审计委员会性别多元化与审计费用

李德柱

摘 要：本文以2014—2017年我国A股上市公司的数据为研究样本，以审计委员会中女性董事规模、至少存在一名女性董事和女性董事比率度量审计委员会性别多元化，考察了审计委员会性别多元化对审计费用的影响。研究发现，审计委员会性别多元化与审计费用之间呈负相关关系；审计委员会性别多元化与审计费用的负相关关系在非国有企业中显著强于国有企业；审计委员会性别多元化与审计费用的负相关关系仅限于管理控制权弱的企业中，而当管理控制权强时，审计委员会性别多元化与审计费用的负相关关系完全消失；进一步发现，当管理控制权弱时，国有企业和非国有企业的审计委员会性别多元化与审计费用之间存在一定的负相关关系，而当管理控制权强时，国有企业和非国有企业的审计委员会性别多元化与审计费用之间的负相关关系均不存在。本文的研究结论为进一步完善我国审计委员会制度提供了一定的经验证据。

关键词：审计委员会；性别多样化；审计费用；公司治理

中图分类号：F239 文献标识码：A 文章编号：1008-4428（2018）11-0115-04

一、 问题提出

自2002年美国颁布《萨班斯——奥克斯》（简称SOX）法案，强化对审计委员会的监督作用以来，审计委员会逐渐成为全球关注的热点。中国证券机关立法要求上市公司董事会设立审计委员会，并明确规定了审计委员会的主要职责，这表明，推动我国上市公司建立、健全审计委员会已成为我国监管部门的一项重要的制度安排。

国外文献（Ittonen等，2010；Sun等，2010；Thiruvadi和Huang，2011；Ilanit等，2012）对审计委员会性别多化的研究基本上都是基于投资者保护比较健全的美国市场进行，其研究很大程度上忽略了中国资本市场的特点，所得出的结论不一定适合我国国情。大多数上市公司为国有控股企业，上市公司的审计委员会制度建设不可避免地受到了政府各类行为的影响。当前，上市公司高管人员仍面临代理冲突问题，高管人员控制权的大小影响了上市公司的审计委员会制度的运行效率。基于此，本研究试图研究審计委员会性别多元化与审计费用之间的关系，以及上市公司终极控制人产权性质和管理控制权对审计委员会性别多元化与审计费用之间的关系的影响作用，以有助于增进证券监管机关、理论界和实务界对审计委员会性别多元化的了解，为进一步完善我国审计委员会制度提供一定的经验证据。

二、 理论分析与假设提出

（一）审计委员会性别多元化与审计费用

Nielsen和Huse（2010）研究发现，性别多元化对董事会效率有显著为正的影响关系。Miller和Triana（2009）研究发现，董事会性别多元化与公司的创新能力之间有显著为正的关系。Fondas 和 Sassalos（2000）指出，女性对于她们履行董事职责往往具有较高期望，这将促使她们更加努力地去完成相应的任务。Huse 和Solberg（2006）研究发现，女性董事比男性董事在公司董事会议上准备更加充分，有利于提高董事会行为和效率。Farrell和Hersch（2005），Campbell和Minguez-Vera（2008）研究发现，董事会性别多样性与财务绩效和公司价值正相关。Srinidhi（2011）研究发现，董事会性别多元化提高了公司的盈余质量。Abbott 等（2000）研究发现，具有审计委员会，且其审计委员会是由独立董事组成、一年至少开两次会议的公司被SEC通报为财务舞弊公司的可能性较小。Klein（2002）指出，独立的审计委员会有助于降低操纵性应计水平。Stewart和Munro（2007）指出，审计委员会女性董事表现出更好的交流能力和会议准备。Thiruvadi（2012）发现，相对于审计委员全是男性而言，审计委员会性别多元化使审计委员会更加勤勉。Thiruvadi和Huang（2011）研究发现，审计委员会女性代表抑制了公司的盈余管理水平。Sahlman（1990）研究发现，董事会女性董事需求更高的审计工作来规避法律责任。Rosener（2003）研究发现，相对于男性董事而言，女性董事更加关注审计、风险监管和控制。Ittonen等（2010）研究发现，审计委员会性别多元化能够显著降低公司的审计费用。同时，大量经济心理学文献也研究表明，相对于男性而言，女性表现出更多的风险厌恶、谨慎和道德行为（Johnson 和 Powell，1994；Powell和Ansic，1997；Sunden和Surette，1998；Schubert，2006；Gold等，2009）。综上所述，我们认为，相对于男性而言，审计委员会女性董事能够显著地提高公司财务报告质量和内部控制的有效性，从而有利于降低公司的审计费用。为此，本文提出以下假设：

