公司年报审计意见与独董发表异议——基于审计意见信息功能的考察

林 雁，谢抒桑，刘宝华

（1.云南财经大学 会计学院，云南 昆明650221；2.四川大学 商学院，四川 成都610065）

一、引 言

现代企业制度强调所有权与经营权两权分离，然而这一制度却导致了公司治理中的代理问题。基于信息经济学理论，股东与管理层之间由于信息不对称使得经理层出于自利动机而背离股东利益，产生第一类代理问题（Fama and Jensen）［1］。在法律等正式制度发展较不完善的国家和地区，上市公司股权呈现出高度集中的金字塔结构，市场中的信息摩擦，造成大股东可以利用手握的大权通过关联交易等手段对上市公司进行“掏空”，盘剥中小股东利益［2］。这些大股东与中小股东的代理问题（即“第二类代理问题”）往往比第一类代理问题更为严重（La Porta，Lopez-de-Silanes，Shleifer and Vishny，简称LLSV）［3］。保护投资者特别是中小投资者利益成为这些国家资本市场监管的重要问题。独立董事（即“独董”）作为外部第三方被引入公司治理机制，发挥独立监督作用，在缓解公司治理两类代理问题方面被寄予厚望（叶康涛等）［4］，故监督本应是独董最基本的职能。2001年，我国证监会发布了《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》（后文简称《意见》），标志着我国独董制度正式建立。《意见》指出，“独立董事应认真履行职责，维护公司整体利益，尤其关注中小股东合法权益不受损害……应当对上市公司重大事项发表独立意见……”。由于独董并不在任职公司参与日常经营和治理工作，其履职主要通过参加董事会并发表独立意见实现（Adams and Ferreira）［5］。独董的独立意见包括同意意见、保留意见及其理由、否定意见及其理由、无法发表意见及其障碍，独董发表否定意见（说“不”）体现了独董的积极监督。以往研究表明，独董发表异议能起到有效监督作用，从而提升公司治理效率，缓解代理问题（Jiang et al.）［6］。

独立董事履职、发表独立意见的基础是尽量全面、细致地掌握公司内部信息（Armstrong et al.）［7］，但是，由于其平时并不参与公司经营，仅在召开董事会时出席，故其获取的信息非常有限，特别是很多“软信息”无法获取，使其难以在充分掌握公司内部经营状况的基础上发表意见。我国上市公司中异地独董普遍存在的现实加重了信息匮乏，导致独董无法有效履职的情况（曹春方和林雁）［8］。因此，独董发表意见过程中对第三方信号具有需求。审计意见作为上市公司重要的鉴证报告，能够反映企业盈余质量（Butler et al.）［9］、内控质量（吴溪等）［10］、资产质量（冯延超和梁莱歆）［11］等信息，具有相当的信息含量（李增泉）［12］，会影响利益相关者的决策。审计意见作为第三方审计机构发布的信息，能够向信息使用者传递公司内部控制、经营情况的信号，独董利用这些信号，有助于其发表正确的独立意见。那么，独董在监督的过程中是否利用了审计意见包含的信息呢？如果是，那么审计意见又通过何种途径影响独董发表意见？这些问题对考察和激励独董积极监督具有重要意义。以往关于独董意见的研究集中于探讨薪酬、股权结构、个人背景、人力资本市场等因素对独董说“不”的影响［6］、独董说“不”的后果［13］，将独董履职与审计意见相联系的文献很少，仅有的文献也只是将审计意见作为独董监督决策所带来的后果加以探讨，忽略了审计意见在独董监督过程中的信号功能。

基于以上分析，本文运用2005-2017年A股上市公司的数据，研究审计意见对独董发表异议的影响。研究发现：①独董积极监督过程中会运用审计意见，表现为上年度公司获得的年报审计意见越好，下一年度独董越说“不”的倾向越低；②考虑独董是否具备财务背景后，发现审计意见越好独董越不轻易说“不”的效应在具备财务背景的独董中更为显著；③考虑公司违规因素后，发现公司违规是审计意见影响独董说“不”的重要中介机制。

本文的贡献在于：①将审计意见作为事前因素纳入独董积极监督框架内考查，证实其在独董说“不”过程中的信息功能，重新论证审计意见的有用性，拓展了审计意见信息含量方面的研究；②独董在是否说“不”的决策中考虑和使用了审计意见，由此拓展了独董监督功能特别是独董积极说“不”方面的研究文献；③鼓励第三方机构积极向独董提供公司有关的信息，改善和拓宽独董决策的信息渠道，促进独董积极监督。

