公司治理机制与高质量外部审计需求

1、公司治理机制与高质量外部审计需求            韩洪灵/陈汉文  一、引言    世界范围内公司舞弊与审计合谋案的持续发生，使得舞弊行为的治理问题在21世纪重新面临着严峻的挑战。各国的证券监管机构越来越强调有效的公司治理在减少财务报告风险方面的重要性，高质量外部审计需求的缺失被认为是导致舞弊泛滥的重要原因之一。Jensen和Meckling(1976)认为，审计可以被视为充当公司代理问题的一种监控机制，是一项

2、能够约束机会主义行为的制度安排。这使得公司的代理冲突与审计需求紧密地联系起来，审计被看作不同类型交易费用的替代机制，即以外部监督成本代替内部组织成本；另一方面，由于对财务报告过程的全面监督几乎是不可能的，审计也是以“对结果的监督”部分地替代“对过程的监督”。对质量差异化的审计需求被看作是解决代理问题的一种有效方法(Watts等，1983)。Cadbury公司治理报告(1992)也强调审计在公司治理过程中所扮演的重要角色，法定审计被看作是一种重要的外部治理机制。因此，有效的公司治理的一种重要特征便是能否导致高质量的外部审计需求。而公司治理的审计质量需求观(audit demand perspec

3、tive)的一个重要表现是，良好的公司治理能导致差异化的高质量审计需求，这意味着审计师需要增加额外的努力和审计成本，即有效的公司治理最终会导致更高的审计收费。    目前，我国上市公司存在着特殊的治理结构并一直处于转轨改革的过程之中，那么，我国上市公司的治理机制是否会影响审计质量？股权结构、董事会特征等具体治理机制能导致高质量的外部审计需求吗？这些研究证据的取得将具有重要的与资本市场监管和公司治理改革相关的公共政策含义。为此，本文以审计收费为视角，对我国上市公司的治理机制与高质量外部审计需求之间的关系进行经验检验。   &#

4、160;二、理论分析与研究假设    现代公司治理理论认为，股权结构及其控制权安排是公司治理的产权基石，它决定了内部和外部监控机制的构成和运作方式。董事会作为公司委托代理关系中承上启下的中心关节点，一方面接受股东的委托，行使权利并承担受托责任；另一方面又委托经理人运作公司业务，为经理人设计有效的激励约束机制。因此，董事会的效率直接决定了治理水平的高低。基于股权结构对公司治理的基础性影响和董事会对公司治理的核心作用，本文具体考察股权结构和董事会特征对高质量外部审计需求(以审计收费为替代变量)的影响。    (一)股权

5、结构与外部审计需求    现有的实证结论通常支持国有控股公司比非国有控股公司具有更差的公司治理和业绩。徐晓东等(2003)发现，当上市公司第一大股东为非国有股东时具有更好的公司业绩和治理效率；杜莹等(2002)发现国有股股东治理效率低下；许小年(1997)也同样认为国有股比重越高的公司效益越差。孙铮等(2004)从审计师选择的角度检验了股权结构对外部审计需求的影响。结果表明，国有股、法人股及境内个人股股东促进上市公司选择高质量审计的动力较小；境外法人股及境外个人股股东则会积极地促使上市公司选择高质量的注册会计师。以上分析表明，国有控股的上市公司更不愿意聘

6、请高质量的审计师。籍此，我们提出假设1：    假设1：国有最终控制的上市公司比非国有最终控制的上市公司具有更低的高质量外部审计需求，从而具有更低的审计费用。    代理问题是企业有效契约观的基本问题(Fama和Jensen，1983)。在股权分散的公司中，代理问题主要源于股东和管理层之间的冲突；在股权集中的情况下，大股东持股比例越大，积极行使投票权成本远远小于收益，从而有更大的动机需求高质量的审计以对管理层加以监控。Shleifer和Vishny(1997)认为，股权集中在某些大股东手中，他们会有较大动力去监控管

7、理者，大股东的存在成为缓和股东与经理层之间利益冲突的一种有效方式。集中型股权结构的突出表现是第一大股东具有较高的持股比例，籍此我们提出假设2：    假设2：上市公司第一大股东的持股比例越高，其高质量外部审计需求的动机越强，因而具有更高的审计费用。    Bennedsen和Wolferzon(2000)认为，大股东之间的相互监督和制衡可以控制私人利益。唐清泉等(2005)发现非控股大股东对控股股东的隧道挖掘行为起到制衡的作用。陈晓等(2005)发现，当存在能对控股股东具有制衡作用的大股东时，发生关联交易的可能性降

