尹美群，李曉寧，隋馨儀

(1.中國政法大學(xué) 商學(xué)院，北京 100088；2.北京第二外國語學(xué)院 商學(xué)院，北京 100024；3.浦發(fā)銀行 北京分行，北京 100000)

一、引言

2019年康美藥業(yè)財務(wù)造假引起市場震驚，企業(yè)的財務(wù)狀況與審計及公司治理密不可分。Jensen等認為，因為委托人和代理人之間信息不對稱，經(jīng)理人可能做出損害股東利益的決策[1]。而現(xiàn)代公司的相關(guān)理論和實踐表明，合理的組織結(jié)構(gòu)設(shè)計能夠?qū)芾韺拥男袨槠鸬奖O(jiān)督作用，并降低代理成本。審計委員會無論是對外部審計師的選擇，還是對財務(wù)報告編制的監(jiān)督以及對公司內(nèi)部控制體系的完善，都發(fā)揮著重要作用[2]。我國上市公司獨立董事在獨立性受損情況下，審計委員會主任委員對于整體審計委員會治理效率的作用更為關(guān)鍵。機構(gòu)投資者一方面通過積極行為(提案、表決、訴訟)對公司內(nèi)部治理進行監(jiān)督和改進[3]；另一方面通過外部治理行為(市場接管或并購、影響股價)保護中小股東利益，與控股股東實現(xiàn)制衡。由證券監(jiān)管者主導(dǎo)建立的投資者保護機構(gòu)作為積極股東出現(xiàn)，并獲得一系列法定授權(quán)，是近年來我國上市公司治理版圖中不可忽視的新現(xiàn)象[4]。審計委員會承擔著監(jiān)督財務(wù)報告質(zhì)量、加強內(nèi)部控制和風(fēng)險管理方面的職責(zé)?，F(xiàn)有研究大多關(guān)注審計委員會主任背景特征與公司內(nèi)部控制以及企業(yè)治理之間的關(guān)系[5]。本文將把機構(gòu)投資者股東積極主義、審計委員會主任背景特征和審計委員會治理效率置于同一個框架之下進行分析，研究公司內(nèi)部審計委員會以及外部機構(gòu)投資者對于審計委員會治理效率的影響，這對利用聲譽機制以及外部治理機制發(fā)揮審計委員會治理手段有一定的理論與實踐價值。

二、文獻綜述

(一)機構(gòu)投資者股東積極主義

機構(gòu)投資者可以通過威脅提交股東議案或者通過勸說公司管理層甚至向他們施加壓力的方式，實現(xiàn)公司經(jīng)營管理和戰(zhàn)略層面的改進。機構(gòu)投資者這種通過長期規(guī)劃來改善公司業(yè)績劣勢的方式，就是機構(gòu)投資者的股東積極主義。機構(gòu)投資者能夠充分利用其信息優(yōu)勢與治理經(jīng)驗參與決策。Hartzell等研究發(fā)現(xiàn)機構(gòu)持股會降低公司管理層薪酬，提高公司管理層績效敏感性[6]。Brickley等研究發(fā)現(xiàn)，當公司推出有損股東財富的反收購議案時，機構(gòu)投資者持股比例與公司中反對反收購議案的投票率呈正相關(guān)關(guān)系[7]。Agrawal等研究發(fā)現(xiàn)累計超額收益率與機構(gòu)投資者持股比例顯著正相關(guān)[8]。學(xué)者們也研究了機構(gòu)投資者異質(zhì)性對于公司控制權(quán)市場的影響。Murphy等發(fā)現(xiàn)銀行和保險公司的投資者更傾向于支持管理層發(fā)起的反收購提案[9]。Zeckhauser等認為機構(gòu)投資者會促使管理者實行高股利政策，減少公司自由現(xiàn)金流，從而使公司接受資本市場監(jiān)管[10]。也有研究分析了機構(gòu)投資者與公司的盈余管理行為之間的關(guān)系。Beasley發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者與盈余管理之間沒有顯著的相關(guān)關(guān)系[11]。Brickley等發(fā)現(xiàn)如果短期持有公司股票的機構(gòu)投資者比較多，管理者為了避免股票被拋售會進行盈余管理[7]。Koh研究發(fā)現(xiàn)，當機構(gòu)投資者持股比例較低時，持股比例與公司盈余管理正相關(guān)；當機構(gòu)投資者持股比例較高時，持股比例與公司盈余管理負相關(guān)[12]。