二、文献回顾

（一）独董积极监督——说“不”

在监督代理问题中，独董可以积极监督、消极避退或者不作为。公开发表异议作为独董积极履职的重要表现，受到国内外学者的重点关注。已有的文献对影响独董说“不”的因素、独董说“不”的后果和说“不”的表达方式进行了探讨。

叶康涛等［4］发现独董在大部分时候不会公开质疑管理层，但在公司业绩下滑时更可能对管理层说“不”。Gillette et al.［14］也认为增加独董独立性能一定程度提高独董表达否定意见的可能。人力资本市场的聘用机会和声誉约束也会促进独董说“不”［6］。然而，来自客户和监管层的双重压力会增加独董说“不”的成本，会使独董在是否直接说“不” 的过程中做出权衡［15］。

后果方面，虽然说“不”有助于公司治理效率的提升和公司价值的提高［4-6］，也表明独董积极监督的尽职态度，但在我国资本市场中，独董说“不”对其自身却未带来应有的奖励。郑志刚等［13］发现，发表异议的独董未能在换届中连任。陈睿等［16］发现尽职的独董卸任后在其他公司获得的任职职位数显著低于未尽职的独董，由此表明，我国独董选聘市场存在严重的“逆淘汰”效应。由于以上不利后果，独董如何说“不”的方式比说“不”本身更为重要。集体说“不”、委婉表达或者在不否定的清洁意见中通过文字信息增加意见本身的信息含量是独董说“不”的折中选择［15-16］。

（二）独董监督与审计意见

外部审计是降低资本市场公司与投资者之间信息不对称程度的重要机制，较好的审计意见代表着专业机构对上市公司的肯定，有助于上市公司获得投资者的信任。因此，清洁的审计意见有利于企业稳定股价、获得融资便利［17］、对IPO抑价产生影响［18］。相反，非标准无保留审计意见则传递会计盈余质量不佳、公司面临较大信息风险［19］等信号。

以往文献研究基本将外部审计功能定位于治理，探讨外部审计与独董治理的关联。赵子夜［20］发现，独董比例增加会促进审计师积极治理，从而增加其出具非标意见的概率。Beasley et al.［21］发现，独董通过改善公司财务信息质量或提升公司治理效率，降低了审计师出具非标意见的可能。谭劲松等［22］发现审计意见严重程度与独董辞职概率显著正相关。唐清泉等［23］表明独董辞职的上市公司，其收到非标审计意见的概率显著高于对照组公司。

（三）简要评述

综上可以看出，目前关于独董积极履职的探讨并不充分，而考察独董与外部审计的文献中，一方面，未能对审计意见在独董发表意见过程中的信息功能予以重视；另一方面，对独董积极监督（说“不”）与审计意见之间的关联考察尚不充分，这些都为本文的研究提供了空间。

三、理论分析与假设演绎

（一）审计意见与独董说“不”

现代企业制度中经营权与所有权分离产生了股东与经理人之间的代理问题，即第一类代理问题。大股东手握重权，为自己的利益不惜掏空上市公司、盘剥中小投资者，形成大股东与中小股东之间的代理问题，即第二类代理问题。两类代理问题都会降低公司治理效率，损害中小股东的利益。独董作为外部监督机制引入公司治理体系，以期通过发挥监督和咨询功能降低公司代理成本，缓解两类代理问题的不良后果（梁权熙和曾海舰）［24］。已有研究表明，独董在CEO更换、薪酬制定、缓解过度投资、监督大股东掏空［4］等方面发挥了一定的监督作用。独董履行监督职能主要通过参与董事会对重要事项发表独立意见实现，而独董发表异议（说“不”）是独董积极监督的表现。独董说“不”能够提升公司价值［4］、缓解控股股东对中小股东的利益侵占。

审计意见是外部审计师对公司当年信息对称程度的评价［25］，能够反映企业盈余质量（Butler et al.）［9］、内控质量（吴溪等）［10］、资产质量（冯延超和梁莱歆）［11］等信息，具有相当的信息含量（李增泉）［12］。审计意见较好的企业，经理人更有可能获得股东的信任。

