企业ESG表现是否影响审计意见?

李志学 刘雪瓶 张嘉伟

(西安石油大学 陕西(高校)油气资源经济管理研究中心,陕西 西安 710065)

0 引 言

高质量发展是我国确定发展思路、制定经济政策、实施宏观调控的根本要求。ESG(Environmental,Social,Governance)是一种系统化评价公司环境、社会责任和公司治理因素的绩效标准,代表更加绿色、更加负责、更加有效的公司发展形式,高度契合高质量发展的要求。[1]106-135企业良好的ESG表现将帮助企业积累声誉资本。当面临恶化的外部经济环境时,声誉好的企业能够得到利益相关者的帮助从而渡过难关;当其出现负面新闻时,利益相关者更愿意包容处理,且相信这是偶发的、源于企业的失误而非恶意的,因此不会对企业严厉处罚,这无疑给处于危机中的企业以纠偏的机会和时间。ESG信息披露是针对过去一段时间内企业在环境、社会责任和公司治理方面取得成绩或面临困难通过单独报告或纳入综合报告形式,将信息报送给使用者的过程。

审计作为独立第三方,其价值在于提供资本市场会计信息可靠性的鉴证,从而有助于提高资源配置效率和缔约效率。[2]67-75审计质量由企业需求和审计师供给两方面因素决定[3]275-326。目前,大多数研究采用替代变量来对审计质量进行度量,常用的替代变量有两种类型:一种是从审计投入角度度量,如审计费用;另一种是从审计产出角度出发,如审计意见。[4]39-51

现有研究表明企业的ESG表现能够显著降低其审计费用。[5]41-50关于审计费用和审计意见之间的关系,现存两种主流观点:(1)审计投入观认为,审计收费体现审计师的审计投入,收取大额审计费用的会计师事务所将会在后续的审计工作中安排更专业的审计师、投入大量审计时间、查找更多审计证据,这一系列投入将会帮助公司发现更多问题,继而将提高公司被出具非标准无保留审计意见的概率,即:审计费用上升→审计师投入上升→企业财务报表被出具非标准无保留审计意见的可能性上升;(2)经济依赖观认为,审计师与企业存在经济依赖关系,收取大额审计费用会加剧审计事务所和被审计企业合谋的概率,导致被审计企业财务造假被发现并报告的可能性降低,故审计师出具非标准无保留审计意见可能性也降低,即:审计费用上升→审计事务所和企业合谋概率上升→财务造假被发现概率下降→企业财务报表被出具非标准无保留审计意见的可能性下降。

本文的边际贡献主要体现在以下几点:第一,现有研究集中探讨ESG表现对企业自身投资效率、融资成本、企业价值的影响,而本文主要从审计师角度出发,探究审计师如何对待企业ESG表现、并引入审计监督压力分析企业ESG表现影响审计意见的路径,为ESG表现在审计领域的研究提供新思路。第二,将企业响应ESG评级的方式区分为实质性回应和象征性回应两种,选择Wind ESG管理实践得分来度量追求长期发展企业(即作出实质性回应的企业)的ESG表现,选择Wind ESG争议事件得分进行验证。

1 文献综述和研究假设

1.1 企业ESG表现和审计意见

审计师是否出具非标准无保留审计意见,主要受到来自企业、法律与制度和审计师3个层面动因的影响。企业层面动因主要包括财务特征、重大不确定性事项以及公司治理特征。公司响应ESG责任的不同方式可能为其带来重大不确定性,存在实质性回应和象征性回应两种方式。

(1)实质性回应。出于谋求长期可持续发展的动机,企业会重视环境义务践行、积极履行社会责任、提高公司治理能力来获取较好的ESG得分,获得更多投资者的青睐[6]5-21,获取更多关键资源,集中力量办好主业[7]57-64,降低企业重大不确定性,继而降低被出具非标准无保留审计意见的可能性。

(2)象征性回应。在追逐短期利益的驱使下,某些企业会利用目前国内ESG信息披露标准不统一、法律尚不健全的漏洞,作出象征性的回应。譬如使用大量模糊性的语言,或者披露一些较难验证的信息等来进行印象管理,以此获得其ESG表现良好的假象。[8]81-93在这种伪ESG责任履行行为下,企业经营风险仍然存在甚至可能因为被隐藏而变得更加危险,审计师在审计过程中发现并出具非标准无保留审计意见的概率将提高。因此,提出以下假设:

假设H1:在其他条件不变的情况下,企业ESG表现越好其财务报表被出具非标准无保留审计意见可能性越低

1.2 企业ESG表现、审计监管压力和审计意见

审计意见受到行业与政府监管的影响。企业合法性理论认为,社会体系由法律、法规、价值和公约构成,处在其中的公司只有与社会整体目标保持一致才能促进自身长远发展。[9]60-69在高质量发展目标下,整个社会都日益重视经济与环境的可持续发展,公司为了自身长远发展也必须积极参与到ESG评级中去。

本文探讨的企业ESG表现,即是对过去一段时间公司在环境、社会责任和公司治理3个方面取得成绩或面临困难的综合评分。若企业ESG得分越高,将会更少受到来自行业自律或是监管机构的环境E、社会责任S、公司治理G方面的处罚,审计面临的监管压力较小。在监管压力较小的情形下,审计师因审计失败将承担的诉讼和声誉损失变小,审计成本降低,可能会减少其出具非标准无保留审计意见的概率。因此,企业ESG表现通过影响审计监管压力,继而影响财务报告的审计意见,企业ESG表现对审计意见类别影响机制路线图见图1。

图1 企业ESG表现对审计意见类别影响机制路线图

因此,本文提出以下假设:

假设H2:在其他条件不变情况下,企业ESG表现通过影响审计监管压力,继而影响财务报告的审计意见

1.3 企业ESG表现、内部监管和审计意见

审计意见受到企业公司治理特征的影响。追求利润是企业的天性、但为了长期可持续发展,企业必须在实现利润的同时重视环境义务和社会责任的践行。公司利用内部监管将公司行为控制在合法、合理的范围内。现有研究表明:我国内部监管中监事会的有效性正在逐年提升。[10]142-151,监事会通过定期检查财务状况、参与股东会等方式提高公司会计信息质量、提高信息透明度,倒逼企业经营管理者减少自利行为从而降低出于逐利目的粉饰企业ESG的可能性。

实践中,对于以印象管理粉饰ESG取得高分的企业,增强其内部监管力度有助于暴露其存在的问题或风险,最终抑制ESG表现对审计师出具非标准无保留审计意见的负向影响。对于追求长期发展目标并且ESG表现优异的企业,增强其内部监管力度能够协助企业发现更多的潜在风险,满足企业追求长期发展的目的。企业内部监管作为调节变量抑制企业ESG表现对其审计意见的负向影响,内部监管对企业ESG表现对审计意见类别的调节作用机理见图2。据此提出如下假设:

图2 内部监管对企业ESG表现对审计意见类别的调节作用机理图

假设 H3:在其他条件不变情况下,增加内部监管力度能够抑制企业ESG表现对审计师审计意见的负向影响

2 样本选择与研究设计

2.1 样本选取与数据来源

本文以2018—2021年A股非金融类上市公司为研究样本,筛选前总计有19 762个样本,按照以下标准加以筛选:(1)剔除存在数据遗漏的公司;(2)剔除ST和＊ST公司;(3)剔除银行、保险等金融类公司,最终得到14 647个观测值。为了消除极端值的影响,对除哑变量之外的其他所有连续变量都进行了上下1%的Winsorize处理。本文全部数据均来自于Wind数据库。

2.2 变量定义与模型设定

2.2.1 变量定义

(1)被解释变量。主回归分析中被解释变量为是否被出具非标准无保留意见的审计报告。如果当年被出具标准无保留意见的审计报告,取值为0,否则为1。

(2)核心解释变量。核心解释变量分别为Wind ESG综合得分(ESG)、Wind ESG管理实践得分(ESG-1)和Wind ESG争议事件得分(ESG-2)。参考了国际主流ESG体系架构,并结合我国资本市场发展情况构建Wind ESG综合评价体系,见图3。Wind ESG综合得分(ESG)取值为1～9,由Wind ESG管理实践得分(ESG-1)和Wind ESG争议事件得分(ESG-2)加权获得。