(二)審計委員會主任背景特征

審計委員會最核心與關(guān)鍵的成員便是具有獨立性與專業(yè)性的審計委員會主任[13]。審計委員會主任在審計委員會中發(fā)揮關(guān)鍵作用，主任的角色與其他審計委員會成員的角色不同[14]。現(xiàn)有研究大部分將審計委員會主任的知識及經(jīng)驗作為其背景特征的主要度量指標[15]。聲譽激勵在公司治理中能夠有效解決在所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離的情況下公司激勵機制可能出現(xiàn)的問題[16]。獨立董事有建立并鞏固自身聲譽的動機，如果獨立董事具有多重身份，他們的聲譽水平與自身獨立性正相關(guān)[17]。Chan等以獨立董事兼職的公司數(shù)目作為獨立董事的聲譽指標，檢驗了獨立董事聲譽水平對公司信息透明度的提高作用以及對公司信息不對稱程度的抑制作用[18]。聲譽是對審計委員會成員的強烈激勵，會影響其在財務(wù)報告過程中的監(jiān)督效果[19]。本地股東相比于異地股東，更容易抑制公司應(yīng)計盈余管理行為[20]。地理距離會影響股東對于公司管理層的監(jiān)督效果，地理位置越遠，股東挖掘私人利益的可能性越大[21]。

(三)審計委員會治理效率

國外文獻研究證明，審計委員會能夠?qū)ν獠繉徲嬏峁┯行еС?。審計委員會促進公司聘用大規(guī)模的會計師事務(wù)所，以此獲得更高質(zhì)量的監(jiān)督[22]。獨立且積極的審計委員會傾向于聘用更專業(yè)的審計師[23]。獨立且有能力的審計委員與公司的審計收費顯著正相關(guān)[24]。如果獨立董事的比例超過審計委員會成員總數(shù)的51%，公司的操縱性應(yīng)計額會顯著降低[25]。審計委員會在監(jiān)督公司管理層、聘用外部審計師、確保財務(wù)報告真實性、抑制管理層職權(quán)、保護公司中小股東利益方面發(fā)揮日益重要的作用。楊忠蓮等對發(fā)生財務(wù)舞弊的公司進行研究，發(fā)現(xiàn)如果公司存在財務(wù)舞弊行為，該公司設(shè)立審計委員會的概率會顯著降低[26]。也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)審計委員會在維護上市公司財務(wù)安全性方面并沒有發(fā)揮顯著的作用[27]。

綜上所述，大部分研究認為機構(gòu)投資者積極主義能夠?qū)芾韺影l(fā)揮有效的監(jiān)督作用，抑制管理層運用自身權(quán)力謀取私利，從而維護投資者利益，促進公司優(yōu)化治理。研究審計委員會，既要分析審計委員會與管理當局等在分別發(fā)生作用的監(jiān)督過程中產(chǎn)生怎樣的治理行為,又要基于審計委員會賴以運作的治理環(huán)境和制度背景進行剖析。因此研究審計委員會主任委員背景特征、機構(gòu)投資者股東積極主義對于審計委員會治理效率的影響作用，將為審計委員會治理效率的研究提供新的角度和思路。

三、理論分析與研究假設(shè)

(一)審計委員會主任委員聲譽與審計委員會治理效率

公司外部董事有維護自身專家身份的動機。如果獨立董事在業(yè)績不佳的公司任職，會被認為沒有能力或者沒有努力地履行自身的職責(zé)，他們被其他公司聘任的可能性會因此降低[28]。本研究認為審計委員會的主任委員兼任的公司數(shù)目，能夠代表他們在業(yè)界的聲望。而且，良好聲譽的形成并不是一蹴而就的，而是需要很長時間積淀。更進一步來說，如果審計委員會主任委員任職的公司出現(xiàn)財務(wù)舞弊現(xiàn)象，他們就不可避免地會受到牽連，監(jiān)管部門的處罰以及個人聲譽的跌落會接踵而至。綜上所述，審計委員會主任委員的聲譽對于其履行個人職責(zé)具有很高的激勵以及約束作用。審計委員會主任兼任的公司數(shù)目越多，他們的聲譽資本也就越值得維護，因此他們會更加勤勉地工作，所在的審計委員會會擁有更高的治理效率。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H1：審計委員會主任委員的聲譽水平能夠提高審計委員會治理效率。

