独立董事和审计师来自同一扇门是“灾难”还是“祝福”？独立与竞争-合作关系的公司治理效应研究_审计师论文

独立董事与审计师出自同门是“祸”还是“福”？——独立性与竞争—合作关系之公司治理效应研究，本文主要内容关键词为：同门论文,独立性论文,合作关系论文,公司治理论文,独立董事论文，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。

      公众公司对独立董事(以下简称“独董”)的需求主要包括咨询功能、监督功能和仪式功能(Cohen et al.，2004)，而中国资本市场的监管者特别强调了独董作为中小股东的代表对大股东的监督功能(Jiang and Kim，2015)。为了更好地发挥独董的监督职能，近10余年来的公司治理监管和实务都要求上市公司的独董中至少含有一名会计专业人士(《上市公司治理准则》(证监发〔2002〕1号)第五十二条)。以往文献总体上发现，具有财务或会计专长的独董在审计委员会或董事会中能够发挥较好的治理效果，比如更不可能伴随着内部控制缺陷(Krishnan，2005)，更不可能将常规性的内部审计服务外包给外部审计机构(Abbott et al.，2007)，或伴随着更高的财务报告质量(Krishnan and Visvanathan，2008；Dhaliwal et al.，2010)。近年来也有文献更细致地考察了曾在会计师事务所执业的前审计合伙人作为会计专长人士担任独董的情形(Naiker and Sharma，2009；Naiker et al.，2013)，并发现这类独董表现出较好的公司治理效果。

      更一般地，会计师事务所的现任雇员(如审计合伙人或高级经理，以下简称“事务所雇员”)同样具有会计从业背景和较强的会计专业能力，可以较好地满足公司聘任独董的需求，往往成为一类重要的会计专业类独董来源。但目前鲜有文献专门考察事务所雇员担任独董的公司治理效果。我们认为，一旦引入事务所雇员担任独董，将突破传统文献中会计专长独董与外部审计机构之间的关系。在以往文献中，会计专长独董与外部审计机构的默认关系是相互独立的，即使对于曾在事务所执业的前审计合伙人，由于已不在事务所执业，通常与公司的外部审计机构也没有直接关系，最多存在一定的“校友”关联(Naiker and Sharma，2009)。而与曾在事务所执业的会计专长独董相比，事务所雇员担任独董的会计专长水平相似，但在与外部审计机构的关系上则有明显不同。一种可能的情形是，事务所雇员作为公司独董，而其供职的会计师事务所(以下简称“雇主事务所”)则作为公司的主审会计师事务所；换言之，独董与公司的审计师出自“同门”。近期便有媒体关注到了我国资本市场公司治理实践中的这种关联关系，并质疑这种关系可能削弱外部监督的有效性①。

      以往文献发现，公司治理机制(如董事会或审计委员会)的独立性越强，公司治理效果越好(如Carcello and Neal，2000，2003；Klein，2002)。因此媒体关注到独董与审计师出自同门时的潜在利益关联可能危害治理机制的独立性及治理效果，这种顾虑有其合理性。但不可否认的是，在“同门”模式下的合作程度也明显提高。更一般地，独董与外部审计作为两种重要的公司治理机制，通常情况下两者之间是相对独立的，但其合作程度也往往有限。“同门”模式则提供了公司治理安排的另一个极端情境，即两种治理机制完全不独立，但也完全合作。理论上，给定独董与审计师均有动机规避自身的职业风险(Reynolds and Francis，2001；Srinivasan，2005；叶康涛等，2007，2011；辛清泉等，2013)，两者的合作有可能促使治理效果的加强，从而可能抵消独立性下降产生的潜在负面后果。相应地，现实中存在的“同门”模式以及媒体的质疑引发了一个可供经验检验的问题：如果公司独董与审计师出自同门，这种合作但不独立的治理安排是否导致独董与外部审计的监督效果被削弱？

