審計(jì)委員會特征對企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響研究

王冠青 郜攀峰

摘?要：本文以2013-2018年滬深兩市A股上市的1645個(gè)上市公司為樣本，用實(shí)證方法研究了審計(jì)委員會特征對企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響，并采用“中介效應(yīng)”因果分析模型研究了內(nèi)部控制質(zhì)量對兩者關(guān)系的影響。實(shí)證結(jié)果表明，審計(jì)委員會特征中的獨(dú)立性、專業(yè)性對企業(yè)財(cái)務(wù)績效具有顯著的正向影響，而審計(jì)委員會規(guī)模對企業(yè)財(cái)務(wù)績效無顯著影響。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制質(zhì)量在審計(jì)委員會獨(dú)立性、專業(yè)性對企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響過程中具有中介效應(yīng)。上述研究結(jié)果在替換企業(yè)財(cái)務(wù)績效變量以及使用工具變量法克服內(nèi)生性問題后依然穩(wěn)健。

關(guān)鍵詞：審計(jì)委員會特征；企業(yè)財(cái)務(wù)績效；內(nèi)部控制質(zhì)量；中介效應(yīng)

中圖分類號：F27?????文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A??????doi：10.19311/j.cnki.16723198.2023.12.026

0?引言

2002年，證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司治理準(zhǔn)則》規(guī)定“上市公司董事會可以設(shè)立審計(jì)委員會”。2008年，財(cái)政部會同證監(jiān)會等部門制定了《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》，其中明確規(guī)定企業(yè)應(yīng)當(dāng)在董事會下設(shè)立審計(jì)委員會。由“可以”設(shè)立到“應(yīng)當(dāng)”設(shè)立，審計(jì)委員會的重要性得到進(jìn)一步提升。2021年為適應(yīng)新時(shí)代經(jīng)濟(jì)與管理的發(fā)展需要，《公司法》再次拉開大修序幕。根據(jù)公布的《公司法》草案來看，增加了審計(jì)委員會可以整合吸收監(jiān)事會部分職能并可以替代監(jiān)事會的規(guī)定，如草案通過，審計(jì)委員會的地位將在法律層面得到強(qiáng)化。審計(jì)委員會是公司治理結(jié)構(gòu)中一項(xiàng)重要的制度安排，它作為董事會中的一支獨(dú)立的財(cái)務(wù)力量，有助于改善外部審計(jì)質(zhì)量、監(jiān)督內(nèi)部審計(jì)工作，并通過審查和評估財(cái)務(wù)信息披露與內(nèi)部控制制度來完善公司治理結(jié)構(gòu)，最終助力完成企業(yè)戰(zhàn)略目標(biāo)，實(shí)現(xiàn)股東財(cái)富最大化。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，相關(guān)研究主要圍繞審計(jì)委員會的設(shè)立及特征對公司治理與內(nèi)部控制的影響展開討論（陳漢文等，2020；周冬華等，2022），鮮有文獻(xiàn)關(guān)注審計(jì)委員會特征對企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響。因此，審計(jì)委員會特征對企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響及其作用機(jī)制缺乏經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支撐。

本文以2013-2018年滬深兩市A股上市公司為樣本，從審計(jì)委員會的獨(dú)立性、專業(yè)性和規(guī)模對企業(yè)財(cái)務(wù)績效進(jìn)行相關(guān)性研究，驗(yàn)證內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)財(cái)務(wù)績效的作用機(jī)制。希望從審計(jì)委員會的角度為上市公司建立和完善公司治理結(jié)構(gòu)提供有益參考，引導(dǎo)企業(yè)通過有效的公司治理體系，實(shí)現(xiàn)提質(zhì)增效的目標(biāo)，提高市場競爭力。

