零售行業公司治理結構與審計獨立性的相關研究

李曉倩

摘要：從近年來發生的失敗的審計案例中可以發現，注冊會計師經常和公司高管一起合謀造假，這也說明了我國存在著審計獨立性缺失的問題。由于在我國零售業在最近十多年來發展迅猛，已經成為國民經濟中的重要組成部分。因此本文選取2017年115家零售行業為其研究對象，在對數據處理中刪除了帶有強調事項段以及數據批露較為不完整的公司，總計剩余86家。運用SPSS19.0軟件對86家樣本上市公司治理結構與審計獨立性的關系作了實證研究，并給出了相關的建議。

關鍵詞：獨立審計;公司治理;零售行業

一、緒論

（1）研究背景

根據我國《公司法》的要求，我國上市公司的信自、披露必須經過注冊會計師的審計，以確保信息披露的質量。但是大多數的專家學者‘般從審訓主體去研究審計師獨立性的原因，而沒想到從審訓委托主付的角度去考慮其對審計獨立勝的影響，因此本文從零售行業公司治理結構的現角去分析其對審訓獨立性的影響，意由女善零售行業公司治理結構，提高其審計獨立性。

（2）研究方法

本文采用規范與實證研究相結合的方法。首先采用規范法對零售行業公司治理結構與審計獨立性的關聯性進行了分析，并用實證研究方法研究了公司治理結構對審計獨立性的影響。本文收集了零售行業2017年86家上市公司的相關數據，構建了一個線性模型，對公司治理結構對審計獨立性產生影響的相關指標進行了重點分析。

二、零售行業公司治理結構與審計結構性的相關研究

（1）研究設計

1.樣本來源與數據研究

第一，數據來源

本文選取的數據主要來自于銳思數據庫和慧博資訊網，并查閱了其86家公司的財務報告和審計報告。

第二，樣本篩選

本文選取2017年115家零售行業公司為其研究對象，在對數據處理中刪除了帶有強調事項段以及數據批露較為不完整的公司，總計剩余86家。文章中所用的公司治理指標和財務數據指標主要來自上市公司披露的審計報告和財務報告。首先通過EXCLE對數據進行整理，然后利用SPSS19.0數據分析軟件對數據進行分析。

2一定義變量及假設

第一，解釋變量的設計

第二，被解釋變量的設訓

被解釋變量為審計獨立性，若聘請前十名會計師事務所為1，否則為0。這10家會計師事務所分別為：普華永道中天、瑞華、德勤華永、立信、安永華明、畢馬威華振、天健、信永中和、天職國際、大華。（按先后順序排列）

第三，控制變量的設計

X7為資產負債率、X8為凈資產收益率

第四，研究假設

假設一：董事會的規模與審計獨立性正相關。

假設二：董事會召開的次數與審計獨立性正相關。

假設三：監事會的規模與審計獨立性正相關。

假設四：監事會召開的次數與審計獨立性正相關。

假設五：獨立董事規模與審計獨立性正相關。

假設六：董事長和經理層職位是否合一與審計獨立性負相關。

3.模型的建立

根據上述的分析，本文將建立簡單的線性回歸模型來檢驗零售行業公司治理結構對審計獨立性的影響，模型如下：

Y=α⁰+α₁X₁+α₂X₂+α₃X₃+α₄X₄+α₅X₅+α₆X₆+α₇X₇+α₈X₈+ε

（2）實證分析

1.樣本描述統計分析

本文利用EXCEL和SPSS19.0軟件對數據進行分析，首先對零售行業上市公司選聘事務所進行描述性統計。從中發現2017年零售行業上市公司選用綜合排名前十名會計師事務所的比例為51.2%。其次2017年零售行業上市公司董事長和經理職位合一的比例為45.3%，說明我國零售行業審計獨立性并不太高。

采用前十會計師事務所公司的董事會人數的均值為17.48大于采用非前十會計師事務所董事會人數的均值12.10。董事會會議召開次數比較中，第一組均值為9.82次;第二組均值為9.12次，說明選用綜合排名前十事務所公司開董事會會議的頻率較高。獨立董事比例，第一組鍘居均值為31.985，第二組數據的均值為28.18，說明采用前十名會計師事務所的公司獨立董事比例占董事會的比例較高。董事長和經理兩職合‘的比較中，第‘組均值為0.32、第二組均值為0.60，兩組差別較大，說明采用前卜會計事務所的公司中，董事長和經理職位合一的概率較小。