      事实上，除“同门”模式外，上市公司也可以从现任外部审计机构之外的会计师事务所聘请执业人员担任独董；此时该独董与公司的外部审计师属于同行关系。虽然“同行”模式中的独董与外部审计机构看上去是相互独立的，但可能产生新的问题，即两者之间存在潜在的业务竞争关系(独董有动机为自己供职的事务所承揽上市客户，从而实现从“同行”模式向“同门”模式的转变)，于是加大了外部审计机构面临的解聘威胁并可能相应削弱其监督动机与效果(更详细的讨论参见第三部分)。因此本文还希望进一步考察，这种独立但相互竞争的治理安排又如何影响公司治理的效果。

      综上，本文拟系统比较我国资本市场中具有会计师事务所经历的独董与外部审计师的不同组合模式伴随的公司治理效果。对这一问题的剖析不仅有助于理解现实经济社会中的争议，还有助于更深入地理解不同治理机制在独立性与竞争—合作关系之间的不同组合状态下的经济后果，从而对以往文献做出拓展。

      本文随后各部分安排如下：第二部分梳理了我国资本市场中聘请“事务所经历”独董的公司实践；第三部分对不同模式的公司治理效果进行了理论分析；第四部分基于媒体的关注考察了“同门”模式伴随的审计质量；第五部分细分考察了不同的非“同门”模式伴随的审计质量；第六部分为结论。

      二、上市公司聘请“事务所经历”独董的3种模式

      考虑到研究范围的一致性，我们观察的具有“事务所经历”的独董限于正在或曾在证券期货资格会计师事务所(即有资格审计上市公司)从业。基于对2002-2012年所有上市公司独董简历的整理，我们在103家不同公司中识别出113人次在该期间的某一年受聘为独董时具有会计师事务所从业经历(简称“CPA独董”)，其中93家公司在样本期内聘请过1名CPA独董，10家公司在样本期内的不同独董任期聘请过2名CPA独董，没有发现有公司在同一届独董任期内同时聘请2名CPA独董。在113人次的CPA独董中，有80人次正在事务所工作(以下称“现职CPA独董”)，33人次曾在事务所从业(以下称“前CPA独董”)，具体年度分布参见表1。

      接下来我们系统梳理了每一位CPA独董(特别是现职CPA独董)在任职起始年份之前与上市公司的潜在关联。之所以进行这样的梳理，是因为通常的个体动机并不容易解释事务所雇员担任公司独董的现象。首先，作为事务所雇员，这些会计专业人士通常工作繁忙，本职工作以外的剩余时间非常有限；这意味着事务所雇员担任独董的时间成本很高。第二，事务所雇员通常能够接触到较为广泛的业务，专业知识丰富；这意味着事务所雇员很可能不是为了获取对实务的了解而担任独董。第三，能够被公司聘为独董的事务所雇员通常已在事务所有相当职级，本职收入远高于通常的独董津贴水平；这意味着事务所雇员很可能不是为了个人经济利益而担任独董。给定上述负向动机，如果仍然观察到事务所雇员到上市公司担任独董，一个重要的解释是，事务所雇员在担任独董之前已经与公司存在某种形式的关联。

      根据我们逐例观察，在80人次的现职CPA独董中，有69人次(占86.3%)的现雇主事务所或前雇主事务所正在或曾经为公司提供过财务报表审计服务(累计审计任期中位数为6年)，有25人次(占31.3%)曾担任公司年审业务的签字注册会计师。只有11人次的现雇主事务所从未给公司提供过审计服务。

      此外，在33人次的前CPA独董中，32人次(占97%)的前雇主事务所正在或曾经为公司提供过财务报表审计服务(累计审计任期中位数为9年)，有11人次(占33.3%)曾担任公司年审业务的签字注册会计师。只有1人次的前雇主事务所从未给公司提供过审计服务。

      由上可见，在我国上市公司治理实践中，如果一家公司聘请了一名CPA独董，该独董很可能与公司曾经具有直接或间接的职业活动关联，并经过雇主/前雇主事务所推荐，或者是由公司直接联系。另一方面，这些独董中也有相当一批人对公司具有较为深入的了解。