1?文獻(xiàn)綜述

1.1?審計(jì)委員會特征對內(nèi)部控制質(zhì)量的影響

公司治理的問題一直受到學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界的重視，審計(jì)委員會是公司治理的重要組成部分，審計(jì)委員會特征作為內(nèi)部控制質(zhì)量以及財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量的影響因素也受到了比較廣泛的關(guān)注。相關(guān)研究文獻(xiàn)當(dāng)中，審計(jì)委員會特征主要選擇獨(dú)立性、專業(yè)性以及規(guī)模三個(gè)維度。首先是審計(jì)委員會的獨(dú)立性維度，研究發(fā)現(xiàn)公司股東經(jīng)常從自身的關(guān)系網(wǎng)中任命董事，而這種特殊關(guān)系會對審計(jì)委員會的監(jiān)督質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)面影響（Bruynseds和Caidinaeis，2014；胡明霞和羅珊梅，2022）；同時(shí)，審計(jì)委員會的獨(dú)立性對內(nèi)部控制缺陷的披露以及修復(fù)具有比較顯著的影響作用（許江波和賀小丹，2016；朱彩婕和劉長翠，2017），說明審計(jì)委員會獨(dú)立性對企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量具有正向影響。其次是審計(jì)委員會專業(yè)性維度，研究認(rèn)為審計(jì)委員會構(gòu)成人員具有財(cái)會領(lǐng)域的專業(yè)素養(yǎng)或者具有財(cái)會方面的工作經(jīng)驗(yàn)，可以有效落實(shí)審計(jì)委員會的功能（陳文娟和陳漢文，2016），同時(shí)，審計(jì)委員會人員具備IT專長（周冬華等，2022）、海歸背景（周澤將等，2020）也顯著提升了內(nèi)部控制質(zhì)量。最后，審計(jì)委員會規(guī)模維度的相關(guān)研究，王振秀（2017）認(rèn)為審計(jì)委員會的規(guī)模與內(nèi)部控制缺陷之間顯著負(fù)相關(guān)，且在國有企業(yè)中負(fù)相關(guān)更為顯著；而劉怡芳等（2014）使用迪博內(nèi)部控制指數(shù)度量內(nèi)部控制有效性時(shí)，發(fā)現(xiàn)審計(jì)委員會規(guī)模對內(nèi)部控制質(zhì)量的回歸結(jié)果并不顯著；Kipkoech（2016）以肯尼亞內(nèi)羅畢證券交易所的上市公司為樣本，認(rèn)為在規(guī)模較小的企業(yè)中，審計(jì)委員會在工作中缺少相關(guān)專家的指導(dǎo)，而在規(guī)模太大的企業(yè)當(dāng)中則會有“搭便車”的現(xiàn)象發(fā)生。根據(jù)以上文獻(xiàn)研究可以看出，審計(jì)委員會獨(dú)立性和專業(yè)性對提高內(nèi)部控制質(zhì)量具有積極的影響，而審計(jì)委員會規(guī)模對內(nèi)部控制的影響還需要進(jìn)一步研究。

1.2?內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響

國內(nèi)外學(xué)者對內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)財(cái)務(wù)績效之間的關(guān)系做了大量的研究，Orhan和Graham（2017）研究發(fā)現(xiàn)，在排除其他因素干擾的情況下企業(yè)內(nèi)部控制越有效，客戶和員工的滿意度就越高，從而顯著提升企業(yè)財(cái)務(wù)績效。Alexander?等（2013）認(rèn)為內(nèi)部控制制度可以提高公司運(yùn)營效率和維護(hù)資產(chǎn)有效性，進(jìn)而提升的企業(yè)經(jīng)營效果。葉陳剛等（2016）以中國A股上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)績效具有顯著正相關(guān)關(guān)系；進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，民營企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)績效具有顯著的正向影響，國有企業(yè)則不存在顯著相關(guān)關(guān)系。同時(shí)，信息透明度較低的上市公司，內(nèi)部控制質(zhì)量對公司業(yè)績的正向影響更加明顯（高影等，2019）。史歌和袁建華（2021）研究發(fā)現(xiàn)，行之有效的內(nèi)控制度能夠顯著的提高我國農(nóng)業(yè)上市公司的財(cái)務(wù)業(yè)績。而且，內(nèi)部控制質(zhì)量在混合所有制改革（丁華和楊瑩，2022）、股權(quán)激勵(lì)（易文豐和龔思益，2020）、財(cái)務(wù)共享（劉婭和干勝道，2021）、創(chuàng)新投入（梁麗娟和劉朵麗，2022）等方面對企業(yè)財(cái)務(wù)績效發(fā)揮正向影響。另外，提高內(nèi)部控制質(zhì)量能夠緩解融資約束對企業(yè)績效的負(fù)向影響（李詠梅等，2021），降低新冠肺炎疫情對企業(yè)績效的沖擊（鄭莉莉和劉晨，2021）。基于以上研究，本文以內(nèi)部控制質(zhì)量作為中介變量，探討審計(jì)委員會特征對財(cái)務(wù)績效的影響。