假设1：审计委员会性别多元化与审计费用之间存在负相关关系。

（二）审计委员会性别多元化、产权性质与审计费用

由国企改制的上市公司，由政府控制并基于政府的目标考虑而影响本公司的决策和行为。在某种程度上，国有企业就是政府的衍生（Walsh等，2008）。Durnev和Kim（2005）研究发现，不同性质控股股东的激励机制不同，国有产权的不可转让性致使其交易成本很高，因而控股股东更有动机去侵占上市公司的利益，侵害中小股东的利益。Roland（2000）认为，转轨经济中国有企业治理的根本问题在于政府干预的低效率。夏立军和方轶强（2015）研究发现，政府控制尤其是县级和市级政府控制对公司价值产生了负面影响。在我国，国有企业经营失败是由各级政府“买单”，而非国有企业则是由公司自担经营风险。因此，在风险控制方面，非国有企业有更为紧迫的需求。例如，徐晓东和陈小悦（2013）研究发现，上市公司第一大股东为非国家股股东的公司有着更高的企业价值和更强的盈利能力，在经营上更具灵活性，治理公司的效率高，其高级管理层受到来自企业内部以及市场的监督和激励也明显多于国家股股东的公司。综上所述，我们认为，相对于非国有企业而言，国有企业由于受到政府频繁干预，影响了审计委员会女性董事监督职责的有效履行，导致公司存在较高的控制风险，并构成审计风险的主要来源。为此，本文提出以下假设：

假设2：审计委员会性别多元化与审计费用之间的负相关关系在非国有企业中要强于国有企业。

（三）审计委员会性别多元化、管理控制权与审计费用

在所有权与控制权高度分离的情况下，公司管理层可能为了自身利益而对股东利益造成损害（Jensen和Meckling）。Tirole（2011）指出，管理者会拒绝那些可能会威胁他们职位的价值创造型企业并购。这些利益冲突就要求对管理层进行有效监督。董事会具有协调管理者与股东冲突的职能（Fama和Jensen，1983），确保管理者以股东利益最大化的方式进行履职。虽然董事会具有监督管理者的职责，但是，管理者会通过对董事会施加各种权力和影响来追求他们的个人利益（Mizruchi，1983；Weisbach，1988）。Vance（1983）指出，当管理者控制公司董事会时，管理者实际上是自己监督自己的决策和行为，而这将削弱董事会对管理者决策和行为监督的有效性。Lipton和Lorsch（2012）认为，如果董事长与总经理两职合一，董事会就难以完成相关的职能。因而董事会要有效，就需要实现董事长与总经理的两职分离。Dechow等（2006）研究发现，当董事会被管理者控制，或管理者兼任董事长，或管理者为公司创立者时，公司进行盈余操纵的概率更大。Gul和Leung（2014）研究发现，总经理和董事长两职合一对企业的自愿性信息披露具有负面影响。Ruiz-Barbadillo等（2017）研究发现，管理者控制权的大小与审计委员会独立性之间存在显著为负的相关关系。另一方面，由于我国上市公司审计委员会中女性董事的比例相对较低（13.1%），当管理者权力较强时，女性董事难以对管理者的不端行为进行有效监督。综上所述，我们认为，管理者对董事会的控制权越大，就会在审计委员会中委派越少的女性董事来削弱审计委员会对他们的监督功能，这将降低公司财务报表披露质量，从而增加审计师的工作时间和风险评价。为此，本文提出以下假设：

假设3：审计委员会性别多元化与审计费用之间的负相关关系在管理权弱的企业中要强于管理控制权强的企业。

三、 研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文的主要数据来自CSMAR数据库，审计委员会数据通过手工搜集获得。我们的样本为2014—2017年的深市上市公司。本文进行了如下样本选择程序：①剔除了审计委员会董事数据缺乏的公司；②剔除了实际控制人缺失的公司；③剔除了财务数据缺失的公司。这样，共得到2114个年度观察值，其中，2014年359个，2015年483个，2016年526个，2017年746个。根据实际控制人的不同类型，将样本公司分为国有性质和非国有性质两类，其中国有性质的样本公司有1446个，非国有性质的样本公司有668个；根据董事长是否兼任总经理，将样本公司分为管理控制权强（两职兼任）和管理控制权弱（两职分开）两类，其中管理控制权强的样本公司有278个，管理控制权弱的样本公司有1816个。

