【上市公司内部人控制度与审计独立性的相关性研究】 相关性和独立性
时间：2018-12-23 12:48:43 来源：柠檬阅读网 本文已影响 人 
摘要：本文以2003年深沪两市的上市公司为研究对象，采用因子分析法量化上市公司的内部人控制程度，对内部人控制程度与审计独立性进行偏相关分析。结果表明，上市公司内部人控制程度与审计独立性呈显著的负相关关系，内部人控制程度越高的上市公司，主审事务所丧失独立性的可能性越高。
关键词：内部人控制 审计独立性 因子分析 Logistic回归分析
一、引言
近年来各国证券市场上屡屡发生审计机构与上市公司“合谋”提供虚假会计信息的丑闻，给普通股民、投资机构等利益相关者带来了巨大损失。“安然”事件除了因为安达信接受了安然大量的非审计业务报酬之外，另一关键原因就是安然公司内部人控制非常严重，使得具有经济理性的注册会计师迫于压力而与管理者“合谋”，欺骗企业的所有者和债权人，并从管理层“购买审计意见”中获取不当利益。在我国同样也发生了大量影响重大的会计造假案件，许多都是由于公司内部人控制，使得注册会计师在审计过程中对这些事件视而不见，没有及时加以披露而造成的严重的后果。然而仅从职业道德和法律方面加强管制，能否提高审计独立性、根除舞弊行为?独立审计是一项涉及到注册会计师、企业所有者、经营者等多方参与签约的鉴证服务，当该种服务频频出现事故时，就不能单纯的从服务的提供者身上找原因，而是要从该服务的合约制度安排上找原因，而这种制度安排体系的漏洞突出体现在缺乏完善的公司治理结构，公司内部治理机构设置逐步失效，而这些问题的弊端最终又集中到内部人控制这一点上。因此，本文将站在企业的角度，从我国上市公司中的内部人控制这一问题人手来研究分析其对审计独立性的影响。
二、研究设计
(一)研究假设 我国大部分上市公司从国有企业改制而来，普遍存在“一股独大”的现象，控制股权的主体是国家或法人，但有效持有主体缺位，致使产权主体虚置，没有形成人格化的产权主体，大股东对上市公司的监控机制有名无实。由于上市公司基本上是由国家或法人控制，中小股东不仅持股比例低而且分散，缺乏监督和约束内部人的动力和手段。这种制度的缺陷导致我国上市公司内部人控制现象十分严重，经营管理者往往集决策权、管理权、监督权于一身。在这种以内部人控制的公司治理结构模式下，传统的上市公司审计中存在的股东、管理当局、注册会计师三者之间的委托代理关系实质上已简化为管理当局与注册会计师二者之间的关系，审计关系由三角形的稳定结构变为直线形的失衡结构，管理当局由被审计人变成了审计委托人，由他们聘请注册会计师审计，并决定注册会计师的续聘、审计收费等事项。审计委托人与被审计人的合一产生了这样一种悖论：拥有私人信息并极力回避监督的被审计人聘请注册会计师来挖掘自己拥有的私人信息，结果必然使得审计流于形式。这就从根本上破坏了传统委托代理理论下委托人与注册会计师之间的平衡关系，注册会计师明显处于劣势地位，不得不迁就管理当局，甚至与其合谋，从而使得注册会计师难以保持其公正执业最根本的条件――独立性。由此我们提出假设：
我国上市公司内部人控制程度将会影响审计的独立性，内部人控制程度越高的上市公司。其主审事务所丧失独立性的可能性也越高
(二)研究步骤 本研究将分为两大步骤：(1)STEP1：量化内部人控制程度。国内很多文献主要采用单一指标对上市公司内部人控制程度进行衡量，如何浚(1998)引用了“内部人控制度”(内部董事人数，董事总人数)作为替代内部人控制程度的指标，陈湘永、张剑文和张伟文(2000)也以内部董事比例作为替代指标，冯彩，高波(2004)采用了内部董事比例、两职兼任状况、经理层持股比例等几项指标分别计算分析，但并未对指标信息进行综合。而本文认为，仅仅采用某一指标作为内部人控制程度的替代指标，其包含的信息量是不够的，要科学评价公司的内部人控制程度，必须从不同侧面或角度进行描述与分析。因此，本文采用统计学中的因子分析技术，对评价公司内部人控制程度的单项指标提供的信息进行提炼，计算出各公司的因子得分和综合得分，据此对各公司的内部人控制程度进行综合评价。(2)STEP2：选取审计独立性的替代变量。审计独立性指的是一种客观、超然的心态和顶住客户压力向社会公众报告“真相”的能力，这种能力是无形且难以观察的，因此对审计独立性指标的量化比较困难。国内许多文献中多采用“事务所是否出具非标准无保留意见”(0/1变量)作为审计独立性的替代指标，事务所出具非标准无保留意见的比例越高，表明其顶住压力报告真相的能力就越强，即审计独立性越高，本文也将“事务所是否出具非标准无保留意见”作为审计独立性的替代变量。此外，还要选取一些可能会影响上市公司收到非标准无保留意见的控制变量。