2?理論分析與研究假設(shè)

獨(dú)立性和客觀性是董事會對企業(yè)管理層有效監(jiān)督的基礎(chǔ)，而董事會的獨(dú)立程度與外部董事在董事會中所占比例密切相關(guān)?；诖砝碚?，相關(guān)學(xué)者做了大量的研究，支持者如王躍堂等（2006）研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事比例和公司績效顯著正相關(guān)。同時(shí)，獨(dú)立性也是審計(jì)委員會的靈魂，但是學(xué)術(shù)界直接研究審計(jì)委員會獨(dú)立性對財(cái)務(wù)績效影響的文章很少，審計(jì)委員會作為董事會下設(shè)的專業(yè)委員會，參考董事會獨(dú)立性的相關(guān)研究，本文提出如下假設(shè)：

H1a：審計(jì)委員會獨(dú)立性對企業(yè)財(cái)務(wù)績效具有顯著的正向影響。

2018年中國證監(jiān)會修訂并頒布的《上市公司治理準(zhǔn)則》中規(guī)定，審計(jì)委員會的召集人應(yīng)當(dāng)為會計(jì)專業(yè)人士。審計(jì)委員會主要負(fù)責(zé)公司有關(guān)財(cái)務(wù)報(bào)表披露和內(nèi)部控制過程的監(jiān)督，具有豐富財(cái)務(wù)知識和經(jīng)驗(yàn)的審計(jì)委員會成員，能夠?qū)ω?cái)務(wù)相關(guān)的專業(yè)問題做出更有效的判斷。鄭立冬等（2013）發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事成員中擁有更多的財(cái)務(wù)專業(yè)背景人員對公司投資效率會產(chǎn)生顯著的提升作用，還會在很大程度上提高企業(yè)價(jià)值。據(jù)此本文提出如下假設(shè)：

H1b：審計(jì)委員會專業(yè)性對企業(yè)財(cái)務(wù)績效具有顯著的正向影響。

高質(zhì)量的審計(jì)委員會可以有效發(fā)揮監(jiān)督功能（陳文娟和陳漢文，2016），而審計(jì)委員會的規(guī)模越大，則意味著可能有更多的人力投入到企業(yè)的監(jiān)督工作中，從而能夠更加有效的發(fā)揮審計(jì)委員會的職能。但是審計(jì)委員會規(guī)模過大可能會導(dǎo)致成員之間溝通和協(xié)調(diào)困難，遇到事情相互推諉，決策時(shí)出現(xiàn)“搭便車”等問題。已有研究發(fā)現(xiàn)審計(jì)委員會規(guī)模對會計(jì)穩(wěn)健性（鄒潤玲等，2014）、內(nèi)部控制重大缺陷修復(fù)（王莉莉，2021）的影響不顯著，基于上述研究，本文提出如下假設(shè)：

