董事会特征、股权结构与审计委员会勤勉度

董事会特征、股权结构与审计委员会勤勉度殷枫（上海对外贸易学院会计学院，上海201600）摘要：勤勉度是衡量审计委员会效率最重要的因素。我们认为，董事会特征、股权结构可能会对审计委员会勤勉度产生影响。本文以我国沪深两市A股2007年上市公司为研究对象，研究了董事会特征、股权结构对审计委员会勤勉度的影响。实证研究结果表明，审计委员会规模和第一大股东持股比例与审计委员会勤勉度呈显著正相关关系。关键词：董事会特征、股权结构、审计委员会、勤勉度引言一个有效率的审计委员会能以其勤奋的工作确保可靠的财务报告、内部控制和风险管理，进而提高证券市场透明度、保护股东利益和增加公司价值。而勤勉度是衡量审计员会效率最重要的要素。经验研究表明，勤勉的审计委员会能够降低公司财务舞弊、提高会计信息质量,使盈余具有更高的信息含量。美国的蓝带委员会（BlueRibbonCommittee）和SEC已在多种场合强调公司审计委员会勤勉的重要性。截止到2007年为止，我国沪深两市设立审计委员会的上市公司达到90%以上。但设立审计委员会并不意味着董事会能真正依靠审计委员会来提升其监控力，除非审计委员会能勤勉地工作。那么如何衡量审计委员会的勤勉度呢？我们借鉴DeZoort和Raghunandan等的做法，将审计委员会的会议次数作为其勤勉程度的替代指标，因为其他衡量勤勉程度的指标不能通过公开资料获得，而频繁的审计委员会会议表明了审计委员会的活跃度，活跃的审计委员会能够和外部审计师之间进行充分的交流，从而更利于审计委员会发挥监管作用。目前，学者们从董事会特征、股权结构等方面证实了公司治理结构因素会影响审计委员会的设立。那么，在我国，股权结构、董事会特征如何影响审计委员会的勤勉度？国内学者很少有文献从实证的角度为这些问题提供经验数据。为此，本文以我国2007年沪深两市上市公司为研究对象，实证检验了董事会特征、股权结构对审计委员会勤勉度的影响。这对于引导和督促审计委员会按照我国上市公司治理原则更加勤勉的为股东服务、发挥审计委员会作为公司重要监控机制的本质作用，具有重要的理论价值和现实意义。一、理论分析与研究假设1．董事会特征（1）审计委员会规模DeFondandFrancis认为，较大规模的审计委员会将促使董事会分配更多的资源来提升财务报告质量。Raghunandan和Dasaratha也认为审计委员会人数增加将会导致需要被讨论的问题增多，他们的研究发现，审计委员会规模和审计委员会次数显著正相关。我们认为，随着审计委员会人数的增加，需要召开较多的会议才能充分发挥审计委员会的控制权。假设1：审计委员会规模与审计委员会会议次数呈正相关关系。（2）审计委员中财务会计专家的比例审计委员会的专业胜任能力也日益受到关注。Raghunandan等发现，至少有一名有会计或财务知识背景的审计委员会，更可能与内部审计主管有更长时间的会面，更可能与内部审计主管有更多的私人接触，更可能审核内部审计计划和结果。我们认为，财会专家比例越大，审计委员会就会对公司出现的财务、会计问题进行越深入的探讨，为此就会较频繁的召开会议对公司进行监督。假设2：审计委员中会计专家的比例与审计委员会会议次数呈正相关关系。（3）董事会中独立董事的比例董事会构成是影响董事会是否有能力监控管理层的一项基本特征。受内部人统治的董事会会妨碍形成一个活跃、独立的审计委员会。鉴于内部人控制会对董事会控制和审计委员会控制形成不利的影响，我们认为，如果董事会中内部人比例过高，就会形成一个被动的审计委员会。假设3：董事会中独立董事比例和审计委员会会议次数呈正相关关系。（4）总经理与董事长两职合一公司治理专家一直不鼓励两职合一，因为那将会产生较大的代理成本。两职合一的公司需要一个活跃的审计委员会发挥其控制权以降低产生的代理成本。我们预期，两职合一的公司，其审计委员会就会较活跃、召开会议就频繁。我们提出假设4：两职合一的公司应召开较多的审计委员会会议。2、股权结构（1）管理层持股比例代理理论认为，所有权和控制权分离使得股东和经理人之间出现代理成本。当公司的经理人员持有公司大量股票时，经理人员与股东之间就会产生利益联盟。因此，持有公司大量股票的经理人就会培育活跃的审计委员会，因为较高质量的财务报表和市场透明度会给它带来财富。然而，管理层持股比例过高会产生壕沟效应，外部股东更难监管管理者行为，因为更多的股权使管理者能更直接地控制公司，增加抵制外部压力的能力。因此，过高的管理层持股比例就会增加管理者从事机会主义的可能性，经理人员会尽力抑制审计委员会的活跃度以避免来自审计委员会的监督和控制。我们提出：假设5：管理层持股水平和审计委员会会议次数不呈显著关系。（2）第一大股东持股比例大股东具有产生控制私有收益的动机，Shleifer和Vishny认为，当股权集中度增加到第一大股东可以有效控制公司时，第一大股东倾向于通过对少数股东的剥夺来实现自身效用。而审计委员会在财务报告中所起的作用能减少大股东的剥削行为。我们提出：假设6：第一大股东比例与审计委员会会议次数呈正相关关系。（3）股东性质我国上市公司的股东按照投资主体不同，可以分为国家股、法人股和流通股。国家股作为股东对公司经营者的监督约束常常没有得到充分发挥，造成内部人控制。