公司内部治理机制对审计意见类型的影响.

1、公司内部治理机制对审计意见类型的影响09-04-27 13:59:00 作者：王怀明 项敏编辑：studa20FTT1【摘 要】 本文以深市A股上市公司为研究样本，通过构建 Logistic回 归模型，就上市公司内部治理机制对审计意见类型的影响进行了实证研究，旨 在完善公司内部治理机制，有利于公司获得清洁的审计意见；注重对公司内部 治理机制的评价，有利于会计师事务所降低审计风险，出具恰当的审计意见。【关键词】 审计意见类型；公司内部治理；Logistic 回归模型审计意见反映了审计师对于企业财务报表公允性、合法性以及政策一致性 的评价，目前关于审计意见类型影响因素的研究主要是集中在上市公司财务

2、业 绩、盈余管理、会计师事务所的规模、被审计客户的规模、上期审计意见类型 等方面。但是，系统地从公司内部治理角度对独立审计进行的研究却显得相对 匮乏。有效的公司治理机制意味着较低的审计风险，使审计师更愿意出具清洁 度较高的审计意见。特别是随着审计方法向以客户经营风险为导向的现代风险 导向审计方法发展，公司治理质量必然会对审计意见产生重大的影响。一、文献回顾关于审计意见影响因素的研究，国外学术界开展得比较早，并已取得较丰 富的研究成果。DeAngelo、Palmrose （ 1981）等人研究了会计师事务所的规模 对审计意见类型的影响，结果显示：前五大比其他事务所更倾向于对财务困难 的客户出具持

3、续经营有疑虑的审计意见；Carcello （2000）、Bonmer（ 1991）检验了被审计客户的规模大小对审计意见类型的影响，结果显示被审计客户的 规模和审计意见类型没有显著的相关性，对此，他们的解释是尽管大客户对审 计师的影响大，但是如果出现审计失败，事务所的损失也会很大，所以审计师 出具审计意见时会更加谨慎；Mutchler （ 1985）通过对执业审计师的访谈得 知：上期被出具持续经营疑虑的审计意见的公司，本期更有可能被出具持续经 营疑虑的保留意见；Chow and Rice （ 1982）发现，审计师变更与变更前的最近 会计年度的保留审计意见之间存在着显著的相关性；Clive Le

4、nnox （ 2002）的研究表明，债务杠杆高、具有破产倾向的公司容易被出具非标意见。国内学术界对影响审计意见的因素也进行了较为广泛的探索。Bao a ndChen（ 1998）对可能影响审计意见的11个因素进行了检验，其结果表明：资产 负债率高、总资产收益率低、企业亏损、上市地在深圳等因素对审计意见产生 不利影响；原红旗、李海波（2003）研究了会计师事务所特征与审计意见之间 的关系，没有发现事务所的组织形式、出资方式、规模大小与审计意见之间存 在明显的相关性，但发现上市公司财务特征对注册会计师审计意见的重要影 响；方军雄等（2004）发现注册会计师在出具审计意见时非常关注客户的风险 程度，

5、越是出现亏损、被他人提起诉讼、股东占款比重和资产负债率越高，被 出具非标的可能性就越大。近几年来，也有一些学者开始从公司治理角度对审计意见类型的影响进行 了有益的探索。王跃堂、赵子夜（2003）研究发现公司治理结构中大股东与其 他法人股的股权差距对审计意见有显著影响，大股东相对其他法人股的股权越 集中，上市公司被出具非标准无保留意见的可能性越小。蔡春、杨麟等（2005）研究表明公司内部管理质量特征指标对审计意见存在显著影响。但是 从公司内部治理角度对审计意见影响的研究还不够深入和系统，现有的研究仅 仅涉及公司内部治理的某个方面。二、研究假设公司治理的实质是如何以最小代理成本激励代理人和防范代理

6、人的道德风 险。一般而言，对于企业所有者与管理层之间、控股大股东和小股东之间可能 存在的这两种利益冲突，可通过内、外部治理机制加以缓和。外部治理机制包 括公司控制权市场、产品竞争市场、经理人市场、债务融资和投资者法律保护 等；而内部治理机制包括：董事会，高管薪酬，股权结构，及财务信息披露和 透明（白重恩、刘俏等， 2005）。本文主要从上述公司内部治理机制的四个方 面来研究其对审计意见类型的影响。审计委员会是公司内部治理机制的重要内容。它作为协调公司内部利益关 系而产生的监督机制，通过在公司内部控制和信息披露上的有效履职，可以控 制公司财务信息的质量，同时审计委员会的设立为管理层与审计师之间的