信号理论认为，市场信息摩擦导致买方无法区分好公司和差公司，造成差公司对好公司的“挤出效应”，降低资本市场配置效率。因此，需要主体向市场传递信号，区分好公司和差公司。审计意见是第三方机构对企业财务信息提供的鉴证报告，能够向市场传递上市公司财务和内部控制质量的信号，增强利益相关者对公司的了解（Archambeault et al.）［26］。

独董有效履职依赖于对公司经营等信息的获取（Armstrong et al.）［7］，但由于其平时并不参与公司经营，仅在召开董事会时出席并发表意见，信息资源有限使其难以在充分掌握公司内部信息的基础上发表意见。特别是我国上市公司异地独董普遍存在，而这些独董获取信息的途径更为有限，造成其无法有效履职（曹春方和林雁）［8］。因此，独董对第三方信息来源具有需求。审计报告是传递公司内部管理信息的可靠信号，正面的审计意见能够向独董传递公司财务信息质量良好、内控质量良好的信号，由此使独董在发表意见时更为信任经理人的提案和业绩，降低发表否定意见（说“不”）的可能。相反，当审计机构出具非标意见时，独董会从中获得公司内控质量不佳等信号，由此增加说“不” 的可能。

据此，本文提出假设1。

H1：公司审计意见越好，独董说“不”的倾向越低。

（二）审计意见、独董财务背景与独董说“不”

《意见》中规定，独董需要对公司对外担保、重大关联交易等重大事项发表独立意见，需要独董具备较强的财务、会计相关背景。因此《意见》指出，担任上市公司独董需具备五年以上的经济、法律或相关从业经验，需“具备内控与风险防范意识和基本的财务报表阅读和理解能力”。由此可见，我国监管方对上市公司独董财务专业能力和背景十分重视。

具备财务背景的独董履职效果更强。胡奕明和唐松莲［27］发现具备财务专长的独董能够抑制盈余管理、提升企业信息披露质量；Defond et al.［28］发现具备财务、法律等背景的独董更可能在董事会中履行积极监督的职责；叶康涛等［4］也发现具备财务背景的独董更愿意在投票时说“不”。

既然财务背景会影响独董的履职表现，且他们在履职过程中又出于专业素养和习惯会比没有财务背景的独董对财务信息更敏感，而审计意见作为公司财务信息的重要组成部分，自然更受到具备财务背景的独董重视。故具备财务背景的独董在发表独立意见过程中会比没有财务背景的独董更愿意和更倾向于参考审计报告，并根据这些信息所释放的信号发表意见。由此，本文提出假设2。

H2：审计意见越好，具备财务背景的独董越不轻易说“不”。

（三）审计意见、公司违规与独董说“不”

基于以上逻辑，审计意见是外部审计师执行监督上市公司和保护投资者利益的信息反馈，与独董同属第三方角色。虽然独董的重要功能也是监督和缓解代理问题，但由于独董履职主要通过出席董事会进行，而董事会中的信息量较少，无法从细枝末节中反映出公司经营和治理的整体情况。另外，独董由于身份特殊，其获取信息的途径和来源也受到限制，因此，同属第三方监督角色的审计机构所提供的审计意见成为独董履职的重要信息参考。审计师的职业敏感性使其在年报审计中会甄别公司运营的很多问题，能够比独董提前察觉公司的违规问题。冯廷超和梁赖歆［11］研究表明，上市公司被审计当年或者以前年度受到行政处罚会增加外部审计师的风险防范。

独董对公司违规十分在意，因为独董不参与公司内部人对违规行为收益的分享，却需要承担公司违规的不良后果，会经受经济、法律和声誉方面的多重损失（辛青泉等）［29］，因此，独董对公司违规会实施积极监督（叶青等）［30］。在现代风险导向审计的理念和实践中，审计师出于降低审计风险和职业敏感能够提前甄别出公司违规的蛛丝马迹，从而出具非标意见。因此非标意见对独董而言具有增量信息，能够传递公司是否违规的相关信号，从而帮助独董有效发表独立意见。基于以上分析，本文提出假设3。