8、低。因此，大股东之间的股权制衡可以产生以下效应：(1)成为第一大股东“挖隧道”的最大障碍；(2)增加了控制权市场的效率；(3)这些大股东也是管理层的监督者。基于以上讨论，我们认为大股东之间的股权制衡有利于推动公司治理效率的提升，籍此我们提出假设3：    假设3：上市公司大股东之间股权制衡的程度越高，其高质量外部审计需求的动机越强，从而具有更高的审计费用。    (二)董事会特征与外部审计需求    董事会与外部审计需求及审计费用之间的联系表现在：(1)从正式的渠道看，董事会

9、通常与管理层一起决定审计师的选择，复核审计师的计划和所提议的审计费用(Blue Ribbon Committee，1999)。(2)从非正式的渠道看，董事会的财务报告监控义务会给审计师传递一种信号：必须满足董事会对审计师的期望。如果审计师知道董事会的治理是有效的且有高质量的审计需求，那么审计师可能会执行更高质量的审计。    许多研究表明，董事会的独立性与代表股东利益的行动之间呈正相关关系(Coller等，1997)。作为抵制经理人机会主义行为的手段，独立董事有利于内部治理机制的强化。Forker(1992)发现较高的独立董事比例能够提高财务信息披露质量

10、。崔学刚(2004)发现独立董事能提高公司信息披露的透明度。因此，一个更加独立的董事会可能会支持购买更高质量的外部审计服务，进而会导致更高的审计费用。籍此，我们提出假设4：    假设4：独立董事的比例越高的上市公司具有更高质量的外部审计需求，从而具有更高的审计费用。    Liptong和Lorch(1992)认为，导致董事会不能有效运作的一个主要原因是董事会成员缺乏足够的时间去履行其董事义务。Conger等(1998)认为，增加董事会会议可以提高董事会的有效性。在此意义上，一个以会议次数为表征的、更为勤勉履行义

11、务的董事会可能会提高他们对财务报告过程的监控水平。因此，我们预期一个更勤勉的董事会更可能支持购买高质量的审计服务。籍此，我们提出假设5：    假设5：董事会会议次数越多的上市公司具有更高质量的外部审计需求，从而具有更高的审计费用。    隶属于董事会的审计委员会，其主要职能是对财务报告和审计过程提供持续的监控。Pincas和Wong(1989)发现设有审计委员会的公司更喜欢聘请“八大”；Defond(1992)发现在设有审计委员会的公司中更少发生利润的高估；Wild(1994)发现建立审计委员会后会计盈余的信息含

12、量明显增大；Sweeney和Sloan(1995)发现没有审计委员会的公司更可能财务造假；Dechow等(1996)发现，设立审计委员会的公司更少出现会计差错；McMullen(1996)调查证明，审计委员会的成立与较少的错误发现、违规和其他不可靠的财务报告相关；基于以上文献，审计委员会是对公司治理的一种制度改进，它通过加强财务报告和外部审计的监控而增加对高质量外部审计的需求，从而导致更高的审计费用。籍此，我们提出假设6：    假设6：设立审计委员会的上市公司具有更高质量的外部审计需求，从而具有更高的审计费用。   

13、60;三、研究方法、样本选择与描述性统计    (一)研究方法    为检验股权结构、董事会特征对高质量外部审计需求(进而对审计费用)的影响，本文以Defond等(2000)及Casterella等(2004)的模型为基准，并参照国内已有的关于我国上市公司审计费用一般性影响因素的研究结果，建立如下模型：                其中，LnFee为因变量

14、，是年度审计费用的自然对数，LnFee越大表明具有更高质量的外部审计需求。解释变量的定义如下：当公司为国有最终控制时，GovControl=1；否则为0。First代表第一大股东持股比例。LnHindex为第二大至第十大股东持股比例的平方和的自然对数，LnHindex越大表明其他大股东对第一大股东具有更强的制衡力量。Director为董事会中独立董事所占的比例。Meeting为董事会年度会议次数。当公司设立了审计委员会时，Auditcom=1；否则为0。我们预期GovControl与LnFee负相关，而First、LnHindex、Director、Meeting、Auditcom与LnFee

