石勝貴，黃 煒

（上海工程技術(shù)大學(xué) 管理學(xué)院，上海 201620）

一、引言

根據(jù)工作需要，符合條件的黨委成員和董事會、監(jiān)事會和經(jīng)理班子可以互相任職，這稱為“雙向進入，交叉任職”[1]，這一制度影響著我國大多數(shù)的國有企業(yè)[2]。

馬連福等（2012）[3]指出“交叉任職”有助于黨委書記更好地發(fā)揮在公司治理中的作用，“雙向進入，交叉任職”可以通過影響代理成本提高公司價值[4]。陳仕華和盧昌崇（2014）[5]指出“雙向進入，交叉任職”有助于抑制國有資產(chǎn)流失。黨組織參與治理的程度與內(nèi)部控制有效性呈倒U 型關(guān)系，這種關(guān)系在央企中更顯著[6]。

余宇瑩和劉啟亮（2007）[7]指出：良好的治理結(jié)構(gòu)減少了公司在審計過程中對審計行為的阻礙，因此，具有良好治理結(jié)構(gòu)的公司，審計質(zhì)量也較高。肖作平（2006）[8]研究指出，公司治理結(jié)構(gòu)顯著影響審計質(zhì)量。李平和尹海艷（2011）[9]指出審計質(zhì)量主要包括審計工作質(zhì)量和審計成果質(zhì)量，它們主要受會計師事務(wù)所、公司治理結(jié)構(gòu)和公司資本環(huán)境的影響。程博等（2017）[10]指出，黨組織治理會影響國有企業(yè)對高質(zhì)量審計師的選擇。

本研究發(fā)現(xiàn)，實施“雙向進入，交叉任職”的國企擁有更高的審計質(zhì)量和更有效的內(nèi)部控制，內(nèi)部控制在國企黨組織參與治理影響審計質(zhì)量這一過程中存在部分中介效用。本文研究的意義在于豐富了黨組織參與治理對審計質(zhì)量作用路徑的理論研究。

二、理論分析和研究思路

（一）重要概念

1.雙向進入，交叉任職。“雙向進入”指符合條件的黨委成員和董事會、監(jiān)事會以及經(jīng)理層可以依照有關(guān)規(guī)定和程序相互任職?！敖徊嫒温殹眲t指可同時由一人擔(dān)任黨委（副）書記、董事長和總經(jīng)理等職。

2.審計質(zhì)量。關(guān)于審計質(zhì)量，DeFond 和Zhang（2014）[11]提供了兩種定義：第一，審計員檢測和報告財務(wù)報表錯報的概率；第二，審計合規(guī)性。第一種認(rèn)為審計質(zhì)量是“市場評估的聯(lián)合概率，即審計師發(fā)現(xiàn)客戶的會計系統(tǒng)存在違規(guī)行為，并報告違規(guī)行為”[12]。如果審計師未發(fā)現(xiàn)財務(wù)報表的錯報，則會使審計質(zhì)量降低。這一定義既考慮了審計師或會計師發(fā)現(xiàn)財務(wù)報表問題的專業(yè)能力，也考慮了會計師在獲得審計結(jié)果時，是否能保持獨立性并對外報出。第二種則是根據(jù)審計師是否遵守公認(rèn)的審計準(zhǔn)則，判斷審計質(zhì)量的高低[13]。

（二）理論分析

“交叉任職”使具有政治背景的黨委成員參與國企的決策。筆者以國企中黨組織參與治理對企業(yè)內(nèi)部控制的影響為基礎(chǔ)，對內(nèi)部控制在黨組織參與治理和審計質(zhì)量之間的中介效用進行實證研究。曹志文等（2011）[14]指出，審計質(zhì)量主要受審計主體、審計客體和審計環(huán)境所影響。韓飛（2017）[15]指出，內(nèi)部控制受董事會政治關(guān)聯(lián)影響。張精（2017）[16]提出內(nèi)部控制制度設(shè)計和運行的質(zhì)量越好，企業(yè)會計信息質(zhì)量越高。袁怡涵（2018）[17]指出黨組織參與國企治理有助于提升管理層自律。趙聞姬（2018）[18]指出，國有企業(yè)內(nèi)部控制設(shè)計和運行效果與審計效果和結(jié)果是顯著相關(guān)的。