H3：公司违规是审计意见影响独董说“不”的中介机制。

四、研究设计

（一）样本选择及数据来源

我国独董制度自2001年起正式建立，由于2001-2004年独董意见均为同意意见，因此本文选取2005-2017年全部A股上市公司为样本，并进行以下处理：①基于CSMAR金融研究数据库中披露的独董意见，参考唐雪松等［31］的研究，本文将独董意见进行量化赋值，“1”为同意意见，“2”为保留意见，“3”其他意见、提出异议，“4”为无法发表意见、弃权和反对意见；②财务数据和公司治理相关数据来自CSMAR数据库和Wind数据库；③删去主要变量缺失的样本，最终得到386 269个年度-公司-个人-事件观测值。为消除极端值影响，对连续变量上下1%的极端值采用Winsorize处理。

（二）模型设定与变量定义

本文构建模型（1）检验H1和H2：

其中，被解释变量（opinion_degree）为独董异议，取公司i中独董j对事件y提出意见所赋值的均值；解释变量为审计意见类型（audittyp），本文同时采用两种指标表征（audittyp1和audittyp2）。当公司年报审计意见为标准无保留意见时，audittyp1取“1”，否则取“0”；当审计意见为标准无保留意见或无保留意见加事项段时，audittyp2取“1”，否则取“0”。同时，为避免互为因果的内生性问题，本研究将审计意见指标前置一期。Controls表示公司-年度层面控制变量，与现有研究［32］保持一致，选取公司规模（size）、是否存在重大事件（event）、公司业绩（roa）、产权结构（soe）、是否两职合一（duel）、独立董事占比（outrat）、董事会规模（boardsize）、第一大股东持股（top1）等变量；CVs为公司-年度-个人层面控制变量，包括独董性别（gender）、是否具备法律背景（law）、是否具备学术背景（academic）、是否兼任3家以上公司独立董事（busy）、教育背景（education）等。同时也控制了行业（industry）和年度（year）固定效应。具体变量定义见表1所列。

表1 主要变量定义

续表1

（三）描述性统计

表2报告了相关变量描述性统计结果。Panel A为主要变量描述性统计结果，数据显示，极大部分独立董事在表决时投赞成票（opinion_degree的P95为1），审计意见方面，无论使用哪一种分类方式，大多数企业都为较好的审计意见（audittyp均值为0.968），由于无保留意见加事项段较少，故在统计表上未显示。接近1/3的企业当年存在重大事件（event均值为0.302）。Panel B为独董发表意见类型的频次表，由表2可见，发表异议的独董数量极少。Panel C报告了独董意见（opinion_degree）按照前置审计意见（audittyp）分组之后进行均值差异检验，结果表明，两种审计意见分类指标与独董异议程度（opinion_degree）的回归系数均在1%水平上显著为正。

Pearson相关系数情况显示，独董意见否定程度opinion_degree与审计意见变量（audittyp1、audittyp2）相关系数都显著为负，初步表明两者呈负相关关系（1）。

表2 描述性统计

续表2

五、实证结果

（一）H1的实证检验结果

表3列示了对H1进行回归检验的结果。审计意见指标（audittyp1和audittyp2）的回归系数均在1%的水平上显著为负，表明上一年度公司获得的审计意见越好，独董越不愿发表否定意见，即不愿意说“不”，支持H1。控制变量方面，国企虚拟变量（soe）系数为正，表明国企独董更愿意发表异议；公司规模（size）数显著为负，表明企业规模越大，独董越不愿意发表异议；盈利能力（roa）越好，独董越不愿意说“不”；企业当年发生高管变更等重大事件（event）时，独董更愿意发表异议；第一大股东持股比例（top1）越高，独董越不愿意说“不”，这可能是因为第一大股东持股比例越高，董事会构成受到大股东控制越严重，独董监督职能越弱，越不容易说“不”，与萧维嘉等［33］的研究一致。女性独董（gender）、具有学术背景（academic）、兼任多家企业独董（busy）的独董说“不”意愿较低；学历越高（education）、具备金融背景（finback）和法律背景（law）的独董更愿意说“不”。

表3 审计意见与独董说“不”的回归结果

续表3

（二）H2的实证检验结果

本文按独董是否具有财务、会计专业背景，将样本公司分为有具备财务背景的独董公司和没有具备财务背景的独董公司两组子样本，之后对模型（1）进行分组回归，结果见表4所列。表中数据显示，审计意见指标的回归系数均显著为负，表明上一年度的审计意见越好，独董越不容易说“不”。从分组回归系数绝对值可见，具备财务背景独董发表意见时受上年度审计意见的影响更强，因为具备财务、会计背景的独董对财务信息更敏感，也更愿意参考这些信息。

