李 正 李銀萍

(云南財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院，云南 昆明 650221)

一、引言

隨著資本市場的發(fā)展，上市公司財務(wù)重述呈現(xiàn)高發(fā)態(tài)勢。 據(jù)統(tǒng)計，在2004-2009 年之間，我國每年平均有20%的企業(yè)發(fā)布各類補充更正公告(戴亦一等，2011)[1]。 “康美”“星星”等公司以財務(wù)重述為由進行財務(wù)舞弊，使監(jiān)管部門以及投資者更加重視上市公司財務(wù)重述問題。財務(wù)重述是上市公司修正前期財務(wù)報告差錯時，對以前公布的財務(wù)報告進行重新表述的行為(于鵬，2007)[2]。 財務(wù)重述向投資者傳遞出財務(wù)報告質(zhì)量低下的信號，同時帶來了許多不良的經(jīng)濟后果。 對比未發(fā)生財務(wù)重述的企業(yè)，當(dāng)企業(yè)發(fā)生財務(wù)重述時，往往會面臨著負向的資本市場反應(yīng)(李世新、劉興翠，2012)[3]、財務(wù)信息風(fēng)險增加(Barniv 和Cao，2010)[4]等問題。 財務(wù)重述有礙于資本市場信息披露質(zhì)量，是中小投資者及監(jiān)管部門關(guān)注的重點內(nèi)容(何慧華、方軍雄，2021)[5]。 因此，探析上市公司財務(wù)重述的影響因素，從源頭遏制上市公司財務(wù)重述行為對于資本市場健康發(fā)展是十分重要的。

王守海等(2010)[6]認為，高水平的內(nèi)部審計能在很大程度上提升財務(wù)報告的質(zhì)量。 審查和評價上市公司的財務(wù)報告質(zhì)量是內(nèi)部審計部門工作的重要內(nèi)容，內(nèi)部審計負責(zé)人作為企業(yè)內(nèi)部審計部門的關(guān)鍵人員，在企業(yè)財務(wù)報告質(zhì)量的審查和評價中處于十分重要的地位。 那么內(nèi)部審計負責(zé)人的非正常變更是否會降低企業(yè)的財務(wù)報告質(zhì)量? 這一問題鮮見相關(guān)研究。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

(一)文獻回顧

現(xiàn)有文獻研究主要體現(xiàn)在關(guān)于財務(wù)重述的動因分析方面，多從高管團隊、獨立董事等角度進行。 高管男性比例及高管團隊的規(guī)模能夠?qū)ω攧?wù)重述存在正向影響，而高管的年齡對企業(yè)財務(wù)重述存在負向影響(何威風(fēng)、劉啟亮，2010)[7]。 財務(wù)總監(jiān)的財務(wù)專長與會計信息質(zhì)量顯著正相關(guān)，且能有效降低會計差錯發(fā)生的概率和頻率(王霞等，2011)[8]。 有媒體從業(yè)背景的董事會秘書能夠減少企業(yè)財務(wù)重述的發(fā)生(趙群等，2023)[9]。 對于獨立董事而言，其財務(wù)專長(Agrawal 和Chadha ，2005)[10]、政治聯(lián)系(修宗峰、陳美芝，2019)[11]、是否本地任職[11]、前后任關(guān)聯(lián)度(竇歡等，2021)[12]等因素也對企業(yè)的財務(wù)重述造成影響。 王兵等(2014)[13]研究了內(nèi)部審計負責(zé)人特征與公司盈余質(zhì)量的關(guān)系，實證結(jié)果表明，內(nèi)部審計負責(zé)人的年齡越大、學(xué)歷越高，其抑制向上操縱盈余行為的效果越顯著。 但是，上述研究中還未涉及內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更對企業(yè)財務(wù)重述的影響。

(二)研究假設(shè)

