本文還控制了董事會規模（Board）、獨立董事比例（IndDir）、流動比率（Cr）、產權比率（Er）、現金流（CF）。具體如表1 所示。

（三）模型設定

為了判斷樣本公司是否進行了審計意見購買，建立模型（4），當β1＜0 時，即OP 與審計師變更Sit呈負相關，就意味著公司成功實現了審計意見購買。

本文參照盧闖等（2015）和謝?；鄣龋?018）的研究模型，剔除了沒有受到巡視監督的國有企業，只針對受到巡視的企業進行巡視年份前后的政策效應研究，并將巡視監督的監督效應全部滯后一期，設定巡視變量（Insp），如果當年企業受到黨組的巡視巡查，則將實施后的年份的Insp變量全部取值為1，未實施的年份為控制組，取值為0。結合不清潔審計意見的概率后得到如下雙重差分模型：

表6 巡視程度對審計意見購買的影響

表7 匹配后的巡視監督與審計意見購買回歸結果

當β4＞0 時，即獲得不清潔審計意見的概率之差OP 與巡視監督Insp的交互項和審計師變更Sit呈正相關，那么就說明巡視監督會弱化審計意見購買；而當β4＜0 時，即OP 與Insp的交互項呈負相關關系，那么就意味著巡視監督會強化企業的審計意見購買行為。

五、實證結果與分析

（一）描述性統計分析

表2 為主要變量的描述性統計結果。由表2 可知，Sit的均值為0.120，說明樣本中的國有企業審計師變更頻率為12%；Insp 的均值為0.134，中位數為0.341，說明在樣本期間被巡視的國有企業并不是很多。Lev 的均值為0.500，說明樣本企業的平均負債率為50%，表明了樣本企業的資產負債率處于比較適中的水平；IndDir的均值為0.370，符合國有企業上市公司的獨立董事人數至少要占所有董事的三分之一的規定；Cf 的均值為0.040，中位數為0.070，說明樣本企業的現金流處于正常水平。

（二）相關性分析

主要變量的相關性檢驗結果如表3 所示。從表中的數據來看，由于未加入其他變量和未控制行業年份，所以當年的不清潔審計意見與審計師變更沒有顯著作用，同時巡視監督與審計師變更沒有明顯關系。此外，所有變量間的相關系數大部分小于0.5，表明模型較為合理，不存在嚴重的多重共線性問題。

（三）回歸分析

表4 報告了模型（4）和模型（5）的回歸結果。模型（4）的回歸結果列（1）表明，不清潔審計意見的概率之差OP 與審計師變更的估計系數為-1.574，且在1% 水平上顯著相關，說明當審計師變更會引起公司被出具不清潔的審計意見的概率降低時，公司會選擇變更審計師，從而達到購買審計意見的目的。反之，若審計師變更使公司獲得不清潔審計意見的概率增大，那么公司會選擇繼續聘用原來的審計師。所以，模型（4）的回歸結果證明了公司為了避免獲得不清潔的審計意見，會通過變更審計師實現審計意見購買。

表8 巡視監督與替代變量的回歸結果

表9 巡視程度與替代變量的回歸結果

為了驗證巡視監督對審計意見購買行為的影響，在模型（4）中加入了Insp 和OP×Insp 構成了模型（5）。從模型（5）的回歸結果列（2）可以發現，不清潔審計意見的概率之差和巡視監督變量的交互項系數為0.801（p＜ 0.1），交互項系數顯著為正，說明了如果審計師變更會導致公司獲得的不清潔審計意見概率降低，巡視監督能夠以其執紀問責力度和高壓態勢來抑制公司管理層通過審計師變更獲得更有利的審計意見的動機；如果審計師變更會導致公司獲得的不清潔審計意見概率上升，那么巡視監督會強化公司繼續聘用原審計師的行為。該結果證明了假設H1a 而非H1b，即在其他條件不變得情況下，巡視監督會抑制審計意見購買行為。列（3）是無政治關聯企業的回歸結果，可以發現不清潔審計意見的概率之差和巡視監督變量的交互項系數為正，但是不顯著。而列（4）反映的有政治關聯企業的回歸結果表明，不清潔審計意見的概率之差和巡視監督變量的交互項系數為正而且在10% 的水平顯著。這說明了，巡視監督對審計意見購買行為的抑制作用會隨著政治關聯強度的增大而增大。從而驗證了假設H2。

六、進一步檢驗

（一）審計師行業專長、巡視監督與審計師變更

由于審計業務范圍的不斷擴大和輪換體系的建立，審計服務質量受到會計師事務所的行業專長、技術、規模和聲譽等影響，當企業對審計服務要求提升時，通常會選擇更換具有較高質量水平的事務所來滿足其經營發展需要。因此，審計師變更可能是由于繼任審計師擁有更高的專業知識和勝任能力，企業認為變更后的審計師能利用其職業能力為企業提供更高水平的鑒證業務。在此借鑒仉立文、張立民（2019）的做法，建立如下模型：

