鄭鴻丹 何 云

根據(jù)現(xiàn)代企業(yè)制度，優(yōu)化公司治理水平是我國企業(yè)改革發(fā)展的重要任務。在實踐中，公司治理水平與信息披露質(zhì)量關(guān)系密切，信息披露質(zhì)量的提高可以減少信息不對稱，從而有效節(jié)約代理成本。但是，企業(yè)高管1的機會主義行為可能會導致嚴重的利益侵害，及時更換不稱職的高管有利于企業(yè)的持續(xù)、健康發(fā)展。注冊會計師對上市公司報表的審計，作為制度性安排，有助于提升上市公司的治理效果，在提高公司財務信息質(zhì)量、強化對公司管理層的監(jiān)督中起到了關(guān)鍵的作用，而這種作用主要是通過審計意見的準確表達與傳遞來實現(xiàn)的。注冊會計師能否準確識別企業(yè)財務漏洞，并通過非標準審計意見來予以揭示，從而約束管理層機會主義的問題，逐漸成為人們關(guān)注的重點。根據(jù)統(tǒng)計，在2008-2019年期間，注冊會計師對上市公司的會計報表共出具了4720份非標準審計意見的審計報告。非標準審計意見對投資者的決策會產(chǎn)生較大的影響，同時也是引起監(jiān)管部門對上市公司關(guān)注的重要信息。

本文主要分析和探討基于公司高管權(quán)力的大小，上市公司財務報表被出具非標準審計意見對公司高管變更概率的影響，進而為提高公司治理的有效性及審計監(jiān)督效果提出建議。

1 文獻綜述

1.1 審計意見與高管職位變更

審計意見是會計信息使用者評判公司財務報表的合法性、公允性的重要依據(jù)，同時也會對公司股價、融資能力、經(jīng)營環(huán)境等帶來巨大影響。Goyal、Park（2002）【1】通過研究發(fā)現(xiàn)，當公司的經(jīng)營狀況不容樂觀時，往往會通過調(diào)整公司治理結(jié)構(gòu)的方式來謀求業(yè)績復蘇。Choi（2007）、Wong（2009）【2】等研究表明，當上市公司的財務報表被出具非標準審計意見時，高管作為公司經(jīng)營的主要責任人通常需要承擔主要責任。近些年來，伴隨著證券市場的發(fā)展,上市公司每年更換高管的頻率顯著增加。那么注冊會計師針對財務報表所出具的不同類型的審計意見在其中都扮演了什么樣的角色呢？楊藝華（2018）【3】認為，標準無保留意見與高管變更之間的關(guān)系顯著，表明當報表被出具標準無保留審計意見時，高管職位發(fā)生變更的可能性較小。王琦琪（2019）【4】研究表明，相較于標準無保留審計意見，非標準審計意見的公布和披露，對會計信息使用者科學合理評判上市公司的生產(chǎn)運營情況更具重要意義。

1.2 高管權(quán)力對非標準審計意見治理作用的干預

已有的研究從不同角度證實，高管權(quán)力的過度集中會影響公司的內(nèi)外部治理效果，例如內(nèi)部控制、外部審計監(jiān)督質(zhì)量的下降等。按照Jensen和Meckling（1976）【5】的代理理論 ,信息不對稱的情況下，高層管理人員的利己傾向會產(chǎn)生代理人逆向選擇和道德風險等問題。Earley（2008）【6】等的研究表明，公司高管經(jīng)營管理權(quán)限的增加會對注冊會計師的評價產(chǎn)生較大的負面影響。關(guān)永路（2017）【7】就企業(yè)高管權(quán)力對內(nèi)部控制有效性產(chǎn)生的影響進行了研究，例如CEO兩職兼任會增大其在組織方面的權(quán)力,而這種權(quán)力會顯著削弱內(nèi)部控制系統(tǒng)的有效性，可能對外部審計的監(jiān)督作用以及財務報表被出具非標準審計意見的治理效用造成一定的干預。謝永珍,吳明霞（2019）【8】等將董事會對高管變更的決策作為切入點進行研究發(fā)現(xiàn)，對公司治理機制同樣產(chǎn)生顯著影響的還有我國關(guān)系型社會中高管職位的“壕溝效應”2“壕溝效應”又稱作“管理者戰(zhàn)壕”。是Demsetz(1983)、莫克(Mock，1988)等和Stulz(1988)提出的管理者戰(zhàn)壕假設(shè)，即管理者持股比例的提高會導致其追求個人利益最大化決策，以防止被更換。。