內(nèi)部審計是公司治理的重要組成部分，根據(jù)《中小企業(yè)板上市公司內(nèi)部審計工作指引》的規(guī)定，內(nèi)部審計部門需對財務(wù)信息的真實性、完整性進行監(jiān)督檢查。 內(nèi)部審計部門的工作與公司的財務(wù)報告的質(zhì)量關(guān)系密切，需要對財務(wù)報告的編制、出具過程進行嚴(yán)格的監(jiān)督審核。 內(nèi)部審計負責(zé)人作為內(nèi)部審計部門的領(lǐng)導(dǎo)者和決策者，需要對內(nèi)部審計機構(gòu)的審計質(zhì)量負責(zé)。 而內(nèi)部審計負責(zé)人的非正常變更則為內(nèi)部審計機構(gòu)的審計質(zhì)量帶來了不確定性。 趙震宇等(2007)[14]將非正常變更界定為“工作變動”“辭職”“個人原因”“非到期解聘”“違規(guī)或犯罪”等當(dāng)事人的管理行為或決策行為影響其職位變動的情況。 “退休”“死亡”“任期屆滿”則是當(dāng)事人“不可抗力”帶來的職位變動因素，因此，界定為正常變更(潘越等，2015)[15]。 本文參考以往學(xué)者的研究將內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更定義為除了退休、死亡、任期屆滿之外，在任期屆滿之前，發(fā)生的內(nèi)部審計負責(zé)人變更現(xiàn)象。

內(nèi)部審計負責(zé)人職位的連續(xù)性和一致性十分重要，若將內(nèi)部審計負責(zé)人轉(zhuǎn)為公司其他崗位，則會損害內(nèi)部審計的客觀性與獨立性，由此帶來更大的會計風(fēng)險(Christ 等，2015)[16]。 如果內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更之后離開原企業(yè)，將產(chǎn)生離職成本和替換成本(Kreitner 和Kinicki，2018)[17]，例如，新任內(nèi)部審計負責(zé)人需要時間來熟悉內(nèi)部審計工作、重塑內(nèi)部審計部門的工作氛圍、修改原有的內(nèi)部審計工作計劃、籌劃和實施內(nèi)部審計工作等；人事部門需要考察、招募合適的內(nèi)部審計負責(zé)人。 我國內(nèi)部審計準(zhǔn)則中對內(nèi)部審計人員的專業(yè)勝任能力做出了高質(zhì)量、高要求的規(guī)定，要求內(nèi)部審計人員具備“審計、會計、財務(wù)、稅務(wù)、經(jīng)濟、金融、統(tǒng)計、管理、內(nèi)部控制、風(fēng)險管理、法律和信息技術(shù)等專業(yè)知識，以及與組織業(yè)務(wù)活動相關(guān)的專業(yè)知識”，對于內(nèi)部審計負責(zé)人的要求比普通的內(nèi)部審計人員更加嚴(yán)格，這也增加了企業(yè)尋找新任內(nèi)部審計負責(zé)人的難度。 基于以上分析，本文提出以下假設(shè)。

H:與內(nèi)部審計負責(zé)人沒有發(fā)生非正常變更的企業(yè)相比，出現(xiàn)內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更的企業(yè)，發(fā)生財務(wù)報告重述的概率更高。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文采用中國深圳證券交易所中小企業(yè)板上市公司作為研究樣本，從董事會公告、內(nèi)審負責(zé)人變更公告中收集上市公司2013-2019 年之間發(fā)生的內(nèi)部審計負責(zé)人變更的具體信息。其余數(shù)據(jù)均來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫，其中衡量財務(wù)重述的兩個變量“是否財務(wù)重述”和“企業(yè)發(fā)生財務(wù)重述次數(shù)”選取企業(yè)未來一期，即2014-2020 年的財務(wù)重述情況進行收集整理，同時剔除了因會計政策變更導(dǎo)致企業(yè)發(fā)生重述的樣本，其余變量的樣本數(shù)據(jù)選取區(qū)間為2013-2019年。

