趙國宇 曾愛軍 田 偉

(1.廣東財經(jīng)大學，廣東 廣州 510320;2.國家電網(wǎng)日照供電公司，山東 日照 276800)

一、引言

公司治理和注冊會計師審計是分別從公司內(nèi)外兩個方面對投資者合法權(quán)益進行保護的雙層機制。公司治理是解決因信息不對稱、委托代理關(guān)系導致的投資者利益保護的重要制度安排，以形成對公司管理層有效的激勵與監(jiān)督機制，使他們能夠以股東的利益為行事準則，約束管理層的財務報告舞弊行為，從而保護所有者合法權(quán)益。獨立審計以超然獨立的第三者身份對公司財務報表進行鑒證，出具審計報告，達到對公司管理層進行間接監(jiān)督的目的，以便確保投資者的合法權(quán)益不受侵害，維護證券市場正常有序運轉(zhuǎn)。良好的公司治理結(jié)構(gòu)使公司管理規(guī)范，監(jiān)督嚴密，管理層與審計師勾結(jié)難度加大，管理層舞弊的機會空間得以壓縮。社會審計的獨立性容易得到保持，更好地發(fā)揮其監(jiān)督作用。相反，若公司治理結(jié)構(gòu)存在缺陷，管理層利用管理漏洞，逃避監(jiān)督，舞弊的機會主義動機更加強烈，“俘獲”審計師變得較為容易，在舞弊不易被發(fā)現(xiàn)的情況下，審計師參與舞弊的傾向加大，公司治理結(jié)構(gòu)存在缺陷容易導致審計合謀。此外，如果法律制度不完善，外部監(jiān)管機制缺失也使得合謀舞弊失去了應有的威懾作用，會使得審計合謀發(fā)生傾向增大。陳漢文、林志毅、嚴暉等(1999)針對我國“瓊民源”這一重大舞弊案件行了深入的剖析，認為國企改革不徹底并未克服公司治理結(jié)構(gòu)的嚴重缺陷，加上外部監(jiān)管的缺失，是該案件發(fā)生的深層根源[1]。由此，從根本上看，逐利動機驅(qū)使、不對稱信息、嚴重的代理問題導致審計合謀，但具有重大缺陷的公司治理結(jié)構(gòu)、不完善的外部監(jiān)管機制也為審計合謀提供了機會。

現(xiàn)有研究主要關(guān)注上市公司財務舞弊與公司治理結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，并進行了經(jīng)驗檢驗。雖然審計合謀和財務舞弊密切相關(guān)，但不同的是，審計合謀是公司管理層舞弊動機引導下審計師共同參與舞弊的結(jié)果，隱蔽性強，相關(guān)證據(jù)極難獲得，現(xiàn)有關(guān)于財務舞弊的相關(guān)結(jié)論難以解決審計合謀問題。因此，對外部監(jiān)管、公司治理特征與審計合謀發(fā)生趨勢之間的內(nèi)在關(guān)系加以研究，可以為審計合謀的預警、監(jiān)管提供新的視角與有益的線索。

二、外部監(jiān)管、公司治理與審計合謀的理論分析

(一)法律制度不完善與外部監(jiān)管缺失

從公司外部看，法律責任安排、監(jiān)管力度強弱是影響公司管理者是否與審計師合謀者的重要因素[2]?，F(xiàn)通過在委托人、管理層和審計師的三方利益博弈中加入外部監(jiān)管因素，分析審計合謀形成的外部因素。根據(jù)目前的實際，我國上市公司在與審計師簽訂審計合約時，由管理層掌握審計師聘用、審計收費決定等權(quán)利。根據(jù)經(jīng)濟人理論，在管理層與委托人的利益沖突中，管理層有攫取股東利益從而舞弊的強烈動機。委托人為保護自己的合法權(quán)利不受侵害，會對審計師和管理層的行為進行監(jiān)管。

