獨(dú)立董事地理距離與審計(jì)質(zhì)量
——基于內(nèi)部控制的中介效應(yīng)

董小紅，閆江影

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，安徽 蚌埠 233000)

0 引言

近年，康美藥業(yè)被曝財(cái)務(wù)造假，經(jīng)審計(jì)后的財(cái)務(wù)報(bào)表出現(xiàn)299億的重大錯(cuò)報(bào)，這是繼安然造假、世紀(jì)通信財(cái)務(wù)詐騙丑聞后財(cái)會(huì)審行業(yè)的又一重大事件.作為中介服務(wù)機(jī)構(gòu)，審計(jì)難辭其咎，其聲譽(yù)大大降低.外部審計(jì)作為企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量的重要保障，對(duì)我國(guó)資本市場(chǎng)的健康發(fā)展有著重要意義.因此，注冊(cè)會(huì)計(jì)師的審計(jì)質(zhì)量已成為現(xiàn)階段會(huì)計(jì)實(shí)務(wù)界的焦點(diǎn)之一.

近年來(lái)，地域因素對(duì)經(jīng)濟(jì)行為和決策的影響已成為資本市場(chǎng)重要的研究話(huà)題.本文主要?jiǎng)?chuàng)新體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：首先，關(guān)于地理距離與審計(jì)質(zhì)量關(guān)系的研究目前較少，主要為外部監(jiān)督機(jī)構(gòu)與企業(yè)之間地理距離對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響，從企業(yè)自身地理因素出發(fā)的文獻(xiàn)很少，本文從獨(dú)立董事與企業(yè)地理距離的視角探討對(duì)審計(jì)質(zhì)量造成的影響，豐富了該領(lǐng)域的文獻(xiàn)；其次，本文結(jié)論一方面為企業(yè)聘請(qǐng)異地獨(dú)立董事和加強(qiáng)內(nèi)部控制提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，另一方面為會(huì)計(jì)師事務(wù)所和監(jiān)管機(jī)構(gòu)加強(qiáng)監(jiān)管提供了理論依據(jù).

1 文獻(xiàn)回顧

1.1 獨(dú)立董事的地理距離

近年來(lái)，地域因素已成為資本市場(chǎng)重要的研究話(huà)題.Chhaochharia等[1]較早分析了地理距離對(duì)經(jīng)濟(jì)主體行為的影響.從國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)來(lái)看，孫亮和劉春[2]最早將獨(dú)立董事地理距離與公司的治理監(jiān)督效果聯(lián)系起來(lái)；雷輝和劉禪妮[3]11-18認(rèn)為，同城獨(dú)立董事可能會(huì)被迫偏離其應(yīng)有的客觀性和獨(dú)立性，而異地獨(dú)立董事可以降低管理層合謀舞弊的風(fēng)險(xiǎn)；但鄭志剛等[4]認(rèn)為，獨(dú)立董事與公司間地理距離過(guò)大，增加了獨(dú)立董事的忙碌程度，降低了獨(dú)立董事的治理效果；羅進(jìn)輝等[5]發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事地理距離與公司的雙重代理成本均呈現(xiàn)顯著的“U型”曲線(xiàn)關(guān)系，意味著獨(dú)立董事距離公司太遠(yuǎn)或太近都不利于發(fā)揮監(jiān)督作用.通過(guò)對(duì)文獻(xiàn)的梳理，不難看出，已有文獻(xiàn)關(guān)于獨(dú)立董事地理距離對(duì)經(jīng)濟(jì)主體行為的影響還未形成較為統(tǒng)一的結(jié)論.

1.2 地理距離與審計(jì)質(zhì)量

近年來(lái)，一些學(xué)者開(kāi)始從地域因素出發(fā)，探究對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響.Choi等[6]基于審計(jì)師-客戶(hù)的模型，發(fā)現(xiàn)兩者地理距離較近時(shí)，審計(jì)質(zhì)量得到提高.隨后，國(guó)內(nèi)學(xué)者也發(fā)現(xiàn)了相似的結(jié)論.劉文軍[7]研究發(fā)現(xiàn)，審計(jì)師距離客戶(hù)越近，公司的操縱性盈余越小，審計(jì)質(zhì)量越好；于鵬和申慧慧[8]從監(jiān)管機(jī)構(gòu)與公司距離的角度考慮，發(fā)現(xiàn)兩者距離越遠(yuǎn)，公司的盈余質(zhì)量越差；萬(wàn)紅波和賈韻琪[9]50-59研究發(fā)現(xiàn)母子公司地理距離越大，審計(jì)質(zhì)量越差.通過(guò)對(duì)文獻(xiàn)的梳理可以看出，經(jīng)濟(jì)主體間地理距離的縮小，可以提高審計(jì)質(zhì)量，但關(guān)于地理距離對(duì)審計(jì)質(zhì)量影響的研究，大多是從外部因素考慮，如審計(jì)師、監(jiān)管機(jī)構(gòu)等，而基于公司內(nèi)部視角的文獻(xiàn)較少.

