董事会“四委”能提高审计质量吗——基于中国证券市场的经验证据，本文主要内容关键词为：董事会论文,证据论文,中国证券市场论文,经验论文,质量论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、前言
2001年，安然破产首先遭到质疑的是安然公司的管理层，包括董事会、监事会和公司高级管理人员。他们面临的指控包括疏于职守、虚报账目、误导投资人以及牟取私利等。此后，享有百年声誉的安达信会计师事务所也因难辞其咎，被迫宣布破产。
2002年，日本在修改《商法特例法》时，在大公司中引入了美国模式的公司治理结构。引人注目的是《商法特例法》将实行美国模式的大型公司直接称为“设置委员会公司”，该法中强制规定了设置委员会公司必须设立提名、薪酬、审计委员会，并对委员会的权限及其运作方式进行了详细的规定。
美国纽约证券交易所(NYSE)在2003年11月经SEC批准的上市规则中，也要求公司必须设立提名／公司治理委员会、薪酬委员会以及审计委员会，并且对这些委员会的组成、目的和权力做出严格规定。
2002年1月，中国证监会和国家经贸委共同发布《上市公司治理准则》（以下简称“准则”），要求设立董事会专门委员会，包括董事会的战略、审计、提名、薪酬与考核等专门委员会（以下简称“四委”）。
从以上立法、交易所规则和公司治理准则，可以看出委员会在公司实践中已被广泛采用。同时从这些委员会的权力和运行来看，他们在公司治理中发挥着重要作用，决定或者参与决定公司的重大决策并履行监督管理层的职责[1][2]。在美国，“董事会委员会承担着越来越重要的角色，尤其在上市公司。”[3]
各国强调董事会“四委”，无非是认为随着时间的延长，公司管理层与会计师事务所勾结，从而影响了审计质量，而“四委”在公司治理中会起到重要的作用，并在一定的程度上对公司的经营有所影响[4]。本文的目的在于研究中国背景下，董事会“四委”与审计质量的关联性，即：董事会“四委”的设立能否提高审计质量？
二、文献回顾
目前，对董事会“四委”的研究以规范研究为主，实证研究相对较少。
早在1996年William W.和Warrick等就对公司治理与审计有所研究，提出了分析公司治理审计的建议，如适应性专业框架、有效的风险评估、控制意识、内部和外部审计评价[5]。
DeZoort和Salterio(2001)发现审计委员会对公司治理和财务审计知识的缺乏会影响他们对会计处理是非的判断。典型的情形就是，当审计师以“实质重于形式”原则处理会计事项而且与管理当局发生争执时，可能会得不到审计委员会的认可与支持。好的审计委员会在其控制的范围内会采取积极行为以确保审计质量和更大的审计范围，从而聘请更高质量的审计师，进而是更高的审计费用（Carcello和Hermnson，2002；Abbott，2003；Lee，2005）；后者从审计师决策角度出发，在其确定审计测试的范围和性质时，考虑到最为重要的因素，包括审计委员会的质量，会从风险评估的角度加以权衡，即高质量的审计委员会可以减少其风险评估水平和实质性详细测试的范围，从而与费用之间表现为负相关（Bardard和Johnstone，2004）。同时，高效率的审计委员会可通过降低NAS比值来提高审计质量(Abbott，2003；Lee，2005)。[6]
在我国，对董事会“四委”的研究都是从单个委员会来分析。仲继银(2008)认为董事会的执行委员会（战略委员会）源自美国公司管理实践，在董事会闭会期间作为董事会的代表机构行使职权。审计委员会也是先源于管理实践，后成为证券交易所要求上市公司董事会必设的机构。薪酬和提名两个委员会是公司治理运动兴起之后，主要由投资者要求上市公司设立的。同时，2007年比2006年董事会下设委员会数量在1～2个的严重不足型的企业比例略有增加，委员会数量为4个的比较合适型的企业比例也有所增加，呈现出一种“两极分化”的现象。审计、薪酬和提名等三个最重要的董事会下设委员会的人数，以3人的情况居多[7]。
周建等(2008)以中国上市公司为样本，实证检验了战略委员会与企业绩效的关系。实证结果显示，战略委员会的设立对企业绩效没有直接的正向影响，上市公司同时设立战略委员会与审计委员会并不能促进企业绩效的改善，设立战略委员会的上市公司的非独立董事比例对企业绩效没有显著的正向影响。这表明，目前中国上市公司战略委员会仅仅处于“消极合规”阶段，并没有在企业战略决策制定和重大投资决策中发挥重要作用[8]。
