公司治理、外部压力带来了“清洁”的审计意见吗

一、引言

2010年，财政部会同其他四部委连续发布《企业内部控制应用指引》《企业内部控制评价指引》《企业内部控制审计指引》（以下合称《配套指引》），要求上市企业对本企业内部控制有效性进行评价，披露内部控制自评报告，并且聘请具有相应资质的会计师事务所出具内部控制审计报告。根据《配套指引》精神，内部控制审计由境内外同时上市的居民企业率先实施，随后扩展至境内A股上市公司。从2012年开始，我国上市公司已经开始披露双审计报告，内部控制审计进入大众视野，这也标志着我国上市公司正式进入内部控制规范体系分类分批规范实施阶段（周守华等，2013）。对于上市公司而言，收到“清洁”内部控制审计意见的意义不亚于收到“清洁”的财务报表审计意见。

最近几年，相关领域的国内外学者关注的重点是内部控制审计的效果（范经华等，2013）、审计模式与审计成本（Krishnan等，2011）以及各种细分事项对财务报表审计意见的影响（吕敏康等，2015）等方面的研究，鲜有学者关注内部控制审计意见的影响因素，以及收到“非清洁”审计意见公司的数量相较于收到“清洁”审计意见公司的数量较少而导致的小样本偏误问题。从逻辑上来说：一方面，好的公司治理会削弱企业粉饰财务报表的动机、带来良好的控制环境，最终反映出的结果就是企业更可能收到“清洁”的审计意见；另一方面，当公司或者“董监高”面临较大的外部压力时，正常情况下管理层会提高努力程度，以求改善面临的不利处境，因此更有可能带来“清洁”的审计意见。

本文从公司治理和外部压力两个方面入手，实证检验两种审计意见的影响因素，并对检验结果进行分析。由于我国收到“非清洁”审计意见的A股上市公司相较于收到“清洁”审计意见的公司比例较小，若进行全样本回归可能产生由于小样本偏误导致的内生性问题，因此本文后半部分采用倾向得分匹配法（PSM）将两类样本进行合理匹配，以缓解回归结果的内生性问题。研究表明：监管机构对“董监高”的处罚所带来的外部压力更可能为公司带来“清洁”的财务报表审计意见；退市风险警示（∗ST）及其他特别处理（ST）所带来的外部压力更有可能为公司下一年带来“清洁”的内部控制审计意见。本文的研究结果证明了外部作用力对审计意见的“清洁效应”，说明我国的制度性监管警示对上市公司保持财务报表的“公允反映”和内部控制的“有效性”作用十分明显，但是公司内部治理结构在提升两类审计意见的“清洁度”方面还没有发挥出明显的作用。

二、文献回顾与研究假设

1.公司治理与审计意见。广义的公司治理包含外部治理机制和内部治理结构；狭义的公司治理仅指公司内部治理结构，主要关注股东、治理层和管理层之间相互制衡的制度安排。本文主要基于狭义的公司治理概念来探讨其对审计意见的影响。Read等（2010）研究发现，董事会成员频繁更换的公司更有可能收到“非清洁”的审计意见，因为频繁更换董事说明公司治理混乱。刘霄仑等（2012）使用综合反映公司治理结构质量的治理指数来测度公司治理水平与财务报表审计意见类型的关系，得出公司治理质量越好，越容易被出具标准无保留的审计意见。

理论上，良好的公司治理可以为公司带来更为“清洁”的审计意见。良好的公司治理主要体现为公司内部拥有良好的治理层制衡关系、有效的自我监督机制以及内部控制机制。公司存在“一股独大”或者“治理层凌驾于内部控制之上”等现象是产生财务报表层面重大错报风险或导致内部控制重大缺陷的常见舞弊迹象，而治理层成员间的制衡则可以在很大程度上避免这类舞弊风险，进而增加公司收到“清洁”审计意见的可能性。另外，从管理学角度来看，公司治理与内部控制相互包含，目的都是减少代理成本、实现企业价值最大化，因此，本文引入内部控制质量作为公司治理水平的一个代理指标。内部控制的优劣同时影响着财报质量和内控质量的高低。综合而言，依靠单独一个代表公司治理水平的代理指标很难全面反映公司的治理水平。学术界通常有两种处理方法：一种是将多种代表性指标按照各自的权重计算出一个综合治理指数，以其来反映公司治理水平；另一种是选择若干具有代表性的独立指标，分别从公司治理的多个角度反映公司治理水平。本文采用第二种方法衡量公司治理水平。