根據(jù)以上文獻的梳理，可以看出審計意見能對公司治理發(fā)揮相應的作用，但當管理層權(quán)力過大時，會對這一作用造成不利影響。同時，也發(fā)現(xiàn)，以往文獻對非標準審計意見和高管職位變更的相關(guān)性研究尚少。因此，本文的研究著眼于：在考慮到管理層權(quán)力大小的情況下，非標準審計意見對公司高管變更的影響。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 非標準審計意見與高管職位變更

公司代理問題的根源在于委托人與代理人之間的信息不對稱，由此形成委托方與外部獨立審計方的又一個委托代理關(guān)系。公司高管作為主要代理人，可能會利用崗位優(yōu)勢、信息優(yōu)勢進行內(nèi)部操縱。一旦公司財務報表被出具非標準審計意見，公司高管會受到股東和資本市場的質(zhì)疑，也會引起監(jiān)管部門的關(guān)注。在這種情況下，公司為維護公司聲譽，可能以選擇更換公司高管的方式來贏得市場、投資者的信任?；谏鲜龇治鎏岢霰疚难芯考僭O(shè)1：

假設(shè)1：與財務報表被出具標準無保留審計意見的上市公司相比,出具非標準審計意見的公司其高管職位變更的可能性更大

2.2 經(jīng)營績效，非標準審計意見與高管變更

經(jīng)營績效是公司經(jīng)營管理的核心，其中包括一定經(jīng)營期間的公司經(jīng)營效益和經(jīng)營者業(yè)績。公司經(jīng)營績效越高，企業(yè)價值越大，給予股東的回報可能越高。當公司績效水平較高時（除存在財務舞弊行為的情況外），即使報表被出具其他非標準審計意見，公司股東大會也會考慮到本年度良好的經(jīng)營業(yè)績而選擇繼續(xù)留任高管,降低了新管理者可能帶來的運營和磨合成本。因此，當公司經(jīng)營績效較高時，報表被出具非標準審計意見后高管職位不會發(fā)生較大的變化。由于凈資產(chǎn)收益率普遍被認為是最重要的用來評價上市公司績效的財務指標，所以，本文基于該指標提出假設(shè)2：

假設(shè)2：公司的經(jīng)營績效越高，即凈資產(chǎn)收益率越大，非標準審計意見對高管變更的敏感性越小。

2.3 “壕溝效應”，非標準審計意見與高管變更

當管理層與股東（包括潛在的投資者）的意愿無法達成一致時，尤其是在管理層“壕溝效應”的影響下，管理層可能利用崗位和信息優(yōu)勢做出對財務報表消極的盈余管理和信息掩蓋等的逆向選擇，來降低自己可能會面臨的解雇風險。使得注冊會計師對公司財務報表的合法性與公允性、內(nèi)部控制建立的健全性與運行的有效性，難以做出正確的判斷?；诖?，提出假設(shè)3：

假設(shè)3：非標準審計意見下的管理層集權(quán)會降低對高管變更的敏感性。

σm為水平桿件對立桿產(chǎn)生的附加應力，取55N/mm2；KA為立桿截面調(diào)整系數(shù)（立桿為單桿時，KA取0.85）；KH為腳手架高度調(diào)整系數(shù)（當H≦25m時，KH取 0.8；當H＞25m時，KH取 0.99）；f為鋼管抗壓強度設(shè)計值，查規(guī)范可知取205N/mm2。

2.4 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，非標準審計意見與高管變更

基于我國經(jīng)濟制度的背景，非標準審計意見對不同性質(zhì)企業(yè)的效應可能不同。國有企業(yè)作為我國國民經(jīng)濟的重要支柱，國家作為大股東，相對于經(jīng)濟效益而言可能會更加傾向于考慮社會效益，使上市公司的決策偏離利潤最大化。而且，國企高管除了保障國有資產(chǎn)的保值增值之外，他們還會接受更高的社會責任和更嚴格的監(jiān)督。當管理層履職不當、經(jīng)營業(yè)績下滑的時候，公司財務報表被出具非標準審計意見的概率更大，顯著增強了高管變更對非標準審計意見的敏感性。而實現(xiàn)利潤最大化、企業(yè)價值最大化的非國有企業(yè)的目標則與國有企業(yè)不同，投資人可能更加重視自己的權(quán)益。除此之外，非國有企業(yè)，比如家族背景、以自然人為實際控制人的上市公司，其高管在經(jīng)營管理過程當中，可能在更大程度上受人情關(guān)系的影響，使得高管變更對非標準審計意見的敏感性相對較弱。基于此，提出假設(shè)4：

假設(shè)4：相較于非國有企業(yè)，注冊會計師出具非標準審計意見對高管變更的影響更大。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

