李者芮

摘 要：本文運(yùn)用方差分析的方法，通過對(duì)福建省85家上市公司的數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)分析了是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告對(duì)審計(jì)質(zhì)量的提高具有顯著的影響。

關(guān)鍵詞：社會(huì)責(zé)任信息披露；審計(jì)質(zhì)量；單因素方差分析

一、引言

近些年企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露與審計(jì)質(zhì)量逐漸受到企業(yè)外部利益相關(guān)者的關(guān)注。作為企業(yè)的外部利益相關(guān)者，注冊會(huì)計(jì)師是否可以關(guān)注一下企業(yè)的社會(huì)責(zé)任披露情況并將其作為指導(dǎo)審計(jì)工作的參考，成為一個(gè)值得研究的領(lǐng)域。因此，本文在以上實(shí)踐需求下，以福建省的上市公司為樣本，對(duì)上市公司是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告與審計(jì)質(zhì)量的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）控制變量和觀測變量。如表1，本文以是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告為控制變量，以審計(jì)質(zhì)量為觀測變量。由于審計(jì)質(zhì)量具有不可觀察性，常用替代變量進(jìn)行實(shí)證分析，審計(jì)質(zhì)量能在一定程度上捕捉審計(jì)師調(diào)查范圍，如果更多的調(diào)查將要求更多的審計(jì)時(shí)間和使用更多專門化的審計(jì)人員，那么高質(zhì)量的審計(jì)需要更高的審計(jì)費(fèi)用是合乎情理的（OSullivan，2000），因此本文選取審計(jì)費(fèi)用作為審計(jì)質(zhì)量的代理變量。

（二）數(shù)據(jù)及實(shí)證分析。本文選取的研究對(duì)象是福建省在上海證券交易所和深圳證券交易所A股上市的公司，一共得到

88個(gè)研究樣本。剔除了某些資料、數(shù)據(jù)不齊全的樣本公司，整理得到的有效樣本有85個(gè)。上市公司年度社會(huì)責(zé)任報(bào)告相關(guān)數(shù)據(jù)來自CSR報(bào)告網(wǎng)，公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)等其他數(shù)據(jù)資料來自同花順iFinD金融數(shù)據(jù)終端。

1、描述性統(tǒng)計(jì)

從表2可以看到，發(fā)布了獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告的52家公司的審計(jì)質(zhì)量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、極小值、極大值均大于33家沒有發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告的公司。這從一定程度上說明發(fā)布獨(dú)立社會(huì)責(zé)任報(bào)告對(duì)審計(jì)質(zhì)量的提高有顯著的影響。因此，本文有必要進(jìn)行進(jìn)一步的分析。

2、方差齊性檢驗(yàn)

表3為是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告公司的審計(jì)質(zhì)量方差齊性檢驗(yàn)結(jié)果。數(shù)據(jù)表明，是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告公司的審計(jì)質(zhì)量方差齊性檢驗(yàn)值為1.457，相伴概率p值為

0.231。在顯著性水平α為0.05下，由于相伴概率值p值大于顯著性水平，不應(yīng)拒絕原假設(shè)，認(rèn)為是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告公司的審計(jì)質(zhì)量的總體方差無顯著性差異，滿足方差分析的前提條件。

3、單因素方差分析

表4為是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告公司的審計(jì)質(zhì)量方差分析結(jié)果。可以看出，觀測變量審計(jì)質(zhì)量的總離差平方和為31.323；如果僅考慮是否發(fā)布獨(dú)立社會(huì)責(zé)任報(bào)告單個(gè)因素的影響，則審計(jì)質(zhì)量總變差中，是否發(fā)布獨(dú)立社會(huì)責(zé)任報(bào)告可解釋的變差為2.312，抽樣誤差引起的變差為29.011，它們的方差分別為2.312和0.350，相除所得的F統(tǒng)計(jì)量的觀測值為6.614，相伴概率p值為0.012。在顯著性水平α為0.05下，由于相伴概率p值小于顯著性水平α，則應(yīng)拒絕原假設(shè)，認(rèn)為是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告對(duì)審計(jì)質(zhì)量產(chǎn)生了顯著影響。

三、小結(jié)