(二)審計委員會主任委員本地化與審計委員會治理效率

審計委員會主任委員也面臨信息不對稱問題。審計委員會主任委員的工作地點如果和公司高管層的辦公地點不一致，會加重信息不對稱。當審計委員會中的獨董本地化，公司未來出現(xiàn)股價崩盤的風(fēng)險會降低[29]。獨董與公司之間的距離越遠，公司財務(wù)報告質(zhì)量越低[30]。相較于外地主任委員，本地審計委員會主任委員的信息獲取成本更低、速度更快。具體來說，本地化情況下，獨立董事參加現(xiàn)場董事會更加便利，也可以更頻繁地與公司執(zhí)行層面對面交流。本地獨董更可能采用實地調(diào)查研究的方式來獲取更多信息，獲取信息的質(zhì)量也更高。外地獨董可能因為交通和時間條件，難以出席現(xiàn)場董事會，獨董與公司之間的距離影響了信息的獲得效率，加劇了信息不對稱程度[20-21]。基于以上分析，審計委員會主任委員的本地化會通過降低與公司管理層的信息不對稱程度，提高審計委員會的治理效率，因此，本文提出以下假設(shè)：

H2：審計委員會主任委員的本地化能夠提高公司審計委員會的治理效率。

(三)機構(gòu)投資者持股比例對于審計委員會主任背景特征與治理效率的影響

當機構(gòu)投資者對于董事會決策或者公司業(yè)績存在不滿時，他們可以出售公司股票，也可以繼續(xù)持有股票并保持沉默，或繼續(xù)持有股票并表達異議。相關(guān)文獻表明，繼續(xù)持有公司股票的收益高于出售股票的情況[31]。近年來，越來越多的機構(gòu)投資者放棄保持沉默或者出售股票等行為，采用提交議案并繼續(xù)持有股票的積極行為，承擔外部治理者角色。機構(gòu)投資者持有股票對中小股東和大股東利益沖突能起到緩解作用并增強董事會的獨立性，機構(gòu)投資者持股比例越高，公司盈余質(zhì)量越高。機構(gòu)投資者有充足的專業(yè)人員，有獲取并分析信息以及運用專業(yè)知識的能力。隨著機構(gòu)持股比例的上升,機構(gòu)的巨量持股導(dǎo)致其在大量賣出股票時流動性大幅降低,這將使機構(gòu)被迫承擔大量的交易損失。在這種情況下,機構(gòu)有動力轉(zhuǎn)而運用其不斷增長的提案權(quán)、投票權(quán)等手段影響或改變公司的管理,而不是簡單地賣出股票。此外,機構(gòu)投資者擁有豐富的資產(chǎn)與強大的投資能力,對管理層或控股股東的行為不滿時,可以采取代理投票權(quán)、同管理層直接協(xié)商、將公司置于公眾關(guān)注之下等方式來表達異議。機構(gòu)投資者的作用更直接地體現(xiàn)為通過知情人交易向市場傳遞信息,引發(fā)市場的關(guān)注,并且誘發(fā)“羊群效應(yīng)”,影響公司股價,這將給公司管理層的機會主義行為帶來強大的“威懾”作用[32]。機構(gòu)投資者持股比例越高，其發(fā)揮股東積極主義的動機越強，越有利于機構(gòu)投資者促進審計委員會發(fā)揮作用，履行監(jiān)督財務(wù)報告質(zhì)量的職責(zé)，降低公司與投資者之間信息不對稱程度。因此，本文提出以下假設(shè)：