我国上市公司的流通股股东大多数都是小股东，他们既无参与公司治理的动机，也无参与公司治理的能力，通常只是以赚取市场短期差价为目的。而法人股股东与国家股股东相比，对公司经营者的监督更为积极和有效；与流通股股东相比，他们的监控能力较强，更加关注公司的长远发展，追求良好的价值回报。因此，我们预期，法人股比例越高，审计委员会越活跃。我们提出：假设7：法人股比例与审计委员会会议次数呈正相关关系。二、研究设计（一）对审计委员会勤勉度的衡量由于上市公司报表披露的信息有限，无法获得有关审计委员会勤勉度的其他度量指标，因此，我们采用审计委员会在一个会计年度（年度报表公布之前）里召开的会议次数来表示审计委员会的勤勉度，这也是本研究的因变量，用MEETFREQ表示。（二）样本选取和数据来源本文的研究针对我国沪深两市上市公司。研究样本按照下列标准选取：（1）考虑到金融行业的上市公司比较少且其行业特征与其他行业相比差别比较大，予以剔除；（2）剔除了出现数据缺省的样本。(3)考虑到法规和监管方式可能发生变化，如2007年起我国上市公司执行新会计准则，我们只以2007年的上市公司为研究对象。根据上述标准，最终得到有效样本312个。研究所需要的审计委员会开会次数、审计委员会规模、审计委员会中财会专家的人数、董事会独立董事比例等数据是从证券交易所公布的2007年度上市公司年度报告中手工收集的；其他的数据均来自WIND数据库。（三）模型设计我们借鉴K.Raghunandan和DasarathaV.Rama的对数模型，建立多元线性回归模型，检验公司治理结构因素与审计委员会的勤勉度之间的关系。根据前文的假设，具体的解释变量如表1所示。因此，建立以下检验模型：Log(MEETFREQ)=+1AUDSIZE+2%EXPERTS+3%INDBOD+4CEOCHAIR+5%MANAGERS’+6%TOP1+7%CORPORATESHARES+8ASSETS+9LEV+10GROWTH+11ROE+12LITIGIOUS+模型中变量的定义如下：表1变量定义变量类型预测符号变量名定义因变量审计委员会的勤勉度Log（MEETFREQ）用审计委员会在一个会计年度内的开会次数的自然对数来表示观察变量+审计委员会规模AUDSIZE审计委员会的人数+审计委员会中财会专家的比例%Experts审计委员会中具备财务、会计背景人数的比例+独立董事比例%INDBOD独立董事的总人数除以董事会的总人数？两职合一情况CEOCHAIR当公司董事长兼任总经理取值为1，否则为0+管理层持股比例%Managers’公司高层管理人员持有的股份数除以公司总股数（不包括普通员工持股）+第一大股东持股比例%TOP1第一大股东持有的股份数除以公司总股数+法人股比例%Corporateshares法人股股东持有的股份数除以公司总股数控制变量？公司规模ASSETS公司07年底总资产的自然对数？财务杠杆LEV公司07年总负债除以总资产？成长速度GROWTH公司07年底的总资产/06年底的总资产？盈利能力ROE净资产收益率=07年净利润/平均股东权益？是否高诉讼行业Litigious是高诉讼行业即制药业、计算机、电子、零售或软件行业，取值为1，否则为0为了有效的检验假设，我们还在模型中加入了一些现有文献发现的对审计委员会的勤勉度可能产生影响的因素作为控制变量，即公司规模、财务杠杆、盈利能力、成长性和行业。三、实证结果及分析董事会特征、股权结构变量的描述性统计我们在表2中列示了样本公司所有自变量的有关统计特征。表22007年样本公司各个变量的描述性统计NMinimumMaximumMeanStd.DeviationMEETFREQ312.00002.0794.5720.55033AUDSIZE312183.47.972%Experts312041.25.659%INDBOD31214.2960.0035.52315.0127CEOCHAIR31201.20.397%Managers’312.000054.0600.70614.8190%TOP13124.830092.3536.749015.9074%Corporateshares312.0090.3513.508219.0810ASSETS31218.463027.251021.29361.4095LEV3124.65261.6856.040826.26967GROWTH312.41215.55441.2377.53506ROE312-54.92416.9310.121628.8183Litigious31201.20.400ValidN(listwise)312从表2可以看出，在公司2007年度样本中，审计委员会规模一般在3个人以上，其中财会专家的人数至少一人，独立董事的比例平均为35.52%，这基本符合证监会的相关要求。董事长兼任公司总经理的比例是20%。管理层持股比例平均不足1%，激励效力不足，反映了我国上市公司股权激励的应用还很有限。第一大股东平均持股比例高达36.75%，呈现出典型的“一股独大”特征。法人股比例在0-90.35%之间，平均值为13.51%，比例较小。根据惯例，我们对公司资产取自然对数，数值的变化范围为18.46-27.25。