假定在正常情況下管理層的收益為u，如果進行財務報告舞弊可以從已經(jīng)實現(xiàn)的產(chǎn)出X中增加獲利ΔX。正常情況下，管理層支付給審計師的審計費用為f。如果要使審計師不報告舞弊事實，管理層必須與審計師合謀，并且要對審計師進行利益補償。假定管理層舞弊的概率為ζ，審計師合謀的概率為ξ。當管理層進行財務報告舞弊后出現(xiàn)一個表明舞弊存在的信號，該信號出現(xiàn)的概率為γ。當審計師觀察到該信號，將依據(jù)該信號出示非標審計意見，管理層要求審計師共同舞弊，若審計師接受合謀，可以得到額外的收益b，但b≤ΔX，即管理層不會付出超過自身獲利的全部。若審計師拒絕合謀，審計師的收入將受影響，審計收費降為λf(0<λ<1)，但當審計師報告管理層的舞弊事實，管理層遭受懲罰pm。當然，委托人也會對審計師和管理層合謀行為進行防范，以概率φ進行檢查，若發(fā)現(xiàn)兩者合謀，對審計師和管理層實施處罰，懲罰額度為pa和pm。管理層與審計師博弈的利益支付矩陣如表1。

表1管理層和審計師的利益支付矩陣審計師

舞弊 不舞弊

管理層 合謀 不合謀u+ΔX-b-?pm,f+b-?pau,fu+ΔX-γpm-(1-γ)?pm,λf+ru,λf

在這個博弈中不存在納什均衡，因為管理層與審計師都不存在合謀或不合謀的最優(yōu)純戰(zhàn)略選擇，由此形成混合戰(zhàn)略均衡[3]。在審計師不合謀時的利益收入為πa(0,ξ),πa(0,ξ)=ξ(λf+r)+(1-ξ)λf，在合謀時得到收入πa(1,ξ)：πa(1,ξ)=ξ[f+b-φ(pa+q)]+(1-ξ)f。

根據(jù)混合戰(zhàn)略均衡審計師的無差異條件πa(1,ξ)=πa(0,ξ)，即：

ξ(f+b-φpa)+(1-ξ)f=ξ(λf+r)+(1-ξ)λf

(1)

從中解得：

(2)

由式(2)分析知，管理層舞弊的概率ξ是懲罰pa的減函數(shù)，因此，外部監(jiān)管懲罰越嚴，管理層越不會舞弊。

審計師與委托人博弈的利益支付矩陣如表2。

表2審計師和委托人的利益支付矩陣

審計師

舞弊 不舞弊

委托人 合謀 不合謀X-ΔX+?(pm+pa)-c,f+b-?paX-ΔX,fX-c,λf+rX,λf

博弈也不存在納什均衡，審計師合謀或不合謀策略都會成為純戰(zhàn)略。審計師不合謀的期望收益記為πa(0,φ),πa(0,φ)=φ(λf+r)+(1-φ)λf，審計師合謀的收益記為πa(1,φ)：πa(1,φ)=φ(f+b-φpa)+(1-φ)f。

根據(jù)混合戰(zhàn)略均衡下審計師的無差異條件：

φ(f+b-φpa)+(1-φ)f=φ(λf+r)+(1-φ)λf

(3)

從中解得：

(4)

由式(4)知，外部監(jiān)管概率φ是懲罰pa的減函數(shù)，外部監(jiān)管安排的懲罰力度越大，監(jiān)管的頻率可以越低，將減少監(jiān)管成本。

在存在外部監(jiān)管情況下，委托人因為監(jiān)管得到的期望收益記為πp(ξ,1)，πp(ξ,1)=ξ[X-ΔX+φ(pm+pa)-c]+(1-ξ)(X-c)，在不存在外部監(jiān)管情況下，委托人的期望收益記為πp(ξ,0)，πp(ξ,0)=ξ[X-ΔX]+(1-ξ)X。在混合戰(zhàn)略均衡中，委托人的無差異條件為πp(ξ,1)=πp(ξ,0)，即：