H3：在機構(gòu)投資者持股比例較高的公司中，審計委員會主任委員的聲譽水平以及是否本地化特征能夠更加有效地提高審計委員會的治理效率。

(四)機構(gòu)投資者異質(zhì)性的調(diào)節(jié)作用

在不同的投資契約、投資環(huán)境下，不同機構(gòu)投資者在投資目的和投資行為等方面是有差異的。壓力敏感型機構(gòu)投資者更傾向于支持管理層在反收購修正案的決定[33]。獨立型機構(gòu)投資者持股比例高的公司，經(jīng)營業(yè)績更為突出，資本支出也更低[34]。獨立型機構(gòu)投資者相比于非獨立型機構(gòu)投資者，對于管理層有更好的監(jiān)督作用[35]。穩(wěn)定型獨立機構(gòu)投資者相比于交易型獨立機構(gòu)投資者，有更好的治理作用[36]。不同類型的機構(gòu)投資者對于公司費用黏性的抑制作用不同，壓力抵制型機構(gòu)投資者以及其他機構(gòu)投資者對公司費用黏性可以發(fā)揮顯著抑制作用，而壓力敏感型機構(gòu)投資者卻不能發(fā)揮這樣的作用[37]。按照機構(gòu)投資者持股的穩(wěn)定性將其劃分為穩(wěn)定型機構(gòu)投資者和交易型機構(gòu)投資者，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者能夠更加有效地降低公司的代理沖突，促進企業(yè)績效的提升，還可以緩解會計穩(wěn)健性和投資不足的正相關(guān)。穩(wěn)定型機構(gòu)投資者通過長期持有公司股票的方式對公司進行價值投資，獲利渠道是公司分紅以及持有股票的增值。而交易型機構(gòu)投資者持有公司股票期限較短，獲利源于股票市價在短期內(nèi)的升高。因此，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者會更加關(guān)注公司治理層面出現(xiàn)的問題，而且，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者在公司的影響力更高，管理層和大股東傾向于聽取機構(gòu)投資者對公司治理方面的建議，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者對公司管理層也能夠起到更好的監(jiān)督作用。而交易型機構(gòu)投資者往往傾向于和管理層合謀，因為提高公司治理水平需要較長時間，對于他們來說，難以達到自身短期獲得收益的目的。因此，如果公司擁有穩(wěn)定型機構(gòu)投資者，憑借穩(wěn)定型機構(gòu)投資者對于公司治理層面的積極監(jiān)督以及改善，審計委員會發(fā)揮治理效率的成果會更加顯著?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H4：相比于交易型機構(gòu)投資者,穩(wěn)定型機構(gòu)者能夠正向調(diào)節(jié)審計委員會主任背景特征與審計委員會治理效率之間的正相關(guān)關(guān)系。

四、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

審計委員會主任背景特征數(shù)據(jù)根據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫中披露的審計委員會成員特征情況以及公司的高管特征數(shù)據(jù)庫中的資料進行匹配取得，其中審計委員會主任委員的本地化數(shù)據(jù)通過高管簡歷并配合搜索引擎進行整理。機構(gòu)投資者持股比例來源于銳思數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫?？刂谱兞咳縼碓从趪┌矓?shù)據(jù)庫。選擇的樣本是2014年至2018年A股上市非ST公司，并剔除金融保險類公司以及審計委員會主任委員數(shù)據(jù)缺失的公司年度變量。對所有連續(xù)型變量進行上下1%水平的縮尾處理。

(二)變量設(shè)計

1.因變量(應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理)

(1)應(yīng)計盈余管理

采用Dechow等的研究方法[38]，利用修正的Jones模型，計算總應(yīng)計利潤：

TAt=NIt-CFOt

(1)

其中TA是公司第t年的總應(yīng)計利潤，由公司第t年凈利潤NIt減去公司第t年的經(jīng)營現(xiàn)金流量CFOt計算而得，第二步計算非操控性應(yīng)計利潤，首先按照模型(2)得到回歸結(jié)果，然后將系數(shù)代入模型(3)

TAt/At-1=β0+β1(1/At-1)+β2[(ΔSALEt-ΔRECt)/At-1]+β3(PPEt/At-1)+ε

(2)

NDAt=β0+β1(1/At-1)+β2[(ΔSALEt-ΔRECt)/At-1]+β3(PPEt/At-1)+ε

(3)

其中ΔSALEt是第t年營業(yè)收入的變化值，ΔRECt是第t年應(yīng)收賬款的變化值，PPEt是第t年固定資產(chǎn)凈額的增加值，NDAt是第t年的非操縱性應(yīng)計利潤，At-1代表第t-1年的期末總資產(chǎn)。

最后計算操控性應(yīng)計利潤：

DAt=TAt/At-1-NDAt

(4)

(2)真實盈余管理

借鑒Roychowdhury的做法[39]，構(gòu)建回歸模型(5)、模型(6)、模型(7)。

CFOt/At-1=α0+α1(1/At-1)+α2(St/At-1)+α3(ΔSt/At-1)+ε

(5)

PRODt/At-1=α0+α1(1/At-1)+α2(St/At-1)+α3(ΔSt/At-1)+ε

(6)

DISEXPt/At-1=α0+α1(1/At-1)+α2(St/At-1)+α3(ΔSt/At-1)+ε

(7)

其中CFOt代表公司第t年的凈經(jīng)營現(xiàn)金流，PRODt是公司第t年的生產(chǎn)成本，DISEXPt是公司第t年的酌量性費用，酌量性費用包括銷售費用和管理費用，St代表公司第t年的銷售收入，St-1代表公司第t-1年的銷售收入，St代表第t年營業(yè)收入變化值，ΔSt-1代表第t-1年銷售收入變化值。