牛建波、刘绪光(2008)从投资者角度出发，以是否存在治理溢价作为衡量标准，对董事会专业委员会的有效性进行了分析。通过对沪深两市2002～2005年间面板数据的分析发现，在董事会中设立提名委员会、战略委员会和审计委员会，能够为投资者带来显著的治理溢价，这与麦肯锡公司在2000年和2002年两次对投资者所作调查得出的结论相一致。他们指出，在资源和时间有限的情况下，应优先解决那些关键治理环节和要素；与此同时，对于尚未发挥应有效力的分委员会，应该分析并克服限制其作用发挥的消极因素，在既有的资源及禀赋约束下，充分发挥董事会专业委员会的积极治理作用[9]。
理论上说，董事会下属委员会的数量越多越好，因为董事会委员会所承担的也是董事会授权和董事会分内的事务。董事会的委员会合理分工能更好地促进董事会的运作效率，在提高董事会效率的同时也会提高公司的业绩，最终影响到审计质量[10][13][14][15]。①
根据国内外对董事会“四委”的研究，提出如下假设：董事会“四委”与审计质量相关。H0：设立董事会“四委”②的上市公司审计质量较高。H1：董事会“四委”设置个数与审计质量正相关且与审计质量呈倒U型。H2：独立董事有利于“四委”作用的发挥。
三、变量设定与模型
（一）变量设定
对于审计质量的替代指标主要集中在以下几个方面：事务所品牌声誉(Deofnd，Mark L O，1992；Frnacsi，1988)、事务所审计收费(Palmrose，1986)、事务所非标意见比例（李树华，2001；夏立军、杨海斌，2002；刘明辉、李黎，2003）、事务所规模(DeAngeol，1981)、审计客户的盈余管理（Becker、Defond、Jiambalvo、Subramanyam，1998；李平、吴立杰，2007）。本文借鉴以往学者的研究以可操控应计利润（Discretional Accruals，以DA表示）作为审计质量的替代指标。
图1 董事会“四委”对审计质量影响的路径
表1 可操控应计利润计算式中各变量含义
注：通过对所选取的数据分析得到的DA就是对审计质量衡量指标测定的结果。
国外大量的研究发现，审计师对待管理当局操纵盈余增加或减少的态度并不一样，也就是说存在正向盈余管理和负向盈余管理，因此本文将进一步探讨董事会“四委”对正向盈余管理
及负向盈余管理
的影响。已有研究发现，截面Jones模型估计出的可操控应计利润数能有效地衡量公司的盈余管理程度[11]。其模型如下：
(1)式的系数是不同行业，不同年份的特征参数，可由下式求得：
（二）检验模型
在实证模型方面，本研究以多变量回归模式，在控制其他变量的影响下，分析董事会“四委”与DA的绝对值、
之间的关联性。OLS模型如下：
四、样本选择与研究设计
（一）样本来源与样本选择
笔者选取2002～2007年期间的沪深两市所有上市公司作为初选样本。笔者对这些公司执行如下筛选程序：(1)剔除解释变量与控制变量当年年度报告未披露的公司。(2)剔除当年度新上市（距年度报告日上市时间不到1年）的公司。剔除这些公司的原因是本文需要用到上年财务指标以计算公司操纵性应计利润，而新上市公司上年财务数据很多系模拟而来，同时由于上市融资，公司规模和股本结构发生较大变化，而这会引起操纵性应计利润计算的误差。(3)剔除金融保险行业公司。由于金融保险行业公司应计利润和其他行业相比具有独特性，笔者剔除这些公司。经过上述筛选过程后，最后的样本公司和年度观察值为4517个，其中2003年度1113个，2004年度1208个，2005年度747个，2006年度516个，2007年度933个。上市公司的财务数据等资料来自于CSMAR中国股票市场研究数据库，其中财务数据缺失部分则从上海证券交易所(http://www.sse.com.cn)和深圳证券交易所(http://www.szse.cn)网站中取得。
（二）描述性统计
表3给出了全样本各变量的描述统计量。总体而言，DA的平均值为正，正的观察值多于负的观察值，这种现象与国内外盈余管理相关文献的发现类似（Becker et al.,1998；Francis et al.,1999；刘启亮，2006）。图2给出了样本公司董事会“四委”的统计特征。样本期。间为2003年到2007年，但由于DA的计算涉及前一年的数据，因而变量的选取为2003年到2007年，由图2可以看出，董事会“四委”的平均数为2.681，中位数为4，最少的为0，董事会“四委”数量为4的样本数最多。由图3可以看出，平衡样本从2003年开始董事会“四委”为0的公司逐年减少，“四委”建立完整的公司逐年增多。
图2 “四委”分布状况
图3 平衡样本③“四委”各年分布