表4 审计意见、独董财务背景与独董说“不”的回归结果

（三）H3的实证检验结果

本文参考Baron and Kenny［34］中介作用三步法进行分析，建立模型（2）-（4），即中介效应模型方程组：

其中，变量ifviolate为“企业当年是否存在违规行为的虚拟变量”，是模型的中介变量，若第t年企业存在违规行为则取“1”，否则取“0”。

根据中介效应模型理论，如果公司违规（ifviolate）是审计意见影响独董异议的完全中介机制，则以上方程组必须同时满足以下两个条件：第一，模型（2）中，审计意见对中介变量ifviolate具有显著的负向影响，即统计上α1＜0；第二，模型（4）中，中介变量ifviolate回归系数显著为正，即λ2＞0，且引入中介变量之后，audittyp的系数有所上升，即λ1＞β1。

表5列出了中介模型的回归估计结果。其中第（1）列和第（4）列的被解释变量为公司违规虚拟变量（ifviolate），故运用logit回归模型分析，其余列示结果均为OLS回归结果。第（3）列和第（6）列中，公司违规变量对独董发表异议程度变量回归系数在1%水平上显著为正，且与（2）（5）列相比，引入公司违规变量后，审计意见的系数从-0.046 9（-0.017 1）上升至-0.046 6（-0.016 8），表明公司违规是审计意见影响独董说“不”的部分中介机制。

表5 审计意见、公司违规与独董说“不”的回归结果

（四）稳健性检验

1.内生性问题

（1）独董自选择问题。由于公司选聘独董和独董进入公司存在自选择问题，为避免这一问题对研究结论的干扰，本文将样本进行倾向得分匹配（PSM）后再次回归，具体地，删除只担任一个公司独董的样本共120 700条，剩余147 406条公司-个人-年度观测值，然后构建模型（5）。

其中，被解释变量为审计意见虚拟变量，当上一年审计意见为标准无保留审计意见（audittyp1）、标准无保留或无保留加事项段审计意见（audittyp2）时，取值为“1”，否则取“0”。解释变量personid是高管个人ID号码，具体来源于国泰安数据库中高管个人ID号。运用Logit回归对模型（5）进行估计，得到匹配倾向得分（propensity score），之后根据倾向得分找出最接近当年公司审计意见为标准无保留意见的1位独董作为配对样本，进行最近邻匹配，重复以上过程得到PSM匹配后的子样本。运用以上配对样本重新对模型（1）回归，结果显示两种审计意见虚拟变量与独董异议变量的回归系数都在10%的水平上显著为负，表明本文主要结论稳健，且独董自选择问题对本文结论影响不严重（2）。

（2）工具变量回归估计。为了控制可能存在的由于遗漏变量和互为因果导致的内生性问题，本文采用工具变量两阶段最小二乘（IV-2SLS）的方式对模型（1）重新进行估计。

构建“审计意见（av_audittyp）地区均值”变量，该变量通过计算全国34个省级行政区域注册公司前一年平均审计意见均值得到。具体地，以av_audittyp1和av_audittyp2分别作为audittyp1和audittyp2的工具变量。前者以标准无保留审计意见计算均值，后者以标准无保留或无保留加事项段审计意见计算均值。从逻辑上来说，地区审计意见均值在一定程度上代表当地审计师偏好、外部审计严格程度、当地法律健全水平等外部因素，因此地区审计意见均值很可能影响公司层面审计意见（Choi et al）［35］，但对独董说“不”不存在直接影响，因此该工具变量具有逻辑合理性。运用以上工具变量进行估计的结果仍支持H1，表明本文主要结论稳健。

2.有序Probit估计

由于独董异议本身属于有序变量，本文将不同的异议按照反对强烈程度进行分档取均值，采用有序Probit回归（Ordered Probit Model）重新对H1进行稳健性检验。本文构建模型（6）：

变量“IDDC”为独董四种意见的有序变量，“1” 为同意意见，“2”为保留意见，“3”为其他意见、提出异议，“4”为无法发表意见、弃权和反对意见。各公司的IDDC由IDDC*决定：