根據(jù)我國公司治理結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀及其對注冊會計師獨立性的嚴重影響，外部審計相當于還處在一個競爭性的買方市場。審計師事務所可能會基于聘約意識，以期望取得客戶的長期合同，可能不會將對經(jīng)營管理存在問題的公司的財務報表出具非標審計意見作為首選；并且，高層管理人員有動機通過盈余管理行為來操縱公司的真實信息并與注冊會計師進行討價還價。所以，每年會計報表被出具非標準審計意見的上市公司一般較少。本文基于數(shù)據(jù)可行性，通過延伸選取樣本年度的方式來增加觀測值，選擇2008-2019年A股上市公司作為觀察樣本。

對數(shù)據(jù)按照以下原則進行處理：（1）剔除金融保險類上市公司；（2）剔除 ST、★ST類企業(yè)；（3）剔除金融業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)樣本以及其他數(shù)據(jù)缺失樣本；（4）公司若一個會計年度發(fā)生多次高管變更事件，本文僅考慮將第一次高管變更作為樣本觀測值?；谏鲜鰲l件，最終篩選出24551個樣本公司。

本文所用財務數(shù)據(jù)主要來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫,采用EXCEL、Stata軟件對數(shù)據(jù)進行處理、回歸。

3.2 研究變量的衡量

1）因變量——高管變動（Turn）。當公司高管在一個會計年度內(nèi)發(fā)生一次以上的變更時取值1，否則取0。

2）自變量。（1）審計意見（Opin），除標準無保留審計意見外的審計意見均定義為非標準審計意見，當報表被出具非標準審計意見時取值1，出具其他審計意見時取值0；（2）高管權(quán)力（Power），在前文已經(jīng)界定了公司高管身份的基礎(chǔ)上, 本文具體借鑒劉志強（2019）【9】等學者的做法，從任職期限（Term）、其他公司兼職（Partime）以及教育學歷（Edpr）三個方面來描述高管權(quán)力；同時考慮到由于每個指標都不能夠全面的衡量高管權(quán)力，構(gòu)造高管權(quán)力的綜合指標：將三個指標直接相加求得的均值作為評價高管權(quán)力的綜合指標Power。 （3）控制變量。查閱以往的研究成果，影響公司高管變動的因素還包括公司規(guī)模、公司負債水平、盈利能力、股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會結(jié)構(gòu)等，因此本文分別選取上述因素作為控制變量，并設(shè)置行業(yè)、年度兩個虛擬變量。

本文在分析層面運用到的變量如表1所示。

表1 變量定義

3.3 模型設(shè)計

為檢驗本文的研究假設(shè)1，非標審計意見與其公司高管職位變更之間的相關(guān)性。本文借鑒施建強（2016）【10】的模型設(shè)計，建立回歸模型如下：

為驗證本文的研究假設(shè)2，企業(yè)績效對非標準審計意見和高管職位變更的調(diào)節(jié)作用。加入凈資產(chǎn)收益率、非標審計意見的交乘項構(gòu)建回歸模型，模型如下：

對假設(shè)3的檢驗，由于董事長和總經(jīng)理的兼任是管理層權(quán)力集中的表現(xiàn)之一，所以在模型（1）的基礎(chǔ)上將總樣本分為董事長兼任總經(jīng)理和董事長未兼任總經(jīng)理兩個子樣本進行回歸檢驗。

對假設(shè)4的檢驗，在模型（1）的基礎(chǔ)上將總樣本按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，分為國有企業(yè)與非國有企業(yè)兩個子樣本進行回歸檢驗。

模型中個變量含義見變量定義部分，βi未待估系數(shù)，ε為殘差項。

4 實證結(jié)果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計

表2顯示了高管變動（Turn）、審計意見類型（Opin）、高管權(quán)力（Power）、公司規(guī)模（Asize）、資產(chǎn)負債率（Lev）、凈資產(chǎn)收益率（Roe）、獨立董事比例（Indepent）、股權(quán)集中度（Share1-5）、總經(jīng)理是否兼任（Ddu）等變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

在刪除掉存在缺失值的樣本后，各變量的有效觀測值為24551，總體上約有34.6%的觀測值發(fā)生了高管變更（Turn），標準差為0.476，表明上市公司管理層變更水平差異并不大。審計意見（Opin）均值0.028，說明大多數(shù)公司所披露財務報表的審計意見類型為標準無保留審計意見。股權(quán)集中度（Share1-5）均值為 53.9%，即上市公司股權(quán)較為集中，控股股東的權(quán)力可能會影響到獨立董事、監(jiān)事會以及注冊會計師的獨立性。而在我國上市公司，控股股東濫用控制權(quán)侵占公司資產(chǎn)、資金、轉(zhuǎn)移公司利潤之類的利益輸送行為較為普遍，因此，在這種股權(quán)結(jié)構(gòu)下，要保障注冊會計師的獨立性以發(fā)表合法公允的審計意見報告、維護中小股東的利益就顯得尤為重要。