ξ[X-ΔX+φ(pm+pa)-c]+(1-ξ)(X-c)=ξ[X-ΔX]+(1-ξ)X

(5)

從中解得：

(6)

由式(6)知，合謀概率ξ是懲罰力pa和pm的減函數(shù)。外部懲罰的力度越大，審計師與管理層合謀的可能性越小。

(二)公司治理缺陷導致的內(nèi)部人控制

La Porta等(1999)對世界各國公司的所有權(quán)結(jié)構(gòu)進行了廣泛考查，發(fā)現(xiàn)只有美國和英國具有典型的分散股權(quán)特征，在歐洲大陸和亞洲國家，普遍存在集中的所有權(quán)結(jié)構(gòu)[4]。相比之下，我國的公司治理情況與英美差異甚大，與歐洲大陸和亞洲其他國家雖然接近，但股權(quán)結(jié)構(gòu)表現(xiàn)為更加集中的特征。特別需要引起注意的是我國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟中還具有經(jīng)濟制度缺陷、上市的“殼”資源極其稀缺、國有股一股獨大和市場發(fā)育不足等問題[5]。根據(jù)代理理論，當法律不能有效保護外部投資者利益時，只能依靠集中持股來實現(xiàn)對自己合法權(quán)益的保護。但在我國，情況又不同，我國上市公司具有的高度集中的所有權(quán)結(jié)構(gòu)，雖然有利于保護大股東的合法權(quán)益，但也容易導致公司內(nèi)部人憑借其獲得的實際控制權(quán)，通過各種手段侵害外部投資者的利益，獲得控制權(quán)私人利益。股權(quán)集中形成了大股東的控制權(quán)力，如果公司治理不完善，相應的制約也就不存在了。我國目前公司治理的缺陷主要表現(xiàn)在：(1)上市公司董事會的監(jiān)督能力和獨立性較差。由于股權(quán)高度集中，中小股東產(chǎn)權(quán)極為分散，中小股東沒有能力也沒有積極性參與公司治理，導致大股東控制上市公司的董事會，董事會的獨立性程度很低，無法對公司管理層形成強有力的制約與監(jiān)督，由此依靠完善的公司治理以形成有效的制衡機制便成為一句空話，董事會與經(jīng)理間的監(jiān)督制衡關(guān)系蛻變?yōu)椤昂献麝P(guān)系”。(2)上市公司董事長兼任總經(jīng)理現(xiàn)象普遍存在。在兩職合一的情況下，總經(jīng)理獲得了對公司董事會的部分控制或全部控制，董事會的獨立性降低，總經(jīng)理追求自身利益、成為大股東利益代言人成為可能，由此，在公司管理層權(quán)力超大，董事會監(jiān)督功能喪失的情況下，內(nèi)部控制與制衡機制效果不佳。

我國上市公司獨特的股權(quán)結(jié)構(gòu)、公司治理缺陷是導致審計合謀的重要原因。審計師的聘任權(quán)由公司管理層掌控。從審計委托的利益關(guān)系可知，審計師聘任權(quán)本應由公司的所有者擁有，但目前我國公司治理形成的“強經(jīng)營者，弱所有者”現(xiàn)象導致審計師的聘任權(quán)實際由管理層掌握[6]。審計師在審計聘任契約關(guān)系中明顯處于弱勢地位，加上我國審計市場低價競爭激烈，審計師擔心業(yè)務失去，失去的市場份額等諸多壓力。另外，審計收費、審計師其他相關(guān)利益均由管理層決定，審計師在很大程度上不得不遷就聘任者，導致審計外部監(jiān)督作用喪失，這一審計委托模式容易使管理層舞弊動機得以實現(xiàn)，管理層輕易就獲得了與審計師合謀侵占公司利益的機會，在公司治理存在嚴重缺陷的情況下，管理層將審計合謀的可能機會演變成了現(xiàn)實選擇。