      据统计，上述113人次“事务所经历”独董共涉及430个公司—年度的独董任职期间，其中媒体关注并提出质疑的“同门”模式共出现在112个观测中，占26%；按照此前媒体舆论认为的“一般上市公司是会避免甚至杜绝这种情况的出现”，“同门”模式的发生频率显然超出通常的预期。在318个非“同门”模式中，还可细分为两种情况：(1)前CPA担任独董(“前同行”模式)，共141个观测；(2)现职CPA独董与公司审计师出自不同事务所(“同行”模式)，共177个观测。

      

      三、不同治理安排模式下的公司治理效应：理论分析

      (一)独董与审计师的“同门”模式

      根据第二部分的描述，在很多情形下现职CPA独董很可能是由其雇主事务所(且正在担任公司的主审事务所)推荐给公司的。主审事务所通过推荐雇员担任独董，一个重要的经济收益是有助于巩固自己作为主审事务所的地位和未来业务收入，这是因为会计专业人士担任的独董一般都在审计委员会任职，而审计委员会的职责之一是选聘主审事务所。相应地，主审事务所推荐雇员担任独董的行为可能产生一种特殊的利益关联，即公司向独董的推荐方提供了一项潜在利益。那么从利益交换的角度而言，推荐方(推荐自己雇员的事务所)和被推荐人(成为独董的事务所雇员)对于公司而言都变得相对不独立，从而更可能保持与管理层一致的立场。这种观念也恰恰在此前的媒体报道中得到了体现，即认为独董与审计师出自同一家会计师事务所时，其独立性可能降低，从而公司治理效果受到不利影响。

      另一方面，不论是担任外部审计机构的会计师事务所，还是CPA独董，都有内在的动机规避公司的重大财务报表错报风险，因为来自某单一客户的经济利益通常远不足以补偿由于重大错报给事务所带来的负面后果(Reynolds and Francis，2001)，也远不足以补偿由于重大错报给CPA独董带来的职业声誉和劳动力市场的潜在损失(Srinivasan，2005)。特别是在我国资本市场中，尽管民事法律责任追究机制尚不完备，但行政法律责任可以对会计师事务所(吴溪，2007)和独董(辛清泉等，2013)构成可信的威胁。以往文献发现，独董能够遏制大股东的“掏空”行为(叶康涛等，2007)；当公司存在风险时，独董(特别是具有财务背景的独董)能够发挥监督作用(叶康涛等，2011)。当独董和审计师这两类主体分属不同的机构时，信息不对称可能导致各自的治理和监督作用被弱化，而一旦独董与审计师来自同一家会计师事务所，他们之间的关系便发生了明显的变化，这种变化至少伴随着三项特征。

      其一，独董与主审事务所的利益函数变得趋同，有强烈的意愿协助主审事务所防范客户财务报表发生重大错报。

      其二，独董面临的信息环境得到明显改善，这是因为审计师与独董均来自同一家事务所，审计师在审计过程中识别出的公司重大错报风险可以充分和顺畅地反映给独董。

      其三，独董和主审事务所联合抵制管理层(或其背后的大股东)威胁的能力明显增强。这是因为，即使独董表现出更严格的监督立场，受到独董固定任期的保护，管理层通常难以中途解聘独董；而由于CPA独董通常在审计委员会参与审议主审事务所的选聘议案，因此即使事务所表现出更严格的审计立场，受到CPA独董的聘任提案权保护，管理层通常也难以中途解聘事务所。

      上述三项变化意味着，当独董和审计师出自同门时，双方合作共同遏制管理层或大股东机会主义行为的意愿、信息基础以及抵制解聘的能力都可能得到增强。由于独立性缺失理论与合作理论预期的公司治理效应相反，在现实中的净效应到底如何就成为一个需要实证检验予以回答的问题。