1.3 內(nèi)部控制

關(guān)于內(nèi)部控制的研究，目前學(xué)術(shù)界已取得了較為豐碩的成果.近年來(lái)，一些學(xué)者研究了地理距離與內(nèi)部控制質(zhì)量之間的關(guān)系.雷輝等[3]16實(shí)證發(fā)現(xiàn)異地獨(dú)立董事有助于公司內(nèi)部控制質(zhì)量的提高；而郭陽(yáng)生等[10]52-62基于空間異質(zhì)性視角，研究發(fā)現(xiàn)審計(jì)師地理距離較大會(huì)顯著降低企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量；萬(wàn)紅波等[9]56研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制質(zhì)量在母子公司地理距離對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響中起到部分中介作用.因此地理距離對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響效果還存在一定的爭(zhēng)議，且目前還沒(méi)有文獻(xiàn)深入研究?jī)?nèi)部控制質(zhì)量在獨(dú)立董事地理距離與審計(jì)質(zhì)量的關(guān)系中是否也具有中介效應(yīng).

2 理論分析與研究假說(shuō)

2.1 獨(dú)立董事地理距離與審計(jì)質(zhì)量

盡管目前我國(guó)高鐵、新媒體等迅速發(fā)展，一定程度上縮減了獨(dú)立董事與企業(yè)之間的時(shí)間距離，媒體報(bào)道與分析師跟蹤降低了獨(dú)立董事與企業(yè)之間的信息不對(duì)稱(chēng)程度，但地理距離和制度環(huán)境的差異所造成的信息不對(duì)稱(chēng)和委托代理問(wèn)題依然存在，網(wǎng)絡(luò)和通訊依舊無(wú)法獲取更多企業(yè)的“軟信息”，意味著獨(dú)立董事與企業(yè)間的地理距離仍然會(huì)阻礙信息的傳播.因此，對(duì)于企業(yè)管理者而言，獨(dú)立董事與企業(yè)之間地理距離的加大，增加了獨(dú)立董事對(duì)上市公司監(jiān)督的難度.根據(jù)委托代理理論，企業(yè)內(nèi)部監(jiān)管力度的下降，為管理層進(jìn)行機(jī)會(huì)主義行為提供了契機(jī)，管理層可能采取盈余操縱等行為實(shí)現(xiàn)自身利益的最大化，加劇了財(cái)務(wù)造假問(wèn)題，增加了財(cái)務(wù)報(bào)表發(fā)生重大錯(cuò)報(bào)風(fēng)險(xiǎn)的可能性[9]51，進(jìn)而影響審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)審計(jì)質(zhì)量造成負(fù)面影響.

對(duì)于獨(dú)立董事而言，與企業(yè)之間地理距離的增加一方面降低了企業(yè)信息傳遞的及時(shí)性和可靠性，增加了企業(yè)信息獲取的難度和成本；另一方面聲譽(yù)機(jī)制在獨(dú)立董事發(fā)揮監(jiān)督職能中起到關(guān)鍵作用.Fama和Jensen[11]較早地發(fā)現(xiàn)了獨(dú)立董事發(fā)揮監(jiān)督作用的主要?jiǎng)恿?lái)自維護(hù)和提高自身的聲譽(yù)；同樣的，Masulis和Mobbs[12]認(rèn)為，獨(dú)立董事的時(shí)間和精力是有限的，聲譽(yù)激勵(lì)能更好地發(fā)揮獨(dú)立董事的監(jiān)督作用.相較于本地獨(dú)立董事，異地獨(dú)立董事提高當(dāng)?shù)芈曌u(yù)的動(dòng)機(jī)并不強(qiáng)烈.因此，獨(dú)立董事與企業(yè)間地理距離的加大，會(huì)導(dǎo)致獨(dú)立董事的監(jiān)督作用不能很好地發(fā)揮，不能有效識(shí)別出管理層的盈余管理行為，對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告的整體質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)面影響，增加其發(fā)生重大錯(cuò)報(bào)風(fēng)險(xiǎn)的可能性，進(jìn)而增加審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)，降低審計(jì)質(zhì)量.