15、正相关。    其他均为控制变量：LnAsset是年末总资产的自然对数；SqSub为纳入合并范围的子公司家数的平方根；StoRation为年末存货占资产的比例；Leverage为资产负债率；Croa为核心业务的总资产收益率；当审计意见为非标意见时，Opinion=1，否则为0；当上市公司被证监会处以ST或“退市风险警示”的特别处理(ST)时，St=1，否则为0；Region1Region4为反映区域因素的虚拟变量。根据已有的研究，我们预期审计费用与客户规模(LnAsset)、复杂性(SqSub、StoRation、)和风险(Leverage、Opinio

16、n)正相关(Simunic，1980；刘斌等，2003)。此外，Croa越高表明客户的经营风险越低，我们预期Croa与审计费用负相关；由于被处以ST或ST的公司意味着很高的持续经营不确定性，我们预期St与审计费用正相关。    (二)样本选择与数据来源    本文选择审计费用强制性公开披露后的20022004年全部A股上市公司为总体研究对象。截至2002(2003、2004)年末共有A股上市公司1200(1263、1352)家，剔除金融业公司8(10、10)家后剩下1192(1253、1342)家。在此基础上，按以

17、下顺序剔除未准确披露年度审计费用的观察值：(1)剔除未披露年度审计费用的观察值；(2)剔除需要进行境内外双重审计或补充审计的公司(如AB、AH股公司)中未将境内外审计费用分开的观察值；(3)剔除母子公司或部分子公司由不同的会计师事务所审计且分别定价的观察值；(4)剔除披露的年度审计报酬中包括中报审计、验资、咨询或其他服务的观察值。经过上述程序，2002(2003、2004)年最后剩下的有效样本为1050(1124、1044)个观察值，共计3214个观察值。    本文的数据来源如下：审计费用和是否设立审计委员会数据摘自中国证券报制作的上市公司年报大全；股

18、权结构数据、董事会特征数据和纳入合并范围的子公司家数来自CCER中国证券市场公司治理数据库；其他变量均来自WIND咨询系统。    (三)描述性统计    表1测试变量的描述性统计(n=3214) 变量    最大值    最小值    均值    中位数    标准差 GovControl 1.000 &#

19、160;  0.000    0.743    1.000    0.437 First    0.850    0.004    0.428    0.416    0.172 LnHindex -0.775    -

20、13.228    -5.487    -5.232    2.184 Director    0.667    0.000    0.300    0.333    0.081 Meeting    34.000  &

21、#160; 2.000    7.813    7.000    3.195 Auditcom    1.000    0.000    0.376    0.000    0.484    表1给出了测试变量的描述性统计。从表1

22、可以看到，有74.3的上市公司属于国有最终控制的，这与我国以国有经济为主导是相符合的；样本公司第一大股东持股比例高达42.8，突出地反应了我国上市公司的“一股独大”现象；董事会每年大约召开8次会议，独立董事占董事会成员的比例已达到30，有近38的公司已设立审计委员会。这说明随着中国证监会2001年关于上市公司设立独立董事制度的指导意见和2002年上市公司治理准则的颁布，独立董事制度和审计委员会制度已在我国上市公司中得到了相当快的发展。        表2给出了各变量间的Pearson及Spearman相关性检验。从

23、表2可以看出，各测试变量之间以及各测试变量与控制变量之间的相关系数均较低，最高的是First与LnHindex之间的Pearson(Spearman)系数为-0.49(-0.47)，这种情况说明第一大股东持股比例越高则股权制衡能力越低。因此，模型的解释变量之间不存在共线形问题。各股权结构变量和董事会特征变量均与因变量LnFee之间显著相关，说明在单变量检验情况下公司治理机制可能会对外部审计需求产生影响，但它们与因变量之间的准确关系尚需进行多元回归分析。        四、检验结果及其解释  &#

24、160; 从表3可以看到，代表股权结构及其控制权安排的3个变量均与LnFee显著相关，其中GovControl与LnFee在5水平上显著负相关，First和LnHindex均与LnFee在1水平上显著正相关。这说明国有最终控制的上市公司比非国有最终控制的上市公司更不愿意聘请高质量的外部审计，第一大股东的持股比例越高、大股东之间股权制衡程度越高的上市公司具有更强的高质量外部审计需求的动机，假设1、2、3得到了检验证据的支持。从表3还可以看到，董事会特征中只有董事会会议次数(Meeting)与LnFee显著正相关(其P值为3)，而未发现董事会独立性(Director)和是否设立审计委员会(Auditcom)与LnFee之间的显著相关性，假设4和假设6未能得到检验证据的支持。因此，从整体上看，我国上市公司的股权结构及其控制权安排对高质量外部审计需求