H1c：審計(jì)委員會規(guī)模對企業(yè)財(cái)務(wù)績效無顯著影響。

重大內(nèi)部控制缺陷越多的公司，其陷入財(cái)務(wù)困境的可能性越大，加強(qiáng)企業(yè)內(nèi)部控制建設(shè)能有效規(guī)避企業(yè)財(cái)務(wù)困境（李萬福等，2012）。同時(shí)宮義飛和謝元芳（2018）也發(fā)現(xiàn)相比不存在內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)，存在內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)其盈余持續(xù)性較低，企業(yè)對內(nèi)部控制缺陷進(jìn)行整改后內(nèi)部控制質(zhì)量提高，盈余持續(xù)性也進(jìn)一步提高。而審計(jì)委員會獨(dú)立性越高，內(nèi)部控制存在設(shè)計(jì)缺陷和執(zhí)行缺陷的可能性越??；同時(shí)審計(jì)委員會專業(yè)性越強(qiáng)，內(nèi)部控制存在設(shè)計(jì)缺陷的可能性也越?。ǘ苣群椭熘拘郏?012）。基于以上研究，本文提出如下假設(shè)：

H2a：內(nèi)部控制質(zhì)量在審計(jì)委員會獨(dú)立性與企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響中具有中介效應(yīng)。

H2b：內(nèi)部控制質(zhì)量在審計(jì)委員會專業(yè)性與企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響中具有中介效應(yīng)。

3?變量選擇與研究設(shè)計(jì)

3.1?樣本選取與數(shù)據(jù)來源

隨著《關(guān)于2012年主板上市公司分類分批實(shí)施企業(yè)內(nèi)部控制規(guī)范體系的通知》的發(fā)布，標(biāo)志著對上市公司加強(qiáng)內(nèi)部控制建設(shè)，完善內(nèi)部控制制度與提升信息披露質(zhì)量有了強(qiáng)制性的規(guī)定，因此本文選擇了2013-2018年滬深兩市A股上市公司作為研究樣本。為了保證樣本數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性和代表性，本文對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了以下篩選：（1）剔除金融類上市公司；（2）剔除ST和*ST等經(jīng)營異常的公司；（3）剔除樣本期間內(nèi)相關(guān)變量缺失的樣本。最終得到1645家公司，共計(jì)6002個(gè)觀測值。為了消除極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量1%～99%之外的極端值進(jìn)行縮尾（Winsorize）處理。本文內(nèi)部控制質(zhì)量指數(shù)來自于迪博公司內(nèi)部控制與風(fēng)險(xiǎn)管理庫，其余數(shù)據(jù)來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)整理與檢驗(yàn)過程主要利用的軟件包括Stata17.0和Excel2019。

3.2?變量定義與模型構(gòu)建

3.2.1?變量定義

（1）被解釋變量。

企業(yè)財(cái)務(wù)績效有多種衡量指標(biāo)，最常用的包括總資產(chǎn)收益率（ROA）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、托賓Q值以及經(jīng)濟(jì)增加值（EVA）等。由于托賓Q值對資本市場的要求較高，而我國資本市場并不完善，而經(jīng)濟(jì)增加值的計(jì)算需要對財(cái)務(wù)報(bào)表項(xiàng)目進(jìn)行調(diào)整，很難保證數(shù)據(jù)的可靠性，因此本文采用總資產(chǎn)收益率（ROA）與凈資產(chǎn)收益率（ROE）兩個(gè)指標(biāo)作為衡量企業(yè)財(cái)務(wù)績效的指標(biāo)。

（2）解釋變量。

根據(jù)以上研究假設(shè)，本文采用審計(jì)委員會獨(dú)立性（INDP）、審計(jì)委員會專業(yè)性（PRO）、審計(jì)委員會規(guī)模（ACSIZE）三個(gè)變量，對審計(jì)委員會的特征進(jìn)行衡量。

