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1、 90 审计研究 2012 年 6 期 审计委员会主任委员本地化与公司盈余质量 谢德仁 汤晓燕【摘 要】本文研究上市公司审计委员会主任委员日常工作所在地是否与上市公司所在地一致对公司盈余质量的影响。基于我国上市公司20042010年A股上市公司的相关数据的研究后发现，审计委员会主任委员本地化有利于提高公司的盈余质量。研究表明审计委员会制度建设需关注影响委员们信息获取能力的个人特征。【关键词】审计委员会 主任委员 本地化 盈余质量 一、引言 证监会于2001年颁布关于上市公司设立独立董事制度的指导意见，明确在上市公司治理中引入独立董事制度，到2003年，上市公司就基本实现了独立董事占全体董事比例
2、的三分之一左右。2002年1月7日，证监会和当时的国家经贸委联合发布上市公司治理准则，明确提出，在上市公司董事会下设立审计委员会，职责涉及提议聘请或更换外部审计机构、监督公司的内部审计制度及其实施等方面。自此，我国上市公司审计委员会建设进入快车道。但是综观我国已有的研究文献，我们发现对审计委员会治理有效性的研究基本上集中在对审计委员会设立与否对公司治理的影响以及审计委员会整体特征的治理有效性上（如翟华云，2006；唐跃军，2008等），而鲜见考察审计委员会委员们的个人特征对审计委员会治理有效性的影响的研究文献。本文试图研究审计委员会委员个人特征对公司盈余质量的影响。审计委员会主要乃至全部由独立
3、董事组成，审计委员会的主任委员看似只是审计委员会的召集人而已，其本身和审计委员会其他委员一样都是公司的董事，在进行相关决策时都是并不具有额外的权力，但在我国上市公司的治理实践中，独立董事常被认为是“花瓶”，审计委员会完成制度要求的“规定动作”就可以了。这样一来，主任委员若不主动发起（提议）就某个（些）事项召开审计委员会会议，估计一般委员更不愿“多事”。因此，作为审计委员会的召集人，主任委员其实对审计委员会的运作效率有着非常重要的影响。基于此，本文具体选择审计委员会主任委员来展开审计委员会委员们的个人特征对公司盈余质量的影响之研究。通过查阅上市公司审计委员会主任委员的简历，我们发现，绝大部分上市
4、公司的审计委员会主任委员为所在公司的独立董事。得到合理激励的独立董事要在公司治理中发挥作用，必须减轻其面临的信息不对称问题和保持足够的独立性。然而，与内部董事比较而言，独立董事的主要局限恰在于其不参与公司日常运营，与公司高级执行层之间存在着一定乃至较为严重的信息不对称问题，而其优势在于利益相对独立于公司高级执行层。为此，本文将从信息不对称这个视角来观察审计委员会主任委员的个人特征对公司盈余质量的影响。从信息不对称视角来看，本文将考察审计委员会主任委员的日常工作所在地和上市公司注册所在地是否相同（研究中进一步区分是否同城或同省，以下简称为是否本地化）对公司盈余质量的影响，因为本地化的审计委员会主
5、任委员与任职公司高级执行层之间的信息不对称程度相对更低。综上，本文将利用我国20042010年间A股上市公司审计委员会主任委员的相关数据研究主任委员是否本地化对公司盈余质量的影响，以期为审计委员会研究领域增加新的论题和经验证据。除引言外，本文还包括五部分：第二部分为文献综述；第三部分提出研究假说；第四部分为研究设计 谢德仁、汤晓燕，清华大学经济管理学院，邮政编码：100084，电子邮箱：。本文受国家自然科学基金（项目批准号：71172010）和教育部高等学校博士学科点专项科研基金（项目批准号：20100002110060）的资助。91 审计研究 2012 年 6 期和样本选择；第五部分是检验结
6、果及其分析；最后为结论。二、文献综述 审计委员会作为公司治理的一个重要机构，从财务报表的编制到与外部审计师的沟通再到整个内部控制系统的实施，都在其中扮演着重要的角色。但对审计委员会治理有效性的研究，现有的国内外研究文献大多集中在对审计委员会的设立与否、审计委员会的整体特征（如独立性、专业性、勤勉程度等）与公司财务报告质量、审计质量、审计师更换、内控质量之间相关性上。鉴于本文研究主题为审计委员会主任委员的个人特征对公司盈余质量的影响，下面主要对国内外关于审计委员会特征和审计委员会治理有效性之间关系的研究文献加以综述。在国外关于审计委员会特征与审计委员会治理有效性研究方面，McMullen（199