      (二)独董与审计师的“前同行”模式

      当独董为前CPA时，由于其已不在任何事务所从业，因此不论主审事务所是哪家事务所，该独董与审计师都是相对独立的。与“同门”模式相对照，这种情境同样伴随着独董与审计师的较高合作程度，这是因为：(1)前CPA独董同样面临着职业声誉和劳动力市场的约束(Naiker and Sharma，2009；Naiker et al.，2013)，因此具有内在的动机规避公司的重大财务报表错报风险；而与审计师合作有助于实现这一目标。(2)根据我们的统计，相当一批前CPA在受聘为独董时，其前雇主事务所正在为公司提供年审服务，这意味着前CPA很可能是由其前雇主事务所推荐给公司的；相应地，前CPA与主审事务所共同遏制管理层机会主义行为的意愿、信息基础以及抵制解聘的能力也都是较强的。这一点类似于主审事务所推荐自己的雇员担任独董，但一个明显的差异在于，前CPA担任独董时，由于其已不在事务所从业，因此即使是由前雇主事务所推荐，其独立性能够得到较好的保持，更容易为目前担任主审事务所的前雇主事务所“说话”。

      在随后的分析中，我们希望比较在独董与审计师的合作程度相近时，独立性较高的模式(即“前同行”模式)与独立性较低的模式(“同门”模式)对于审计结果的影响是否存在差异。这种对比有助于我们进一步检验媒体关注的独董与审计师之间的独立性究竟是否重要。

      (三)独董与审计师的“同行”模式

      当独董是来自主审事务所以外的现职CPA时，该独董与审计师之间具有明显的独立性。但这种模式使得上市公司很容易地接触到主审事务所之外的另一家会计师事务所。一旦主审事务所与管理层发生意见分歧，该模式就为管理层“购买审计意见”制造了便利的局面。进一步地，现职CPA也有动机为自己的雇主事务所争取业务(包括年审业务或其他审计/非审计服务)，这样一方面可以提高自己在雇主事务所的地位和经济收益，另一方面，一旦成功推荐雇主事务所为公司提供审计或非审计服务，独董与审计师之间的信息不对称也基本消除，独董的职务风险也可以有效降低。根据此前第二部分报告的描述统计，样本期内一共有11家公司在聘请现职CPA担任独董时，独董的雇主事务所从没有给公司提供过年审服务；但如果跟踪观察这些公司可以发现，其中10家公司(占91%)所聘独董的雇主事务所在样本期内的随后年度成为了公司的主审事务所；这意味着，现职CPA独董及其雇主事务所对上市公司的主审事务所构成了明显的业务竞争威胁。

      理性的主审事务所很可能意识到上述局面使得自己面临较高的被管理层解聘之威胁。此时主审事务所就会产生一种担心，即自己对管理层的严格审计会触发管理层的“购买审计意见”动机，而现职CPA独董及其雇主事务所的存在使得管理层的解聘威胁具有可信性。为了降低解聘威胁，维系现有的审计或非审计业务，主审事务所可能采取迎合管理层的态度，从而对审计质量可能产生负向的影响。

      根据上述理论，在随后的分析中，我们希望比较在独董与审计师之间的独立程度相近时，竞争威胁较高的模式(即“同行”模式)与合作程度较高的模式(“前同行”模式)对于审计结果的影响是否存在差异。这种对比有助于我们进一步检验不同公司治理机制之间的合作(或非合作)关系是否会影响公司治理效果。

      四、对“同门”模式公司治理效应之检验

      (一)研究设计

      本部分首先考察“同门”模式是否如媒体所顾虑的那样伴随着更差的公司治理效应。在独董与审计师出自同门的情况下，一个重要的公司治理效应和经济后果就是独董在多大程度上削弱或强化了审计师的独立性。审计师对管理层机会主义动机的遏制倾向直接反映在审计师在多大幅度上对管理层偏好的盈余数字做出了调整(Chen et al.，2010；Keune and Johnstone，2012；Lennox et al.，2014)；而独董参与的审计委员会的重要职责之一恰恰是就审计中发现的问题和调整事项与审计师进行沟通(Knapp，1987)。如果“同门”模式削弱了外部监督的独立性，审计师做出大幅审计调整的倾向就会下降，如果“同门”模式强化了独董与审计师之间的合作，审计师提出的大幅审计调整也就更可能得到独董的支持。因此采用审计调整幅度变量可以有效反映独董与审计师共同的公司治理效应。我们设计如下模型：

      