2.自變量(審計委員會主任背景特征)

審計委員會主任委員聲譽借鑒向銳等的研究方法以審計委員會主任委員擔任獨立董事的公司數(shù)量來衡量[5]；審計委員會主任委員的本地化，以審計委員會主任委員的工作地與公司注冊地是否一致來衡量，如果一致取值為1，如果不一致則取值為0。

3.控制變量

為了控制其他因素對公司盈余管理水平的影響，引入兼任、審計委員會主任委員性別、審計委員會中財務(wù)專家比例、董事會中獨立董事比例、總資產(chǎn)回報率、資產(chǎn)負債率、公司規(guī)模、審計師選擇作為控制變量,并引入年度以及行業(yè)虛擬變量。

4.分組變量

借鑒已有研究以公司樣本中的機構(gòu)投資者持股比例作為機構(gòu)投資者股東積極主義的代理變量[40]，其中機構(gòu)投資者持股比例是公司各類機構(gòu)投資者持股比例的總和與公司總股本的比例。

5.調(diào)節(jié)變量

借鑒李爭光等的做法[41]，采用行業(yè)維度和時間維度對機構(gòu)投資者的異質(zhì)性進行研究，計算公式為：

(8)

在式(8)中，INVHi,t代表的是公司i在第t年機構(gòu)投資者的持股比例，STD(INVHi,t-3,INVHi,t-2,INVHi,t-1)表示公司i在t-1年、t-2年、t-3年機構(gòu)投資者持股比例的標準差，SDi,t表示為兩者比值。MEDIANt, j(SDt,j)代表行業(yè)j在t年的中位數(shù)。如果SDi,t大于或者等于MEDIANt, j(SDt, j)，代表公司i在年度t的機構(gòu)投資者是穩(wěn)定型機構(gòu)投資者，反之則為交易型機構(gòu)投資者。

具體變量定義見表1。

表1 變量定義

(三)計量模型

為了檢驗H1，即審計委員會聲譽與審計委員會治理效率之間的關(guān)系，構(gòu)建模型如下：

DAi,t=β0+β1Repi,t+β2Duali,t+β3Genderi,t+β4Experti,t+β5Bigfouri,t+β6Sizei,t+β7Roai,t+β8Levi,t+∑Ind+∑Year+ε

(9)

REMi,t=β0+β1Repi,t+β2Duali,t+β3Genderi,t+β4Experti,t+β5Bigfouri,t+β6Sizei,t+β7Roai,t+β8Levi,t+∑Ind+∑Year+ε

(10)

為了檢驗H2，即審計委員會主任委員本地化與審計委員會治理效率之間的關(guān)系，構(gòu)建模型如下：

DAi,t=β0+β1Locali,t+β2Duali,t+β3Genderi,t+β4Experti,t+β5Bigfouri,t+β6Sizei,t+β7Roai,t+β8Levi,t+∑Ind+∑Year+ε

(11)

REMi,t=β0+β1Locali,t+β2Duali,t+β3Genderi,t+β4Experti,t+β5Bigfouri,t+β6Sizei,t+β7Roai,t+β8Levi,t+∑Ind+∑Year+ε

(12)

為了檢驗H3，按照全部樣本中機構(gòu)投資者持有流通股比例的平均值將全樣本分為兩組，一組為機構(gòu)投資者持股比例低于平均值組，一組為機構(gòu)投資者持股比例高于平均值組。對基本回歸模型(9)到模型(12)進行分組回歸。

為了驗證機構(gòu)投資者異質(zhì)性對審計委員會主任特征與應(yīng)計盈余管理的調(diào)節(jié)效應(yīng),構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸模型(13)和模型(14)。

DAi,t=β0+β1Repi,t+β2Stablei,t+β3Repi,t×Stablei,t+β4Duali,t+β5Genderi,t+β6Experti,t+β7Bigfouri,t+β8Sizei,t+β9Roai,t+β10Levi,t+∑Ind+∑Year+ε

(13)

DAi,t=β0+β1Locali,t+β2Stablei,t+β3Locali,t×Stablei,t+β4Duali,t+β5Genderi,t+β6Experti,t+β7Bigfouri,t+β8Sizei,t+β9Roai,t+β10Levi,t+∑Ind+∑Year+ε

(14)

為了驗證機構(gòu)投資者異質(zhì)性對審計委員會主任特征與真實盈余管理的調(diào)節(jié)效應(yīng),構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸模型(15)和模型(16)。