本文運(yùn)用方差分析的方法，通過對(duì)福建省85家上市的公司的數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)分析了是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告對(duì)審計(jì)質(zhì)量的提高具有顯著的影響。這種結(jié)果可能是由以下兩個(gè)原因造成的：一是發(fā)布獨(dú)立社會(huì)責(zé)任報(bào)告公司的社會(huì)責(zé)任感更強(qiáng)、更愿意尊重各方利益相關(guān)者的利益，從而維護(hù)良好的內(nèi)部控制使得公司舞弊的可能性降低；二是發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告受到較嚴(yán)厲的法律法規(guī)的約束，使得其財(cái)務(wù)造假的可能性降低。

參考文獻(xiàn)：

[1]DeAngelo L E.Auditor Size and Audit Quality [J].Journal of

Accounting and Economics，1981；3：183-199

[2]OSullivan Noel.The Impact of Board Composition and

Ownership on Audit Quality ：Evidence from Large UK Companies[J].The British Accounting Review，2000；32：397～414

[3]李 爽，吳 溪.中國證券市場中的審計(jì)報(bào)告行為：監(jiān)管視角與

經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)[M].北京：中國財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社，2003

[4]方軍雄，洪劍峭.經(jīng)濟(jì)依賴性真的損害審計(jì)質(zhì)量嗎？——來自中國證券市場的初步證據(jù)[C].中國第三屆實(shí)證會(huì)計(jì)國際研討會(huì)論文集，2004

[5]陳文婕.論企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露影響因素.財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2010；4：96～100

[6]吳丹紅，羅幼喜.上市公司社會(huì)責(zé)任報(bào)告影響因素研究.財(cái)會(huì)通訊，2010；8：18～20endprint

摘 要：本文運(yùn)用方差分析的方法，通過對(duì)福建省85家上市公司的數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)分析了是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告對(duì)審計(jì)質(zhì)量的提高具有顯著的影響。

關(guān)鍵詞：社會(huì)責(zé)任信息披露；審計(jì)質(zhì)量；單因素方差分析

一、引言

近些年企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露與審計(jì)質(zhì)量逐漸受到企業(yè)外部利益相關(guān)者的關(guān)注。作為企業(yè)的外部利益相關(guān)者，注冊會(huì)計(jì)師是否可以關(guān)注一下企業(yè)的社會(huì)責(zé)任披露情況并將其作為指導(dǎo)審計(jì)工作的參考，成為一個(gè)值得研究的領(lǐng)域。因此，本文在以上實(shí)踐需求下，以福建省的上市公司為樣本，對(duì)上市公司是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告與審計(jì)質(zhì)量的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）控制變量和觀測變量。如表1，本文以是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告為控制變量，以審計(jì)質(zhì)量為觀測變量。由于審計(jì)質(zhì)量具有不可觀察性，常用替代變量進(jìn)行實(shí)證分析，審計(jì)質(zhì)量能在一定程度上捕捉審計(jì)師調(diào)查范圍，如果更多的調(diào)查將要求更多的審計(jì)時(shí)間和使用更多專門化的審計(jì)人員，那么高質(zhì)量的審計(jì)需要更高的審計(jì)費(fèi)用是合乎情理的（OSullivan，2000），因此本文選取審計(jì)費(fèi)用作為審計(jì)質(zhì)量的代理變量。

（二）數(shù)據(jù)及實(shí)證分析。本文選取的研究對(duì)象是福建省在上海證券交易所和深圳證券交易所A股上市的公司，一共得到

88個(gè)研究樣本。剔除了某些資料、數(shù)據(jù)不齊全的樣本公司，整理得到的有效樣本有85個(gè)。上市公司年度社會(huì)責(zé)任報(bào)告相關(guān)數(shù)據(jù)來自CSR報(bào)告網(wǎng)，公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)等其他數(shù)據(jù)資料來自同花順iFinD金融數(shù)據(jù)終端。

1、描述性統(tǒng)計(jì)

從表2可以看到，發(fā)布了獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告的52家公司的審計(jì)質(zhì)量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、極小值、極大值均大于33家沒有發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告的公司。這從一定程度上說明發(fā)布獨(dú)立社會(huì)責(zé)任報(bào)告對(duì)審計(jì)質(zhì)量的提高有顯著的影響。因此，本文有必要進(jìn)行進(jìn)一步的分析。

2、方差齊性檢驗(yàn)

表3為是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告公司的審計(jì)質(zhì)量方差齊性檢驗(yàn)結(jié)果。數(shù)據(jù)表明，是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告公司的審計(jì)質(zhì)量方差齊性檢驗(yàn)值為1.457，相伴概率p值為

