审计委员会治理、财务报告质量与企业投资效率

胡晓明 田情情

【摘 要】 审计委员会治理作为缓解信息不对称的重要机制，对推动内部管理规范化和经济决策科学化具有重要作用，但鲜有研究关注其经济后果。文章以2014—2021年我国非金融类上市公司为样本，考察审计委员会对企业投资效率的治理效应及其作用机制。研究发现：审计委员会独立性越强，企业非效率投资程度越低，财务报告质量是审计委员会治理效应的重要机制；审计委员会的胜任力对企业非效率投资并未存在显著影响。进一步分析发现，审计委员会治理特征能够有效抑制企业的过度投资并缓解企业投资不足。此外，审计委员会对企业投资效率的治理效应在管理层权力较低的企业中更显著。研究扩展和深化了审计委员会治理在提高决策科学性方面的理论研究，为新时期贯彻落实党的二十大精神、以审计现代化推进中国式现代化提供了理论指导。

【关键词】 审计委员会； 独立性； 胜任力； 非效率投资

【中图分类号】 F239.4；F275  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2023）18-0020-08

一、引言

新发展阶段，我国经济增长动能已从投资规模驱动转向投资效率驱动[ 1 ]。党的二十大报告指出“增强消费对经济发展的基础性作用和投资对优化供给结构的关键作用”，阐明了我国以投资优化经济结构性体制性改革推动高质量发展的基本政策导向。效率是中国经济持续发展的真正源泉，也是微觀企业永恒追求的目标。具体实践中，由于外部环境和信息不对称等因素的影响，企业投资往往会偏离最佳投资规模[ 2 ]。非效率投资不仅会降低企业价值[ 3 ]，而且会引发股价崩盘风险[ 4 ]。投资是决定企业生产经营成效及未来收益的经常性增值活动[ 5 ]。党的二十大报告对未来如何深化重要领域改革、防范化解重大风险等做出了一系列战略部署，因此，着眼于如何提升投资效率对促进经济高质量发展进而贯彻落实党的二十大精神具有一定的现实意义。

我国于2001年引入审计委员会制度，2007年明确要求上市公司须在年报中披露审计委员会的履职情况，正式将审计委员会的履职能力制度化和透明化。十九大以来，党中央着眼于构建集中统一、全面覆盖、权威高效的审计监督体系，审计监督效能显著提升。与众多国家不同，我国先后引进“二元制”和“一元制”公司监督治理结构，我国的制度背景决定审计委员会的隶属层级和成员设置具有很强的灵活性，现有研究对审计委员会治理效应存在争议。同样是分析审计委员会对内部控制质量等的影响，Menon和Williams[ 6 ]、Krishnan和Visvanathan[ 7 ]得到“审计委员会无效”的结论，而陈汉文和王韦程[ 8 ]、张瑶和郭雪萌[ 9 ]则认为“审计委员会有效”。本文假设，审计委员会治理效应是审计委员会防止或发现会计错报的能力（即胜任力）以及向董事会或外部审计师报告错报倾向（即独立性）的函数，独立性是审计委员会有效发挥职能的前提，胜任力是审计委员会履职能力的保证，结合信息不对称理论和产权理论，以2014—2021年A股上市公司为研究样本，考察审计委员会对企业投资效率的治理效应及其影响机制。主要贡献：第一，基于独立性和胜任力综合衡量审计委员会特征，拓展了审计委员会监督职能的研究视角，有助于理解审计委员会作为一个有效的公司治理结构的决定因素。第二，在理论上和实证上检验审计委员会对企业投资效率的治理作用及其异质性，提供了审计委员会治理提升企业投资效率更为直接和稳健的经验证据。第三，考察财务报告质量在审计委员会治理与企业投资效率关系中是否承担中介作用，为关联研究提供思路。

二、理论分析与研究假设

（一）审计委员会治理与企业投资效率

目前我国企业普遍存在非效率投资问题。一方面，信息不对称条件下，企业外源融资成本过高，无法获取足够的资金支持，进而放弃NPV为正的项目，即投资不足。另一方面，代理问题的存在说明管理者为了自身利益进行盈余操纵，甚至投资NPV为负的项目，即投资过度。

良好的公司治理结构有助于减少代理成本，缓解代理问题，减少企业非效率投资，提升企业投资效率。审计委员会制度是解决委托代理类“外部影响”重要的内部治理机制，作为董事会下设的专门机构，审计委员会承担了董事会的监督职能，负责对企业内部控制执行状况、会计合规状况以及财务风险状况进行及时控制和监督，而高水平的内部控制和财务报告在一定程度上能够通过缓解信息不对称降低企业非效率投资程度。与此同时，审计委员会负责提议聘请或更换外部审计机构，能够与外部审计实时沟通，切断管理层与外部审计师的联系，减少管理层徇私舞弊、操纵公司财务信息披露等行为的发生。另外，审计委员会成员具有维护自身专家身份和履行职责的动机，能够从专业角度识别盈余操纵行为，提升监督治理效能。胜任力视角下，Bedard等[ 10 ]的研究结果表明，只有全体成员为独立董事且至少有一名成员具有财务专业知识的审计委员会才能显著降低盈余管理水平。审计委员会成员一般是具有高学历、高声誉、高知名度的行业专家，更具胜任力的审计委员会成员能够获取投资决策的信息[ 11 ]，改善“管理层基调”。综上所述，本文提出如下假设。