7、6）发现，财务报告存在问题的公司，审计委员会成员中有注册会计师的可能性较小，这说明审计委员会的专业能力会影响财务报告的质量。Carcello和Neal（2000）发现，在审计委员会中的独立董事所占的比例越大，注册会计师出具持续经营不确定性审计意见的可能性也就越大。Abbott和Parker（2000）研究发现，审计委员会中没有内部成员的公司，更倾向于聘用具有行业专长的审计师，这反映了这些审计委员会对于提高审计质量的愿望。Klein（2002）发现，审计委员会的独立性与非正常应计项之间负相关，尤其当审计委员会或董事会只包含少数独立董事时，这种负相关关系表现得更加显著。Abbott 等（2003a
8、，2003b）发现，审计委员会的独立性会影响审计收费，即独立性越高，审计收费越高；审计委员会的独立性对公司向审计师支付的非审计服务的费用占审计收费的比重，会产生负向影响。Carcello和Neal（2003）发现，审计委员会的独立性越高越有助于避免审计师因出具持续经营不确定性审计意见而被更换，而一旦审计师被更换则审计委员会中的独立董事更换比例也随之显著提高。Bedard等（2004）研究发现，审计委员会中外部董事所占比例越高、所持短期股票期权比重越低、至少拥有一名财务专家或公司明确规定审计委员会对财务报告与外部审计的监督权时，公司进行激进型盈余管理的可能性越低。Krishnan（2005）发现
9、，审计委员会独立性与专业性跟企业内控缺陷的发生率负相关。Zhang等（2007）以内控报告显示内控有缺陷的208家公司为样本，进行配对发现当审计委员会成员中财务专家较少时，其公司的内控情况更容易被认为是有缺陷的。随着我国上市公司审计委员会实践的发展，对我国上市公司审计委员会整体特征和治理有效性之间关系的研究文献也逐步丰富起来。如，李斌和陈凌云（2006）以20032005年深沪交易所发布的535份年报补丁为样本，从审计委员会的设立及其独立性、专业性、权威性等四个方面的特征来考察我国上市公司审计委员会的有效性问题，发现设立审计委员会的上市公司发布年报补丁的概率比较低。与此同时，随着审计委员会独立
10、性的增强、权威性的提高、主任委员独立性的增加，公司发布年报补丁的概率进一步降低。王雄元等（2008）对20052006年发生会计师事务所变更，且能够公开搜集到审计委员会成员名单的91家非金融公司进行配对研究，发现审计委员会的独立性和专业性与会计师事务所变更显著负相关；审计委员会的开会次数与会计师事务所变更没有显著关系。唐跃军（2008）以20042005年非金融类上市公司为样本研究发现：相对于审计委员会的存在性，审计委员会的独立性和勤勉程度对外部独立审计师审计判断及其所出具的审计意见的影响更为显著；在结合考虑审计师规模、审计收费、审计师变更等相关因素的前后均可以发现，在董事会中设立审计委员会并
11、切实提高审计委员会的独立性和勤勉程度，不仅有助于改善上市公司财务报告的质量，在一定程度上也有助于对管理层的审计意见购买行为进行有效的制衡。但是，洪剑峭和方军雄（2009）以20012004年我国全部A股上市公司为样本，发现在控制了设立审计委员会前已经具有的会计信息质量差异后并不能得到审计委员会本身能提高会计信息质量的经验证据。总体上看，现有关于审计委员会及其治理有效性的研究文献主要着眼于审计委员会的整体特征（即使是有些文献关注到委员们的个人特征，但也是基于之整合成审计委员会整体特征展开研究），且在很多方面尚未达成共识。就我国的相关研究来看，现有文献的研究样本观测值数目有限，大多属于我国上市公司
12、审计委员会实践的较早时期。92 审计研究 2012 年 6 期 三、研究假说 我国上市公司审计委员会的制度安排是由前述2002年证监会和原国家经贸委联合发布的上市公司治理准则所奠定的。根据证监会发布的董事会审计委员会实施细则指引等文件，审计委员会设主任委员（召集人）一名，由独立董事委员担任,负责主持委员会工作；主任委员在委员内选举,并报请董事会批准产生。而根据诸多上市公司披露的审计委员会工作规则，一般都对审计委员会主任委员的主要职责做出了明确规定，主要包括：（1）主持审计委员会会议，确保审计委员会有效运作并履行职责；（2）确定每次委员会会议的议程；（3）确保委员会会议上所有委员均了解本委员会所
13、讨论的事项，并保证各委员获得完整、可靠的信息；（4）确保审计委员会就所讨论的每项议案都有清晰明确的结论，结论包括：通过、否决或补充材料再议；（5）提议召开临时会议；（6）签发会议决议等。按照相关制度安排，在审计委员会中，主任委员不仅是审计委员会会议的召集人，其在审计委员会运作中扮演着领导者的角色。在我国上市公司董事会和审计委员会运作的实践中，由于多方面的原因，独立董事还可能不够完全独立。在此情形下，主要乃至全部由独立董事组成的审计委员会的运作效率就受其主任委员的重大影响，若主任委员因信息不对称或不独立等原因不作为，则审计委员会很可能只是在形式上完成相关规则要求的“规定动作”而已。为此，在对审计