7、沟通 和协调提供了渠道，更有可能消除管理层和审计师之间的分歧。基于上述理论 分析，提出假设：H:与未设置审计委员会的公司相比，设置审计委员会的公司获得清洁审 计意见的可能性要高。在所有权和经营权高度分离的现代公司中，董事会具有代表股东监督管理 层自利行为的作用，但如果董事长和 CEC两职合一，将会大大削弱董事会的监 督功能，因为董事会变得不再独立，同时董事长也不能有效执行涉及其自身利 益的职权，他将会更多地追求自身利益而非股东利益的权力。基于上述理论分 析，提出假设:H2:与董事长和CECW职合一的公司相比，两职分离公司被出具清洁审计 意见的可能性要高。独立董事有比较强的管理经营方面的专业知识

8、，具有监督企业经营决策的 能力，它的主要职能是确保执行董事的追求与股东利益相一致。因此，在董事 会中，拥有更高比例的独立董事将有助于加强董事会的客观性和独立性，可以 更好地对执行董事的行为进行监控，同时也将更好地限制经营者的机会主义行 为，减少公司财务舞弊的可能性。基于上述理论分析，提出假设:H3:公司独立董事的比例越高，被出具清洁审计意见的可能性越高。我国大部分的上市公司中，“一股独大”现象比较严重。当股权过于集中 于某一大股东，大股东就会在股东大会、董事会上拥有重大发言权，作为大股 东派出的全权代表的经营者，集公司决策权和管理权于一身，从而导致上市公 司所有权、决策权、管理权的高度统一。同

9、时由于信息不对称，大股东极有可 能利用其控制财务信息的优势地位，操纵公司的财务业绩，做出损害中、小股 东和相关者利益的行为，通过追求自利目标而不是公司价值目标来实现自身价 值的最大化。基于上述理论分析，提出假设:H4:公司的第一大股东持股比例越高，被出具清洁审计意见的可能性越 低。管理层薪酬激励的目的是在信息不对称的情况下，为了诱导作为代理人的 管理层能够从股东利益的角度出发，采取与委托人目标一致的行动，谋取公司 价值的最大化。因此，当薪酬激励水平较低时，经营者可能有较大的动机去采 取在职消费等损害股东利益的行动，同时，以较小的激励去最大化其工作绩 效，其财务舞弊的可能性较高。基于上述理论分析

10、，提出假设：H5:公司的高管薪酬激励水平越高，被出具清洁审计意见的可能性越高。在两权分离的情况下，公司各相关利益主体之间所获得的信息是不对称 的。信息的充分披露和财务信息的透明，会使股东、债权人、经理层等各利益 相关主体的信息不对称程度减弱，从而使代理人的道德风险问题和机会主义行 为问题降低，使经营者能更真实地反映和披露公司的会计信息。因此可以认 为，信息披露越充分越透明，财务舞弊的可能性将越低。基于上述理论分析， 提出假设：H6:公司的信息披露质量越高，被出具清洁审计意见的可能性越高。综合上述理论分析可以得出结论：良好的公司内部治理结构可以对公司的 经营和财务运作实施有效的监督，从而降低财务

11、报表发生重大错报的风险。因 此提出本文的综合性假设：H7:公司内部治理机制越完善，被出具清洁审计意见的可能性越高。三、样本选择与研究设计（一）数据来源与样本选择本文以2004年前上市的深市A股上市公司为研究对象，2004年至2007年 四年为研究期间，具体研究样本按照下列标准选取：1.为避免A股、B股以及境外上市股之间的差异，只考虑那些发行 A股的上市公司；2.为消除个别畸形 数据对研究结果的影响，去除了那些 ST的个股；3.为了避免与金融类上市企业 数据不可比的情况，剔除了所有金融类上市企业。经过筛选，共有330家上市公司符合要求，得到样本1 320个。有关样本原始数据从巨潮资讯网、CCER

12、g济金融研究数据库、深圳证券交易所网站等获得，全部数据分析采用SPSS16.0软件。09-04-27 13:59:00 作者：王怀明 项敏编辑：studa20加釦（二）变量选择与定义1. 被解释变量审计意见类型（OP :指会计师事务所出具的审计意见类型。本文将标准 无保留审计意见称为清洁审计意见，将其余类型审计报告统称为不清洁审计意 见。当上市公司收到“清洁审计意见”，则取值为 1;反之，取值为0。2. 解释变量（1）审计委员会的设置（AB :当上市公司设立审计委员会，取值为 1； 未设立时，则取值为0。（2） 董事长与CEC两职分离程度（DU :当公司的董事长同时也是 CEO 时，取值为0;