      模型(1)中，ADJSIZE表示区分利润调整幅度的审计调整。与Keune和Johnstone(2012)一致，我们将调整幅度是否达到审计前利润的5%作为幅度相对重大的界定标准。相应地，ADJSIZE取0时表示没有做出审计调整，取1时表示审计师做出了调整幅度相对重大的审计调整(调整幅度不低于审计前利润的5%)，取2时表示调整幅度相对不重大的审计调整(调整幅度低于审计前利润的5%)。通常而言，对于大幅审计调整，可能比较容易引起审计师的关注，但客户接受的难度较大，即谈判成本较高；而对于小幅的审计调整，谈判难度较低，但由于其相对细微，可能不容易引起审计师的注意，即识别成本可能较高。换言之，审计师做出不同幅度的审计调整的综合成本并不存在单调的递增关系。这意味着我们设置的因变量ADJSIZE属于多元非定序分类变量，因此适合采用多元非定序(Multinomial)回归。

      模型(1)的解释变量为IndDir_Collg和IndDir_NonCollg。IndDir_Collg为虚拟变量，取1时表示至少有一名独董与审计师出自同一家会计师事务所，否则取0。IndDir_NonCollg为虚拟变量，取1时表示至少有一名独董具有事务所经历，但与审计师并非同门关系，否则取0。关于模型的控制变量，我们控制了公司的资产规模(LTA)、财务杠杆(LEV)、盈利能力(ROA)、审计前的亏损状态(PreAudLoss)、主审事务所规模(Big10)、事务所变更(Switch)以及事务所审计任期(Tenure)。由于部分“事务所经历”独董在成为独董前曾为公司签署过审计报告，我们还识别出独董曾经签署审计报告时的公司—年度观测(设为PriorSignAud=1)，以控制这些独董在曾经的审计中是否表现出潜在的审计调整倾向差异。最后，我们还控制了年度固定效应和行业固定效应(按照证监会行业分类)。另外我们还设置了IndDir_CPABG，仅用于描述统计“事务所经历”独董的观测及比例。表2列示了变量界定。

      (二)数据、样本与描述统计

      基于国泰安CSMAR数据库截至2012年度的中国A股市场上市公司管理人员简历数据，并结合互联网搜索，我们手工收集和整理了独董的会计师事务所经历数据。审计调整数据来源于我们从行业组织和监管机构获取的内部档案数据，涵盖2001-2012年的上市公司年审。其他数据来源于CSMAR财务数据库及审计信息数据库。

      我们识别出2001-2012年间103家不同公司的1012个观测，这些公司在样本期内的某一年至少聘请了一名具有证券期货执业资格会计师事务所从业经历的独董，本文随后的实证分析也限于这些观测。表3提供了有关的描述性统计。在1012个观测中，616个观测没有聘请“事务所经历”的独董，而共有396个观测(占39.1%)聘请了“事务所经历”独董(IndDir_CPABG=1)；这396个观测占样本期间全部430例观测(参见第二部分的描述)的92.1%。在396例“事务所经历”独董的任职观测中，106例(占全样本的10.5%)属于独董与审计师出自同门的情境。在290例非“同门”情境中，161例的独董来自主审事务所之外的其他事务所(即“同行”模式，占全样本的15.9%)，129例的独董曾经在事务所从业(即“前同行”模式，占全样本的12.7%)。

      在1012例观测中，共有77.5%的审计师对公司账面利润做出了审计调整，其中有44.2%的审计调整幅度相对重大(调整幅度不低于审计前利润的5%)，有33.3%的审计调整幅度相对不重大(调整幅度低于审计前利润的5%)。这些特征与以往文献记录的审计调整实务特征是一致的(Kinney and Martin，1994；Lennox et al.，2014)。样本中有14.3%的观测在审计前报告了亏损(PreAudLoss=1)；23.6%的观测由上市客户资产规模排名前十位的事务所审计(Big10=1)；有10.8%的观测当年发生了会计师事务所变更(Switch=1)；主审事务所的连续审计任期均值为6.3年，对数化后Tenure均值1.5。此外，有56例观测(占5.5%)的签字注册会计师在样本期内的随后年度成为了公司独董(PriorSignAud=1)。

      

      

      