其中Spe 為審計師專長，為了檢驗巡視監督的影響，在模型（6）中加入巡視監督變量Insp 和審計師專長與巡視監督的交互變量Spe×Insp，構建如下模型：

從表5 中的結果來看，審計師的行業專長（Spe） 與審計師變更（Switch）關系不顯著，說明審計師的行業勝任能力與審計師的變更不存在顯著關聯性，即審計師的行業專長不是導致審計師變更的主要原因。從（2）列可以看出，加入巡視監督影響作用后，Spe×Insp 與Switch 的系數為0.803 且在10% 水平上顯著正相關，即巡視監督能夠強化企業由于尋求更高質量、專業性更強的審計師而進行審計師變更的行為，也從側面反映出了在脫離巡視監督管理的情況下，企業進行審計師更換并不是追求高質量的審計，而是為了達到購買審計意見的目的。

（二）巡視程度與審計意見購買

對被巡視單位的巡視進程的差異，可能會影響到巡視對審計意見購買行為的抑制程度，所以為了進一步探究巡視監督對審計意見購買的抑制作用，本文采用Inspexe 變量代表巡視程度，其定義為：如果當年公布啟動巡視，則為1，當年公布完成巡視，則為2，公布對國企進行回訪，即進行巡視 “回頭看”，則賦值為3，否則為0。并采用Logit 和Probit 回歸分別進行巡視程度對企業進行審計意見購買的影響的檢驗，將審計師變更與獲得不清潔審計意見的概率之差OP與巡視強度進行交乘回歸。表6 中第（1）、（3）兩列反映的是審計師變更與OP×Inspexe 的回歸結果。從表中的結果來看，OP×Inspexe 在兩種回歸方式下都是在10% 水平上顯著正相關，說明了加強巡視監督的監督審查力度可以抑制企業的審計意見購買行為，并且巡視程度越大，其監督效應越強。

七、穩健性檢驗

為驗證假設，保證研究結論的可靠性，本文做了如下的穩健性檢驗：

（一）傾向得分匹配

本文采用PSM 傾向性匹配作為檢驗。本文的實驗組為受到巡視的上市企業在巡視年以及以后年份，取值為1，而該類公司在被巡視前的年份為對照組，按1：1 進行了無放回匹配，分別選取資產負債率（Lev）、資產收益率公司規模（Roa）、企業成長性（Growth）、企業現金流（Cf）、公司規模（Size）5 個特征變量用于匹配，逐一剔除沒有匹配到的上市國企，最終得到1052 個匹配樣本。

從表7 可以看出， 匹配后的OP×Insp 的相關系數與匹配前的相比，并沒有顯著差異。無論是匹配前還是匹配后，在全樣本中巡視監督前OP 的相關系數均顯著為負，而在加入巡視監督后，不清潔審計意見的概率之差OP 與巡視監督Insp 的交互項系數均為正數；匹配后的無政治關聯組的交互項系數為正，但依然不顯著，而有政治關聯組的交互項系數為正并依然在10%的水平上顯著。匹配前后，結論具有一致性，較好地支撐了假設。

（二）變量替代

為了增強研究結論的穩健性，借鑒仉立文等（2019）、翟勝寶等（2016）的做法，使用預期符合正太分布的審計意見的擬合值（OP1）替代OP 進行檢驗，構造模型如下：

從表8 可以看出，在加入巡視監督變量前，審計師變更與OP1的相關系數為-0.914，并在1% 的水平上顯著為負，說明了國有企業進行了審計意見購買。而加入巡視監督變量后，審計師變更與OP1×Insp 的交互項的系數是0.670，系數為正；與無政治關聯組相比，有政治關聯組的OP1×Insp 顯著性較強。從表9 可以看出，OP1×Inspexe 在兩種回歸方式下均在5% 的水平上顯著正相關，說明了巡視程度越大巡視監督的監督審查功能對企業的審計意見購買行為抑制作用越強，其監督效應越大，這與OP×Insp 的結果無顯著差異。表明了使用預期審計意見的擬合值之差作為替代變量，結論仍然成立。

八、研究結論

本文通過選取2013-2017 年的巡視監督的數據，運用 Lennox（2000）的審計意見購買模型，以及構建的雙重差分模型，研究了巡視監督對企業審計意見購買行為的影響。研究結果顯示：巡視監督會弱化不清潔的審計意見對被巡視單位的消極影響，降低被巡視的企業購買審計意見的動機，即巡視監督對企業的審計意見購買行為具有抑制作用，且在企業存在政治關聯時的抑制作用較為明顯。同時通過PSM 檢驗、變量替換等檢驗，發現結論具有一致性，從而證明了結論的可靠性。通過進一步研究發現巡視監督能夠促進影響企業為了追求高質量審計而進行審計師變更的行為。此外，巡視程度越大，其抑制企業審計意見購買行為更強，可見巡視監督作為一種監督利劍確實能夠起到治理公司的作用。

為了更好的發揮巡視的監督效應，并基于本文的研究結論，提出以下兩點建議：一是建立并完善相關的企業內部制度。國有企業應有完善的與巡視制度 “遙相呼應” 并 “協同治理” 的制度和機制，既要明確巡視與企業內部監督的界限，又要協同治理，從而更加完善國有企業的監督體系，規范國企管理，堵塞監管漏洞，通過巡視整改幫助解決審計意見購買等阻礙企業發展的違法違規行為。二是完善巡視制度。巡視前、巡視中、巡視后都要有完善的制度約束，巡視前要有完善的制度明確巡視的對象、內容、時間、方式等，巡視中要有明確的制度約束巡視組自身的行為，巡視后的“回頭看” 工作也要緊抓、落實，高質量推進巡視全覆蓋，促進國企的深化改革。