(三)样本及变量指标的选取 考虑到2003年及以后《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》及《上市公司治理准则》已开始对我国上市公司产生影响，上市公司治理状况可能有所改善，故选取2003年作为研究的时间期间。为了使所选数据具有一定的代表性，本文选取2003年在深沪两市上市的企业为研究样本，并剔除了一些数据资料不全的上市公司，最终得到1150家上市公哥作为研究样本。对于评价内部人控制程度的指标，我们参考已有文献并进行综合分析后，选择以下单项指标：(1)内部董事比例(INCONTROL)。对于衡量公司内部人控制的程度，何浚(1998)引用了“内部人控制度”的概念，K代表内部人控制度，则K=内部董事人员/董事会成员人数。这一衡量方法虽具有不完全性，但在一定程度上反映了内部人控制的一个方面，本文将借鉴何浚的方法将内部董事比例作为内部人控制的一个评价指标。(2)股权结构虚拟变量(STATE)。针对中国上市公司内部人控制问题。2001年中国证监会发布了《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》，规定上市公司“在2002年6月30日前，董事会成员中应当至少包括2名独立董事；在2003年6月30日前，上市公司董事会成员中应当至少包括三分之一独立董事”。也就是说，从2003年开始，我国上市公司中的独立董事比例将有大幅提高，若按照“内部人控制度”这一指标，可以推出我国上市公司内部人控制局面将大为改观。但由于国有股权高度集中这一产生内部人控制问题的根源并未改变，因而不能从根本上改变内部人对独立董事的操纵局面，导致独立董事不独立、内部人控制依旧的现象。因此本文将加入与股权结构相关的一个虚拟变量STATE。界定：STATE=1，该上市公司的第一大股东是国有股，并且处于绝对控股地位(持股比例超过50％)；否则STATE=0。(3)未设置审计委员会(AUDIT)。审计委员会的设置有助于加强对管理层的监督，促进上市公司会计诚信度的提高，并能对董事会的决策施加较大影响，因此对内部人控制能起到一定的制约作用。而且，由于审计委员会的设立具有非强制性，仅起到指导性作用，在内部人控制较严重的上市公司可能就未必会考虑设立审计委员会。因此我们可以将未设置审计委员会(AUDIT)作为衡量内部人控制程度的指标。界定：AUDIT＝1， 上市公司未设立审计委员会；0，设立了审计委员会。(4)管理层在董事会任职的比例(MANAGER)。用“董事会中董事兼任经理的人数，董事会总人数”来表示，一般认为，该比例越高经理人的利益越容易在公司实现，内部人控制程度就越强。(5)是否存在两职兼任(PARTTIME)。两职兼任是指董事会成员和经理成员的重叠，两职兼任将使公司治理结构中的监督制衡机制难以发挥作用，为内部人控制提供便利。界定：PARTTIME=1，上市公司存在两职兼任；0，不存在两职兼任。(6)高管人员报酬利润率(PAY)。内部人控制通常还表现为工资、奖金、福利增长幅度远远大于盈利增长幅度。界定：高管人员报酬利润率=上市公司前三名高管人员报酬总额，本年度公司净利润。(7)管理费用率(ENCOST)。上市公司管理层的实物消费一般表现为公司管理层购买高档消费品、装修办公室等方面的支出，这方面的支出通常被计入管理费用，在内部人控制严重的上市公司，管理层的随意奢侈消费可能会造成这一指标值的升高。界定：管理费用率=管理费用/主营业务收入净额。
仍以上述1150家上市公司为研究样本，对上市公司内部人控制程度与审计独立性进行偏相关分析和回归分析，所需的研究变量设定如下：上市公司内部人控制程度，采用上一步骤计算得出的各上市公司综合得分F作为其内部人控制程度的替代变量；审计独立性。“事务所是否出具非标准无保留意见”是一个虚拟变量，设以OPINION表示。界定：OPINION=1为出具非标准无保留审计意见(Modified Opinion)，0为出具标准无保留审计意见(Clean Opinion)；控制变量，由于上市公司的财务状况以及规模大小均有可能影响其被出具的审计意见类型，因而引入了一些重要的控制变量。盈利能力比率：以上市公司年报中披露的“净资产收益率(ROE)”作为上市公司盈利能力的替代指标。ROE=净利润/股东权益平均余额；当分母未公布或为零或小于零时，为了减少这一因素对盈利能力的影响，以999表示无穷小；股东权益平均余额=(股东权益期末余额+股东权益期初余额)，2。变现能力比率：流动比率=年末流动资产总额/年末流动负债总额。负债比率：资产负债率=负债总额/资产总额。资产管理比率：总资产周转率=主营业务收入，平均资产总额。上市公司的规模：以上市公司的总资产金额大小作为上市公司规模大小的替代指标。财务困境变量：财务困境变量为一个虚拟变量，表示特别处理情况。界定：ST=1，当年上市公司被冠以ST或ST*；0，当年上市公司未被冠以ST或ST*。
三、实证分析