對(duì)于審計(jì)師而言，無(wú)論是管理層盈余操縱行為的增加，還是獨(dú)立董事監(jiān)督效果的降低，都會(huì)增加財(cái)務(wù)報(bào)表發(fā)生重大錯(cuò)報(bào)風(fēng)險(xiǎn)的可能性，使得審計(jì)師評(píng)估的重大錯(cuò)報(bào)風(fēng)險(xiǎn)較高，從而加劇了審計(jì)業(yè)務(wù)的復(fù)雜程度，審計(jì)師需要實(shí)施更多的審計(jì)程序以降低檢查風(fēng)險(xiǎn)，但由于時(shí)間、資源、成本的限制，審計(jì)師可能無(wú)法發(fā)現(xiàn)財(cái)務(wù)報(bào)表中存在的所有重大錯(cuò)報(bào)和舞弊跡象，進(jìn)而提出不恰當(dāng)?shù)膶徲?jì)意見(jiàn)，影響審計(jì)質(zhì)量.基于此，本文提出第1個(gè)假說(shuō).

H1：在其他條件相同的情況下，獨(dú)立董事地理距離與審計(jì)質(zhì)量負(fù)相關(guān)，即隨著獨(dú)立董事與企業(yè)之間地理距離的增加，審計(jì)質(zhì)量越低.

2.2 獨(dú)立董事地理距離與內(nèi)部控制

樊綱等[13]研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)、法律、市場(chǎng)化等制度環(huán)境存在較大差異.而趙淵賢和吳偉榮[14]指出，企業(yè)外部的制度環(huán)境能夠影響到內(nèi)部控制質(zhì)量.根據(jù)集群理論，地理距離的鄰近，雙方容易形成共同的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，促進(jìn)更高效地交流，降低雙方之間的“溝通摩擦”，減少內(nèi)部控制發(fā)生缺陷的概率[10]54.因此，當(dāng)獨(dú)立董事與企業(yè)間的地理距離較大時(shí)，由于雙方所處制度環(huán)境的差異較大，可能存在不同的管理理念，導(dǎo)致企業(yè)的控制環(huán)境較為薄弱，勢(shì)必會(huì)降低企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量[15].此外，根據(jù)信息不對(duì)稱(chēng)理論，獨(dú)立董事與企業(yè)之間地理距離的加大，導(dǎo)致雙方信息不對(duì)稱(chēng)程度增加，獨(dú)立董事對(duì)企業(yè)重要信息的了解程度降低，增加了對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制環(huán)境的監(jiān)督難度，導(dǎo)致內(nèi)部控制的有效實(shí)施受到限制[9]52.基于此，本文提出第2個(gè)假說(shuō).

H2：在其他條件相同的情況下，獨(dú)立董事地理距離與內(nèi)部控制質(zhì)量負(fù)相關(guān)，即隨著獨(dú)立董事與企業(yè)地理距離的增加，企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越低.

2.3 內(nèi)部控制與審計(jì)質(zhì)量

已有研究表明，有效的內(nèi)部控制對(duì)經(jīng)濟(jì)主體行為產(chǎn)生積極作用.范經(jīng)華等[16]研究發(fā)現(xiàn)，高質(zhì)量的內(nèi)部控制有助于抑制企業(yè)的應(yīng)計(jì)盈余管理行為；楊明增和曹惠澤[17]發(fā)現(xiàn)，高質(zhì)量?jī)?nèi)部控制在抑制企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表重述行為中發(fā)揮積極作用.良好的內(nèi)部控制質(zhì)量有助于降低企業(yè)與外部的信息不對(duì)稱(chēng)程度，為審計(jì)師獲取更充分的審計(jì)證據(jù)提供了條件.就企業(yè)內(nèi)部而言，內(nèi)部控制是改善和提高企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率和效果的重要機(jī)制，有助于整合企業(yè)資源，提升企業(yè)盈利能力，減少企業(yè)盈余操縱的動(dòng)機(jī).此外，根據(jù)委托代理理論，內(nèi)部控制實(shí)現(xiàn)了企業(yè)內(nèi)部的權(quán)力制衡[18]，有效的內(nèi)部控制能夠降低管理層的機(jī)會(huì)主義行為和逆向選擇發(fā)生的概率，減少財(cái)務(wù)報(bào)表的錯(cuò)報(bào)和舞弊行為，從而降低審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)，提高審計(jì)質(zhì)量.基于此，本文提出第3個(gè)假說(shuō).