基于上述研究，筆者推理并假設(shè)，內(nèi)部控制在黨組織參與治理和審計質(zhì)量之間存在中介效應(yīng)。因此，選取內(nèi)部控制作為中介變量，并選擇迪博上市公司內(nèi)部控制指數(shù)作為內(nèi)部控制的替代變量，衡量企業(yè)內(nèi)部控制的有效性。

（三）研究假說

基于以上的分析，提出以下假設(shè)。

H1：實行黨組織參與治理的國有企業(yè)相比于不實行的國企，能夠顯著提高審計質(zhì)量；

H2：實行黨組織參與治理的國企內(nèi)部控制更為有效；

H3：內(nèi)部控制在黨組織參與治理與審計質(zhì)量之間存在部分中介效應(yīng)。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇和變量設(shè)計

選取2014—2017 年滬深所有國有上市公司，按以下原則篩選：第一，剔除ST 公司；第二，剔除金融類上市公司，得到635 家國有上市公司的數(shù)據(jù)。內(nèi)部控制數(shù)據(jù)來自迪博數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

1.因變量。王詠梅和王鵬（2006）[19]根據(jù)公司年報公布前后一段時間內(nèi)市場的反應(yīng)，發(fā)現(xiàn)市場一致認(rèn)為“四大”具有更高的審計質(zhì)量。吳偉榮和劉亞偉（2015）[20]從公共壓力的視角出發(fā)得出，事務(wù)所規(guī)模越大，承受的壓力就越大，會被動提高審計質(zhì)量。參照陳小林等（2013）[21]等的做法，筆者將會計師事務(wù)所是否為BigN（四大會計師事務(wù)所）作為審計質(zhì)量（Aq）的替代變量，當(dāng)企業(yè)年報由“四大”審計時，Aq 為1，否則為0。

2.解釋變量?！半p向進入，交叉任職”是企業(yè)黨組織和法人治理體系的互動。借鑒雷海民等（2012）[22]、程博（2014）[23]的研究，本研究以國企黨委書記與高管是否交叉任職，衡量企業(yè)是否實行“雙向進入，交叉任職”。若黨委（副）書記兼任公司董事長或總經(jīng)理等職，則Ai 賦值1，否則為0。

3.控制變量。借鑒秦婧華（2016）[24]和鐘宇（2018）[25]等，用管理研究的常用控制變量，選取公司規(guī)模（Size）、年份（Year）、董事會規(guī)模（Bosize）、資產(chǎn)負(fù)債率（lev）、股權(quán)集中性（Shcr）、凈資產(chǎn)收益率（Roa）和成長性（Grow）作為模型控制變量。

（二）模型的建立

中介效應(yīng)檢驗方法最早由Baron 和Kenny（1986）[26]提出，后溫忠麟等在其基礎(chǔ)上不斷改進，提出了新的中介效應(yīng)模型檢驗流程。根據(jù)已有研究，建立以下模型。

為驗證黨組織參與治理與審計質(zhì)量的影響，構(gòu)建模型（1）：

為驗證黨組織參與治理對內(nèi)部控制的影響，構(gòu)建模型（2）：

為驗證引入中介變量內(nèi)部控制后，檢驗內(nèi)部控制在黨組織參與治理與審計質(zhì)量之間的中介效用，構(gòu)建模型（3）：

四、實證結(jié)果和分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1 顯示：內(nèi)部控制指數(shù)的極小值為220.67，標(biāo)準(zhǔn)差為80.09，說明內(nèi)部控制水平存在較大差距。公司規(guī)模的標(biāo)準(zhǔn)差為1.53，說明樣本公司間的規(guī)模差異較小。股權(quán)集中性的最大值為98.29，標(biāo)準(zhǔn)差為15.80，說明國企一股獨大的現(xiàn)象較嚴(yán)重。凈資產(chǎn)收益率最大值為0.88，標(biāo)準(zhǔn)差為0.22，均值為0.055，說明盈利能力較弱。成長性水平最大值為70.52，最小值為-0.95，均值為0.23，標(biāo)準(zhǔn)差為2.24，說明樣本數(shù)據(jù)中國企發(fā)展不均衡，存在部分發(fā)展滯后的現(xiàn)象。