在數(shù)據(jù)收集整理完成后并對數(shù)據(jù)做如下處理:(1)剔除內(nèi)部審計負責(zé)人因死亡、任期屆滿、達到退休年齡而發(fā)生變更的樣本；(2)剔除金融行業(yè)的樣本；(3)剔除被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計意見(包括帶強調(diào)事項段的無保留意見、保留意見、否定意見、無法表示意見)的樣本；(4)剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本；(5)為避免異常值的影響，對所有連續(xù)變量進行了上下1%的Winsorize 處理。最終得到觀測值5506 個，利用Stata17 進行數(shù)據(jù)的整理、描述和回歸分析。

(二)變量定義

1.被解釋變量

本文以中小板上市公司是否發(fā)生財務(wù)重述和發(fā)生財務(wù)重述的次數(shù)為被解釋變量。 Resdum 為是否發(fā)生財務(wù)重述，發(fā)生財務(wù)重述取1，否則為0。 Resnum 為發(fā)生財務(wù)重述的次數(shù)。

2.解釋變量

本文通過手工整理中小板上市公司內(nèi)部審計負責(zé)人的非正常變更情況為解釋變量，公司發(fā)生了內(nèi)部審計負責(zé)人的非正常變更，則Abturnover 取值為1，否則為0。

3.控制變量

參考以往文獻，本文選取如下可能影響企業(yè)財務(wù)重述的因素作為控制變量，總資產(chǎn)收益率(Roa)、財務(wù)杠桿(Lev)、機構(gòu)投資者持股比例(Prop)、董事會規(guī)模(Board)、公司盈虧狀況(Loss)、審計師是否來自四大(Big4)、公司上市年限(Age)。 此外，本文加入了年度虛擬變量year 和行業(yè)虛擬變量industry，用以控制年度和行業(yè)效應(yīng)。 具體定義如表1 所示。

表1 相關(guān)變量定義

(三)模型設(shè)定

為進一步探討內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更與財務(wù)重述之間的關(guān)系，本文在結(jié)合上述理論分析后，建立如下模型來驗證本文假設(shè):

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2 報告了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，從表中數(shù)據(jù)可以看出:“是否發(fā)生財務(wù)重述”Resdum 的均值為0.249，中位數(shù)為0，說明發(fā)生財務(wù)重述的樣本占總樣本的24.9%。 “發(fā)生財務(wù)重述的次數(shù)”Resnum 的均值為0.298，中位數(shù)為0，Resdum 的最大值為1，最小值為0，Resnum 的最大值為2，最小值為0，且其標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.433、0.555，說明樣本公司在不同的時期發(fā)生財務(wù)重述的概率存在一定差異。 從內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更Abturnover 的分布來看，Abturnover的均值為0.066，說明樣本企業(yè)中發(fā)生內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更的企業(yè)占總樣本的6.6%，發(fā)生內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更的頻率較低，其標(biāo)準(zhǔn)差為0.248，表明樣本的分布較為合理，不存在較大差異。 控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與以往文獻對比，均在常規(guī)范圍內(nèi)。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)相關(guān)性分析

表3 為各變量之間的相關(guān)性分析，其中，右上角為spearman 檢驗，左下角為pearson 檢驗。 如表所示，解釋變量“企業(yè)是否發(fā)生內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更”Abturnover 與被解釋變量Resdum和Resnum 的相關(guān)系數(shù)均在1%水平上顯著，且均為正相關(guān)關(guān)系，本文假設(shè)得到了初步驗證。

從控制變量來看，除董事會規(guī)模Board 與財務(wù)重述的兩個指標(biāo)未表現(xiàn)出較強的相關(guān)性外，其余控制變量均與Resdum 和Resnum 存在較強相關(guān)性，一定程度上表明了控制變量選擇的合理性。

