董事会特征、舞弊风险和审计收费研究——来自中国上市公司的经验证据

中南财经政法大学会计学院 刘俊

自从中国证监会颁布 《公布发行证券的公司信息披露规范问答第6号——支付会计师事务所报酬及其披露》使上市公司必须披露审计收费后，很多学者展开了审计收费的研究，有从盈余管理角度出发的，也有基于事务所规模角度进行研究的，但直接从董事会特征角度来研究的文献较少，本文试图进行尝试。

一、理论分析与研究假设

（一）董事会规模对审计收费的影响

董事会规模与财务舞弊的关系并不明确，主要是董事会规模的扩大会带来“搭便车”行为等导致效率丧失，会冲抵监督能力的增强，但基于中国特定的环境，本文认为董事会规模的扩大带来的总效用是正的。因此提出假设：董事会规模与审计费用负相关。

（二）独立董事对审计收费的影响

根据委托代理理论，独立董事制度能够降低审计风险。但在中国常常独立董事“懂事但不独立”（支晓强、童盼，2005），也即并不能有效降低舞弊风险（杨清香、俞麟、陈娜，2009），所以本文据此提出假设：独立董事比例与审计收费没有显著关系。

（三）公司领导权结构对审计收费的影响

董事长与总经理兼任的情况能够形成财务报告舞弊的机会，公司发生舞弊风险的可能性更大（陈关亭，2007），审计师为降低审计风险必须投入更多的成本，因此提出如下假设：董事长与总经理两职合一与审计收费显著正相关。

（四）董事会持股比例对审计收费的影响

理论上，董事会持股将抑制经理人的财务舞弊，但也可能由于控股大股东为追求个人利益，损害公司利益（高雷和张杰，2009），迫使公司花费巨大审计成本购买审计意见。鉴于在中国特定的情况下，本文预期两者成正相关关系，即董事会持股比例与审计收费显著正相关。

?

二、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文以2007-2009年间沪深两市非金融类上市公司为研究样本，并分为了财务舞弊公司和非财务舞弊公司两组为对照组。

需要说明的是财务舞弊公司仅限于证监会、上交所和深交所正式立案调查并且作出行政处罚、通报批评或公开谴责的上市公司。剔除资料不全的以及未找到配对的公司后，本文获得115家财务舞弊公司。

对于参照组，参考Bealey（1996）的选择方法：研究期间内未被中国证监会、上交所或深交所处罚；与财务舞弊公司同处一个上市地点；相关数据为同一年度；处同一行业；资产规模相当。

本文数据运用了巨灵数据库和CSMAR数据库。

?

（二）变量解释

1、被解释变量

FEE为审计收费，取各个公司的审计收费的对数。

2、解释变量

FROUD为虚拟变量，表示舞弊风险；BOARD为董事会规模；BORADSHARE为董事会持股比例；OUTSIDER为独立董事比例，即独立董事人数占董事会规模的比例；DLDQ虚拟变量，当董事长兼任总经理时为1；

3、控制变量

MSR为管理层持股比例；ST为虚拟变量，当公司被冠以st或*st时取1；PLACE为虚拟变量，当在上交所时取1；YEAR表示年份。

（三）回归模型设计

本文设计了如下两个模型：

FEE=a1*BOARD+a2*BOARDSHARE+a3*OUTSIDER+a4*DLDQ+a5*ST+a6*MSR

?

设以上模型中与FEE显著相关的变量为VARIABLE。

模型（2）是在模型（1）的基础上，为进一步研究在存在舞弊风险的情况下，董事会特征对审计收费定价的影响。

三、实证结果与分析

（一）描述性统计

从表一中可看出①两组中董事长兼任总经理变量的差距较大，舞弊组的平均数为0.1909，而对照组为0.5273；②其它变量相差不大，甚为接近；③据此初步可推测，董事长兼任总经理（DQDL）与审计收费具有显著相关关系。

（二）相关系数表

从表二中可以看出①各变量之间的相关性比较低；②但其中MSR与BOARDSHARE之间的相关系数比较高，为0.7110，鉴于对回归的不利影响，在进行回归比较的基础上选择了使整体拟合指数比较高的变量，即BOARDSHARE。回归结果如下表三所示。

（三）回归结果及研究结论

由上回归结果可得研究结论：

（1）董事会持股比例和审计收费之间不存在显著的正相关关系。

（2）值得一提的是独立董事和审计收费之间并没有表现出负相关的关系，可能是因为独立董事在审计人员决定投入多少审计资源的考虑中并没有占有一席之地，这也反映了我国目前独立董事制度的缺陷，没有发挥自身应该发挥的作用。

（3）相反，董事长与总经理两职合一与审计收费呈显著负相关的关系，可能由于董事长本身便代表大股东利益，两职合一能够抑制管理层舞弊，保护自身利益。

（四）稳健性检验

模型二是在模型一的基础上所做的进一步研究，加入了舞弊项（FRAUD）与显著变量（DLDQ）的交乘项，并预测在存在舞弊风险的情况下，审计师在考虑审计资源的时候会更加关注被审计单位的董事会领导权结构，而结果也正如预期，模型一中变量DLDQ在10%的水平上显著，而模型二中DLDQ在5%水平上显著，验证了预期。

[1]王少飞,唐松,李增泉,姜蕾.2010.盈余管理、事务所客户资源控制权的归属与审计质量——来自中国证券市场的经验证据[J].审计研究,1:55-64

[2]薄仙慧,吴联生.2011.盈余管理、信息风险与审计意见[J].审计研究,1:90-97

[3]杨德明,胡婷.2010.内部控制、盈余管理与审计意见[J].审计研究,5:90-97

[4]韦琳,徐立文,刘佳.2011.上市公司财务报告舞弊的识别——基于三角形理论的实证研究[J].审计研究,2:98-106

[5]于鹏.2007.公司特征、国际四大与审计意见[J].审计研究,2:53-60