2.相關性分析

a.因變量：審計獨立性

從上面的分析中可以看出，董事會人數與審計獨立性在5%的水平下顯著正相關。獨立董事比例董事長和總經理的職位是否合一與審計獨立性在1%的水平下顯著正相關，董事長和總經理職位是否合一為負相關的關系。

VIF為方差膨脹因子，與容差互為倒數，通常來說如果解釋變量的VIF大于5，則變量間存在共線性，大于10說明變量之間存在嚴重多重共線性現象，而這種現象會對回歸模型的準確性產生影響。在上表中我們發現所有的解釋變量與控制變量的方差膨脹因子均在1到2之間，說明不存在多重J畢曳性。

3.回歸分析

第一，模型的擬合優度檢驗

為了檢驗回歸模型與樣本數據是否擬合，本文先對模型進行擬合度檢驗，詳細

見表。表4-3顯示回歸方程顯著性檢驗的總體情況即Logistic分析第一步的情況。在本步中采用所有變量全部進入（Enter）的方程法，P值為0.007，全部小于0.05，而似然比卡方檢驗的觀測值為21.224。結果表明，解釋變量與審計獨立性的相關性顯著，因此模型整體有效性較高。

接下來采用-2對數似然值對模型的擬合度進行檢驗，似然的取值范圍在0、1之間。修正的Cox&Snel R方是NagelkerkeR方，當它越接近1則說明方程的擬合度越好。本文NagelkerkeR方的值為0.219與1有較大差距，說明擬合度一般，說明在21.9%的范圍內公司治理結構對審計獨立性的解釋。但是值得注意的是，R方并不接近1，說明還有很多因素會對盈利能力產生影響。

第二，回歸分析

在顯著性檢驗中，董事會人數的顯著性為0.045小于0.05，說明在5%的水平下，董事會人數與審計獨立性呈現正相關的關系，證明了假設一的成立。

獨立董事比例的顯著性為0.010，說明在10%的水平下，獨立董事的比例與審計獨立性呈現正相關的關系，證明了假設五的成立。

董事長和總經理的職位是否合一的顯著為0.16小于0.05，說明在5%的水平下，董事長和總經理的職位是否合一與審計獨立性呈現負相關的關系，證明了假設六的檢驗。董事會年度召開次數、監事會人數、監事會次數的顯著性較差，假設二、假設四和假設五沒有得到很好的驗證。主要原因是目前我國的董事會和監事會的建設還處于向西方學習的階段，并沒有在我國發展成熟，因此造成數據的不顯著性。

三、建議

（1）完善公司董事會

基于前面的實證分析結果可以看出，我國上市公司董事會結構不健全和審計獨立性呈現正相關的關系。因此我國上市公司董事會制度不健全，導致審計獨立性不高，由此是審計質量低下的根源。因此建立合理的董事會制度是解決審計質量的重中之重。

（2）明確監事會的職責

本文實證結果分析表明，監事會規模和監事年度會次數與對促進審計獨立性的提高沒有顯著的作用。因此要使我國上市公司監事會真正發揮作用，就必須做到：強化監事會的監督職能，要保證監事劊毛有足夠的獨立性，不受制于任何人，可以對公司財務以及公司董事、總經理和高級管理人員應履行職責的合法幽些行監督，并對發現的盈余管理行為加以控制。這就要求監事會的任命、薪酬、獎賞都由公司股東大會決定。做到監事會由公司股東大會產生，對公司股東大會負責。

（3）董事長和經理職權分離

根據委托一代理理論，認為在所有權和控制權分離的現代公司中，代理問題主要表現為以總經理為代表的高層管理人員與股東之間的利益沖突，為了防止代理人的“敗德行為”和“逆向選擇”，需要一個有效的監督機制。董事會就是這個監督機制的重要手段。如果董事長和總經理兩職合一，就等于自己監督自己，缺乏獨立性。因此，董事長和總經理兩職應進行分離，以維護董事會監督的獨立性和有效性。

參考文獻

[1]Buchanan J.M Stubblebine D.C Extenrality[J].Economic，1962：29.

[2]舒利敏，注冊會計師審計獨立性弱化的成因與對策[J]，商業經濟，2010（10）：48-52