（二）模型定义及变量说明

为了检验审计委员性别多元化对审计费用的影响，根据前文理论分析，我们构建如下模型（1）来进行实证检验：

AFEE=β0+β1GENDER+β2CSIZE+β3REC+β4INVEN+β5LEV+β6CFO+β7LOSS+β8SIZE+ε（1）

其中，AFEE為被解释变量，表示审计费用，其值等于境内审计费用的自然对数。GENDER为解释变量，表示审计委员性别多元化，根据Ittonen等（2010），以及Thiruvadi和Huang（2011）的研究，我们选择三个指标作为审计委员性别多元化的代理变量：FSIZE为审计委员会女性董事规模，其值等于审计委员会中女性董事人数；FEM为审计委员会中是否存在一名女性董事的哑变量，当审计委员会至少存在一名女性董事时，FEM等1，否则等于0；FPCT为审计委员会中女性董事的比率，其值等于审计委员会中女性董事人数除以总人数。

在控制变量方面，我们根据前人的研究（Abbott等，2003；Mitra等，2007；Ittonen等，2010；Thiruvadi和Huang，2011），控制如下变量的影响：CSIZE为审计委员会规模，其值等于审计委员会总人数；REC为应收账款比率，其值等于应收账款期末账面余额除以总资产期末账面价值之比；INVEN为存货比率，其值等于存货期末账面价值除以总资产期末账面价值之比；LEV为资产负债率，其值等于总负债期末账面价值除以总资产期末账面价值之比；CFO为经营净现金流，其值等于当年经营性现金流量净额除以年末资产总额；LOSS为哑变量，表示公司是否亏损，如果公司亏损，取值为1，否则为0；SIZE为公司规模，其值等于总资产期末账面价值的自然对数。

四、 实证结果分析

（一）单变量分析

表1 Panel A 报告了我们回归模型中主要变量的描述性统计。其中，AFEE的均值和中位数分别为13.061和13.071；FSIZE、FEM和FPCT的均值分别为0.46、0.37和0.131，这与Thiruvadi和Huang（2011）报告的FSIZE的均值为0.22，FEM的均值为0.20，FPCT的均值为0.06不一致，说明了我国上市公司比标准普尔小型股600的审计委员会性别多元程度高；CSIZE的均值和中位数分别为3.6和3.0，这与Ittonen等（2010）报告的CSIZE的均值为4.143，中位数为4不一致，说明我国上市公司审计委员会规模小于标准普尔500的公司。

Panel B对比分析了国有企业与非国有企业子样本的特点和差异。我们可以发现，非国有企业AFEE的均值为 12.971，国有企业AFEE的均值为13.103，并在统计上具有显著差异；非国有企业的FSIZE、FEM和FPCT的均值分别为 0.48、0.38和0.146，国有企业FSIZE的均值为0.46、FEM的均值为0.37，FPCT的均值为0.125，发现前者均值均大于后者，只有FPCT在统计上具有显著差异，FSIZE和FEM并不具有统计上的显著性。这些初步表明在非国有企业与国有企业中，审计性别多样化对公司审计费用的影响作用是不同的。

Panel C对比分析了管理控制权强与管理控制权弱子样本的特点和差异。我们可以发现，管理控制权弱的企业AFEE的均值为13.069，管理控制权强的企业AFEE的均值为12.999，并在统计上具有显著差异；管理控制权弱的企业FSIZE、FEM和FPCT的均值分别为0.47、0.38和0.132，管理控制权强的企业FSIZE的均值为0.45，FEM的均值为0.35，FPCT的均值为0.128，发现前者均值均大于后者，并且均不具有统计上的显著性。这些初步表明在管理控制權强与弱的企业中，审计委员会性别多样化对公司审计费用的影响作用是不同的。

表2是主要变量相关系数表，从表中我们可以看出，审计委员性别多元化的变量FSIZE、FEM和FPCT均与AFEE在1%水平上显著负相关。这一结果与前面的假设1相一致，即审计委员会性别多元化有利于公司审计费用的降低。这也与Ittonen等（2010）的结论是一致的。但是，审计委员会性别多元化的变量FSIZE、FEM和FPCT之间的相关性系数均在0.86以上，并且显著正相关，可能会产生多重共线性问题，为此，在后面的回归分析中采用把它们分别放入回归模型中进行检验。在控制变量中，变量之间的相关系数最大的为0.294，初步表明了我们的回归中不存在多重共线性问题。