      (三)单变量分析

      表4列示了单变量分析。组A显示，当IndDir_Collg=1时(N=106)，46.2%的观测做出了大幅审计调整，30.2%的观测做出了相对小幅的审计调整；IndDir_NonCollg=1时(N=290)，42.8%的观测做出了大幅审计调整，31.4%的观测做出了相对小幅的审计调整；而没有任何CPA独董任职的观测中(N=616)，44.5%的观测做出了大幅审计调整，34.7%的观测做出了相对小幅的审计调整。卡方检验显示，“同门”组与非“同门”组之间的审计调整倾向不存在显著差异，与没有CPA独董任职的观测组也没有显著差异。该结果意味着当独董与审计师出自同门时，媒体担心的独立性缺失似乎并没有伴随着更差的审计质量。

      组B比较了各组子样本在公司特征及审计业务特征变量上的潜在差异，结果显示，“同门”模式在公司规模、财务杠杆以及审计前亏损状态方面与其他子样本组并无显著差异，但盈利水平较低。这意味着即使我们观察到“同门”模式伴随着较低的大幅审计调整倾向(从而推断为较低的审计独立性，即公共舆论担心发生的后果)，也不太可能是因为此模式下的公司规模更大或业绩更好；换言之，内生性问题不会对我们的结果产生重大影响。

      (四)多元分析结果

      单变量分析尚未控制其他公司特征及审计业务特征变量，为此我们进行多元回归分析。表5列示了因变量为ADJSIZE的Multinomial回归结果。为尽可能消除极值的影响，我们对所有的连续变量在1%和99%分位数进行了缩尾处理。表5结果显示，变量IndDir_Collg的系数与零无显著差异；进一步的系数间差异检验显示，IndDir_Collg与IndDir_NonCollg的系数也没有显著差异。这意味着，独董与审计师出自同门的治理安排并没有导致更不独立的审计结果，媒体的顾虑似乎并没有得到印证。关于控制变量，我们发现规模较大的公司更不可能发生幅度相对重大的审计调整，业绩较好的公司以及审计前报告亏损的公司更可能发生幅度相对不重大的审计调整。PriorSignAud的系数在ADJSIZE=1和=2时均为负，其中ADJSIZE=2时在10%水平上显著，这意味着随后担任公司独董的审计师在执行审计当时更不倾向于对客户做出审计调整。

      

      五、对非“同门”模式公司治理效应之检验

      第四部分并未发现独董与审计师的“同门”模式伴随着更宽松的审计结果，媒体顾虑的独立性问题似乎并不重要。但在非“同门”情境中，实际上混合了两种不同的模式：一种是前CPA担任独董，即“前同行”模式；而另一种是独董来自于主审事务所之外的其他事务所，即“同行”模式。本部分进一步考察在细分这两种模式后对此前研究结果可能造成的影响。

      (一)研究设计的调整

      我们对此前的模型(1)做出如下调整：

      

      模型(2)与模型(1)的主要差异在于，模型(2)将此前的IndDir_NonCollg分解为IndDir_ExCPA和IndDir_Peer两个变量。IndDir_ExCPA为虚拟变量，取1时表示至少有一名独董曾经在事务所从业，否则取0。IndDir_Peer为虚拟变量，取1时表示至少有一名独董正在主审事务所以外的其他事务所从业，否则取0。如果我们的推理成立，可以预期IndDir_Collg与IndDir_ExCPA的系数存在显著差异，而IndDir_Peer与IndDir_ExCPA的系数也存在显著差异。

      (二)主要检验结果

      表6列示了单变量分析的结果。表6显示，如果不区分非“同门”组观测(N=290)，审计师做出大幅审计调整的频率为42.8%。然而，如果进一步区分“前同行”模式和“同行”模式，那么当IndDir_ExCPA=1时(N=129)，有53.5%的观测做出了大幅审计调整；而IndDir_Peer=1时(N=161)，仅有34.2%的观测做出了大幅审计调整。此外我们注意到，这两组观测的审计师做出相对小幅审计调整的频率是比较接近的(分别为31.8%和31.1%)。总体而言，卡方检验显示“前同行”模式与“同行”模式之间在审计调整幅度的倾向上存在着显著差异(