基于上述分析，提出假设H1a～H1c：

H1a：第一大股东持股比例越高，越难带来“清洁”的财务报表审计意见和内部控制审计意见。

H1b：股权制衡度越高，越有可能带来“清洁”的财务报表审计意见和内部控制审计意见。

H1c：内部控制质量越高，越有可能带来“清洁”的财务报表审计意见和内部控制审计意见。

2.外部压力与审计意见。企业所面临的外部压力也会影响管理层的行为选择，进而影响审计意见类型。Dai等（2015）研究了外部信息媒介的公司治理效应，提出审计人员的审计工作可以减少内部人的信息优势，审计人员声誉越好，减少信息不对称的效应就越强。冯延超等（2010）认为，我国A股上市公司审计意见受到其面临的诉讼仲裁、违规处分等法律事件的影响，公司面临的法律风险越高，越可能收到“非清洁”的审计意见。

当公司面临外部压力时，治理层或管理层在正常情况下会采取行动以应对不利情形，否则将会被经理人市场所淘汰。无论采取何种行动，所要达到的目的都是解除“警报”。因此，从结果来分析，企业面临的外部压力越大，管理层做出的努力也会越多，为的是尽快解除“警报”，使公司回到正常状态，进而获得“清洁”的审计意见，向外传递公司运行良好的信号。但是，公司所面临的外部压力有很多种，应当对其进行细分，比如有受投资人委托的专业机构所带来的外部压力，也有监管机构、证券交易所给予的外部压力。因此，本文按照这种分类逻辑将外部压力区分为民事性外部压力和行政性外部压力。基于上述分析，提出假设H2a～H2b：

H2a：公司所面临的民事性外部压力越大，越有可能带来“非清洁”的财务报表审计意见和内部控制审计意见。

H2b：公司所面临的行政性外部压力越大，越有可能带来“清洁”的财务报表审计意见和内部控制审计意见。

三、研究设计

1.样本选择与数据来源。本文主要以2014～2016年我国A股上市公司为研究对象，并且剔除了以下样本：①金融类公司；②未披露财务报表审计意见的公司；③未披露内部控制审计意见的公司；④上市不足一年的公司（消除IPO影响）；⑤相关财务数据缺失的样本。经过筛选，用于研究的全样本数为4513个，其中包括184个“非清洁”财务报表审计意见样本、209个“非清洁”内部控制审计意见样本。本文使用的数据主要来源于CSMAR数据库、DIB数据库以及证监会披露的上市公司年度报告等。

2.模型与变量设计。由于审计意见类型主要分为“清洁”和“非清洁”两种，故学界普遍以二元Logit模型为基础进行以审计意见类型作为被解释变量的研究。本文构建基本模型（1）来检验公司治理、外部压力对财务报表审计意见（OFR）的影响，构建基本模型（2）来检验公司治理、外部压力对内部控制审计意见（OIC）的影响，同时在基本模型的基础上按审计模式的不同对相应子样本进行回归分析。

本文以财务报表审计意见类型（OFR）和内部控制审计意见类型（OIC）作为被解释变量。解释变量方面，以第一大股东持股比例（CR1）、Z指数（Z）、内部控制质量（ICQ）作为公司治理水平的代理指标，以出具审计意见的事务所声誉（Big4）作为公司面临民事性外部压力的代理指标，以公司上一年股票交易状态（LST）、“董监高”本年受监管机构处理情况（Criticism）作为公司面临行政性外部压力的代理指标，同时考虑控制变量的影响。具体变量含义见表1。

表1 变量名称及含义

四、实证分析

1.描述性统计。表2报告了被解释变量按审计模式的分组检验及解释变量的描述性统计结果，限于篇幅，文中未列示控制变量的描述性统计结果。Panel A显示了被解释变量的描述性统计结果，在财务报表审计中，收到“非清洁”审计意见的样本为184个，占全样本比为4.077%，占“清洁”审计意见样本比为4.250%；在内部控制审计中，收到“非清洁”审计意见的样本为209个，占全样本比为4.631%，占“清洁”审计意见样本比为4.856%。无论从结构百分比还是相对百分比来看，两类审计收到的“非清洁”审计意见的样本占比极少，从而在进行回归分析时要注意“小样本偏误”的情形。Panel B显示了解释变量的描述性统计结果。

表3分别列示了解释变量在两类审计意见下的均值T检验和中位数Z检验结果。由表3的（1）、（2）列可知，第一大股东持股比例（CR1）、内部控制质量（ICQ）、出具审计意见的事务所声誉（Big4_FR）、公司上一年股票交易状态（LST）、公司“董监高”本年受监管机构处理情况（Criticism）在不同的财务报表审计意见类型下的均值差异和中位数差异显著不同。即：如果内部控制质量越好、聘用的事务所声誉越高、公司股票受到ST/∗ST和“董监高”受到监管机构的处罚压力越大，则公司越有可能收到“清洁”的财务报表审计意见。