REMi,t=β0+β1Repi,t+β2Stablei,t+β3Repi,t×Stablei,t+β4Duali,t+β5Genderi,t+β6Experti,t+β7Bigfouri,t+β8Sizei,t+β9Roai,t+β10Levi,t+∑Ind+∑Year+ε

(15)

REMi,t=β0+β1Locali,t+β2Stablei,t+β3Locali,t×Stablei,t+β4Duali,t+β5Genderi,t+β6Experti,t+β7Bigfouri,t+β8Sizei,t+β9Roai,t+β10Levi,t+∑Ind+∑Year+ε

(16)

五、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

全樣本主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。從表中可以看出，操縱性應(yīng)計利潤的平均值為0.057，最小值和最大值分別為0.001和0.351，從標準差來看，樣本的操縱性應(yīng)計利潤的差異性較低。真實性盈余管理的方差為0.169，最小值與最大值分別為0.002和0.894，表明公司樣本的真實盈余管理水平之間存在較大差異。審計委員會主任委員平均在兩家公司擔任獨立董事，聲譽最高的獨立董事兼任的公司數(shù)量為7家，四分之三的獨立董事兼任的公司數(shù)量在三家及以下。從本地化水平來看，一半左右的審計委員會主任委員與公司高管層辦公地點一致。70%以上的審計委員會主任委員由男性擔任，26%的樣本存在董事長與總經(jīng)理兼任的情況。選擇“四大”會計師事務(wù)所進行審計的公司樣本約為五分之一?？傎Y產(chǎn)回報率以及資產(chǎn)負債率指標的方差較小，而公司在規(guī)模上的差異比較大。

表2 全樣本描述性統(tǒng)計

(二)回歸檢驗與結(jié)果分析

1.審計委員會主任委員聲譽與公司盈余管理之間的關(guān)系

表3列示了審計委員會主任委員聲譽與公司應(yīng)計盈余管理水平和真實盈余管理水平之間的關(guān)系。從表中可以看出，在因變量是操縱性應(yīng)計利潤DA的情況下，Rep的系數(shù)為-0.0012，且在5%的顯著性水平上顯著，表明公司審計委員會主任委員的聲譽越高，公司的操縱性應(yīng)計利潤水平越低；在因變量是真實性盈余管理指標REM的情況下，Rep的系數(shù)為-0.0028，表明審計委員會主任委員的聲譽越高，公司的真實性盈余管理水平越低；在因變量是費用操縱和銷售操縱的情況下，Rep的系數(shù)分別在5%和10%的水平上顯著，表明審計委員會聲譽能夠抑制費用型操縱和銷售型操縱。通過以上分析，可以得出審計委員會主任委員聲譽能夠提高審計委員會的治理效率。在控制變量方面，董事長和總經(jīng)理是否為同一人、審計師質(zhì)量、公司規(guī)模、總資產(chǎn)報酬率、資產(chǎn)負債率的系數(shù)均顯著，表明這些因素和公司的盈余管理水平顯著相關(guān)。在董事會獨立性強、由“四大”會計師事務(wù)所進行審計、規(guī)模大、營利性好、杠桿率低的公司中，盈余管理水平比較低，控制變量的符號與預(yù)期相符。

表3 審計委員會主任委員聲譽與盈余管理之間的關(guān)系

2.審計委員會主任委員本地化與公司盈余管理之間的關(guān)系

表4列示了審計委員會主任委員本地化與公司應(yīng)計盈余管理水平和真實盈余管理水平之間的關(guān)系。從表中可以看出，在因變量是操縱性應(yīng)計利潤DA的情況下，Local的系數(shù)為-0.0043，且在1%的顯著性水平上顯著，表明公司審計委員會主任委員本地化程度越高，公司的操縱性應(yīng)計利潤水平越低。在因變量是真實性盈余管理指標REM的模型中，Local的系數(shù)為-0.0033，但是并沒有通過顯著性檢驗，表明審計委員會主任委員本地化與公司的真實性盈余管理水平負相關(guān)，并且，在因變量是費用操縱的情況下，Local的系數(shù)為0.0038，在5%的顯著性水平上顯著，表明審計委員會主任委員的本地化能夠抑制費用型操縱。通過以上分析可以得出，審計委員會主任委員本地化能夠提高審計委員會的治理效率。在控制變量方面，董事長和總經(jīng)理是否為同一人、審計師質(zhì)量、公司規(guī)模、總資產(chǎn)報酬率、資產(chǎn)負債率的系數(shù)均顯著，表明這些因素和公司的盈余管理水平顯著相關(guān)。從控制變量可以看出，董事長和總經(jīng)理是同一人的情況下，公司盈余管理水平較高；董事會中獨立董事所占比例越高，公司盈余管理水平越低；大規(guī)模以及資產(chǎn)負債率較低的公司中，盈余管理水平相對較低。