=17.41，p=0.001)。这意味着此前观察到的非“同门”情境实际上混合了两类效应相反的模式，如果不加区分，则恰好抵消了“前同行”模式与“同行”模式的审计质量效应。

      

      

      表7列示了多元回归结果。结果显示，当因变量为ADJSIZE=1(即审计师做出大幅审计调整)时，IndDir_ExCPA的系数显著为正(z统计量=2.70，p＜0.01)，且与IndDir_Collg的系数存在显著差异(Chi2=5.97，p=0.015)；IndDir_Peer的系数则显著小于零(z统计量=-2.21，p＜0.05)，且显著小于IndDir_ExCPA的系数(

=15.06，p＜0.001)。这意味着“前同行”模式下审计师更倾向于对公司管理层计划报告的账面利润做出相对大幅的审计调整，而“同行”模式下的审计师则更不倾向于做出大幅审计调整。

      此外，当因变量为ADJSIZE=2(即审计师做出相对小幅的审计调整)时，IndDir_Peer的系数同样显著小于零(z统计量=-2.56，p＜0.05)，且显著小于IndDir_ExCPA的系数(

=6.51，p=0.011)。这意味着即使是幅度较小的审计调整，“同行”模式下的审计师同样有显著更低的行为倾向(既显著低于无CPA独董组，又低于“前同行”模式)。

      综上，这些证据都意味着，对于独董与审计师合作程度相近的两种模式(“前同行”vs.“同门”模式)，独立性更强的模式(“前同行”模式)伴随着更严格的审计结果，说明媒体关注的不同治理机制之间的独立性仍然是重要的。之所以在之前的分析中没有发现该结果，是因为混合了对审计独立性构成潜在威胁的“同行”模式。另一方面，对于独董与审计师之间独立性相近的两种模式(“前同行”vs.“同行”模式)，合作程度更强的模式(“前同行”模式)伴随着更严格的审计结果，而存在利益竞争、合作程度更弱的模式则伴随着更加宽松的审计结果，这意味着不同治理机制之间的相互合作(而非竞争)能够显著提高公司治理的效果。

      (三)进一步测试

      给定上市公司整体上具有更强的高报利润动机(Kinney and Martin，1994)，我们还在审计调整中区分利润调整方向，以考察此前的结果是否存在于审计师的调减利润行为。我们设置因变量ADJSIGN，取0时表示没有做出审计调整，取1时表示调减利润的审计调整，取2时表示调增利润的审计调整。在1012例样本观测中，56.1%的审计师对审计前利润进行了调减处理，而21.3%的审计师对审计前利润进行了调增处理。该特征与以往文献记录的审计调整实务特征也是一致的(Kinney and Martin，1994；Lennox et al.，2014)。我们发现，当因变量为ADJSIGN时，此前报告的模型(1)和模型(2)的实验变量结果仍然适用于调减利润方向的审计调整(ADJSIGN=1)。具体而言，我们发现“前同行”模式下审计师更倾向于调减公司管理层计划报告的账面利润，而“同行”模式下的审计师则更不倾向于做出调减利润的审计调整。另外，我们还发现随后担任公司独董的审计师在执行审计当时更不倾向于对客户做出调减利润的审计调整。

      此外，我们还使用了审计调整的二分变量(AUDADJ=1表示发生了审计调整，取0为其他)，得到类似的结论。我们也参考Lennox等(2014)在本文模型中纳入更多控制变量；纳入新的控制变量可能导致我们的样本规模减少(比如审计收费、公司子公司数量等变量存在缺失值)，或某些新纳入的变量事件并不适用于样本期间的所有年份(比如会计师事务所合并、签字注册会计师强制轮换)，但本文的主要结果保持不变。

      六、总结与评论

      本文较为系统地考察了中国上市公司聘任具有会计师事务所工作经历的人士担任独董的各种模式及其公司治理效应。我们识别出3种主要的模式：“同门”模式(即独董与审计师出自同一家事务所)；“前同行”模式(即独董曾经在事务所从业)；“同行”模式(即现职CPA独董与审计师来自不同家事务所)。理论上，“同门”模式下的不同治理机制之间的独立性较低，但合作程度较高；“前同行”模式下的独立性与合作程度都较高；而“同行”模式下虽然独立性较高，但独董与审计师之间存在利益竞争，合作程度较弱。