13、否则为1。（3）独立董事的比例（DR :即独立董事占上市公司董事会总人数的比 例。（4）第一大股东持股比例（TOP）:即为公司第一大股东持有公司股票占 公司股票总数的比例。（5）年薪最高的前三位高管薪酬总额（FTMS :取值采用年薪最高的前三 位高管薪酬总额的自然对数。（6）信息披露质量（VDS :本文采用深圳证券交易所对各深市上市公司 信息披露情况给予的评级等级衡量公司的信息披露质量。当评级为优秀时，取 值为4;当评级为良好时，取值为3;当评级为及格时，取值为2;当评级为不 及格时，取值为1。（7）公司内部治理机制的综合评价指数（GOV :为了便于对各样本公司 的内部治理水平进行整体评价，必

14、须构建一个综合得分函数，根据审计委员会 的设置状况、董事长与CEC两权分离程度、独立董事的比例、高管人员的薪酬 水平、信息披露评价得分等六个指标计算出一个综合得分。目前较为理想的综 合评价方法就是主成分分析法。这种方法的核心是对若干个指标进行主成分分 析并提取公共因子，再计算每个因子的得分，最后以每个因子的方差贡献率为 权重与该因子的得分乘积的和来构造得分函数。本文即采用该综合得分作为度 量公司内部治理水平的GOV旨数。3. 控制变量（1）资产规模（TA：取值采用公司资产规模的自然对数。（2）资产负债率（TLTA :取值采用公司总负债与总资产的比值。（3）会计师事务所的规模（TOP0）:本文按

15、我国会计师事务所业务收入为 标准来计算事务所的市场份额和规模，把事务所的规模划分为“十大”和“非 十大”。若当年事务所业务收入排名在全国前十位，该事务所属于“十大”，则取值为1;否则，则取值为0。（4）上一期审计意见类型（LOP :如果上一期审计意见是“清洁审计意 见”，则取值为1;否则，取值为0。（三）模型构建为了检验研究假设，本文建立两个logistic 二元选择模型Model A和 Model B。 Model A分别从评价公司内部治理机制所包括的：审计委员会的设 置、董事长与CEC两职分离程度、独立董事的比例、第一大股东持股比例、高 管人员的薪酬水平、信息披露质量等六个主要方面，具体分

16、析内部治理机制各 因素如何影响审计意见；Model B则从总体上验证公司内部治理总体水平 GOV 指数与审计意见类型的关系。Model A:OP邛 0+ B 1AB+B 2DU邙 3DR邙 4TOP+ B sFTMSp 6VDS+ B 7TA+B 8TLTA+B 9TOP0+ B 1LOP+sModel B :OP=B 0+ B 1GOV+ 2TA+B 3TLTA+B 4TOF0+ B 丄OP+e四、实证分析（一）描述性统计现将样本公司按照审计意见类型分成清洁审计意见组和非清洁审计意见 组，考察两种审计意见类型在各年的分布状况。表1列示了从2004至2006三年审计意见的统计结果。表1统计表明

17、，2004至2006年获得清洁审计意见的样本公司占总样本量 的平均比例为94.8%,非清洁审计意见的样本公司占总样本量的平均比例为 5.2%，各年的分布状况基本上是稳定的。（二）单变量分组检验对影响审计意见的各变量进行单变量分组检验的目的，是检验两组样本公 司内部治理因素等变量是否存在系统差异。表 2列示了清洁审计意见组与不清 洁审计意见组的两类公司相关变量的参数和非参数检验结果。由表2可以看出：描述公司内部治理机制的各变量，除了独立董事比例DR以外，无论是参数检验还是非参数检验，显示两类样本公司均存在着显著差 异；对于控制变量，除TOP。没有通过显著性检验外，其他控制变量均存在显著 差异。根

18、据单变量分组检验的结果，可以初步判断，清洁审计意见组与不清洁意 见组在内部治理大部分因素的特征上存在着显著性差异。（三）相关性分析为了检验Model A和Model B中自变量之间是否存在多重共线性问题，在 进行Logistic逻辑回归分析之前，必须对相关变量进行相关性分析（相关性分 析结果略）。分析结果表明：Model A和Model B中各自变量之间的相关系数 都没有超过0.4，因此可以推断这两个模型不存在严重的多重共线性问题。此外，结果还显示Model A中除了变量独立董事的比例 DR夕卜，审计意见类 型OP与各公司内部治理变量之间都存在显著的相关性；除了变量会计师事务所 的规模TOP0外，被解释变量OP与模型各控制变量也呈现出显著的相关性。 Model B中审计意见类型OP与GOV旨数之间也呈现出显著的相关关系。这初步 验证了本文提出的大部分研究假设。（四）回归分析为了系统地考察样本公司内部治理机制的各主要方面对审计意见类型的影 响，根据Model A和Model B进行Logistic 回归分析，对本文提出的研究假设 进行进一步的检验。回归结果见表 3。表3逻辑回归结果显示：模型 Chi-Square统计量对应的概率均为0.000， 这表明模型中的解释变量从总体上对被解释变量具有显著的解释效力。 Nagelkerke R 2拟合优度为0.272