4.2 相關(guān)性分析

本文對主要變量進行相關(guān)性分析見表3。

表3 相關(guān)性分析

相關(guān)性分析的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，首先審計意見和高管變動的相關(guān)系數(shù)分別為0.045，在1%顯著性水平正向顯著，這初步說明了審計意見可能會對其公司高管職位變動產(chǎn)生較為顯著的正向影響，即公司財務報表被注冊會計師出具非標準審計意見時，公司高管發(fā)生變動的概率更大，這與本文的研究假設(shè)1相符。高管權(quán)力、公司規(guī)模、凈資產(chǎn)收益率與高管變動的相關(guān)系數(shù)分別為-0.191、-0.075、-0.011，分別在1%、5%、10%顯著性水平負向顯著，初步表明高管權(quán)力、公司規(guī)模以及經(jīng)營績效水平可能會對高管變動產(chǎn)生顯著的負向影響，“壕溝效應”的存在弱化了公司治理機制對高管的監(jiān)管力和約束力，與本文的假設(shè)2相符。

此外，本文主要自變量、控制變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.5，表明變量間不存在多重共線性，適用于采用多元回歸分析。

4.3 回歸結(jié)果分析

為進一步檢驗本文的研究假設(shè)，本文對模型（1）進行回歸分析，回歸結(jié)果如表4所示。

為了考察非標準審計意見對于高管職位變更的影響，按照模型（1）進行回歸后得到表4中第（1）列的回歸結(jié)果。由表4可見，審計意見對高管變動的影響在1%顯著性水平正向顯著，估計系數(shù)為0.08。說明報表被出具非標準審計意見的公司自身財務狀況一定是存在問題的，例如長期處于虧損狀態(tài)，資不抵債，或是持續(xù)經(jīng)營存在重大不確定性。而財務情況越嚴重的公司，高管更有動機操縱報表，施行財務造假，導致注冊會計師對公司財務報表出具非標準審計意見的可能性更大。一旦報表被出具非標準審計意見，就向外界傳遞了其公司可能存在治理缺陷、財務信息可靠性不高等負面信號，其中審計報告所透露的信息更容易引起投資者和有關(guān)監(jiān)管部門的高度關(guān)注，面對這種棘手的情況，公司更有可能會選擇在短時間內(nèi)變更業(yè)績不佳的公司管理者，來挽回公司聲譽，提高公司治理效率。由此，假設(shè)1得以驗證。

表4 回歸檢驗結(jié)果

表4中第（2）列、第（3）列是假設(shè)2的檢驗結(jié)果?？疾旃芾韺訖?quán)力和非標準審計意見對高管職位變更的影響。本文將總樣本分為總經(jīng)理兼任以及總經(jīng)理未兼任兩個子樣本，并采用模型（1）進行回歸得到分組檢驗結(jié)果。從表4可見，審計意見（Opion）對總經(jīng)理未兼任和總經(jīng)理兼任的公司高管變動的估計系數(shù)分別為0.055、0.092，在10%的水平上仍然顯著正相關(guān)；同時，兩個子樣本中高管權(quán)力與公司高管變動都在1%的水平上顯著負相關(guān)，即Power1得分越高，高管權(quán)力越大，高管變更對非標準審計意見的敏感性越低，表明兩職兼任容易打破了經(jīng)理層與董事會原本的互相制衡的關(guān)系，可能導致公司管理架構(gòu)缺失，使注冊會計師在審計過程中難以對公司生產(chǎn)運營的整體情況做出正確的判斷。由此，假設(shè)2得以驗證。

為了考察不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)下，非標準審計意見對高管職位變更的影響，同樣按照模型（1）將總樣本分為非國有企業(yè)以及國有企業(yè)兩個子樣本，并采用模型（1）進行回歸得到表4中第（4）列、第（5）列的分組檢驗結(jié)果。由表4可見，審計意見對國有企業(yè)高管變動的影響在5%的水平上顯著正相關(guān)，估計系數(shù)為0.113，大于審計意見對非國有企業(yè)高管變動影響的估計系數(shù)0.073。檢驗結(jié)果表明：相較于非國有企業(yè)，審計意見對國有企業(yè)高管變動的影響更大。由此，假設(shè)3得以驗證。