H3：在其他條件相同的情況下，內(nèi)部控制質(zhì)量與審計(jì)質(zhì)量正相關(guān)，即隨著內(nèi)部控制質(zhì)量的提高，審計(jì)質(zhì)量越高.

2.4 內(nèi)部控制質(zhì)量的中介效應(yīng)

基于前文的分析，獨(dú)立董事與企業(yè)之間地理距離的增加，可能會(huì)對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量造成負(fù)面影響.而當(dāng)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量較差時(shí)，會(huì)加劇委托代理問(wèn)題，增加管理層的盈余管理行為，造成企業(yè)財(cái)務(wù)信息質(zhì)量的降低.而審計(jì)師由于時(shí)間和資源的限制，很難在較短的時(shí)間內(nèi)發(fā)現(xiàn)財(cái)務(wù)報(bào)告中存在的所有重大問(wèn)題，進(jìn)而可能會(huì)形成不恰當(dāng)?shù)膶徲?jì)結(jié)論，降低審計(jì)質(zhì)量.因此，獨(dú)立董事與企業(yè)地理距離的增加，可能會(huì)造成企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的下降.而當(dāng)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量較差時(shí)，又會(huì)影響審計(jì)質(zhì)量.基于這個(gè)邏輯，本文認(rèn)為內(nèi)部控制在獨(dú)立董事地理距離影響審計(jì)質(zhì)量的過(guò)程中可能起到了中介傳導(dǎo)作用.它們之間的影響路徑為：獨(dú)立董事地理距離→內(nèi)部控制質(zhì)量→審計(jì)質(zhì)量.基于此，本文提出第4個(gè)假說(shuō).

H4：在其他條件相同的情況下，內(nèi)部控制在獨(dú)立董事地理距離對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響中具有中介效應(yīng).

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 研究樣本與數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮到2009年受到金融危機(jī)的影響，因此選取2010—2017年所有A股上市公司為樣本，并按照以下標(biāo)準(zhǔn)對(duì)樣本進(jìn)行篩選：1)剔除金融、保險(xiǎn)類(lèi)上市公司，2)剔除ST類(lèi)上市公司，3)剔除數(shù)據(jù)缺少的樣本.最終得到9 295個(gè)有效觀測(cè)值.此外，對(duì)所有連續(xù)變量采用Winsorize處理，以消除異常值的干擾.本文數(shù)據(jù)主要來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)，內(nèi)部控制數(shù)據(jù)來(lái)自迪博數(shù)據(jù)庫(kù)(DIB).數(shù)據(jù)處理和分析采用Stata 14.0統(tǒng)計(jì)分析軟件進(jìn)行.

3.2 變量定義

3.2.1 被解釋變量

參照以往研究，本文采用可操縱性盈余絕對(duì)值來(lái)衡量審計(jì)質(zhì)量，采用修正的Jones模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分年度、分行業(yè)回歸，得到殘差即可操縱性盈余DA，取其絕對(duì)值A(chǔ)bsDA衡量審計(jì)質(zhì)量.AbsDA越大，企業(yè)的利潤(rùn)操縱行為越多，審計(jì)質(zhì)量越差.

3.2.2 解釋變量

以國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)中獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)一致性統(tǒng)計(jì)為基礎(chǔ)，構(gòu)造虛擬變量Dis，判斷獨(dú)立董事與上市公司同城還是異地，作為獨(dú)立董事地理距離的替代變量.其中，Dis取值為1，表示獨(dú)立董事與上市公司異地，意味著兩者之間的地理距離較遠(yuǎn)；Dis取值為0，表示獨(dú)立董事與上市公司同城，說(shuō)明兩者之間的地理距離較近.

3.2.3 中介變量

采用迪博內(nèi)部控制指數(shù)來(lái)衡量?jī)?nèi)部控制質(zhì)量IC，內(nèi)部控制指數(shù)越大，說(shuō)明內(nèi)部控制質(zhì)量越好.