表1 描述性統(tǒng)計

（二）相關(guān)性分析

表2 表明，黨組織參與治理（Ai）和審計質(zhì)量（Aq）顯著正相關(guān)，初步驗證了假設(shè)H1。黨組織參與治理與內(nèi)部控制（Ic）顯著正相關(guān)關(guān)系，與假設(shè)H2 一致。此外，內(nèi)部控制與審計質(zhì)量呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。

（三）回歸分析

使用Stat14.0 對變量進行回歸分析，得到表3。

表3 中，步驟一是黨組織參與治理影響審計質(zhì)量的回歸結(jié)果，步驟二是黨組織參與治理對內(nèi)部控制的影響系數(shù)，步驟三是在步驟一加入中介變量內(nèi)部控制后，黨組織參與治理和內(nèi)部控制共同對審計質(zhì)量產(chǎn)生影響的回歸結(jié)果。

表2 變量間相關(guān)性分析

表3 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果統(tǒng)計

根據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014）[27]提出的新中介檢驗流程，執(zhí)行結(jié)果如表4 所示。

表4 Bootstrap 檢驗

第一步，檢驗假設(shè)（2）的系數(shù)c，步驟一顯示，黨組織參與治理在1%的置信水平上與內(nèi)部控制顯著正相關(guān)，回歸系數(shù)為0.313 5，繼續(xù)下一步。

第二步，依次檢驗假設(shè)（2）的系數(shù)a 和假設(shè)（3）的系數(shù)b 是否顯著，如果a、b 均顯著，則間接效應(yīng)顯著，繼續(xù)檢驗c`；如果至少一個不顯著，則用Bootstrap 法直接檢驗H0：ab=0 是否顯著。步驟二顯示，黨組織參與治理在1%的水平上與內(nèi)部控制有效性顯著正相關(guān)，回歸系數(shù)為3.346 0。通過步驟三，在加入中介變量內(nèi)部控制后，黨組織參與治理與審計質(zhì)量的回歸系數(shù)為0.313 2。

第三步，使用偏差校正的參數(shù)百分位Bootstrap法檢驗，檢驗結(jié)果如表4 所示，間接效應(yīng)的偏差矯正Bootstrap 置信區(qū)間為（-0.000 675，-0.000 51），不包含0，Hayes 和Preacher（2014）[28]與Hayes（2017）[29]指出，中介效應(yīng)檢驗結(jié)果區(qū)間不包含0，說明效應(yīng)顯著，轉(zhuǎn)第四步。

第四步，檢驗假設(shè)（3）系數(shù)c` 為0.313 5，說明直接效應(yīng)（Dir eff）顯著。

第五步，對比ab 和c` 的符號，根據(jù)溫忠麟等（2004）[30]、溫忠麟和葉寶娟（2014）[27]的結(jié)論“符號相同，存在部分中介效應(yīng)”，判斷內(nèi)部控制在黨組織參與治理和審計質(zhì)量中存在部分中介效應(yīng)，報告中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為0.11%。

五、研究結(jié)論

本研究從國企黨組織參與治理對審計質(zhì)量作用的視角出發(fā)，選取2014—2017 年滬深A(yù) 股上市公司為研究樣本，研究了黨組織參與治理、內(nèi)部控制和審計質(zhì)量之間的關(guān)系，通過實證分析得出，內(nèi)部控制在黨組織參與治理和審計質(zhì)量之間發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。