（3）中介變量。

內(nèi)部控制質(zhì)量有多種衡量標(biāo)準(zhǔn)，李萬福等（2011）用公司內(nèi)部控制是否存在重大缺陷作為判斷內(nèi)部控制的標(biāo)準(zhǔn)質(zhì)量；方紅星和李金娜（2013）以是否獲得標(biāo)準(zhǔn)意見的內(nèi)部控制鑒證報(bào)告，內(nèi)部控制自我評價(jià)報(bào)告中披露內(nèi)部控制是否具有重大缺陷，以及是否有顯著表明內(nèi)部控制目標(biāo)未實(shí)現(xiàn)的情形來衡量內(nèi)部控制質(zhì)量；深圳市迪博企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管理技術(shù)有限公司自2008年起發(fā)布中國上市公司內(nèi)部控制白皮書以綜合評價(jià)企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量（以下簡稱“迪博內(nèi)部控制指數(shù)”）。該指數(shù)以多個(gè)指標(biāo)綜合度量內(nèi)部控制質(zhì)量，被眾多研究所引用。因此，本文以迪博內(nèi)部控制指數(shù)為基礎(chǔ)生成變量ICQ作為企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的代理變量。該指數(shù)越大，說明公司內(nèi)部控制質(zhì)量越高。

（4）控制變量。

根據(jù)影響審計(jì)委員會特征與企業(yè)財(cái)務(wù)績效的因素，本文將包括資本結(jié)構(gòu)（LEV）、公司規(guī)模（ASS）、公司成長能力（GRO）、股權(quán)集中度（CRONE）、股權(quán)制衡度（ER）、兩職是否合一（Dual）、審計(jì)意見（Op）、管理層持股比例（Share）、機(jī)構(gòu)投資者持股比例（INSTT）、現(xiàn)金比率（MP）作為控制變量，并對年度、行業(yè)和個(gè)體加以控制。

上述被解釋變量、解釋變量、中介變量以及控制變量的具體說明見表1。

3.2.2?模型構(gòu)建

為了檢驗(yàn)本文的假設(shè)H1，采用如下回歸模型：

PERit=α0＋α1ACCit＋∑Control＋ε（1）

模型（1）中，PERit代表第t期、i企業(yè)的財(cái)務(wù)績效，實(shí)證分析中指的是ROA，穩(wěn)健性檢驗(yàn)中指的是ROE；ACCit代表第t期、i企業(yè)的審計(jì)委員會特征，具體包括INDP、PRO、ACSIZE三個(gè)變量；Control代表控制變量；ε代表隨機(jī)擾動項(xiàng)。

此外，為了分析假設(shè)H2中的中介效應(yīng)，本文根據(jù)Baron和Kenny（1986）以及溫忠麟和葉寶娟（2014）對中介效應(yīng)的檢測提出的逐步檢驗(yàn)法，結(jié)合本文研究的假設(shè)，建立多元回歸模型如下：

ICQit=β0＋β1ACCit＋∑Control＋ε（2）

PERit=γ0＋γ1ACCit＋γ2ICQit＋∑Control＋ε（3）

模型（2）和模型（3）中，中介變量ICQit表示第t期、i企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量；ACCit代表第t期、i企業(yè)的審計(jì)委員會特征，具體包括INDP、PRO兩個(gè)變量；其他變量符號的定義同模型（1）。

4?實(shí)證結(jié)果及分析

4.1?描述性統(tǒng)計(jì)