3.2.4 控制變量

參照萬(wàn)紅波[9]53-54、郭陽(yáng)生[10]55-56等學(xué)者的做法，選取以下變量作為本文研究的控制變量：

1)公司財(cái)務(wù)狀況因素.采用資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)和流動(dòng)比率(CR)衡量公司償債能力，用總資產(chǎn)報(bào)酬率(ROA)衡量公司盈利能力，用存貨比例(Inv)和經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流比例(CFO)衡量公司營(yíng)運(yùn)能力，用年初總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)(size)表示公司規(guī)模，用托賓Q值(Q)表示公司成長(zhǎng)能力.

2)公司治理水平.采用董事會(huì)規(guī)模(Boa)、兩權(quán)分離度(Sep)和股權(quán)集中度(top1)衡量公司治理水平.

3)事務(wù)所因素.采用審計(jì)收費(fèi)(Fee)和事務(wù)所規(guī)模(Big4)衡量事務(wù)所能力.

4)其他變量.采取年度和行業(yè)虛擬變量作為控制變量.

具體控制變量如表1所示.

3.3 模型構(gòu)建

為了檢驗(yàn)獨(dú)立董事地理距離與審計(jì)質(zhì)量的關(guān)系及內(nèi)部控制的中介作用，分別構(gòu)建了4個(gè)模型，并繪制了相關(guān)研究框架圖，如圖1所示.

首先，構(gòu)建獨(dú)立董事地理距離Dis與審計(jì)質(zhì)量相關(guān)模型，若假說(shuō)1得證，系數(shù)α1應(yīng)顯著為正.模型(1)如下：

AbsDA=α0+α1Dis+∑αi×controli+ ∑Ind+∑Year+ε.

(1)

其次，構(gòu)造獨(dú)立董事地理距離與內(nèi)部控制相關(guān)模型，若假說(shuō)2得證，系數(shù)β1應(yīng)顯著為負(fù).模型(2)如下：

IC=β0+β1Dis+∑βi×controli+ ∑Ind+∑Year+ε.

(2)

表1 變量定義表

圖1 研究框架

再次，構(gòu)造內(nèi)部控制與審計(jì)質(zhì)量相關(guān)模型，若假說(shuō)3得證，系數(shù)γ1應(yīng)顯著為負(fù).模型(3)如下：

AbsDA=γ0+γ1IC+∑γi×controli+ ∑Ind+∑Year+ε.

(3)

最后，為了驗(yàn)證內(nèi)部控制的中介效應(yīng)，本文在獨(dú)立董事地理距離與審計(jì)質(zhì)量的模型中加入內(nèi)部控制這一中介變量，若假說(shuō)4得證，系數(shù)λ2應(yīng)顯著為正.模型(4)如下：

AbsDA=λ0+λ1Dis+λ2IC+∑λi×controli+ ∑Ind+∑Year+ε.

(4)

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2是描述性統(tǒng)計(jì)相關(guān)結(jié)果.從可操縱性盈余的絕對(duì)值A(chǔ)bsDA最小值和最大值可以看出，我國(guó)A股上市公司盈余操縱行為存在較大差異.獨(dú)立董事地理距離Dis的平均值為0.528，表明有超過(guò)一半的上市公司選擇聘請(qǐng)異地獨(dú)立董事.內(nèi)部控制質(zhì)量IC的標(biāo)準(zhǔn)差為1.210，說(shuō)明我國(guó)A股上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量差異較大且整體有待提高.股權(quán)集中度top1一欄說(shuō)明A股上市公司的股權(quán)集中度較高，但差異較大.事務(wù)所規(guī)模Big4的結(jié)果與現(xiàn)有研究一致.

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

4.2 回歸結(jié)果分析

表3模型(1)的回歸結(jié)果顯示，獨(dú)立董事地理距離Dis與可操縱性盈余絕對(duì)值A(chǔ)bsDA的相關(guān)系數(shù)為0.002，在1%水平上顯著，說(shuō)明獨(dú)立董事地理距離與審計(jì)質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，即隨著獨(dú)立董事與公司地理距離的增大，審計(jì)質(zhì)量越差，假說(shuō)1得證.