14、委员会委员们的个人特征之经济后果研究上有必要首先展开对该委员会主任委员的个人特征和公司盈余质量的研究。依据统计，我国上市公司审计委员会主任委员基本上由独立董事担任。作为独立董事，审计委员会主任委员也面临着与其他独立董事相同的治理困难与公司高级执行层之间的信息不对称。就主任委员的个人特征而言，我们认为，其日常工作所在地和上市公司高级执行层正常办公所在地是否相同会影响其和公司之间信息不对称程度。当主任委员的日常工作所在地和上市公司高级执行层正常办公所在地相同时，我们称该主任委员为本地化的主任委员。与非本地化的主任委员相比较，本地化的主任委员和公司高级执行层之间的信息不对称程度要低些，距离影响着主任
15、委员的信息获取成本和效率。这是因为，首先，本地化的独立董事会能够更多地出席现场董事会，而出席现场董事会，与其他董事和公司高管们的面对面交流有助于独立董事获取更多信息，且信息质量也更高，相比较而言，外地的独立董事可能因交通和时间精力等原因而更可能以通讯方式参与董事会决策；其次，本地化的独立董事可能会有更多的机会到访公司，实地调研了解公司的运营状况；再次，本地化的独立董事也因其本地化而拥有更多的关于任职公司信息的获取渠道，能更及时、深入和全面地了解所任职公司。加之，直至现阶段，我国上市公司的信息环境质量还普遍不高，距离因素的影响就更为重要。在有了更高质量（更及时、真实、准确、完整）的信息情况下，本
16、地化的主任委员召集审计委员会会议进行相关讨论和决策的及时性和质量也会更高。现有的研究多把“异地”独立董事作为其独立性的一个标志，认为独立董事与上市公司工作地点不一致会减少管理层与其的合谋舞弊，有利于形成良好的公司治理机制，强化对管理层的监督。然而，在我们看来，本地还是异地不是影响独立董事独立性的重要因素，公司高级执行层若要与独立董事合谋损害股东利益，距离根本就不是问题，距离确实会影响信息获取进而影响信息不对称程度。在公司治理和金融研究领域，投资者、监管机构和上市公司的地理“距离”确实被视作是影响他们之间信息不对称的重要因素和衡量变量（如Coval和Moskowitz，2001；Ayers等，2
17、011）。基于上述分析，我们相信，本地化的审计委员会主任委员有助于提高审计委员会的运作效率，从而提高其所任职公司的盈余质量，为此，提出以下研究假说：与审计委员会主任委员非本地化的公司相比较，审计委员会主任委员本地化的公司盈余质量更高。四、研究设计和样本选择（一）研究设计 本文采用下面的模型来检验研究假说：12345678910111213DALCHAIRLOSSINDoBAUDITSHCENSHBALDUALSOESIZELEVYEARIND 93 审计研究 2012 年 6 期在上述模型中，因变量为公司盈余质量（DA），采用现有文献常用的可操控应计项的绝对值来衡量（如Klein，2002），
18、具体采用修正的Jones模型来计算；LCHAIR为解释变量审计委员会主任委员是否本地化（是为1，否为0），在后面的研究中我们具体把LCHAIR区分为是否同城（LCHAIR_1）和是否同省（LCHAIR_2）来分开回归。如果2的符号显著为负，则研究假说通过检验。参考现有文献，我们还引入了公司是否亏损（LOSS）、董事会独立性（INDoB）、公司审计师（AUDIT）、股权集中度（SHCEN）、股权制衡度（SHBAL）、董事长兼任总经理（DUAL）、产权性质（SOE）和公司规模（SIZE）、财务杠杆（LEV）等控制变量，并控制年份和行业因素。模型（1）中的变量之具体定义参见表1。表 1 变量定义 变
19、量名称 符 号 变 量 定 义 盈余质量 DA 公司 t 年可操控应计项的绝对值，采用修正的 Jones 模型测算 主任委员本地化_1 LCHAIR_1 虚拟变量，若审计委员会主任委员的日常工作所在地与上市公司注册所在地为同一行政城市为 1，否则为 0 主任委员本地化_2 LCHAIR_2 虚拟变量，若审计委员会主任委员的日常工作所在地与上市公司注册所在地为同一省份（含直辖市）为 1，否则为 0 公司是否亏损 LOSS 虚拟变量，公司当年净利润小于 0 时为 1，否则为 0 董事会独立性 INDoB 董事会独立董事占所有董事的比例 审计师质量 AUDIT 虚拟变量，公司的外部审计师为前十大会计
20、师事务所为 1，非前十大会计师事务所为0（依据中注协每年会计师事务所综合评价）股权集中度 SHCEN 公司 t 年末第一大股东持股百分比 股权制衡度 SHBAL 公司 t 年末第二至第五大股东持股比例平方和 两职合一 DUAL 虚拟变量，董事长和总经理是同一人为 1，否则为 0 产权性质 SOE 虚拟变量，若上市公司实际控制人产权性质是国有为 1，否则为 0 公司规模 SIZE 公司 t 年年末资产总额的自然对数 财务杠杆 LEV 公司 t 年末资产负债率 年份 Y04-Y09 虚拟变量，共 6 个 行业 IND1-IND20 虚拟变量，按照证监会的分类，依次取值，其中制造业取二级代码，共 2