H1：控制其他因素后，审计委员会的治理效应对企业投资效率提升具有促进作用。

（二）审计委员会治理与财务报告质量

我国《上市公司治理准则》明确审计委员会的职责之一是审核财务信息及其披露。财务报告的有效性取决于基础财务报告的质量和审计人员报告的质量[ 12 ]，前者依赖于内部治理机制的有效性，后者由外部审计决定。审计委员会的职责决定其可以在源头提高财务报告的真实可靠性，作为公司内部相对独立的治理机制，通过履行对内部控制、外部审计等的治理效应，有效连接内外部治理机构，发挥重要的监督和制衡作用。一方面，审计委员会通过审查内部控制制度的设计和运行的有效性，有利于优化内部控制，减少财务报告编制过程中的错误和舞弊行为，提高信息披露质量。同时，审计委员会通过对企业经营管理和财务报告流程的监督，有助于约束企业盈余管理行为，提高财务报告质量。另一方面，独立于管理层的审计委员会以“超然”的立场更能客观公正地审核会计信息，独立自主地与外部审计师进行合理有效的沟通，并在必要的时候给予其协助与支持，提高外部审计发现重大错报的能力以发表客观独立的审计意见，进一步提高财务报告的可靠性。基于此，本文提出如下假设。

H2：控制其他因素后，审计委员会的治理效应对提升企业财务报告质量具有促进作用。

（三）审计委员会治理、财务报告质量与企业投资效率

财务报告作为内部治理和外部监督的集中体现，通过企业融资与公司治理等途径改善信息不对称问题，提升企业投资效率。诸多研究表明，高质量的财务报告有助于改善契约和监督，缓解信息不对称，提升企业投资效率[ 13-14 ]。一方面，财务报告存在“决策职能”，其披露的高质量会计信息可以有效缓解企业与外部资金提供者之间的信息不对称，帮助其形成正确的投资决策，降低企业面临的融资约束进而减少企业投资不足；另一方面，通过治理职能，财务报告为代理人的努力程度提供了衡量尺度和相应的反馈机制，改善并监督契约的履行情况，降低投资者约束管理者的信息成本和激励成本[ 15 ]，抑制管理层的机会主义行为，从而减少企业投资过度。此外，高质量的会计信息有利于提高管理层对投资机会的识别能力，进一步提升企业投资效率。

综上所述，审计委员会能够通过修复内部控制缺陷和建立权力制衡机制，确保会计信息真实可靠，而高质量的会计信息不但能够降低投资者索要额外报酬的可能性，缓解融资约束，而且能够对代理人的行为形成有效监督和抑制，减少代理人进行非效率投资的可能性，即财务报告质量在审计委员会对企业投资决策的治理效应中起到了中介作用。基于此，提出如下假设。

H3：财务报告质量在审计委员会对企业投资效率的治理效应中发挥“中介”效应。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文以2014—2021年沪深A股上市公司为研究样本，审计委员会成员背景数据来源于巨潮资讯网披露的上市公司年度报告，公司财务数据和治理数据均来自国泰安CSMAR数据库。为防止异常值对实证结果的影响，对所有连续变量进行上下1%分位数的Winsorize处理。此外，本研究剔除金融保险业公司、特殊处理（ST和*ST）的公司和主要数据缺失的样本，最终得到7 472个观测样本。

（二）变量定义

1.审计委员会治理效应的度量

审计委员会的治理效应主要体现在其独立性和胜任力特征上，现有研究多以独立董事占比衡量审计委员会的独立性，在微观企业内部，独立董事对公司的重大决策发挥着监督和建议的作用，但该代理变量能否反映审计委员会的治理效应仍存争议[ 16 ]。由于我国“强管理者、弱所有者”的治理情境，独立董事信息不对称、受聘和津贴安排受制于管理层，“花瓶独董”现象盛行，且独立董事往往在多家上市公司同时任职，时间和精力有限，无法做到勤勉履职。本文借鉴已有研究[ 17 ]，以业绩快报质量ABSROEDiff衡量审计委员会的独立性。具体地，业绩快报质量采用业绩快报中的预测ROE与实际ROE的差值取绝对值进行衡量，该值越大，表明经过审计委员会审核的财务数据与最终经过事务所审计的年报数据之间的差异越大，即审计委员会的治理效应越差。采用该指标是因为审计委员会需要对业绩快报进行审计，但外部审计师不需要审核业绩快报，因此该指标能够较好地隔离外部审计的治理作用而只体现审计委员会的治理效应。参考王守海等[ 18 ]的研究，以审计委员会中财务专家比例ACfin衡量审计委员会的胜任力。审计委员会成员满足下列条件之一则认为是财务专家：具备注册会计师、高级会计师、注册税务师等执业资格或高级职称，总会计师，有丰富的财务理论知識的教授、副教授或毕业于相关财会专业及相关专业人员，财务专家占比越高，表明审计委员会的胜任力越强。对于审计委员会治理特征的度量，本文根据样本数据中每个特征因素的中位数进行二分赋值，若业绩快报误差低于所在行业中位数，ACI取值为1，否则为0，以该虚拟变量衡量审计委员会的独立性（ACI）；若审计委员会中的财务专家占比高于所在行业中位数，ACC取值为1，否则为0，以该虚拟变量衡量审计委员会的胜任力（ACC）。然后进行加和，以独立性和胜任力加和衡量审计委员会的综合治理能力（AC），AC的取值范围为0、1、2，该值越大代表审计委员会的治理效应越高。