表3模型(2)的回歸結(jié)果顯示，獨(dú)立董事地理距離Dis與內(nèi)部控制質(zhì)量IC的相關(guān)系數(shù)為-0.078，在1%水平上顯著，說(shuō)明獨(dú)立董事地理距離與內(nèi)部控制質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，即隨著獨(dú)立董事與公司地理距離的增大，上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量越差，假說(shuō)2得證.

表3模型(3)的回歸結(jié)果顯示，內(nèi)部控制質(zhì)量IC與可操縱性盈余絕對(duì)值A(chǔ)bsDA的相關(guān)系數(shù)為-0.001，在1%水平上顯著，說(shuō)明內(nèi)部控制質(zhì)量與審計(jì)質(zhì)量顯著正相關(guān)，即隨著內(nèi)部控制質(zhì)量的降低，公司審計(jì)質(zhì)量越差，假說(shuō)3得證.

表3模型(4)的回歸結(jié)果顯示，公司內(nèi)部控制質(zhì)量IC作為中介變量，與可操縱性盈余絕對(duì)值A(chǔ)bsDA的系數(shù)為-0.001，在1%水平上顯著，證明了內(nèi)部控制的中介效應(yīng)；此外，獨(dú)立董事地理距離Dis與可操縱性盈余絕對(duì)值A(chǔ)bsDA的系數(shù)為0.002，在5%水平上顯著，說(shuō)明內(nèi)部控制的中介效應(yīng)屬于部分中介效應(yīng)，假說(shuō)4得證.

表3 多元線(xiàn)性回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為t值.***、**分別表示在1%、5%水平上顯著.此外，限于文章篇幅，表中僅列示出主要變量的回歸結(jié)果.

5 進(jìn)一步分析

5.1 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將上市公司分為“國(guó)有”和“非國(guó)有”.由表4可以看出，當(dāng)上市公司為“非國(guó)有”時(shí)，獨(dú)立董事地理距離Dis與可操縱性盈余絕對(duì)值A(chǔ)bsDA的相關(guān)系數(shù)為0.002，且在5%水平上顯著；而當(dāng)上市公司為“國(guó)有”時(shí)，獨(dú)立董事地理距離Dis與可操縱性盈余絕對(duì)值A(chǔ)bsDA的相關(guān)系數(shù)為0.001，且不顯著.這就表明了非國(guó)有企業(yè)的獨(dú)立董事地理距離與審計(jì)質(zhì)量的相關(guān)性更強(qiáng).

5.2 公司透明度

按照透明度將上市公司分為較低和較高兩組，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù).分組回歸后，從表4可以看出，當(dāng)上市公司透明度較低時(shí)，獨(dú)立董事地理距離與可操縱性盈余絕對(duì)值的相關(guān)系數(shù)為-0.001，且不顯著；當(dāng)上市公司透明度較高時(shí)，獨(dú)立董事地理距離與可操縱性盈余絕對(duì)值的相關(guān)系數(shù)為0.002，且在5%水平上顯著.分組回歸結(jié)果表明，對(duì)于信息透明度高的企業(yè)，獨(dú)立董事地理距離對(duì)公司可操縱性盈余的影響更明顯.

表4 進(jìn)一步分析回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為t值.***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著.此外，限于文章篇幅，表中僅列示出主要變量的回歸結(jié)果.

6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證回歸結(jié)果的可靠性，進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

6.1 內(nèi)生性檢驗(yàn)

由于獨(dú)立董事地理距離與審計(jì)質(zhì)量之間可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，如審計(jì)質(zhì)量較好的公司可能更愿意選擇地理距離較近的獨(dú)立董事，而審計(jì)質(zhì)量較差的公司由于內(nèi)部盈余操縱較多，不愿意獨(dú)立董事進(jìn)行過(guò)多監(jiān)督，因而更愿意選擇地理距離較遠(yuǎn)的獨(dú)立董事.為此，本文采用Heckman兩階段模型進(jìn)行了回歸.表5結(jié)果表明，獨(dú)立董事地理距離與可操縱性盈余絕對(duì)值顯著正相關(guān)，且依然支持前文內(nèi)部控制有中介效應(yīng)的結(jié)論.此外，表5中IMR在各模型中均顯著，證明了本文確實(shí)存在內(nèi)生性問(wèn)題，應(yīng)當(dāng)根據(jù)本次回歸后的結(jié)果做出統(tǒng)計(jì)推斷.

表5 內(nèi)生性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為t值.***、**分別表示在1%、5%水平上顯著.此外，限于文章篇幅，表中僅列示出主要變量的回歸結(jié)果.