21、0 个（二）本文的研究样本 本文研究以2004至2010年度沪深两市A股上市公司为基础，对样本进行以下剔除：（1）所有金融保险类的上市公司；（2）审计委员会主任委员简历数据缺失的上市公司；（3）所有ST、*ST类上市公司；（4）所有当年IPO的上市公司；（5）剔除缺失相关财务数据的公司数据。这样，本文最终得到2004至2010年有审计委员会主任相关数据的公司观测值共5919个。这些样本观测值的年度分布从2004至2010呈现出逐渐增多的趋势。本文根据CSMAR上关于上市审计委员会主任委员的数据，匹配之披露的董监高管简历，并配合网络搜索工具，判断主任委员们的日常工作所在地情况，作为本文的解释变量
22、。本文的财务数据均来自CSMAR。为去除极端值的影响，本文研究中对连续变量均进行了上下1%的Winsorize处理。五、检验结果与分析（一）变量的描述性统计及相关性检验 模型中变量的描述性统计结果参见表2。94 审计研究 2012 年 6 期 表 2 描述性统计 变量 N 均值 标准差 最小值 中值 最大值 DA 5919 0.158 0.158 0.001 0.115 0.940 LCHAIR_1 5919 0.460 0.498 0 0 1 LCHAIR_2 5919 0.682 0.466 0 1 1 LOSS 5919 0.096 0.295 0 0 1 INDoB 5919 0.36
23、0 0.048 0.250 0.333 0.556 AUDIT 5919 0.305 0.461 0 0 1 SHCEN 5919 0.376 0.155 0.092 0.360 0.750 SHBAL 5919 0.016 0.023 0.000 0.005 0.110 DUAL 5919 0.135 0.342 0 0 1 SOE 5919 0.533 0.499 0 1 1 SIZE 5919 21.648 1.122 19.504 21.507 25.037 LEV 5919 0.497 0.185 0.078 0.510 0.885 表2显示，2004至2010年可操控应计项的绝对值
24、的均值为0.158，中值为0.115。审计委员会主任委员的日常工作所在地与公司位处同城的样本观测值占比为46%，但审计委员会主任委员的日常工作所在地与公司在同一省份（含直辖市）的样本观测值占比为68.2%。董事会中独立董事所占比例从25%至55.6%不等，而均值和中值分别为36%和33.3%，基本满足了监管机构所要求的独立董事占比1/3以上；第一大股东持股比例的均值为37.6%，中值为36%；13.5%的公司董事长和CEO是同一人；53.3%的公司为国有控股上市公司。我们对研究模型中的主要变量进行了相关性检验，结果显示，审计委员会主任委员本地化变量与公司可操控应计项之间存在显著负相关关系，两职
25、兼任（DUAL）、资产负债率（LEV）与公司可操控应计项（DA）之间呈现显著正相关关系，而公司股权的集中程度（SHCEN）和是否国有（SOE）与公司可操控应计项之间则呈现出显著负相关关系。（二）检验结果与分析 本文对研究假说的检验结果参表3的第（1）和（2）列。表3第（1）列和第（2）列的回归结果显示，审计委员会主任委员本地化变量为同城（LCHAIR_1）时，与因变量（DA）在5%水平上显著负相关（t值为2.47）；为同省（LCHAIR_2）时，与因变量（DA）在1%水平上显著负相关（t值为3.80）。因此，本文的研究假说通过检验，说明审计委员会主任委员本地化有助于提高公司的盈余质量。检验结果
26、还显示，国有控股上市公司的盈余质量要高于非国有控股上市公司，财务状况较差公司（资产负债率较高公司）的盈余质量要更低些，而股权集中度（第一大股东持股比例）较高的公司，其盈余质量较低。与一般逻辑不太相符的是，股权制衡度较高公司的盈余质量也较低，但对此的解释还需慎重，因为股东之间的制衡有时可能导致公司治理的低效率，也不排除大股东之间的合谋，同时由于数据收集的困难及因之仅是控制变量，并未排除第二至第五大股东与第一大股东之间可能存在的关联关系。从检验结果来看，董事会的独立性、审计师的质量、董事长和总经理是否两职合一、公司规模等因素不影响公司盈余质量。（三）稳健性检验 为了使研究结果更为稳健，借鉴Koth