(三)回歸分析

為避免可能存在的異方差，本文的實證分析采用了White 異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。 表4 為財務(wù)重述的兩個指標(biāo)與企業(yè)內(nèi)部審計負責(zé)人是否發(fā)生非正常變更的回歸結(jié)果，其中列(1)(3)為只控制行業(yè)和年份效應(yīng)的情況下，內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更與財務(wù)重述的關(guān)系，列(2)(4)為加入各控制變量之后的情況。 通過表4 列(1)可以看出，在只控制年份和行業(yè)的情況下，Abturnover 與Resdum 在1%的水平下顯著正相關(guān)，Abturnover 的系數(shù)為0.390(t 值為3.20)，列(2)在加入控制變量后，Abturnover 與Resdum 同樣在1%水平下顯著正相關(guān)，Abturnover 的系數(shù)為0.353(t 值為2.88)；同樣的，列(3)在未加入控制變量時，Abturnover 與財務(wù)重述的另一指標(biāo)Resnum 在1%水平下顯著正相關(guān)，t 值為3.19；在列(4)中控制了企業(yè)財務(wù)特征、公司治理特征之后，Abturnover 與Resnum 表現(xiàn)為在1%的水平下顯著正相關(guān)。 說明在控制了其他因素后，內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更增加了企業(yè)財務(wù)重述的發(fā)生概率，驗證了本文假設(shè)。

表4 回歸分析結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.傾向得分匹配檢驗

由于內(nèi)部審計負責(zé)人沒有發(fā)生非正常變更和發(fā)生非正常變更的樣本存在系統(tǒng)性差異，這將會導(dǎo)致樣本自選擇偏差帶來的內(nèi)生性問題，本文采用傾向得分匹配法來緩解內(nèi)生性的影響。首先，將內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更樣本分為處理組和控制組；其次，選擇產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)和主回歸中的所有控制變量作為匹配變量，按照1 ∶3 近鄰匹配進行有放回的匹配；最終得到1 308個樣本。 傾向得分匹配后的平衡性檢驗結(jié)果顯示，實驗組和控制組的均值不存在顯著差異，各變量標(biāo)準(zhǔn)差的平均值均小于5%，且所有t 值均滿足匹配后不顯著，通過了平衡性檢驗。對匹配后的樣本重復(fù)模型(1)的回歸，表5 的結(jié)果顯示在進行傾向得分匹配后，Abturnover 的系數(shù)分別為0.317、0.095，t 值分別為2.25、2.45，Resdum 和Resnum 與Abturnover 均在5%水平下顯著正相關(guān)，表明內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更能夠促進企業(yè)財務(wù)重述的發(fā)生，結(jié)果與主回歸結(jié)果一致，說明主回歸結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

表5 PSM 回歸結(jié)果

2.Heckman 兩階段檢驗

考慮到企業(yè)內(nèi)部審計負責(zé)人的非正常變更可能存在自選擇問題，這可能導(dǎo)致估計的結(jié)果存在偏誤。 本文采用Heckman 兩階段回歸方法來解決這一問題，第一階段，選擇Probit 模型，在現(xiàn)有控制變量的基礎(chǔ)上，加入產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)、經(jīng)營活動現(xiàn)金流比率(Cfo)作為解釋變量，估計企業(yè)內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更的概率，得到逆米爾斯比例IMR；第二步，將估計得到的逆米爾斯比例IMR 作為控制變量納入第二階段的回歸方程，以控制內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更的選擇偏誤，重復(fù)模型(1)的回歸，最終得到如表6 所示的回歸結(jié)果。 通過回歸結(jié)果可以看出，第一階段中，Soe 系數(shù)顯著為負，說明非國有企業(yè)的內(nèi)部審計負責(zé)人更有可能發(fā)生非正常變更。 IMR 在第二階段的回歸結(jié)果是顯著的，說明樣本存在一定的自選擇問題，Heckman 兩階段的使用是有效的。 此時，Abturnover 與Resdum、Resnum 均在1%水平下顯著正相關(guān)，t 值分別為2.86、2.74，均與之前的結(jié)果一致，表明文章結(jié)論的穩(wěn)健性效果較好。