三、公司治理與審計合謀關(guān)系的實證檢驗

(一)研究思路

為檢驗公司治理、外部監(jiān)管與審計合謀的關(guān)系，基本研究思路如下：首先采用事件研究法逐一分析歷年發(fā)生的上市公司財務報告舞弊事件，根據(jù)證監(jiān)會出具的處罰公告，將審計合謀案件分離出來，形成合謀樣本。然后采用選取配對樣本的辦法選取控制樣本，將合謀樣本和配對樣本一起構(gòu)成研究總樣本。接下來通過構(gòu)建實證分析模型，分析審計合謀與公司治理之間的關(guān)系，得到審計合謀發(fā)生的影響因素。

(二)樣本選擇

如果是純粹的財務舞弊，僅上市公司遭受處罰。如果在上市公司遭受處罰的同時，其會計師事務所也因基本相同的原因遭受證監(jiān)處罰，就可以推定兩者發(fā)生審計合謀。本文根據(jù)證監(jiān)會2002-2012年間對上市公司財務報告舞弊做出的公開處罰，采取事件分析法，選取期中33個上市公司作為審計合謀樣本?？刂茦颖具x取方面，按照1：3比例選取99家正常公司作為控制樣本，控制樣本選取的標準如下：(1)樣本公司與合謀公司處于相同行業(yè)；(2)樣本公司與合謀公司資產(chǎn)規(guī)模相近。(3)控制樣本公司不存在財務舞弊和被處罰的事實。

研究中用到的處罰公告、上市公司的治理結(jié)構(gòu)、財務數(shù)據(jù)等來自于國泰安公司開發(fā)的CSMAR數(shù)據(jù)庫、中國證監(jiān)會網(wǎng)站、金融界網(wǎng)站。

(三)檢驗模型和變量說明

本文對公司治理與審計合謀之間關(guān)系進行研究，構(gòu)建的多元回歸模型如下：

Logit p(Coi)=β0+β1Firsti+β2Secondi+β3Sharei+β4Liqudi+β5Managei+β6Nature+β7DualI+β8Boardi+β9IBoardi+β10Supervi+β11Mboard+εi

其中，β0為截距，β1-β11為回歸系數(shù)，ε為殘差。模型中各變量含義如下：

審計合謀Co為虛擬變量，當樣本屬于審計合謀的上市公司，取值為1，否則為0。

First為第一大股東所占公司總股份的比例。在公司治理中，股權(quán)結(jié)構(gòu)對監(jiān)督機制的作用在于，一方面，高度集中的股權(quán)一方面使得控股股東有動力監(jiān)督公司的經(jīng)營者，另一方面，經(jīng)理的任免權(quán)基本由控股股東掌握，控股股東也有能力監(jiān)督公司的經(jīng)營者。大股東的持股對審計合謀的控制作用在于，第一大股東控制力越強，對公司的控制力度越大，公司管理層參與審計合謀可能更加困難。

Second為虛擬變量，若第二大股東持股份額超過10%取值為1，否則，取值為0。Pagano and Roell(1998)的研究表明，多個大股東的同時存在可以相互監(jiān)督，從而可以將控制權(quán)私人收益內(nèi)部化[7]。

Share為股權(quán)集中度。借鑒薛云奎、程敏(2007)的作法，以第二大股東至第五大股東的持股比例的平方和相加處理衡量股權(quán)集中度[8]。

Liqud為流通股的比率。流通股股東的主要收益主要來自于直接收益，流通股比例越高，在上市公司的財務報告受到處罰后，流通股股東會拋售手中持有的股票，這在一定程度上可以起到制約大股東、管理層舞弊的行為。

Manage為管理層持股比例。管理層是絕大多數(shù)財務舞弊事件的直接行為者，這已是一個不爭的事實。COSO(1999)對美國證券交易管理委員會(SEC)披露的舞弊案件進行了詳細研究，結(jié)果表明：財務報表舞弊離不開高管人員參與，83%的財務報表舞弊案件有公司高管人員參與[9]。