6.2 替換審計(jì)質(zhì)量

本文將被解釋變量審計(jì)質(zhì)量的衡量指標(biāo)由可操縱性盈余絕對(duì)值A(chǔ)bsDA替換為是否為“四大”虛擬變量Big4.表6模型(1)為獨(dú)立董事地理距離與審計(jì)質(zhì)量的回歸，回歸系數(shù)為-0.629，且在1%水平上顯著，說(shuō)明獨(dú)立董事與公司地理距離越大，審計(jì)質(zhì)量越差，與前文假說(shuō)1所得回歸結(jié)果一致.模型(2)為獨(dú)立董事地理距離與內(nèi)部控制質(zhì)量的回歸，回歸系數(shù)為-0.357，且在5%水平上顯著，與前文假說(shuō)2所得回歸結(jié)果一致.模型(3)為內(nèi)部控制質(zhì)量與審計(jì)質(zhì)量的回歸，回歸系數(shù)為0.162，且在5%水平上顯著，說(shuō)明內(nèi)部控制質(zhì)量越差，審計(jì)質(zhì)量就越差，與前文假說(shuō)3所得回歸結(jié)果一致.由模型(4)可知，在加入內(nèi)部控制質(zhì)量這一中介變量后，獨(dú)立董事地理距離與審計(jì)質(zhì)量的回歸結(jié)果仍然顯著，兩者的相關(guān)系數(shù)為-0.624，且在1%水平上顯著，內(nèi)部控制質(zhì)量與審計(jì)質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)為0.161，且在5%水平上顯著.由此可知，內(nèi)部控制質(zhì)量在獨(dú)立董事地理距離對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響中起到部分中介作用，這與前文假說(shuō)4所得回歸結(jié)果一致.

表6 更換審計(jì)質(zhì)量的衡量指標(biāo)

注：括號(hào)內(nèi)為t值.***、**分別表示在1%、5%水平上顯著.此外，限于文章篇幅，表中僅列示出主要變量的回歸結(jié)果.

7 研究結(jié)論與啟示

本文在對(duì)地理因素與審計(jì)質(zhì)量的文獻(xiàn)進(jìn)行梳理的基礎(chǔ)上，基于2010—2017年所有A股上市公司9 295個(gè)有效觀測(cè)值，實(shí)證分析了獨(dú)立董事地理距離與審計(jì)質(zhì)量的關(guān)系，并檢驗(yàn)了內(nèi)部控制的中介效應(yīng).研究表明：1)獨(dú)立董事地理距離與審計(jì)質(zhì)量負(fù)相關(guān)，即隨著獨(dú)立董事與企業(yè)之間地理距離的增加，審計(jì)質(zhì)量越低；2)獨(dú)立董事地理距離與內(nèi)部控制質(zhì)量負(fù)相關(guān)，即隨著獨(dú)立董事與企業(yè)地理距離的增加，企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越低；3)內(nèi)部控制質(zhì)量與審計(jì)質(zhì)量正相關(guān)，即隨著內(nèi)部控制質(zhì)量的提高，審計(jì)質(zhì)量越高；4)內(nèi)部控制質(zhì)量在獨(dú)立董事地理距離對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響中起到部分中介作用.

研究結(jié)論主要有以下啟示：1)由于獨(dú)立董事地理距離較大會(huì)損害審計(jì)質(zhì)量，一方面監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)當(dāng)加大對(duì)聘請(qǐng)異地獨(dú)立董事的上市公司的監(jiān)督；另一方面，審計(jì)師應(yīng)當(dāng)有針對(duì)性地加強(qiáng)對(duì)聘請(qǐng)異地獨(dú)立董事的企業(yè)審計(jì)，以適當(dāng)替代獨(dú)立董事對(duì)企業(yè)的監(jiān)督作用.2)對(duì)于企業(yè)而言，聘請(qǐng)異地獨(dú)立董事主要是為了發(fā)揮其異地咨詢(xún)的作用，進(jìn)而提高企業(yè)的經(jīng)營(yíng)效率，因此對(duì)于異地獨(dú)立董事提高經(jīng)營(yíng)效率和弱化監(jiān)督的影響，企業(yè)應(yīng)當(dāng)揚(yáng)長(zhǎng)避短，更好地發(fā)揮獨(dú)立董事的作用.