黨組織參與治理與審計(jì)質(zhì)量關(guān)系研究
——基于內(nèi)部控制的中介效應(yīng)

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(huì)、監(jiān)事會(huì)和經(jīng)理班子可以互相任職，這稱(chēng)為“雙向進(jìn)入，交叉任職”[1]，這一制度影響著我國(guó)大多數(shù)的國(guó)有企業(yè)[2]。

馬連福等（2012）[3]指出“交叉任職”有助于黨委書(shū)記更好地發(fā)揮在公司治理中的作用，“雙向進(jìn)入，交叉任職”可以通過(guò)影響代理成本提高公司價(jià)值[4]。陳仕華和盧昌崇（2014）[5]指出“雙向進(jìn)入，交叉任職”有助于抑制國(guó)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(jì)過(guò)程中對(duì)審計(jì)行為的阻礙，因此，具有良好治理結(jié)構(gòu)的公司，審計(jì)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(jì)質(zhì)量。李平和尹海艷（2011）[9]指出審計(jì)質(zhì)量主要包括審計(jì)工作質(zhì)量和審計(jì)成果質(zhì)量，它們主要受會(huì)計(jì)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(huì)影響國(guó)有企業(yè)對(duì)高質(zhì)量審計(jì)師的選擇。

本研究發(fā)現(xiàn)，實(shí)施“雙向進(jìn)入，交叉任職”的國(guó)企擁有更高的審計(jì)質(zhì)量和更有效的內(nèi)部控制，內(nèi)部控制在國(guó)企黨組織參與治理影響審計(jì)質(zhì)量這一過(guò)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(duì)審計(jì)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(jìn)入，交叉任職。“雙向進(jìn)入”指符合條件的黨委成員和董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)以及經(jīng)理層可以依照有關(guān)規(guī)定和程序相互任職。“交叉任職”則指可同時(shí)由一人擔(dān)任黨委（副）書(shū)記、董事長(zhǎng)和總經(jīng)理等職。

2.審計(jì)質(zhì)量。關(guān)于審計(jì)質(zhì)量，DeFond 和Zhang（2014）[11]提供了兩種定義：第一，審計(jì)員檢測(cè)和報(bào)告財(cái)務(wù)報(bào)表錯(cuò)報(bào)的概率；第二，審計(jì)合規(guī)性。第一種認(rèn)為審計(jì)質(zhì)量是“市場(chǎng)評(píng)估的聯(lián)合概率，即審計(jì)師發(fā)現(xiàn)客戶(hù)的會(huì)計(jì)系統(tǒng)存在違規(guī)行為，并報(bào)告違規(guī)行為”[12]。如果審計(jì)師未發(fā)現(xiàn)財(cái)務(wù)報(bào)表的錯(cuò)報(bào)，則會(huì)使審計(jì)質(zhì)量降低。這一定義既考慮了審計(jì)師或會(huì)計(jì)師發(fā)現(xiàn)財(cái)務(wù)報(bào)表問(wèn)題的專(zhuān)業(yè)能力，也考慮了會(huì)計(jì)師在獲得審計(jì)結(jié)果時(shí)，是否能保持獨(dú)立性并對(duì)外報(bào)出。第二種則是根據(jù)審計(jì)師是否遵守公認(rèn)的審計(jì)準(zhǔn)則，判斷審計(jì)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(guó)企的決策。筆者以國(guó)企中黨組織參與治理對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制的影響為基礎(chǔ)，對(duì)內(nèi)部控制在黨組織參與治理和審計(jì)質(zhì)量之間的中介效用進(jìn)行實(shí)證研究。曹志文等（2011）[14]指出，審計(jì)質(zhì)量主要受審計(jì)主體、審計(jì)客體和審計(jì)環(huán)境所影響。韓飛（2017）[15]指出，內(nèi)部控制受董事會(huì)政治關(guān)聯(lián)影響。張精（2017）[16]提出內(nèi)部控制制度設(shè)計(jì)和運(yùn)行的質(zhì)量越好，企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越高。袁怡涵（2018）[17]指出黨組織參與國(guó)企治理有助于提升管理層自律。趙聞姬（2018）[18]指出，國(guó)有企業(yè)內(nèi)部控制設(shè)計(jì)和運(yùn)行效果與審計(jì)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(jì)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(shuō)