（二）实证结果

表3为假设1的多元回归结果。在模型（1）的回归结果中，FSIZE的回归系数为-0.034，并且在1%的水平上显著，说明随着审计委员会中女性董事规模的增加，公司的审计费用就会相应地降低；在模型（2）的回归结果中，FEM的回归系数为-0.047，并且在5%的水平上显著，说明审计委员会存在至少一名女性董事，公司的审计费用就会降低；在模型（3）的回归结果中，FPCT的回归系数为-0.115，并且在5%的水平上显著，说明随着审计委员会女性董事比率的上升，公司的审计费用就会相应地降低。这些证据支持了本文的假设1，即审计委员会性别多元化与审计费用之间存在负相关关系。

在控制变量方面，REC 在10%的水平上显著为正，说明公司的应收账款比率越高，审计费用越高；LEV在1%的水平上显著为正，说明公司负债比率越高，审计费用越高；CFO 在1%的水平上显著为负，说明公司经营现金流越高，审计费用越低；LOSS在5%的水平上显著为正，说明公司发生了经营亏损，审计费用越高；SIZE在1%的水平上显著为正，说明公司的规模越大，审计费用越高。其他控制变量不显著。

表4为假设2的多元回归结果。模型（1）、模型（2）和 模型（3）是对国有企业审计委员会性别多元化与审计费用之间关系的检验。在模型（1）的回归结果中，FSIZE的回归系数为-0.022，没有统计上的显著性，说明在国有企业中，审计委员会女性董事规模与审计费用之间没有显著的影响关系；在模型（2）的回归结果中，FEM的回归系数为-0.035，没有统计上的显著性，说明在国有企业中，审计委员会存在至少一名女性董事与审计费用之间没有显著的影响关系；在模型（3）的回归结果中，FPCT的回归系数为-0.118，并且在5%的水平上显著，说明在国有企业中，审计委员会女性董事比率与审计费用之间存在显著为负的相关关系。这些证据表明了在国有企业中，审计委员会性别多元化对审计费用的影响有限。

模型（4）、模型（5）和 模型（6）是对非国有企业审计委员会性别多元化与审计费用之间关系的检验。在模型（4）的回归结果中，FSIZE的回归系数为-0.07，并且在1%的水平上显著，说明在非国有企业中，审计委员会女性董事规模与审计费用之间存在显著为负的影响关系；在模型（5）的回归结果中，FEM的回归系数为-0.086，并且在5%的水平上显著，说明在非国有企业中，审计委员会存在至少一名女性董事与审计费用之间存在显著为负的影响关系；在模型（6）的回归结果中，FPCT的回归系数为-0.159，并且在5%的水平上显著，说明在非国有企业中，审计委员会女性董事比率与审计费用之间存在显著为负的相关关系。这些证据表明了在非国有企业中，审计委员会性别多元化对审计费用有显著的影响作用。

综上国有企业与非国有企业审计委员会性别多元化与审计费用之间关系的结论，这些证据支持了本文的假设2，即审计委员会性别多元化与审计费用之间的负相关关系在非国有企业中要强于国有企业。

表5为假设3的多元回归结果。模型（1）、模型（2）和 模型（3）是对管理控制权强的企业审计委员会性别多元化与审计费用之间关系的检验。在模型（1）的回归结果中，FSIZE的回归系数为-0.024，没有统计上的显著性，说明在管理控制权强的企业中，审计委员会女性董事规模与审计费用之间没有显著的影响关系；在模型（2）的回归结果中，FEM的回归系数为-0.026，没有统计上的显著性，说明在管理控制权强的企业中，审计委员会存在至少一名女性董事与审计费用之间没有显著的影响关系；在模型（3）的回归结果中，FPCT的回归系数为-0.104，没有统计上的显著性，说明在管理控制权强的企业中，审计委员会女性董事比率与审计费用之间没有显著的影响关系。这些证据表明了在管理控制权强的企业中，审计委员会性别多元化对审计费用没有显著的影响作用。

模型（4）、模型（5）和 模型（6）是对管理控制权弱的企业审计委员会性别多元化与审计费用之间关系的检验。在模型（4）的回归结果中，FSIZE的回归系数为-0.033，并且在5%的水平上显著，说明在管理控制权弱的企业中，审计委员会女性董事规模与审计费用之间存在显著为负的影响关系；在模型（5）的回归结果中，FEM的回归系数为-0.045，并且在5%的水平上显著，说明在管理控制权弱的企业中，审计委员会存在至少一名女性董事与审计费用之间存在显著为负的影响关系；在模型（6）的回归结果中，FPCT的回归系数为-0.109，并且在5%的水平上显著，说明在管理控制权弱的企业中，审计委员会女性董事比率与审计费用之间存在显著为负的影响关系。这些证据表明在管理控制权弱的企业中，审计委员会性别多元化对审计费用有显著的影响作用。