表4中第（6）列是假設(shè)4的檢驗結(jié)果?？疾旆菢藴蕦徲嬕庖娤碌墓窘?jīng)營績效對高管變更的敏感性的影響。按照模型（2）對總體樣本進行回歸得到交互項組結(jié)果。由表4可見，模型（2）在加入了公司凈資產(chǎn)收益率與審計意見的交互項（Roe_Opin）后的估計系數(shù)為0.004，在10%的水平上顯著正相關(guān)，小于模型（1）中沒有考慮公司凈資產(chǎn)收益率和非標準審計意見的交乘項的估計系數(shù)0.08，這表明公司經(jīng)營績效能對非標準審計意見和高管職位變更的正相關(guān)關(guān)系造成一定程度的干預，即公司經(jīng)營績效越高，非標準審計意見和高管職位變更的正相關(guān)關(guān)系越弱?？刂谱兞糠矫婊貧w檢驗結(jié)果與以上回歸檢驗結(jié)果基本一致。由此，假設(shè)4得以驗證。

4.4 穩(wěn)健性檢驗

為了考察上文估計結(jié)論的穩(wěn)健性，本文以公式（1）為基礎(chǔ)對假設(shè)1進行檢驗。除將凈資產(chǎn)收益率（Roe)替代為總資產(chǎn)收益率(Roa)以外，穩(wěn)健性檢驗仍然以另外7個特征指標為基礎(chǔ)，并依照表1進行賦值。檢驗結(jié)果顯示，當審計意見對高管變動的影響依舊在1%顯著性水平正向顯著，相關(guān)研究結(jié)論仍然成立。

5 研究結(jié)論與政策建議

5.1 研究結(jié)論

本文在相關(guān)理論分析基礎(chǔ)上，以2008-2019年度滬深主板A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，對非標準審計意見、管理層權(quán)力和高管職位變更進行了實證研究，研究發(fā)現(xiàn)：（1）報表被出具非標準審計意見的公司在隨后更有可能進行管理層職位的變更；（2）非標準審計意見與管理層職位變更的相關(guān)性受到公司經(jīng)營績效的逆向影響；（3）管理層權(quán)力的集中會降低高管變更概率與非標準審計意見的敏感性；（4）非標準審計意見對不同性質(zhì)企業(yè)的治理效應不同，在獲得非標準審計意見的情況下，國有企業(yè)的高管職位變更相較于非國有企業(yè)概率更大。為了贏得市場、投資者的信任，財務報表被出具非標準審計意見是公司更換高層管理人員的重要動機，但是管理層權(quán)力的過度集中又會對外部審計的治理效應和獨立性造成干預，并且干預的效果在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下還存在較大的差異。

5.2 政策建議

基于以上的實證結(jié)論，結(jié)合中國企業(yè)現(xiàn)狀和制度背景，建議：（1）應該進一步加強審計監(jiān)督的建設(shè)工作，尤其促進非國有企業(yè)外部監(jiān)管機制的完善。高質(zhì)量的審計能夠有力的保障財務信息的披露質(zhì)量，防范高管自利行為，保護投資者和中小股東的權(quán)益；（2）對于公司而言，要提高公司的經(jīng)營效益還應正確認識到高管過度集權(quán)可能帶來的額外成本，重視提升和發(fā)展公司高管應當具備的素質(zhì)和能力，合理懲戒不稱職的管理者和約束不恰當?shù)膬?nèi)部人控制行為以確保治理機制的有效運行；（3）對于監(jiān)管部門而言，需要重視上市公司非標準審計工作的開展，完善非標準審計工作流程，從而營造出一個更加優(yōu)良的監(jiān)督環(huán)境來提高審計程序的有效性。

既有研究較多從管理層權(quán)力的內(nèi)部治理因素出發(fā)，而本文主要從外部制約因素——注冊會計師出具的非標準審計意見出發(fā)，探究其對公司高管變更的影響，拓展了高管變更的研究廣度。本文的研究結(jié)論進一步支持非標準審計意見的治理作用和管理層權(quán)力的干預作用，豐富了非標準審計意見的研究成果，并且對外部審計和公司外部監(jiān)督質(zhì)量的優(yōu)化，尤其是推動國有企業(yè)的內(nèi)部治理優(yōu)化具有一定的借鑒意義。與此同時，公司業(yè)績不佳或者發(fā)生違規(guī)時與高管非常規(guī)變更的相關(guān)性以及如何完善非標準審計工作促進公司治理效率或許是未來的研究方向。