表6 Heckman 兩階段結(jié)果

3.替換回歸模型

財務(wù)重述的發(fā)生大概率會給企業(yè)帶來不良的經(jīng)濟后果，考慮到公司的長遠發(fā)展，絕大多數(shù)企業(yè)會盡量避免財務(wù)重述的發(fā)生，在本文的樣本數(shù)據(jù)中，企業(yè)進行財務(wù)重述的次數(shù)(Resnum)為零的樣本大約占50% ，當(dāng)被解釋變量出現(xiàn)大量零值時，數(shù)據(jù)呈現(xiàn)截斷特征，會導(dǎo)致估計量的不一致。 為了更好地驗證結(jié)論，本文運用Tobit 模型對自變量Abturnover 和因變量Resnum 進行回歸。 表7 的回歸結(jié)果顯示，在未加入控制變量時，Abturnover 的系數(shù)為0.385，且與Resnum在1%水平下顯著，t 值為3.46，加入控制變量后，Abturnover 的系數(shù)為0.335，仍與Resnum 在1%水平下顯著，進一步論證了本文結(jié)論的可靠性。

表7 Tobit 模型下的Abturnover 與Resnum 結(jié)果

(五)考慮內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更后空缺時間對于財務(wù)重述的影響

關(guān)鍵崗位的空缺會增強企業(yè)在運營過程中的不確定性(蔡寧偉等，2016)[18]。 在本文選取的樣本中，部分企業(yè)在內(nèi)部審計負責(zé)人發(fā)生非正常變更后，短期內(nèi)就聘請新的內(nèi)部審計負責(zé)人，部分企業(yè)在空缺1 年左右進行聘請，而有的企業(yè)則長期保持著空缺狀態(tài)，時間長達3-4 年之久。 內(nèi)部審計負責(zé)人作為內(nèi)部審計部門的關(guān)鍵人員，在變更后保持著長期的空缺，致使內(nèi)部審計部門缺少領(lǐng)導(dǎo)和監(jiān)督、審查，降低了內(nèi)部審計部門的客觀獨立性和職能的有效性，由于缺少“主心骨”的存在，損害了內(nèi)部審計計劃的制定、實施等效果，降低了企業(yè)的內(nèi)部審計質(zhì)量，進而可能促進了企業(yè)財務(wù)重述的發(fā)生。

為此，本文探討內(nèi)部審計負責(zé)人發(fā)生非正常變更后的空缺時間對于企業(yè)財務(wù)重述的影響。手工收集整理內(nèi)部審計負責(zé)人發(fā)生非正常變更后至聘任新內(nèi)部審計負責(zé)人之間的間隔時間(gap)，并以gap 的行業(yè)均值來衡量時間間隔的長短，將間隔時間高于行業(yè)均值的情況賦值為1，反之為0，生成變量Highgap。 加入主回歸的所有控制變量，重復(fù)模型(1)的回歸。 通過表8 的回歸結(jié)果可以得到:在加入控制變量前后，Highgap 與Resdum、Resnum 均在1%水平下顯著正相關(guān)。這表明了內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更后的空缺時間越長，越能夠促進企業(yè)財務(wù)重述的發(fā)生。

表8 內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更后的空缺時間長短與財務(wù)重述

(六)考慮內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更對于不同類別財務(wù)重述的影響

目前，上市公司中的財務(wù)重述情況較為復(fù)雜，而內(nèi)部審計負責(zé)人的非正常變更以及變更后職位空缺的時間對于不同類型的財務(wù)重述情況所帶來的影響也不同，當(dāng)內(nèi)部審計負責(zé)人剛發(fā)生非正常變更后，由于缺少內(nèi)部審計負責(zé)人的監(jiān)督、審查，出現(xiàn)工作疏忽的概率加大，尤其是當(dāng)內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更后仍保持長時間的缺位，則可能導(dǎo)致內(nèi)部審計的部門職能不能正常發(fā)揮，對于財務(wù)報表中的關(guān)鍵錯誤也未能發(fā)現(xiàn)，更有可能成為管理層盈余操縱的“幫兇”，致使企業(yè)財務(wù)重述情況的發(fā)生。