由表3的（3）、（4）列可知，内部控制质量（ICQ）作为公司治理水平的代理指标，以出具审计意见的事务所声誉（Big4_IC）、公司上一年股票交易状态（LST）、公司“董监高”本年受监管机构处理情况（Criticism）在不同的内部控制审计意见类型下的均值差异和中位数差异显著不同。即：如果内部控制质量越好、聘用的事务所声誉越高、公司股票受到ST/∗ST和“董监高”受到监管机构的处罚压力越大，则公司越有可能收到“清洁”的内部控制审计意见。

表2 全样本描述性统计

表3 解释变量分组T检验和Z检验

2.回归结果分析。

（1）公司治理、外部压力带来更加“清洁”的审计意见吗？表4报告了公司治理、外部压力对两类审计意见的影响。表4的（1）列结果显示，以财务报表审计意见为被解释变量时，对样本数据分别进行Logit回归，可得到内部控制质量（ICQ）和“董监高”受监管机构处理情况（Criticism）分别在1%和5%的水平上显著，均呈正相关关系，且公司上一年股票交易状态（LST）也通过了显著性检验，表4的（2）、（3）列的结果基本支持（1）列得出的结论，但是其他代表公司治理、外部压力的指标未通过显著性检验。由此可以得出以下结论：①企业内部控制具有显著的治理效应，它可以通过优化公司治理结构，帮助公司获得“清洁”的财务报表审计意见，这点支持了H1c；②“董监高”受到监管机构的外部压力有助于提升公司获得“清洁”审计意见的可能性，但是这类外部压力只显著地作用于财务报表审计意见，因此H2b得到部分验证。

同样地，表4的（4）列结果显示，以内部控制审计意见为被解释变量时，可以得到Z指数（Z）、内部控制质量（ICQ）和公司上一年股票交易状态（LST）分别在10%、1%和1%的水平上显著，且分别呈现负相关、正相关、正相关关系，而其他代表公司治理、外部压力的指标未通过显著性检验。表4的（5）、（6）列只支持Z指数（Z）、内部控制质量（ICQ）、“董监高”受监管机构处理情况（Criticism）能显著影响内部控制审计意见的结论，不支持公司上一年股票交易状态（LST）对审计意见的影响作用。基于回归结果，可以得出以下结论：①企业内部控制具有显著的治理效应，可以通过优化公司治理，帮助公司获得“清洁”的内部控制审计意见，这点支持H1c；②第一大股东越占据主导地位，公司治理层制衡度越弱，则公司越有可能获得“非清洁”的审计意见，但是这类治理机制只作用于内部控制审计意见，这点支持H1a；③公司上一年度被交易所ST或∗ST所带来的外部压力和“董监高”受到监督机构的外部压力在一定程度上有助于提升公司获得“清洁”的内部控制审计意见的可能性，H2b得到验证。

表4 公司治理、外部压力与两类审计意见类型

（2）内生性问题。在两类审计的全样本中，获得“清洁”审计意见的样本数量远多于获得“非清洁”审计意见的样本数量，数量差距太大很可能导致两者偏差不一样，使统计推断出现偏误。为了缓解样本数量差距过大导致的内生性问题，本文引入倾向得分匹配法（PSM）对回归结果进行检验。按照倾向得分匹配法的思想，本文以收到“非清洁”审计意见的样本为实验组，首先采用逐步回归（pr=0.05）筛选出匹配变量，得到最终对两类审计意见均有较大解释力度的四个变量（ICQ、LOIC、Loss、Ownership），以这四个变量作为匹配变量计算出每个样本的propensity score，并按有放回的1∶1、1∶2、1∶3最近邻匹配的配对方法，寻找与实验组propensity score最接近的收到“清洁”审计意见的样本作为对照组，这样在财务报表审计中分别可以获得184、368、552个对照样本，在内部控制审计中分别可以获得209、418、657个对照样本。按照新样本量重新对基本模型进行回归，可以分别得到表5中（1）～（6）列的结果。

根据表5可发现，“董监高”受监管机构处理情况（Criticism）在表5的（1）～（3）列中均显著，结果部分支持H2a。因此，在考虑内生性问题时，仍然可以认为监管机构对“董监高”的处罚能够给其带来外部压力，从而使得公司财务报表“在所有重大方面按适用的财务报表编制并实现公允的反映”，即监管机构给予“董监高”的外部压力具有财务报表审计意见的“清洁效应”。同样地，根据表5中（4）～（6）列的结果，Z指数（Z）和公司上一年股票交易状态（LST）所带来的外部压力能够显著地促使公司获得更为“清洁”的内部控制审计意见，结果支持H1b、部分支持H2a。退市风险警示（∗ST）及其他特别处理（ST）所带来的外部压力对下一年的内部控制审计意见具有显著的“清洁效应”。