表2為樣本公司的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。分析結(jié)果顯示，在企業(yè)財(cái)務(wù)績效方面，ROA的均值為00368，中位數(shù)為00333，說明樣本公司的財(cái)務(wù)績效的差異水平分布較為均衡。審計(jì)委員會特征方面，INDP的均值為06540，最大值和最小值分別為07500和05000，說明獨(dú)立董事在審計(jì)委員會中占有較高的比例，這主要與《上市公司治理準(zhǔn)則》中“獨(dú)立董事應(yīng)占多數(shù)并擔(dān)任召集人”的規(guī)定有關(guān)。PRO的均值為06900，標(biāo)準(zhǔn)差為03120，最大值和最小值為1和0，說明在不同企業(yè)的審計(jì)委員會當(dāng)中擁有財(cái)務(wù)背景的人數(shù)占比差距比較大。ACSIZE的均值為34200，標(biāo)準(zhǔn)差為08240，最大值和最小值為7和2，說明審計(jì)委員會成員人數(shù)在各企業(yè)之間的差距較大。內(nèi)部控制質(zhì)量方面，ICQ均值為61410，最小最大值為0和67120，標(biāo)準(zhǔn)差為14340，1/4分位數(shù)為64140，說明大部分上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量在均值之上，內(nèi)部控制質(zhì)量較高。其他控制變量的極值、各分位數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差等的分布都較為合理。

4.2?相關(guān)性分析

企業(yè)財(cái)務(wù)績效與審計(jì)委員會特征、內(nèi)部控制質(zhì)量的相關(guān)性分析結(jié)果如表3所示，樣本公司的財(cái)務(wù)績效與審計(jì)委員會獨(dú)立性和專業(yè)性在1%或5%水平上顯著正相關(guān)，初步驗(yàn)證了審計(jì)委員會獨(dú)立性和專業(yè)性對企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響作用。而公司財(cái)務(wù)績效與審計(jì)委員會規(guī)模在1%水平上負(fù)相關(guān)，不支持本文的假設(shè)H1c，需要進(jìn)一步討論。此外，大多數(shù)解釋變量與控制變量之間存在顯著相關(guān)關(guān)系，但主要變量之間的相關(guān)系數(shù)都比較低，表明模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

4.3?回歸分析

4.3.1?主回歸分析：審計(jì)委員會特征對企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響

模型（1）回歸結(jié)果如表4所示，審計(jì)委員會獨(dú)立性與企業(yè)財(cái)務(wù)績效的回歸系數(shù)為0.0678，在1%水平上顯著，說明兩者呈顯著正向相關(guān)關(guān)系，即審計(jì)委員會獨(dú)立性對企業(yè)財(cái)務(wù)績效具有顯著的正向影響，假設(shè)H1a得到驗(yàn)證。審計(jì)委員會專業(yè)性與企業(yè)財(cái)務(wù)績效回歸系數(shù)為0.0156，在1%水平上顯著，說明兩者呈顯著正向相關(guān)關(guān)系，即審計(jì)委員會專業(yè)性對企業(yè)財(cái)務(wù)績效具有顯著的正向影響，假設(shè)H1b得到驗(yàn)證。審計(jì)委員會規(guī)模與企業(yè)財(cái)務(wù)績效回歸系數(shù)為-0.0033，且不顯著，說明審計(jì)委員會規(guī)模對企業(yè)財(cái)務(wù)績效無顯著影響，假設(shè)H1c得到驗(yàn)證。

4.3.2?中介效應(yīng)檢驗(yàn)

進(jìn)一步分析審計(jì)委員會特征對企業(yè)財(cái)務(wù)績效影響中的中介效應(yīng)。根據(jù)理論分析，審計(jì)委員會特征可能通過影響企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量進(jìn)一步影響企業(yè)財(cái)務(wù)績效。本文參考溫忠麟（2004）中介效應(yīng)的檢驗(yàn)邏輯，通過逐步檢驗(yàn)回歸系數(shù)來識別內(nèi)部控制質(zhì)量的中介效應(yīng)。首先，對模型（2）進(jìn)行回歸，表5的第（1）列和第（3）列展示了回歸結(jié)果，審計(jì)委員會獨(dú)立性對企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的ICQ指數(shù)回歸系數(shù)為1.7450，且在10%的水平上顯著為正，說明審計(jì)委員會獨(dú)立性對內(nèi)部控制質(zhì)量具有顯著的正向影響。審計(jì)委員會專業(yè)性對企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的ICQ指數(shù)回歸系數(shù)為0.3886，且在5%的水平上顯著為正，說明審計(jì)委員會專業(yè)性對內(nèi)部控制質(zhì)量具有顯著的正向影響。