表4 審計委員會主任委員本地化與盈余管理之間的關(guān)系

3.機構(gòu)投資者持股比例的影響

表5中機構(gòu)投資者持股比例高于平均值組，審計委員會主任聲譽水平與操縱性應(yīng)計利潤的系數(shù)為-0.0016，且在5%的顯著性水平上顯著，審計委員會主任本地化與操縱性應(yīng)計利潤的系數(shù)為-0.0041，且在5%的水平上顯著。而機構(gòu)投資者持股比例低于平均值組，審計委員會主任聲譽水平與操縱性應(yīng)計利潤的系數(shù)為-0.0008，并且沒有通過顯著性水平檢驗，審計委員會主任本地化與操縱性應(yīng)計利潤的系數(shù)為-0.0038?；貧w結(jié)果表明機構(gòu)投資者持股比例會對審計委員會主任聲譽水平以及本地化發(fā)揮治理效用造成影響。在機構(gòu)投資者持股比例越高的公司樣本中，聲譽好、與管理層信息不對稱程度低的審計委員會主任會更好地承擔公司內(nèi)部治理的職責(zé)。

表5 機構(gòu)投資者持股比例對主任特征與應(yīng)計盈余管理水平關(guān)系的影響

表6中機構(gòu)投資者持股比例高于平均值組，審計委員會主任聲譽水平與真實性盈余管理水平的系數(shù)為-0.0065，且在1%的顯著性水平上顯著。審計委員會主任委員本地化與真實性盈余管理水平的系數(shù)為-0.0085，且在10%的顯著性水平上顯著，表明當機構(gòu)投資者持股比例越高，聲譽好、本地化的審計委員會主任委員越能夠更好地承擔職責(zé)。機構(gòu)投資者持股比例低于平均值組，審計委員會主任聲譽水平與真實性盈余管理水平的系數(shù)為0.0012，審計委員會主任本地化與真實性盈余管理水平的系數(shù)為0.0026，表明機構(gòu)投資者持股比例較低的公司，即使審計委員會主任委員聲譽好并能獲得真實內(nèi)部信息，也難以發(fā)揮自身的職責(zé)，難以提高審計委員會的治理效率。根據(jù)以上分析，H3得以驗證，在機構(gòu)投資者持股比例較高的情況下，機構(gòu)投資者在公司中的地位更高，更傾向于采取積極方式，對公司治理提出意見和建議，從而更有效地監(jiān)督公司內(nèi)部治理。

表6 機構(gòu)投資者持股比例對主任特征與真實盈余管理水平關(guān)系的影響

4.機構(gòu)投資者異質(zhì)性的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

為了探討機構(gòu)投資者異質(zhì)性對于審計委員會主任委員發(fā)揮效用的調(diào)節(jié)作用，在基本回歸模型中引入Stable作為調(diào)節(jié)變量，回歸結(jié)果如表7所示。從表中可以看出，在因變量是操縱性應(yīng)計利潤的情況下，Rep×Stable、Local×Stable的系數(shù)分別為-0.0010與-0.0034，在因變量是真實性盈余管理綜合指標的情況下，Rep×Stable的系數(shù)為-0.0049，并且通過了10%水平的顯著性檢驗。因此，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者有利于促進聲譽水平高的審計委員會主任委員承擔職責(zé)，發(fā)現(xiàn)并抑制公司的真實盈余管理行為，證實了穩(wěn)定型機構(gòu)投資者對于公司內(nèi)部治理的激勵作用。

表7 機構(gòu)投資者異質(zhì)性的調(diào)節(jié)作用檢驗

5.穩(wěn)健性檢驗

(1)Kothari等的研究表明[42]，在修正的Jones模型中考慮ROA的影響能夠更加準確地估計可操縱性應(yīng)計利潤，因此，依據(jù)業(yè)績配比修正的Jones重新計量樣本的應(yīng)計盈余管理水平并進行模型回歸，回歸結(jié)果與研究假設(shè)一致。