本文中參考楊明增和曹惠澤(2017)[19]的做法，將企業(yè)的財務(wù)重述情況分為經(jīng)濟型財務(wù)重述，技術(shù)型財務(wù)重述和負盈余型財務(wù)重述，分別用啞變量ReE、ReT、ReN 表示，若符合相應(yīng)的分類條件則ReE、ReT、ReN 為1，否則為0。 表9 的結(jié)果顯示Abturnover 和ReT 在1%的水平下顯著正相關(guān)，表明內(nèi)部審計負責(zé)人的非正常變更能夠促進技術(shù)型財務(wù)重述情況的發(fā)生，而Highgap 和ReE、ReN 和ReT 分別在1%、5%水平下顯著正相關(guān)，說明當(dāng)內(nèi)部審計負責(zé)人在非正常變更后空缺的時間越長，不僅會促發(fā)技術(shù)型財務(wù)重述，更有可能導(dǎo)致經(jīng)濟型與負盈余型財務(wù)重述的發(fā)生。

表9 內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更與不同類別財務(wù)重述

五、進一步分析

前文的研究結(jié)果表明，內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更能夠促進企業(yè)財務(wù)重述的發(fā)生，但是，在不同的情境之下，企業(yè)內(nèi)部審計負責(zé)人的非正常變更、非正常變更后的空缺時間對于企業(yè)財務(wù)重述的影響是否存在差異，仍需我們進一步的分析和探討。 本文從管理層的持股比例、事務(wù)所是否為國際四大等角度探究內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更與企業(yè)財務(wù)重述的關(guān)系。

(一)管理層持股比例不同的情境下內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更與財務(wù)重述的關(guān)系

管理層是上市公司的實際經(jīng)營者，由于管理者與所有者的利益目標(biāo)并不一致，管理層出于自利行為，可能會在財務(wù)信息上做文章，以獲得更高的聲譽和名望，而管理層持股將管理層變更為股東的身份，實現(xiàn)了公司經(jīng)營者與所有者的利益趨同，能夠激勵管理層提高公司治理的能力，增強其內(nèi)部控制的有效性，財務(wù)報告質(zhì)量更高(逯東等，2014)[20]。 因此，管理層持股比例較高時，內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更對于財務(wù)報告質(zhì)量的影響較小。 而在管理層持股比例較低的情況下，管理者與所有者的利益目標(biāo)并不一致，管理者在內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更時有機可乘，操縱財務(wù)報告的概率加大，從而導(dǎo)致財務(wù)重述概率加大。 因此，管理層持股比例較低的情況下，內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更對企業(yè)財務(wù)重述的促發(fā)作用更強。

將管理層的持股比例按其中位數(shù)將企業(yè)劃分為高管理層持股比例企業(yè)組和低管理層持股比例企業(yè)組。 在管理層持股比例不同的情形下，內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更，以及空缺時間與企業(yè)財務(wù)重述進行回歸。 結(jié)果顯示，相較于管理層持股比例較高的一組，在管理層持股比例較低時，本文的變量Resdum 和Resnum、Abturnover 和Highgap 均在1%水平下表現(xiàn)出顯著正相關(guān)關(guān)系，結(jié)果表明內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更及非正常變更后的空缺時間對于企業(yè)財務(wù)重述的促進作用在管理層持股比例較低時表現(xiàn)更強。

(二)事務(wù)所規(guī)模不同的情境下內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更與財務(wù)重述的關(guān)系