然后，對模型（3）進(jìn)行回歸，表5的第（2）列和第（4）列分別列示了引入中介變量ICQ指數(shù)之后審計(jì)委員會獨(dú)立性和專業(yè)性對企業(yè)財(cái)務(wù)績效的回歸結(jié)果。審計(jì)委員會獨(dú)立性方面，ICQ對企業(yè)財(cái)務(wù)績效的回歸系數(shù)為0.0038，且在1%的水平上顯著，表明內(nèi)部控制質(zhì)量能夠顯著促進(jìn)企業(yè)的財(cái)務(wù)績效。同時(shí)在控制內(nèi)部控制質(zhì)量之后，審計(jì)委員會獨(dú)立性對企業(yè)財(cái)務(wù)績效的回歸系數(shù)顯著為0.0611，低于表4的第（1）列回歸系數(shù)00678，表明存在審計(jì)委員獨(dú)立性通過內(nèi)部控制質(zhì)量影響企業(yè)財(cái)務(wù)績效的間接傳導(dǎo)途徑，中介效應(yīng)的影響系數(shù)約為00067（1745*00038），解釋力約為978%（00067/00678）。審計(jì)委員會專業(yè)性方面，ICQ對企業(yè)財(cái)務(wù)績效的回歸系數(shù)為00038，且在1%的水平上顯著，同時(shí)在控制內(nèi)部控制質(zhì)量之后，審計(jì)委員會專業(yè)性對企業(yè)財(cái)務(wù)績效的回歸系數(shù)顯著為00142，低于表4的第（2）列回歸系數(shù)00156，表明存在審計(jì)委員專業(yè)性通過內(nèi)部控制質(zhì)量來影響公司績效的間接傳導(dǎo)途徑，中介效應(yīng)的影響系數(shù)約為00015，解釋力約為945%。此外為了檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還進(jìn)行了Sobel檢驗(yàn)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Z值均至少在5%的水平上顯著，與逐步檢驗(yàn)回歸系數(shù)法結(jié)論一致，假設(shè)H2a和H2b得到驗(yàn)證。

4.4?穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用因變量替代法進(jìn)行重新檢驗(yàn)。將模型（1）中的企業(yè)財(cái)務(wù)績效指標(biāo)由總資產(chǎn)收益率（ROA）替換為凈資產(chǎn)收益率（ROE），其他控制變量保持不變，回歸結(jié)果見表6。第（1）列結(jié)果表明審計(jì)委員會獨(dú)立性對企業(yè)財(cái)務(wù)績效在5%的水平上具有顯著的正向影響，假設(shè)H1a得到驗(yàn)證。第（2）列結(jié)果表明審計(jì)委員會專業(yè)性對企業(yè)財(cái)務(wù)績效在10%的水平上具有顯著的正向影響，假設(shè)H1b得到驗(yàn)證。

4.5?內(nèi)生性檢驗(yàn)