回归分析表3模型的检验结果（F=4.078，P=0.000，R=0.375，AdjustedRSquare=0.141）VariableSignCoefficientT-statisticp-valueIntercept?-1.523-2.7530.006AUDSIZE+0.0631.9680.050**%Experts+0.0741.5890.113%INDBOD+0.0020.2670.790CEOCHAIR-0.0480.6220.535%Managers’?0.0071.1640.245%TOP1+0.0041.9320.054*%Corporateshares+0.000-0.3880.698ASSETS?0.0773.0620.002**LEV?-0.002-1.8730.062*GROWTH?0.0170.2930.770ROE?0.0010.4990.618Litigious?0.0350.4580.647（*、**分别表示在10%、5%的显著水平下统计显著）从表3的结果可以看出，解释变量审计委员会规模（AUDSIZE）对因变量的回归系数是0.063，并且在统计上显著，说明审计委员会规模越大，审计委员会召开的会议次数越多，这支持了假设1。第一大股东持股比例对因变量的回归系数也为正，并且在统计上显著，说明第一大股东持股比例的增加，能促进审计委员会的勤勉度的提高。没有发现审计委员会中财会专家的人数会对审计委员会勤勉度产生影响。原因可能为大部分公司都遵循了证监会“审计委员会中至少应有一名独立董事是会计专业人士”的规定，聘请了一名财会专家作独立董事。在样本公司中，董事长兼任总经理的公司比例只有1/5左右，可能出于抽样误差等影响，所以不能得出两职合一对勤勉度有显著影响。独立董事与审计委员会勤勉度的关系不明显，这可能是由于我国独立董事人数比例有不低于1／3的规定，大多数企业能按照要求聘任独立董事。另外，样本中大部分公司没有实行股权激励，管理层持没有足够的动力去监督审计委员会的勤勉度。控制变量中的公司规模与审计委员会的勤勉度正相关，资产负债率与勤勉度呈负相关。一般而言，规模大的公司比小公司内部控制好，公司治理比较完善，管理层会要求召开审计委员会会议，对报表进行审核。相反，资产负债率高的公司大多经营不善，管理体制尚不健全，审计委员会的设立仅仅是为了满足监管部门的规定而形同虚设。（三）敏感性测试考虑到观察变量之间可能存在的多重共线性问题，本文还进行了敏感性分析,方差膨胀因子（VIF）都在1附近，远远小于10，自变量之间几乎不存在多重共线性。所以，观察变量之间的微弱的相关关系不影响本文的结论，还是四个变量显著影响因变量，即审计委员会规模越大，第一大股东持股比例越高，公司规模越大，资产负债率越低的公司审计委员会越勤勉。四、研究结论与启示本文针对中国沪深两市证券市场，以2007年内设立审计委员会并召开专门会议的上市公司为样本，使用多元回归模型，对公司治理与审计委员会勤勉度的关系进行了实证检验。本文的实证研究结果表明，我国上市公司治理结构对审计委员会勤勉度具有一定的影响。研究发现，审计委员会规模和第一大股东持股比例能显著提高审计委员会的勤勉度，并且公司规模越大、资产负债率越低，审计委员会的勤勉度越高。而审计委员会中财会专家的比例、独立董事的比例、公司高层管理者持股比例、法人股比例与审计委员会勤勉度的关系不明显。根据本文的研究结果，我们提出如下政策建议以促进上市公司审计委员会的勤勉度。第一，通过改善公司治理结构能显著促进审计委员会勤勉度。审计委员会勤勉度是良好公司治理的一种反应，进而勤勉的审计委员会能有效促进内部控制的完善和公司业绩的提高。第二，在建立公司治理结构时，应该不仅注重“形式”，更要重视“实质”，充分发挥审计委员会中财会专家、独立董事的作用。主要参考文献：[1]KalbersLP,FogartyTJ.Auditcommitteeeffectiveness:Anempiricalinvestigationofthecontributionofpower[J]Auditing:AJournalofPractice&Theory,1993,12:24-29.[2]Beasley.M.Anempiricalanalysisoftherelationbetweentheboardofdirectorcompositionandfinancialstatementfraud[J].TheAccountingReview,1996,71(4):443-465[3]Anderson,Kirsten,L.,DanielN.Deli,andStuartL.Gillan.BoardDirector,auditcommittees,andtheinformationcontentofearnings[R].WorkingPaperofGeorgetownUniversity,ArizonaStateUniversity,andUniversityofDelaware,2003.[4]K.RaghunandanandDasarathaV.Rama.DeterminantsofAuditCommitteeDiligence[J],AccountingHorizons,2007.3