27、ari等(2005)的做法，本文进一步在修正Jones模型中加入ROA 限于篇幅，变量相关性检验表格予以省略备索。95 审计研究 2012 年 6 期计算可操控应计项，然后取绝对值来衡量公司盈余质量。结果显示，审计委员会主任委员本地化变量无论是采用同城（LCHAIR_1）或同省（LCHAIR_2）来衡量，其与因变量（DA）都在1%水平上显著负相关（因篇幅所限，文中不再列示）。为此，本文的研究假说依然通过检验。表 3 检验结果 (1)(2)(3)(4)DA DA DA DA LCHAIR_1 0.0098*0.0108*(2.47)(2.89)LCHAIR_2 0.0165*0.0175*(3.
28、80)(4.28)LOSS 0.0053 0.0056 0.0019 0.0023 (0.81)(0.86)(0.31)(0.38)INDoB 0.0376 0.0416 0.0369 0.0411 (0.91)(1.01)(0.96)(1.07)AUDIT 0.0037 0.0043 0.0019 0.0025 (0.84)(0.97)(0.46)(0.60)SHCEN 0.0005*0.0004*0.0004*0.0004*(3.22)(3.11)(3.04)(2.90)SHBAL 0.2680*0.2580*0.2930*0.2820*(3.04)(2.91)(3.42)(3.28)DU
29、AL 0.0086 0.0092 0.0082 0.0088 (1.41)(1.50)(1.43)(1.54)SOE 0.0134*0.0125*0.0107*0.0097*(3.26)(3.01)(2.76)(2.49)SIZE 0.0017 0.0019 0.0010 0.0013 (0.73)(0.85)(0.49)(0.62)LEV 0.0676*0.0682*0.0540*0.0546*(5.42)(5.46)(4.56)(4.61)IND YEAR _CONS 0.1160*0.1290*0.1040*0.1170*(2.25)(2.49)(2.15)(2.41)N 5919 59
30、19 5919 5919 F 20.53 20.55 22.28 22.22 Adj.R2 0.140 0.141 0.119 0.120 注：括号内为 t 值；*表示在 10%水平下显著；*表示在 5%水平下显著；*表示在 1%水平下显著；所有变量 VIF5。六、结论 本文利用A股上市公司20042010年间的相关数据，从信息不对称视角对上市公司审计委员会主任委员的本地化和公司盈余质量之间的关系进行了检验分析。研究发现，审计委员会主任委员的本地化有助 96 审计研究 2012 年 6 期 于提高公司的盈余质量。这意味着，审计委员会制度建设需给予影响其委员信息获取能力的个人特征以一定关注。本文
31、的研究发现为了解审计委员会主任委员个人特征对公司治理的影响提供了初步的经验证据，对于审计委员会主任委员任职资格和选聘亦有一定的参考价值。主要参考文献：洪剑峭，方军雄.2009.审计委员会制度与盈余质量的改善J.南开管理评论（4）：107-112.李斌，陈凌云.2006.我国上市公司审计委员会有效性研究基于上市公司年报补丁的实证分析J.财贸研究（3）：121-126.刘力，马贤明.2008.审计委员会与审计质量来自中国 A 股市场的经验证据J.会计研究（7）：84-89.王雄元，张士成，高伟.2008.审计委员会特征与会计师事务所变更的经验研究J.审计研究（4）：87-96.翟华云.2006.审
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39、of audit committee chairs has on the earnings quality.Using a large sample of 5919 firm-year observations over the period 2004 to 2010 in china,we document that the localization of audit committee chairs do improve their companies earnings quality.Our findings suggest that regulators should pay attention to the individual characteristics of audit committee members which would affect their ability to alleviate information disadvantage.Keywords:audit committee,chair,localization,earnings quality