(2)為了修正不可觀測的變量來檢驗樣本的選擇偏誤，采用Heckman兩階段檢驗方法。在第一階段中構(gòu)建審計委員會主任委員聲譽背景的Probit模型，以Rep的虛擬變量為被解釋變量，Gender、Expert、Dual、Percentage、Bigfour、Size、Roa、Leverage為解釋變量，進行Probit回歸，并計算逆米爾斯指數(shù)(lambda)。將逆米爾斯指數(shù)代入第二階段回歸，結(jié)果顯示，lambda的系數(shù)為-0.86且不顯著，表示不存在自選擇問題。在控制了lambda之后，Rep在5%水平上顯著，系數(shù)為-0.004，仍然支持原假設(shè)。同樣，對審計委員會主任委員本地化背景進行Heckman兩階段檢驗，結(jié)果仍與上文一致。

(3)為避免回歸模型中變量多重共線性的影響，我們對回歸的每個模型進行了多重共線性檢驗，結(jié)果顯示，各個模型中，方差膨脹因子均介于3.18—3.70之間，說明模型設(shè)定不存在嚴重的多重共線性問題。

(4)由于機構(gòu)投資者股東積極主義可能存在自選擇問題，對此，采用傾向得分匹配法來加以解決。將機構(gòu)投資者持股數(shù)量根據(jù)樣本均值分為高低兩組，高于均值的取1，低于均值的取0。采用主任委員聲譽、主任委員本地化、兼任、主任委員性別、專業(yè)性、審計質(zhì)量、董事會獨立性、資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)收益率、財務(wù)杠桿作為變量，建立Logistic模型，進而根據(jù)傾向得分對處理組和對照組進行最近距離法1∶1匹配，重新進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)在用應(yīng)計盈余管理衡量審計委員會治理效率時，審計委員會主任委員特征仍與預(yù)期結(jié)果一致，說明結(jié)論是比較穩(wěn)健的。

六、結(jié)論性評述

本文采用2014—2018年上海證券交易所和深圳證券交易所上市的公司作為研究樣本，對審計委員會主任委員背景特征與審計委員會治理效率之間的關(guān)系進行了檢驗，并以審計委員會主任委員的聲譽以及是否本地化兩個特征變量，考察機構(gòu)投資者持股比例的高低對于審計委員會主任委員發(fā)揮效用的影響。研究發(fā)現(xiàn)：機構(gòu)投資者的持股比例越高，越有利于聲譽好以及本地化的主任委員承擔自身的職責(zé)；同時，聲譽較好的主任委員能力較強，為了維持聲譽會有效監(jiān)督審計委員會的運行，防范風(fēng)險；審計委員會主任日常辦公地與管理層辦公地一致能使其更多地參與信息溝通，使得審計委員會有效地發(fā)揮監(jiān)督職能，提升審計委員會治理效率；將機構(gòu)投資者劃分為穩(wěn)定型機構(gòu)投資者和交易型機構(gòu)投資者并驗證了機構(gòu)投資者異質(zhì)性對于審計委員會特征與治理效率關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，穩(wěn)定型機構(gòu)投資者能夠正向調(diào)節(jié)審計委員會主任委員特征與審計委員會治理效率之間的關(guān)系，證實機構(gòu)投資者在發(fā)揮外部治理作用之外，能夠?qū)镜膬?nèi)部治理效用也發(fā)揮積極作用。

基于這些研究結(jié)論，為了提高公司治理水平，資本市場應(yīng)注重發(fā)揮機構(gòu)投資者的外部治理作用，資本市場在促進投資結(jié)構(gòu)機構(gòu)化的同時，應(yīng)當建立一些有利于促進機構(gòu)投資者長期持股的激勵機制，從而提高機構(gòu)投資者持股的穩(wěn)定性。機構(gòu)投資者積極主義對于審計委員會發(fā)揮治理效率有一定的激勵作用，發(fā)揮機構(gòu)投資者的外部治理作用，有助于提升審計委員會治理效率，提高上市公司財務(wù)報告質(zhì)量，更加有效地優(yōu)化公司治理機制。同時，對于上市公司聘任審計委員會委員具有參考價值，公司在聘任審計委員會主任委員時，應(yīng)優(yōu)先選擇本地獨立董事來擔任，并從專業(yè)素養(yǎng)、勤勉程度、道德品質(zhì)等多方位考察該候選審計委員會主任委員的聲譽，選擇聲譽較好、能力較強的獨立董事?lián)螌徲嬑瘑T會主任委員，這對于推動上市公司審計委員會隊伍建設(shè)以及審計委員會治理效率的提升有重要意義。