Nature為虛擬變量，用來衡量第一大股東的性質(zhì)。當?shù)谝淮蠊蓶|為國有股時，Nature取值為1，否則為0。

Dual為虛擬變量，若Dual取值為1，表示總經(jīng)理兼任董事長，否則取值為0。當總經(jīng)理兼任董事長，董事會的獨立性受到影響，往往導致董事會、監(jiān)事會失去應有的控制作用。

Board為董事會規(guī)模，以董事會總?cè)藬?shù)衡量。Jensen(1993)的理論文章中董事會規(guī)模已被預警為公司治理有效性的一個重要決定因素[10]。

IBoard為獨立董事的人數(shù)。獨立董事作為一項重要制度安排，可以起到抵制經(jīng)營者機會主義行為，強化內(nèi)部監(jiān)督機制(Rosenstein and Wyatt，1990)[11]，Peasnell等(2005)發(fā)現(xiàn)英國公司經(jīng)理做出增加盈余以避免報告虧損和盈余降低的概率與獨立董事的比例負相關(guān)[12]。我國2001年起開始引入獨立董事制度，目的在于利用其外部董事的身份更好地起到監(jiān)督公司高管的作用。

Superv為監(jiān)事會的人數(shù)。監(jiān)事會代表股東對董事會和經(jīng)理實施財務監(jiān)督，掌握著公司最重要的財務監(jiān)督權(quán)。

Mboard為上市公司高層管理人員的數(shù)目。上市公司管理人員的數(shù)目越少，決策中受到的制約越少，溝通、交流障礙更少，審計合謀發(fā)生更容易。但相反的可能也存在，因為人數(shù)越多，集體承擔審計合謀事發(fā)后的責任使得每個成員責任更小，導致審計合謀更易發(fā)生。

(四)實證研究結(jié)果

1．樣本特征描述性統(tǒng)計

表3給出了樣本公司中各變量的描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)。在樣本公司中，第一大股東平均持股率為38.7%，流動股所占比例平均為39.3%，管理層持股比例很低，占0.6%。樣本中，公司董事會人數(shù)平均為9.5個，獨立董事平均數(shù)為0.318個，監(jiān)事會規(guī)模的平均人數(shù)為4.167個，高管人數(shù)平均為5.5個。樣本公司中，第二大股東持股份額超過10%的公司占總數(shù)的31.8%，第一大股東為國有股的占31.8%。獨立董事平均數(shù)據(jù)很小的主要原因是從2001年起我國才開始推行獨立董事制度。

2．自變量的Pearson相關(guān)分析

表4報告了模型自變量之間的Pearson相關(guān)分析結(jié)果。從表中可以看出，模型中的一些自變量如First和Second、Share、Liqud，Second 和Share等之間

表3 回歸模型中有關(guān)變量的描述性統(tǒng)計

存在顯著的相關(guān)關(guān)系，除Second 和Share外，其余變量之間的相關(guān)程度不高，對模型的多元回歸分析不會產(chǎn)生不利影響。但是，Second 和Share的相關(guān)系數(shù)達到0.739，而且是在1%水平上統(tǒng)計顯著。為了消除Second 和Share的高度共線性對研究結(jié)果的影響，在下面的多變量的分析中，我們采用了三種辦法對此問題進行了處理：其一，將變量Share從模型中剔除；其二，對變量Second的實際值進行調(diào)整，具體做法是，將Second 和Share分別作為因變量和自變量進行帶截距的一元回歸，并將回歸方程的殘差項作為Second的調(diào)整值；其三，對變量Share的實際值進行調(diào)整，具體做法是，將Share和Second分別作為因變量和自變量進行帶截距的一元回歸，并將回歸方程的殘差項作為Second的調(diào)整值。結(jié)果表明，在這三種方法下，基本結(jié)論均保持不變。限于篇幅，只報告方法一的回歸結(jié)果。