表5 倾向得分匹配检验结果

3.稳健性检验。为保证实证结果的稳健程度，本文做了以下稳健性检验：①改变部分解释变量。将第一大股东持股比例（CR1）替换成前十大股东持股比例（CR10），将代表事务所声誉的国际四大（Big4_FR/Big4_IC）替换成国内十大（Big10_FR/Big10_IC）。②改变回归方法。将样本数据调整成非平衡面板数据并重新进行Xtlogit回归。③改变“非清洁”审计意见的度量方法。将审计意见类型重新定义，否定意见取0，无法表示意见取1，保留意见取2，带事项段的无保留意见取3，“清洁”审计意见取4，并重新进行多元Logit回归。

结果显示，稳健性检验结果与前文的回归结果基本一致，H1b、H1c和H2b得到不同程度的稳健性支持。通过回归分析、内生性缓解和稳健性检验，可以认为行政性外部压力对审计意见具有显著且稳定的“清洁效应”。

五、结论

本文运用2014～2016年我国A股非金融类上市公司的数据，研究了公司治理结构及其面临的外部压力对财务报表审计意见和内部控制审计意见的影响。研究发现：监管机构对“董监高”的处罚所带来的外部压力对财务报表审计意见具有显著的“清洁效应”；退市风险警示（∗ST）及其他特别处理（ST）所带来的外部压力对下一年的内部控制审计意见具有显著的“清洁效应”；良好的内部控制对两类审计意见也具有一定的“清洁效应”。但是诸如公司股权集中程度或制衡程度，以及公司股东聘用了能够减缓信息不对称的国际大所对两类审计意见的“清洁效应”均未得到证明。本文的研究结果表明，我国制度性的监管措施对上市公司保持财务报表的“公允反映”和内部控制的“有效性”作用十分明显，是一种强有力的公司外部治理机制。

当下我国资本市场正迎来整合审计的热潮，越来越多的公司选择将财务报表审计和内部控制审计交由同一家会计师事务所来完成。大多数学者的研究证明整合审计能够降低审计成本，这是因为公司将两类审计“打包”交由一家事务所实施具有降低成本的“规模效应”。但是整合审计能否提升审计质量有待商榷，因为在整合审计模式下，审计质量主要受“知识溢出效应”的影响而提高，还是受审计双方“密切关系”的影响而降低尚未有明确证据。本文的结论能带来一些启示，在整合审计模式对审计质量的影响不确定的情况下，更应该充分利用制度优势，发挥监管部门监管措施的外部治理作用，使其成为塑造我国良好公司治理环境的补充，也可以作为内部治理结构的一种修正或替代。

周守华，胡为民，林斌，刘春丽.2012年中国上市公司内部控制研究［J］.会计研究，2013（7）.

Hossain M.，Mitra S.，Rezaee Z.et al.Corporate Governance and Earnings Management in the Pre and Post-Sarbanes-Oxley Act Regimes［J］.Journal of Accounting Auditing&Finance，2011（2）.

范经华，张雅曼，刘启亮.内部控制、审计师行业专长、应计与真实盈余管理［J］.会计研究，2013（4）.

Krishnan J.，Song H..The Effect of Auditing Standard No.5 on Audit Fees［J］.Auditing： A Journal of Practice&Theory，2011（4）.

方红星，陈娇娇.整合模式下两类审计收费之间的交叉补贴——知识溢出效应还是规模经济效应？［J］.审计研究，2016（1）.

杨清香，张晋，杨洲舟，秦娆.整合审计与审计费用：基于规模协同与知识溢出的双重视角［J］.会计研究，2017（3）.

Tsipouridou M.，Spathis C..Audit Opinion and Earnings Management：Evidence from Greece［J］.Accounting Forum，2014（1）.

张俊瑞，刘慧，杨蓓.未决诉讼对审计收费和审计意见类型的影响研究［J］.审计研究，2015（1）.

吕敏康，刘拯.媒体态度、投资者关注与审计意见［J］.审计研究，2015（3）.

Cohen J.，Krishnamoorthy G.，Wright A.M..Corporate Governance and the Audit Process［J］.Contemporary Accounting Research，2010（4）.

Abdolmohammadi M.J.，Read W.J..Corporate Governance Factors Associated with Financial Fraud［J］.Journal of Forensic&Investigative Accounting，2010（1）.

刘霄仑，郝臣，褚玉萍.公司治理对上市公司审计意见类型影响的研究——基于2007-2011年中国民营上市公司的面板数据［J］.审计研究，2012（5）.