图3 Wind ESG综合评价体系

Wind ESG管理实践得分(ESG-1)取值为1～9,选用基本面指标,反映企业在环境、社会责任、公司治理3个方面的长期表现。本文选择Wind ESG管理实践得分作为核心解释变量进行回归分析,可以验证侧重于以谋求长期发展为目标的企业ESG表现对其审计意见的影响。

Wind ESG争议事件得分(ESG-2)取值为1～3,选用企业应对环境E、社会责任S、公司治理G突发危机事件的短期表现。如果企业Wind ESG争议事件得分高,首先说明企业存在环境E、社会责任S、公司治理G方面的风险且在短期内应对较为得当。本文选择Wind ESG争议事件得分作为核心解释变量,主要是为了与Wind ESG管理实践得分对审计意见的回归进行比较,以更加全面地反映企业ESG表现对审计师审计意见的影响。

(3)中介变量。中介变量为行政处罚(Regulations)。企业ESG表现通过影响审计师的监管压力来影响审计师审计意见,即审计师的监管压力是中介变量。借鉴已有研究成果,选择上市公司及其关联方当年受到的与环境E、社会责任S、公司治理G相关行政处罚次数,并加1取自然对数来衡量审计监管压力。

(4)调节变量。调节变量为企业内部监管(Sup)。内部监管是抑制企业ESG表现影响审计师审计意见的调节变量。借鉴已有研究的方法[11]156-163,采用上市公司监事会人数衡量企业内部监管程度。

(5)控制变量。借鉴已有研究[5]41-50,选择如下控制变量(Controls):(1)公司特征变量:企业规模(lnta)、股权集中度(Ownership)、产权性质(Private)、上市年限(Age);(2)财务指标变量:资产负债率(Lev)、存货占总资产比重(lnvr)、速动比率(Quick)、总资产周转率(Aturn)、总资产报酬率(ROA);(3)公司治理变量:董事长和总经理是否两职合一(Dual)、董事会规模(Board)、独立董事比例(ln-dep)。

(6)其他变量:是否属于十大审计事务所(Big10)。

各变量定义见表1。

表1 变量定义

2.2.2 模型构建

(1) 主回归模型。为了验证在其他条件不变情况下,企业ESG表现对其审计意见的影响(假设H1),本文利用面板数据构建固定效应回归模型,见(1)式:

MAOi,t=α0+α1·ESGi,t+α2·controli,t+α3·lndustry+α4·Year+ε

(1)

模型(1)中的MAOi,t为公司i在第t年是否被出具非标准无保留审计意见;ESGi,t为公司i在第t年ESG表现。为了验证假设H1,分别将核心解释变量Wind ESG综合得分(ESG)、WindESG管理实践得分(ESG-1)争议事件得分(ESG-2)代入(1)中的ESGi,t进行回归检验;模型中的controli,t为一组控制变量。

(2)中介模型。借鉴已有文献,选用公司及其关联方当年受到与E、S、G相关行政处罚的次数加1取对数衡量所面临的审计监管压力。采用中介效应模型检验假设H2,具体模型见(2)、(3)式:

Regulationsi,t=α1+δ1·ESGi,t+δ2·control1i,t+δ3·lndustry+δ4·Year+ε1

(2)

MAOi,t=α2+η1·Regulationsi,t+η2control2i,t+η3·lndustry+η4·Year+ε2

(3)

(3)调节模型。本文借鉴已有研究的方法[11]156-163,选择上市公司监事会人数衡量内部监管强度,采用调节效应模型检验验证假设H3,具体模型见(4)、(5)式:

MAOi,t=γ0+γ1·ESGi,t+γ2·Supi,t+γ3·controli,t+γ4·lndustry+γ5·Year+ε3

(4)

MAOi,t=β0+β1·ESGi,t+β2·Supi,t+β3·ESGi,t·Supi,t+β4control3i,t+β3·lndustry+β4·Year+ε4

(5)

3 实证结果

3.1 描述性分析

(1) 总体描述性统计分析。主要变量的描述性统计结果见表2。由表2可知:(1)是否被出具非标准无保留审计意见(MAO)的均值为3.3%,说明3.3%样本公司被出具了非标准无保留审计意见;(2)ESG综合得分(ESG)的最大值为1.9、最小值为9.85、间距为7.95,最大值与最小值差距较大,说明公司之间的ESG表现差距较大;ESG综合得分(ESG)均值为5.97、中位数为5.91,二者较为接近,说明样本公司的ESG表现整体处于中等水平。