企業(yè)聘用國際四大會計師事務(wù)所進行審計，能在一定程度上提高企業(yè)的財務(wù)報告質(zhì)量。相較于非四大的會計師事務(wù)所，國際四大會計師事務(wù)所的規(guī)模較大，擁有良好的品牌效應(yīng)，出于聲譽機制，其更注重維護其品牌形象，從而注重提高其審計質(zhì)量，除此之外，國際四大會計師事務(wù)所擁有專業(yè)的審計系統(tǒng)、成熟的審計技術(shù)和較高行業(yè)專長的審計人員(辛清泉等，2014)[21]，使得被審計單位的財務(wù)報告質(zhì)量得以保障。 當(dāng)企業(yè)聘用非國際四大的事務(wù)所進行審計時，企業(yè)的外部審計質(zhì)量降低，外部監(jiān)督弱化使內(nèi)部監(jiān)督機制的壓力更大，內(nèi)部審計負責(zé)人發(fā)生非正常變更時，對于企業(yè)財務(wù)報告質(zhì)量的影響也隨之增加。

本文根據(jù)事務(wù)所的規(guī)模，將事務(wù)所分為國際四大組和非國際四大組。 在事務(wù)所規(guī)模不同的情形下，企業(yè)內(nèi)部審計負責(zé)人發(fā)生非正常變更，以及變更后空缺時間與財務(wù)重述進行回歸。結(jié)果顯示:在事務(wù)所規(guī)模為非國際四大組時，Resdum 和Resnum、Abturnover 和Highgap 均呈現(xiàn)出1%水平下的顯著正相關(guān)關(guān)系，表明了在企業(yè)未聘請國際四大進行審計時，企業(yè)內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更以及非正常變更后的空缺時間更能導(dǎo)致企業(yè)財務(wù)重述的發(fā)生。

六、結(jié)論

本文實證分析發(fā)現(xiàn)，在解決了內(nèi)生性問題，樣本自選擇問題以及更換實證模型后，企業(yè)內(nèi)部審計負責(zé)人的非正常變更與企業(yè)財務(wù)重述仍然呈現(xiàn)出顯著正相關(guān)關(guān)系，表明內(nèi)部審計負責(zé)人的非正常變更促進了企業(yè)財務(wù)重述的發(fā)生。 在考慮了內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更后所造成的內(nèi)審負責(zé)人空缺時間長短帶來的影響后發(fā)現(xiàn)，當(dāng)內(nèi)部審計負責(zé)人空缺的時間高于行業(yè)均值，更可能促進企業(yè)財務(wù)重述的發(fā)生。 在此基礎(chǔ)上，通過區(qū)分不同類型的財務(wù)重述發(fā)現(xiàn)，當(dāng)內(nèi)部審計負責(zé)人發(fā)生非正常變更時，更可能促進技術(shù)型財務(wù)重述發(fā)生，而內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更后職位空缺的時間高于行業(yè)均值，則更可能促進經(jīng)濟型和負盈余型財務(wù)重述的發(fā)生。 通過進一步的區(qū)分不同情境發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更對企業(yè)財務(wù)重述的促進作用在企業(yè)管理層持股比例較低、聘用非四大會計師事務(wù)所的情況下表現(xiàn)得更為顯著。

本文從內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更這一微觀視角展開分析豐富了企業(yè)財務(wù)報表重述影響因素領(lǐng)域的相關(guān)研究，拓展了學(xué)術(shù)界對于內(nèi)部審計負責(zé)人相關(guān)研究的領(lǐng)域，對于提高學(xué)術(shù)界對內(nèi)部審計負責(zé)人的關(guān)注度、對于企業(yè)界建立內(nèi)部審計負責(zé)人聘用的長效機制、在內(nèi)部審計負責(zé)人非正常變更之后，要及時補充新任人員，具有一定的經(jīng)驗借鑒意義。