      尽管有媒体对“同门”模式伴随的外部监督独立性提出了质疑，但我们发现，这种模式并未伴随着最低的审计质量。证据显示，“前同行”模式伴随着主审事务所更高的大幅审计调整倾向，“同行”模式伴随着主审事务所更低的大幅审计调整倾向，而“同门”模式的效应居中。我们的证据意味着：(1)在不同治理机制的合作程度相近时，独立性对提高公司治理的效果具有显著增量；(2)在不同治理机制之间的独立性相近时，其合作而非竞争对提高公司治理的效果也具有显著增量。因此，媒体所关注的不同公司治理机制之间的独立性固然重要，但不同机制之间的合作也同等重要。

      本文在以下若干方面拓展了公司治理领域的文献。首先，近年来有文献关注独董的个体特征对公司治理的影响(魏刚等，2007；王跃堂等，2006；胡奕明、唐松莲，2008)，包括会计专业人士担任独董的后果(DeFond et al.，2005；Krishnan and Visvanathan，2008；Dhaliwal et al.，2010)，而较少文献专门考察具有会计师事务所经历的独董的任职动机与后果，本文在这方面进行了较为系统的探索。第二，近年来开始有文献关注曾在事务所从业的独董在公司治理中的作用，比如对内部控制缺陷的影响(Naiker and Sharma，2009)和对公司购买非审计服务的影响(Naiker et al.，2013)，本文对这个领域的研究做出两项拓展：其一，本文考察的“事务所经历”独董范围更广，既包括曾在事务所从业的独董，也包括正在事务所从业的独董；其二，我们考察了“事务所经历”独董对一项直接审计结果(即审计调整)的影响，从而拓展了公司治理效应的评价范围；第三，也是更重要的，我们首次检验了两类外部治理机制(独董与外部审计师)之间的独立性与竞争—合作关系的不同组合状态及各自经济后果，并发现保持不同治理机制之间的独立性与合作均有助于提高公司治理效果。以上各方面的拓展有助于更深入地理解公司治理机制(特别是会计专业类独董)的运作过程以及作用机理。

      本文也具有明显的实务和政策含义。本文的讨论和分析表明，“同门”模式既有不足，也有优势，可谓“祸”、“福”相倚。这种模式并不是现实中治理效果最差的制度安排(“同行”模式可能更差)。事实上，独董与审计师单独而言，其监督力量可能是相对薄弱和割裂的；但我们的证据显示，在保障独立性的前提下，如果独董与审计师联合起来，就可能发挥出更强的监督效力。当然，管理层如果意识到这一点，就可能采取措施避免聘请“前同行”独董而采取“同行”模式。相应地，监管机构有必要考虑采取措施，鼓励前者而限制后者，促进不同的公司治理机制相互合作，形成合力。

      感谢中国注册会计师行业组织和监管机构对本研究提供的数据支持，以及徐鑫和杨育龙在研究过程中提供的协助。当然文责自负。

      ①比如，《21世纪经济报道》在2013年5月17日的一则报道《独董与签字会计系出同门 监督权疑成空谈》中指出，“攀钢钒钛去年年报显示，其一位名叫严晓建的独立董事……自2003年12月至2009年3月长达5年多的时间里在岳华所江苏分所工作，2008年岳华所和中瑞华恒信合并成了中瑞岳华，而2008年发布的2007年攀钢钒钛年报中，就将审计机构变更为中瑞岳华。有违独立性的是，严晓建却从2007年起至今一直担任着攀钢钒钛的独立董事。……‘一方面作为公司独立董事，他的决定关系着公司的重大利益，另一方面又作为会计师事务所的雇员，与上市公司存在着业务联系，所以如果出现上述的情况，就会影响独立董事的独立判断，一般上市公司是会避免甚至杜绝这种情况的出现。’北京一位熟悉公司法的郭律师表示。”

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