0.231。在顯著性水平α為0.05下，由于相伴概率值p值大于顯著性水平，不應(yīng)拒絕原假設(shè)，認(rèn)為是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告公司的審計(jì)質(zhì)量的總體方差無顯著性差異，滿足方差分析的前提條件。

3、單因素方差分析

表4為是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告公司的審計(jì)質(zhì)量方差分析結(jié)果?？梢钥闯觯^測變量審計(jì)質(zhì)量的總離差平方和為31.323；如果僅考慮是否發(fā)布獨(dú)立社會(huì)責(zé)任報(bào)告單個(gè)因素的影響，則審計(jì)質(zhì)量總變差中，是否發(fā)布獨(dú)立社會(huì)責(zé)任報(bào)告可解釋的變差為2.312，抽樣誤差引起的變差為29.011，它們的方差分別為2.312和0.350，相除所得的F統(tǒng)計(jì)量的觀測值為6.614，相伴概率p值為0.012。在顯著性水平α為0.05下，由于相伴概率p值小于顯著性水平α，則應(yīng)拒絕原假設(shè)，認(rèn)為是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告對(duì)審計(jì)質(zhì)量產(chǎn)生了顯著影響。

三、小結(jié)

本文運(yùn)用方差分析的方法，通過對(duì)福建省85家上市的公司的數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)分析了是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告對(duì)審計(jì)質(zhì)量的提高具有顯著的影響。這種結(jié)果可能是由以下兩個(gè)原因造成的：一是發(fā)布獨(dú)立社會(huì)責(zé)任報(bào)告公司的社會(huì)責(zé)任感更強(qiáng)、更愿意尊重各方利益相關(guān)者的利益，從而維護(hù)良好的內(nèi)部控制使得公司舞弊的可能性降低；二是發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告受到較嚴(yán)厲的法律法規(guī)的約束，使得其財(cái)務(wù)造假的可能性降低。

參考文獻(xiàn)：

[1]DeAngelo L E.Auditor Size and Audit Quality [J].Journal of

Accounting and Economics，1981；3：183-199

[2]OSullivan Noel.The Impact of Board Composition and

Ownership on Audit Quality ：Evidence from Large UK Companies[J].The British Accounting Review，2000；32：397～414

[3]李 爽，吳 溪.中國證券市場中的審計(jì)報(bào)告行為：監(jiān)管視角與

經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)[M].北京：中國財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社，2003

[4]方軍雄，洪劍峭.經(jīng)濟(jì)依賴性真的損害審計(jì)質(zhì)量嗎？——來自中國證券市場的初步證據(jù)[C].中國第三屆實(shí)證會(huì)計(jì)國際研討會(huì)論文集，2004

[5]陳文婕.論企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露影響因素.財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2010；4：96～100

[6]吳丹紅，羅幼喜.上市公司社會(huì)責(zé)任報(bào)告影響因素研究.財(cái)會(huì)通訊，2010；8：18～20endprint

摘 要：本文運(yùn)用方差分析的方法，通過對(duì)福建省85家上市公司的數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)分析了是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告對(duì)審計(jì)質(zhì)量的提高具有顯著的影響。

關(guān)鍵詞：社會(huì)責(zé)任信息披露；審計(jì)質(zhì)量；單因素方差分析

一、引言

近些年企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露與審計(jì)質(zhì)量逐漸受到企業(yè)外部利益相關(guān)者的關(guān)注。作為企業(yè)的外部利益相關(guān)者，注冊會(huì)計(jì)師是否可以關(guān)注一下企業(yè)的社會(huì)責(zé)任披露情況并將其作為指導(dǎo)審計(jì)工作的參考，成為一個(gè)值得研究的領(lǐng)域。因此，本文在以上實(shí)踐需求下，以福建省的上市公司為樣本，對(duì)上市公司是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告與審計(jì)質(zhì)量的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）控制變量和觀測變量。如表1，本文以是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告為控制變量，以審計(jì)質(zhì)量為觀測變量。由于審計(jì)質(zhì)量具有不可觀察性，常用替代變量進(jìn)行實(shí)證分析，審計(jì)質(zhì)量能在一定程度上捕捉審計(jì)師調(diào)查范圍，如果更多的調(diào)查將要求更多的審計(jì)時(shí)間和使用更多專門化的審計(jì)人員，那么高質(zhì)量的審計(jì)需要更高的審計(jì)費(fèi)用是合乎情理的（OSullivan，2000），因此本文選取審計(jì)費(fèi)用作為審計(jì)質(zhì)量的代理變量。