表4 有關(guān)變量的Pearson相關(guān)系數(shù)

注：***、**、* 分別表示在1%、5%、10%水平上統(tǒng)計顯著。

3．多元回歸分析

表5列示了模型的多元回歸分析結(jié)果。可以看出，審計合謀Co與第一大股東持股比例First在1%水平上顯著正相關(guān)，與流通股比例Liqud在5%水平上顯著負相關(guān)，說明上市公司國有股比例越高，合謀的可能性越大。流通股比例越高，合謀的可能性越小。Co與管理層持股比例Manage在10%水平上顯著正相關(guān)，與兩職合一Dual、高管規(guī)模Mboard在5%水平上顯著正相關(guān)，表明上市公司高管持股比例越高、總經(jīng)理兼任董事長、高層管理人數(shù)越多，合謀的可能性越大。

表5 包含變量Share的回歸分析結(jié)果

注：***、**、* 分別表示在1%、5%、10%水平上統(tǒng)計顯著，下同。

表6列示的是去掉變量Share的多元回歸分析結(jié)果，去掉該變量，完全消除Second與Share兩者之間共線性的影響，可以看出，去掉該變量后，模型的擬合程度相差不大，研究的基本結(jié)論保持不變。

四、研究結(jié)論與啟示

本文通過構(gòu)建模型對管理層、審計師與外部監(jiān)管三方進行博弈分析，結(jié)論表明，在外部處罰越嚴的情況下，管理層越不會舞弊，隨著外部監(jiān)管力度的加大，審計師與管理層合謀的可能性降低。

表6 不包含變量Share的回歸分析結(jié)果

針對公司治理與審計合謀之間的關(guān)系做進一步的多元回歸分析發(fā)現(xiàn)，第一大股東持股比例越高，發(fā)生審計合謀的可能性越大。流通股比例越高，發(fā)生審計合謀的可能性越小。對此的解釋是，上市公司管理層與會計師事務所之間的審計合謀損害了股東的合法權(quán)益，第一大股東的持股比例越高，股東對上市公司的控制力越強，易形成內(nèi)部人控制，公司治理作用弱化，從而不利于控制審計合謀的發(fā)生。上市公司的流通股比例越高，“用腳投票”越能發(fā)揮作用，只要發(fā)現(xiàn)管理層有舞弊、合謀的跡象，流通股股東便會通過拋售手中持有的股票來表達自己的意見，這在很大程度上可以起到制約管理層舞弊的行為。因此，對上市公司的股票實施全流通不但有促進公司提高業(yè)績的作用，而且也能夠在一定程度上阻止公司參與審計合謀。公司高管人數(shù)越多，審計合謀的可能性越大，原因可能在于：公司財務報告舞弊、審計合謀行為往往是一種集體行動、集體決策的結(jié)果，企業(yè)管理層作為一個利益共同體，成員并不是很多，容易相互協(xié)調(diào)采取一致行動，公司高管規(guī)模的規(guī)模越大，他們更可能“抱團”?！胺ú回煴姟?、監(jiān)督上的“搭便車”等心態(tài)在一定程度上為他們集體犯法提供了心理辯解，減輕自責?？偨?jīng)理兼任董事長也容易導致合謀的發(fā)生，因為，我國人情化普遍存在，總經(jīng)理兼任董事長強化了總經(jīng)理的執(zhí)行力量，弱化了對董事會和高管的監(jiān)督，為審計合謀又打開了一扇方便之門。上市公司高管持股比例越大，發(fā)生審計合謀的可能性越大。我國實行股票期權(quán)，管理層的收入與業(yè)績直接掛鉤，目的是激勵高管把公司的業(yè)績做得更好。股票期權(quán)雖然是一種很好的長期激勵制度，但由于該制度在我國還很不完善，實施起來存在一定程度的扭曲，公司高管為了提高自己的私人收益，加大了會計舞弊、審計合謀的傾向。

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