基于以上的分析，提出以下假設(shè)。

H1：實(shí)行黨組織參與治理的國(guó)有企業(yè)相比于不實(shí)行的國(guó)企，能夠顯著提高審計(jì)質(zhì)量；

H2：實(shí)行黨組織參與治理的國(guó)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(jì)質(zhì)量之間存在部分中介效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和變量設(shè)計(jì)

選取2014—2017 年滬深所有國(guó)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(lèi)上市公司，得到635 家國(guó)有上市公司的數(shù)據(jù)。內(nèi)部控制數(shù)據(jù)來(lái)自迪博數(shù)據(jù)庫(kù)，其他數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。

1.因變量。王詠梅和王鵬（2006）[19]根據(jù)公司年報(bào)公布前后一段時(shí)間內(nèi)市場(chǎng)的反應(yīng)，發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)一致認(rèn)為“四大”具有更高的審計(jì)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(huì)被動(dòng)提高審計(jì)質(zhì)量。參照陳小林等（2013）[21]等的做法，筆者將會(huì)計(jì)師事務(wù)所是否為BigN（四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所）作為審計(jì)質(zhì)量（Aq）的替代變量，當(dāng)企業(yè)年報(bào)由“四大”審計(jì)時(shí)，Aq 為1，否則為0。

2.解釋變量。“雙向進(jìn)入，交叉任職”是企業(yè)黨組織和法人治理體系的互動(dòng)。借鑒雷海民等（2012）[22]、程博（2014）[23]的研究，本研究以國(guó)企黨委書(shū)記與高管是否交叉任職，衡量企業(yè)是否實(shí)行“雙向進(jìn)入，交叉任職”。若黨委（副）書(shū)記兼任公司董事長(zhǎng)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(huì)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(zhǎng)性（Grow）作為模型控制變量。

（二）模型的建立

中介效應(yīng)檢驗(yàn)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(jìn)，提出了新的中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)流程。根據(jù)已有研究，建立以下模型。

為驗(yàn)證黨組織參與治理與審計(jì)質(zhì)量的影響，構(gòu)建模型（1）：

為驗(yàn)證黨組織參與治理對(duì)內(nèi)部控制的影響，構(gòu)建模型（2）：

為驗(yàn)證引入中介變量?jī)?nèi)部控制后，檢驗(yàn)內(nèi)部控制在黨組織參與治理與審計(jì)質(zhì)量之間的中介效用，構(gòu)建模型（3）：

四、實(shí)證結(jié)果和分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

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(shuō)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(shuō)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(shuō)明國(guó)企一股獨(dú)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(shuō)明盈利能力較弱。成長(zhǎng)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(shuō)明樣本數(shù)據(jù)中國(guó)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(jì)

（二）相關(guān)性分析

表2 表明，黨組織參與治理（Ai）和審計(jì)質(zhì)量（Aq）顯著正相關(guān)，初步驗(yàn)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(jì)質(zhì)量呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。

（三）回歸分析

使用Stat14.0 對(duì)變量進(jìn)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(jì)質(zhì)量的回歸結(jié)果，步驟二是黨組織參與治理對(duì)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?jī)?nèi)部控制后，黨組織參與治理和內(nèi)部控制共同對(duì)審計(jì)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(yàn)結(jié)果統(tǒng)計(jì)

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

表4 Bootstrap 檢驗(yàn)

第一步，檢驗(yàn)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(yàn)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(yàn)c`；如果至少一個(gè)不顯著，則用Bootstrap 法直接檢驗(yàn)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(guò)步驟三，在加入中介變量?jī)?nèi)部控制后，黨組織參與治理與審計(jì)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(yàn)，檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果區(qū)間不包含0，說(shuō)明效應(yīng)顯著，轉(zhuǎn)第四步。

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

第五步，對(duì)比ab 和c` 的符號(hào)，根據(jù)溫忠麟等（2004）[30]、溫忠麟和葉寶娟（2014）[27]的結(jié)論“符號(hào)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(jì)質(zhì)量中存在部分中介效應(yīng)，報(bào)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(guó)企黨組織參與治理對(duì)審計(jì)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(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系，通過(guò)實(shí)證分析得出，內(nèi)部控制在黨組織參與治理和審計(jì)質(zhì)量之間發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。