表2 主要变量描述性统计结果

(2)相关性分析。

相关性统计结果见表3。根据表3中相关系数的正、负值,初步推断:(1)企业ESG表现越好,审计师出具非标准无保留审计意见(MAO)的概率越低;(2)企业ESG表现越好,受到的监管压力(Regulations)越小;(3)企业受到的监管压力(Regulations)越小,审计师出具非标准无保留意见审计报告(MAO)概率越小。以上推断是否成立,有待进一步回归结果进行验证。

表3 相关性统计结果

3.2 多元回归分析

主回归结果见表4。表4中(1)是将样本数据企业的Wind ESG综合得分(ESG)、Wind ESG管理实践得分(ESG-1)、Wind ESG争议事件得分(ESG-2)分别代入固定效应模型的回归结果。结果显示:企业的Wind ESG综合得分(ESG)、Wind ESG管理实践得分(ESG-1)、Wind ESG争议事件得分(ESG-2)和审计师是否出具非标准无保留审计意见(MAO)回归系数分别为-0.034 1、-0.027 6、-0.199,均在1%的统计水平上显著。表明企业ESG表现越好,审计师出具非标准无保留审计意见的可能性越低。检验结果支持假设H1,证实了企业ESG表现会降低审计师出具非标准无保留审计意见的概率。

表4 主回归结果

4 进一步分析

4.1 中介检验机制

中介检验结果见表5。

表5 中介检验结果

表5中(2)是将审计监管压力(Regulations)作为被解释变量带入固定效应模型的回归结果。结果显示:企业WindESG综合得分(ESG)、WindESG管理实践得分(ESG-1)、WindESG争议事件得分(ESG-2)与审计监管压力(Regulation)的回归系数分别为-0.061 4、-0.029 9、-0.776,均在1%统计水平上显著。说明企业ESG表现越好,受到监管机构环境E、社会责任S、公司治理G方面行政处罚(Regulations)越少,即该企业面临的审计监管压力越小。

表5中(3)是把审计监管压力(Regulations)作为解释变量引入固定效应模型的回归结果。结果显示:企业受到行政监管压力(Regulations)与审计师是否出具非标审计意见(MAO)的回归系数为0.113,在1%统计水平上显著,说明企业受到的行政监管压力越小,其审计师出具非标准无保留审计意见的概率越低。

通过以上中介检验结果可知:企业ESG表现越好,审计监管压力越小,审计师出具非标准无保留审计意见的概率越低,验证了假设H2。

4.2 调节检验机制

Wind ESG综合得分(ESG)调节检验结果见表6。

表6 Wind ESG综合得分(ESG)调节检验结果

表6中(4)将内部监管(Sup)作为解释变量引入固定效应模型,(5)将内部监管(Sup)作为调节变量引入固定效应模型。结果显示:在进行调节之前,客户Wind ESG综合得分(ESG)和审计师是否出具非标准无保留审计意见(MAO)的回归系数(模型4)为-0.034 0,在1%统计水平上显著负相关;引入调节变量后,客户Wind ESG综合得分(ESG)和企业内部监管(Sup)的交互系数(模型5)为0.042 5,在1%水平上显著正相关。说明内部监管显著抑制了客户Wind ESG综合得分表现对审计师出具非标准无保留意见的负向影响。

Wind ESG管理实践得分(ESG-1)调节检验结果见表7,Wind ESG争议事件得分(ESG-2)调节检验结果见表8。

表7 Wind ESG管理实践得分(ESG-1)调节检验结果

表8 Wind ESG争议事件得分(ESG-2)调节检验结果

表7、8中(4)沿用表6中(4)操作,将内部监管(Sup)作为解释变量引入固定效应模型,表7、8中(5)沿用表6中(5)操作,企业内部监督(Sup)作为调节变量引入固定效应模型。结果显示:在进行调节前,Wind ESG管理实践得分(ESG-1)、Wind ESG争议事件得分(ESG-2)和审计师是否出具非标准无保留审计意见(MAO)的回归系数(模型4)分别为-0.0272、-0.209,均在1%统计水平上显著为负;引入调节变量后,客户Wind ESG管理实践得分(ESG-1)、Wind ESG争议事件得分(ESG-2)和企业内部监管(Sup)的交互系数(模型5)分别为0.033 4、0.36,均在1%统计水平上均显著为正。说明内部监管显著抑制了客户Wind ESG综合得分表现对审计师出具非标准无保留意见的负向影响。