根据上述模型进行有序Probit的回归结果表明，上一年度审计意见指标与独董异议程度的回归系数均在1%水平上呈显著为负，进一步支持H1。

3.公司层面数据回归分析

上文分析基于公司-年度-独董-事件层面数据进行，为考察公司层面的整体情况，本文设置变量“独董平均异议程度”，取当年公司独董意见并按上文方式赋值后的均值。之后，重新运用公司层面数据对模型（1）回归，结果仍然支持H1。

4.更改审计意见滞后期间的稳健性检验

本文将审计意见变量再滞后一期，同时将滞后一期与滞后两期的审计意见变量与独董异议程度代入模型（1）进行回归，结果显示，审计意见对于独董说“不”的负向影响在滞后两期后仍然成立，但影响程度随滞后期数增加而减弱。

5.替换独董异议衡量指标的稳健性检验

本文重新根据独董意见构建虚拟变量，当独董未投同意票时取“1”，否则取“0”。将该变量作为被解释变量分别代入模型（1）进行logit回归，结果显示，审计意见指标与独董意见虚拟变量的回归系数均在1%水平上呈显著为负，表明结果不受变量测度影响。

六、研究结论与政策建议

独董是解决代理问题的核心机制，通过对重大事项发表独立意见履行监督职能。独董发表异议（说“不”）表现了独董积极监督的态度。独董发表意见履行监督职能的基础是信息，本文基于信号理论，以审计意见的信息含量为视角，运用2005-2017年A股上市公司独董发表意见数据，研究了审计意见对独董发表异议的影响。研究发现：①独董进行积极监督过程中会运用审计意见进行判断；②审计意见越好独董越不轻易说“不”的效应在具备财务背景的独董中更为显著；③公司违规是审计意见影响独董说“不”的重要中介机制。以上说明独董在发表意见时运用了审计意见，审计意见在独董是否说“不”的决策中提供了信息。

本文的研究结论拓展了独董监督和审计意见信息含量两方面的文献，也有一定政策启示：

第一，大力发展第三方信息中介，强化第三方信息中介的信息传递和降噪功能。本文研究结论表明，外部审计作为第三方鉴证机构，为公司出具的审计意见一定程度上弥补了独董履职信息不足问题，也为独董传递了公司内部经营管理的信号。因此，在当下强调企业市场主体作用的制度背景下，大力发展作为第三产业的咨询服务业，既能完善企业信息环境、为独董监督提供更多信息，改善和拓宽独董决策的信息渠道、完善公司治理机制，也符合当下我国产业结构重心由一、二产业向第三产业转移的政策方向。

第二，完善独董选聘的人力资本市场，制定奖惩分明的制度，有效保障说“不”独董的权益。独董制度自2001年引入我国资本市场，但独董履职效果却饱受质疑。本文文献回顾表明，积极监督、发表异议的独董在人力资本市场上反而受到“边缘化”待遇，由此造成我国资本市场上市公司违规乱象频发，独董却未能发挥“啄木鸟”作用，被称之为董事会“花瓶”。资本市场投资者并非不想让独董说“不”，中小股东的态度是认可且期待独董说“不”（3）。因此，进一步规范和完善独董选聘人力资本市场，保障和奖励积极监督、积极说“不”的独董权益和声誉才是解决独董“不懂事”现象的根本所在，也保护中小股东利益的根本举措。

第三，逐步建立会计师事务所与独董方面的有效沟通机制。2012年中国上市公司协会与国际知名会计师事务所联合举办的“倡导独董、监事会最佳实践审计机构座谈会”中提出，应加强外部审计机构与独董的沟通（4）。外部审计机构与独董都是公司治理过程中的外部人士，独董信息来源面较窄，但审计机构由于执业原因可以获得较多公司相关信息，因此审计机构在发挥上市公司“看门人”作用的同时，可以为独董有效履职提供信息。所以，建立审计机构与独董正式沟通的渠道能够有效整合公司治理外部监督机制，促进信息流通和发挥信息资源配置的功能，促进上市公司治理机制的完善。

注 释：

（1）限于篇幅，相关系数表未列示。

（2）限于篇幅，本文稳健性检验的多数表格未列示，有兴趣的读者可向作者索取。

（3）中国经济时报报道“中小股东期待更多独董说‘不’”，（http：//finance.jrj.com.cn/2019/08/09093027952245.shtml）。

（4）证券时报网（www.stcn.com）2012年10月10日讯“审计机构与独董监事会应建立良好沟通机制”。