(一)因子分析 运用因子分析法，借助SPSS对以上数据进行分析处理，在处理过程中选取了以下方案：在求因子载荷矩阵时采用主成分分析法；在提取因子时采用特征值大于1；在因子旋转时采用最大方差法。按照提取原则即特征值大于1，应该提取前四个因子，它们所解释的方差占总方差的84.18％，这四个因子就可以解释原始数据的大部分信息了。第1个因子在“内部董事比例”、“未设置审计委员会”变量上有绝对值较大的载荷系数，主要从对管理层的监督力度反映公司内部人控制程度，监督力度弱，则内部人控制程度则可能越大；第2个因子在“股权结构虚拟变量”上有绝对值较大的载荷系数；第3个因子在“管理层在董事会任职的比例”、“是否存在两职兼任”上有绝对值较大的载荷系数，主要反映了管理层的双重身份对内部人控制程度的影响；第4个因子在“高管报酬利润率”、“管理费用率”上有绝对值较大的载荷系数，主要从管理层薪酬及在职消费水平反映公司内部人控制程度。根据因子得分系数和原始变量的标准化值可以计算出每家上市公司四个因子的得分数F1，F2，F3和F4。最后，对1150家上市公司的内部人控制程度进行综合评价并排序。以旋转后四个因子的方差贡献率为权数计算综合得分，计算公式为：F=0.2734+F1+0.23021F2+0.17615F3+0.16204F4，最终可以得到所有样本公司的综合得分排名。由于我们在设置单项指标时均考虑到了取值的同向性，即内部人控制程度越大，则指标取值越大，因此综合得分越高，表示该公司内部人控制程度越严重。将本步计算得到的综合得分F作为内部人控制程度的替代指标，进入下一步骤的研究。
(二)偏相关分析 本文采用偏相关分析方法，在剔除控制变量的影响下计算了内部人控制程度与审计独立性的净相关关系，，在排除其他控制变量影响后，上市公司内部人控制程度与审计独立性呈显著的负相关关系，显著性水平为1％，二者的偏相关系数为-0.213。表明内部人控制程度越高的上市公司，其被出具非标准无保留意见的比例越低，即主审事务所越容易丧失独立性，并且这种影响程度比较显著，初步验证了本文所提研究假设的正确性。
(三)二项Logistic回归分析 为了更深入了解上市公司内部人控制度对审计独立性的影响程度，本文采用二项Logistic回归分析的方法，审计独立性变量(是否出具非标准无保留意见)作为被解释变量(0/1二值变量)，内部人控制程度(综合得分)作为解释变量。可以看到在实际审计意见类型为0即标准无保留意见类型时，模型正确识别了1076个样本，正确率为100％；在实际审计意见类型为1即非标准无保留意见类型时，模型正确识别了53个样本，正确率为71.6％，模型总的预测正确率为98.2％，该模型的预测效果还是比较理想的。显示了解释变量的回归系数检验结果，可以看到最终模型中包含了内部人控制程度这一变量，其回归系数显著性检验的Wald观测值所对应的概率p值小于显著性水平1％，因此拒绝零假设，意味着内部人控制程度与Logit的线性关系显著，应保留在方程中。其中，P表示被解释变量――审计独立性取值为1的概率，即出具非标准无保留意见的概率，LogitP=Lnp/1-p。通过表6可以写出下面的Logistic回归方程，其中F表示内部人控制程度变量：LogitP=-4.318-2.106F
式中反映了内部人控制程度不同的上市公司被出具非标准无保留意见的差异。如前文所述，被出具非标准无保留意见比例越高表明审计独立性越高，结合公式可以看出，当变量F越大即内部人控制程度越大时，审计意见类型为非标准无保留意见的概率P则越小，即审计独立性将会有所降低。据此我们可以得到结论：我国上市公司内部人控制程度将会影响审计的独立性，内部人控制程度越高的上市公司，其主审事务所丧失独立性的可能性也越高，本文提出的研究假设得到了验证支持。
四、研究结论及局限
本文从统计分析的角度证实了上市公司内部人控制程度对审计独立性存在显著影响，审计独立性的缺失原因不仅仅在于审计机构或审计人员本身，我国上市公司治理结构的缺陷及由此导致的内部人控制问题也是影响审计独立性的重要因素。因此，改善我国上市公司的治理结构，从而改变上市公司内部人控制的现状，既有助于上市公司的经营发展，也有助于提高审计独立性。
本文研究也存在一定的局限性。如在使用因子分析法计算内部人控制程度的综合得分时，只选取了7个衡量内部人控制程度的单项指标，而实际上这样的指标还有很多，可以从内部人控制产生的原因、表现、结果等多个方面来寻找衡量指标，今后若能充实这个指标体系，再运用因子分析法进行综合，可能得到的结果将更加全面和客观。此外，本文在选取影响事务所出具非标准无保留意见的控制变量时，由于收集数据资料和寻找有效量化方法的局限性，主要选择了一些财务特征变量和企业规模变量，而实际上影响事务所出具审计意见类型的因素还有很多，因此本文所作的实证研究还有待进一步完善。
编辑 聂慧丽