从相关系数表可以看出，｜DA｜与FC负相关但不显著；在spearman系数下，｜DA｜与LEV、OCF、SIZE在1%水平下显著，与ROA在5%水平下显著，与GW相关性不显著；在Pearson相关系数下，｜DA｜与LEV、ROA、OCF、SIZE在1%水平下显著，与GW在5%水平下显著。各变量之间的相关系数最大为0.363。整体而言，自变量之间的共线性并不严重。
表2 多变量回归模型变量解释
表3 描述性统计（全样本N=4517）
五、多变量回归分析
在控制其他变量的影响后，利用全样本和平衡样本，以｜DA｜衡量盈余管理的弹性空间，其与FC1关系如下表5。[12]
由表5可以看出，董事会“四委”的设立与可操控应计数绝对值的关系为正，但不显著。也就是说，设立董事会“四委”的公司的可操控应计数越大，审计质量越低。公司虽然设立了董事会“四委”，但其并未发挥相应的作用，反而起了相反的作用。这与鲁桐、仲继银、孔杰(2007)的研究一致。
对于董事会“四委”的设置，“准则”中进行了细化，规定上市公司可依股东大会决议，设置由独立董事占多数并担任召集人的审计、提名、薪酬委员会，审计委员会中至少有一名独立董事是会计专业人士。故笔者在回归模型中加入独立董事比例(IDR)与“四委”数量(FC2)的交互项(FC2*IDR)，即董事会中独立董事的比例越大，设置“四委”的数量越多，则审计质量越高。由于FC2与FC2*IDR存在共线性，因此对FC2、FC2*IDR与审计质量进行分别回归分析。
考虑到变量之间的共线性及控制其他变量的影响，分别将考察变量纳入回归模型。利用全样本，以｜DA｜衡量盈余管理的弹性空间，其与“四委”数量FC2的关系如表7。
表4 全样本相关系数矩阵
注：1.**Correlation is significant at the 0.01 level(2-tailed).*Correlation is significant at the 0.05 level(2-tailed).2.本表右上方为Pearson相关系数，左下方为spearman系数。
表5 董事会“四委”设立与可操控应计利润的回归分析
表6 各变量相关系数
注：1.**Correlation is significant at the 0.01 level(2-tailed).*Correlation is significant at the 0.05 level(2-tailed).2.右上角为Spearman相关系数，左下角为Pearson相关系数。
由表7的回归方程可以看出，随着董事会“四委”个数的增多，｜DA｜逐年减少，审计质量较高，但不显著。同时董事会“四委”个数达到一定程度，｜DA｜开始减少，审计质量有所提高，即“四委”个数为-[0.006/2*(-0.001)]=3。也就是说董事会“四委”的个数与｜DA｜呈倒U关系，但在统计上不显著且与敏感性分析的结论相反。FC2*IDR与盈余管理显著正相关，也就是说随着独立董事比例的增多，管理当局增加了盈余管理，这可能是由于独立董事利用其自身的专业知识操纵了盈余，与公司的董事产生了“共谋”。
表7 董事会“四委”数量回归分析和敏感性分析
六、研究结论
对董事会“四委”的规定属于公司治理结构的范畴，我国证监会和经贸委在制定公司治理准则的时候，接受了这样一个假设：董事会“四委”在公司治理结构中具有重要的地位和作用，为了给董事会的高效运作在制度上和组织上提供保障，要求上市公司设立董事会四个专门委员会。
然而，笔者的研究发现，无论董事会“四委”设立与否，还是其个数的多少都没有对审计质量产生显著的影响。其原因可能在于董事本身对公司的经营管理有限，信息不对称，也可能是独立性不强，管理层对“四委”不重视，其作用没有有效地发挥。
本文的局限性在于：首先，对于控制变量的部分极端数值并未剔除，从而影响到结论的稳定性；其次，本文只是验证了上市公司治理准则对公司董事会的强制性规定是否能起到预期的作用，而没有深入分析董事会“四委”发挥作用的机理。
注释：
①由于本文中的审计质量用可操控应计利润来表示，可操控应计利润的数值是根据企业的一些经营业绩指标计算而来的，而董事会“四委”中的各委员会作用的发挥可以直接或间接地影响到公司的经营业绩，从而影响到可操控应计利润——审计质量。
②是否设立“四委”在数据选取时将“四委”数大于等于1的分为一组。
③平衡样本是指为了计算DA和变量的连续性，要求所选的每个行业的年度样本数在连续6年内数据都可以取得。
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