（二）數(shù)據(jù)及實(shí)證分析。本文選取的研究對(duì)象是福建省在上海證券交易所和深圳證券交易所A股上市的公司，一共得到

88個(gè)研究樣本。剔除了某些資料、數(shù)據(jù)不齊全的樣本公司，整理得到的有效樣本有85個(gè)。上市公司年度社會(huì)責(zé)任報(bào)告相關(guān)數(shù)據(jù)來自CSR報(bào)告網(wǎng)，公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)等其他數(shù)據(jù)資料來自同花順iFinD金融數(shù)據(jù)終端。

1、描述性統(tǒng)計(jì)

從表2可以看到，發(fā)布了獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告的52家公司的審計(jì)質(zhì)量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、極小值、極大值均大于33家沒有發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告的公司。這從一定程度上說明發(fā)布獨(dú)立社會(huì)責(zé)任報(bào)告對(duì)審計(jì)質(zhì)量的提高有顯著的影響。因此，本文有必要進(jìn)行進(jìn)一步的分析。

2、方差齊性檢驗(yàn)

表3為是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告公司的審計(jì)質(zhì)量方差齊性檢驗(yàn)結(jié)果。數(shù)據(jù)表明，是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告公司的審計(jì)質(zhì)量方差齊性檢驗(yàn)值為1.457，相伴概率p值為

0.231。在顯著性水平α為0.05下，由于相伴概率值p值大于顯著性水平，不應(yīng)拒絕原假設(shè)，認(rèn)為是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告公司的審計(jì)質(zhì)量的總體方差無顯著性差異，滿足方差分析的前提條件。

3、單因素方差分析

表4為是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告公司的審計(jì)質(zhì)量方差分析結(jié)果?？梢钥闯?，觀測變量審計(jì)質(zhì)量的總離差平方和為31.323；如果僅考慮是否發(fā)布獨(dú)立社會(huì)責(zé)任報(bào)告單個(gè)因素的影響，則審計(jì)質(zhì)量總變差中，是否發(fā)布獨(dú)立社會(huì)責(zé)任報(bào)告可解釋的變差為2.312，抽樣誤差引起的變差為29.011，它們的方差分別為2.312和0.350，相除所得的F統(tǒng)計(jì)量的觀測值為6.614，相伴概率p值為0.012。在顯著性水平α為0.05下，由于相伴概率p值小于顯著性水平α，則應(yīng)拒絕原假設(shè)，認(rèn)為是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告對(duì)審計(jì)質(zhì)量產(chǎn)生了顯著影響。

三、小結(jié)

本文運(yùn)用方差分析的方法，通過對(duì)福建省85家上市的公司的數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)分析了是否發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告對(duì)審計(jì)質(zhì)量的提高具有顯著的影響。這種結(jié)果可能是由以下兩個(gè)原因造成的：一是發(fā)布獨(dú)立社會(huì)責(zé)任報(bào)告公司的社會(huì)責(zé)任感更強(qiáng)、更愿意尊重各方利益相關(guān)者的利益，從而維護(hù)良好的內(nèi)部控制使得公司舞弊的可能性降低；二是發(fā)布獨(dú)立的社會(huì)責(zé)任報(bào)告受到較嚴(yán)厲的法律法規(guī)的約束，使得其財(cái)務(wù)造假的可能性降低。

參考文獻(xiàn)：

[1]DeAngelo L E.Auditor Size and Audit Quality [J].Journal of

Accounting and Economics，1981；3：183-199

[2]OSullivan Noel.The Impact of Board Composition and

Ownership on Audit Quality ：Evidence from Large UK Companies[J].The British Accounting Review，2000；32：397～414

[3]李 爽，吳 溪.中國證券市場中的審計(jì)報(bào)告行為：監(jiān)管視角與

經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)[M].北京：中國財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社，2003

[4]方軍雄，洪劍峭.經(jīng)濟(jì)依賴性真的損害審計(jì)質(zhì)量嗎？——來自中國證券市場的初步證據(jù)[C].中國第三屆實(shí)證會(huì)計(jì)國際研討會(huì)論文集，2004

[5]陳文婕.論企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露影響因素.財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2010；4：96～100

[6]吳丹紅，羅幼喜.上市公司社會(huì)責(zé)任報(bào)告影響因素研究.財(cái)會(huì)通訊，2010；8：18～20endprint