综上,内部监管显著抑制了客户ESG表现对审计师出具非标准无保留意见的负向影响。这可能是因为内部监管部门相对于外部第三方机构更了解企业内部运营状况,增强内部监管力度使得企业存在的、却未被第三方发现的潜在风险被暴露出来(剔除以象征性回应获取伪ESG高分的企业),使企业被审计师出具非标准无保留审计意见的负向影响被抑制,更有利于企业长期发展,验证了假设H3。

5 稳健性分析

5.1 双向因果

本文采用控制年份和行业的固定效应模型作为主回归模型,在一定程度上削减了遗漏变量带来的内生性问题,但考量到企业ESG表现和审计师是否出具非标准无保留审计可能存在双向因果关系,故需要进行内生性检验。本文主要通过滞后一期的企业ESG表现作为替代变量,并利用二阶段最小二乘法2SLS进行内生性检验。检验结果显示仍然显著。

5.2 Logistic模型

本文所使用的OLS模型回归结果可决系数都较小,表示多元回归模型中的随机扰动项较大拟合程度不完美。推测拟合度不完美是因为样本变量突破了使用OLS关于随机扰动项的几个基本假定,如随机扰动项的同方差假定和无自相关假定。这些突破可能是由于存在内在随机性、尚存未知的影响因素或者模型设定存在误差等原因造成的。鉴于本文主回归中采用多元线性模型进行回归,参考已有研究,[12]71-80利用Logistic模型并控制行业、年份重新进行回归,稳健性检验结果见表9。

表9 稳健性检验结果

稳健性检验结果表明: 本文的研究结论仍然均在1%水平上显著, 伪决定系数分别为0.092 5、0.058 6、0.049,相较于表4中主回归结果的可决系数有了明显进步,一定程度上缓解了拟合度问题。需要说明的是,本文之所以在主回归检验中没有使用Logistic模型,是因为在控制公司固定效应后,Logistic模型会剔除从未收到非标准无保留审计意见的公司,会造成大量的样本损失,故未采用。

6 结论与启示

6.1 结论

本文以2018—2021年我国A股非金融类上市公司为研究样本,利用多元线性回归模型,从审计角度探讨了企业ESG表现对审计师是否出具非标准无保留审计意见的影响及其作用机理。研究结果表明:第一,在其他条件不变的情况下,企业ESG表现越好,审计师出具非标准无保留审计意见财务报告的可能性越低;第二,中介机制检验结果显示,企业ESG表现越好,受到环境、社会责任、公司治理监管的行政处罚越少,其面临的审计监管压力越小,最终降低了审计师出具非标准无保留审计意见的概率;第三,调节机制检验结果显示,企业的内部监管将显著削弱其ESG表现对审计师是否出具非标准无保留审计意见的负向影响。最后,利用企业滞后一期的ESG表现作为替代变量进行内生性检验、并使用Logistic模型控制行业和年份重新进行稳健性检验,结果仍然成立。

6.2 启示

经过长达30多年的高速增长,我国资源消耗严重、环境问题较为突出,面临着经济社会转型升级的挑战。“双碳”目标下中央已经把“绿色化”载入经济转型目标中,ESG评级体系作为企业绿色可持续发展的关键路径,在我国经济转型期的重要性不言而喻。应当从3个方面加强推广应用ESG评级:第一,以政府为主导,构建具有中国特色的ESG信息披露框架和标准。目前我国ESG信息披露标准不统一,法律法规尚不健全,存在个别企业粉饰ESG得分的现象;第二,企业可以通过提高内部监管,减少为了短期利益粉饰ESG得分的做法,真正利用好ESG评级的积极方面为企业长期发展服务;第三,审计师可以把企业ESG表现作为一项非财务信息纳入审计证据,并结合企业内部审计证据,科学合理安排审计投入,提高审计质量。