審計(jì)委員會特征、內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)財(cái)務(wù)績效的關(guān)系也有可能出于反向影響的作用，也就是說有可能存在內(nèi)生性問題。參考白俊等（2022）的做法，本文使用工具變量的兩階段回歸法緩解內(nèi)生性問題。具體而言，本文使用審計(jì)委員會獨(dú)立性（INDP）和審計(jì)委員會專業(yè)性（PRO）對應(yīng)指標(biāo)的同行業(yè)同年度均值（INDP_mean、PRO_mean）作為“審計(jì)委員會特征”的工具變量。主要原因在于：一方面，同行業(yè)同年度的審計(jì)委員會特征指標(biāo)均值與該行業(yè)的審計(jì)委員會特征指標(biāo)相關(guān)，滿足工具變量的相關(guān)性條件；另一方面，樣本同行業(yè)同年度的審計(jì)委員會特征指標(biāo)均值通過且僅通過影響樣本內(nèi)企業(yè)審計(jì)委員會特征影響其企業(yè)財(cái)務(wù)績效，因此也滿足工具變量的外生性條件。如表7所示，第（1）、（2）列顯示的是第一階段回歸結(jié)果，工具變量（INDP_mean、PRO_mean）的系數(shù)顯著為正，且模型的F統(tǒng)計(jì)量分別為6868和4092，均大于臨界值10，拒絕了“工具變量是弱工具變量”的原假設(shè)。第（3）、（4）列顯示的是第二階段的回歸結(jié)果，審計(jì)委員會特征變量依然顯著為正，表明在控制了內(nèi)生性問題之后，審計(jì)委員會特征對企業(yè)財(cái)務(wù)績效仍存在顯著影響，進(jìn)一步支持了本文的假設(shè)H1a、H1b。

5?結(jié)論與展望

本文以2013-2018年滬深兩市A股上市公司為研究對象，采用“中介效應(yīng)”因果分析模型，實(shí)證檢驗(yàn)了審計(jì)委員會特征對企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響，并識別出以內(nèi)部控制質(zhì)量作為中介渠道的作用機(jī)制。研究結(jié)果表明：（1）審計(jì)委員會獨(dú)立性對企業(yè)財(cái)務(wù)績效具有顯著的正向影響；（2）審計(jì)委員會專業(yè)性對企業(yè)財(cái)務(wù)績效具有顯著的正向影響；（3）審計(jì)委員會規(guī)模對企業(yè)財(cái)務(wù)績效沒有顯著影響；（4）內(nèi)部控制質(zhì)量在審計(jì)委員會獨(dú)立性對企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響中具有中介效應(yīng)；（5）內(nèi)部控制質(zhì)量在審計(jì)委員會專業(yè)性對企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響中具有中介效應(yīng)。

根據(jù)以上研究結(jié)論，本文認(rèn)為，為了進(jìn)一步完善公司治理體系，提高企業(yè)財(cái)務(wù)績效，我們可以從以下幾個(gè)方面對審計(jì)委員會進(jìn)行改進(jìn)：（1）提高審計(jì)委員會成員的獨(dú)立性。獨(dú)立性是審計(jì)委員會的靈魂，只有保持相對獨(dú)立，才能充分發(fā)揮審計(jì)委員會對公司的監(jiān)督作用；（2）提高審計(jì)委員會成員中財(cái)務(wù)背景人員的占比。提升審計(jì)委員會成員的專業(yè)素養(yǎng)和處理問題的業(yè)務(wù)能力，能更有效監(jiān)控企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)和財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，以及正確評估管理層做出的各項(xiàng)重大決策。通過提高審計(jì)委員會的獨(dú)立性與專業(yè)性，促進(jìn)內(nèi)部控制質(zhì)量的提高，降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，提高財(cái)務(wù)績效。

審計(jì)委員會特征包括多個(gè)方面，本文選擇了主要的三個(gè)方面開展研究，較完整地反映了審計(jì)委員會特征對企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響。同時(shí)，對企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響因素研究做出了相應(yīng)補(bǔ)充。由于資料收集中的諸多限制，樣本覆蓋的公司以及對應(yīng)的數(shù)據(jù)還不夠全面。另外，用獨(dú)立董事占比人數(shù)衡量審計(jì)委員會獨(dú)立性，只能代表“形式”上的獨(dú)立，而非“實(shí)質(zhì)”上的獨(dú)立，使得用這個(gè)指標(biāo)衡量獨(dú)立性可能會產(chǎn)生些許偏差。如何細(xì)致地研究審計(jì)委員會特征的每一個(gè)方面，準(zhǔn)確地選擇并確定這些特征方面的指標(biāo)，是需要進(jìn)一步研究的問題。

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