2.投资效率的度量

参考Richardson[ 19 ]的模型，将总投资Inv_T分为维持性投资Inv_M和新增投资支出Inv_A，其中：

总投资=购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金+取得子公司及其他营业单位支付的现金净额-处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额-处置子公司及其他营业单位收到的现金净额

维持性投资=固定资产折旧+无形资产摊销+长期待摊费用摊销，即维持机器、设备及其他经营性资产正常运营的总的必要的投资花费估计，以保证公司运营能力。

参考关于企业投资效率的测度方法[ 20-21 ]，构建如下回归模型衡量企业投资效率水平：

其中，下标i代表公司，t代表年份。Inv_A表示新增投资支出；TobinQ定义为总市值与总资产的比例；Lev为资产负债率；Cash为现金持有水平，等于经营活动产生的现金流量净额与期初总资产的比值；Age为企业上市年龄，定义为当期年度减去IPO年度；Size为企业规模，定义为年末总资产的自然对数；Ret为股票收益率，用考虑现金红利再投资的年个股回报率表示；Year为年份虚拟变量，Industry代表行业虚拟变量。对模型（1）进行回归，得到残差值，若残差值为正数，表示投资过度，为负数则表示企业投资不足。本文对残差取绝对值INVEFF衡量企业非效率投资水平，INVEFF越大表示非效率投资水平越高，企业投资效率越低，INVEFF越小表示企业投资效率越高。

3.财务报告质量的度量

本文参考大多数学者的研究方法，采用分年度分行业修正Jones模型估算的操纵性应计利润的绝对值AbsDA作为财务报告质量的代理变量，具体模型如下：

其中，TAi，t为总应计项目，等于公司i第t年的营业利润与经营活动产生的现金流量净额的差值；Ai，t-1表示公司i在t-1年的资产总额；？驻REVi，t表示公司i在t年的营业收入变动额；？驻RECi，t表示公司i在t年的应收账款变动额；PPEi，t表示公司i在第t年的固定资产净额；？着为回归模型的残差项。对模型（2）进行分年度分行业回归，得到回归系数代入模型（3）得到不可操控利润NDA，然后代入模型（4）得到修正的可操控性利润DA，采用其绝对值AbsDA作为财务报告质量的代理变量。

（三）模型设定

为检验H1，构建如下回归模型：

其中，下标i代表公司，t代表年份。被解释变量INVEFFi，t衡量企业非效率投资程度。解释变量ACi，t表示审计委员会治理特征，由三个指标进行测度：独立性（ACI）、胜任力（ACC）和综合治理能力（AC）。Control为该模型的控制变量，本文控制了审计特征变量：审计委员会规模（Num，用审计委员会的人数表示）和会计师事务所类型（Big4）。若上市公司年度财务报告由四大会计师事务所审计，取值为1，否则为0。同时控制了公司财务状况和治理水平等：公司规模（Size），用资产总额的对数表示；财务杠杆（Lev），用总资产负债率表示；股权集中度（Top1），第一大股东持股比例；独立董事比例（Indratio），独立董事人员占所有董事人员的比例；管理层持股比例 （Managesh），高管持股数量与股本总额的比例；经营性现金流（CFO），经营活动产生的现金净流量。此外，还对年度和行业变量进行了控制。

为了检验审计委员会治理对财务报告质量的影响，构建回归模型（6）对H2进行检验：

为了进一步检验财务报告质量在审计委员会治理与企业投资效率中的中介效应，构建模型（7）并结合模型（5）和模型（6）对H3的中介效应进行检验：

本文的回归分析都采用Robust调整标准误差。相关变量定义与计算方法见表1。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

表2报告了基于全样本的描述性统计情况。非效率投资（INVEFF）的最小值和最大值分别为0.0005和0.3157，表明我国上市公司中投资效率差异较大且非效率投资问题普遍存在。审计委员会独立性（ACI）的均值为0.4948，即大约50.52%的企业业绩快报误差较大，高于行业的中位数，存在改进的必要。审计委员会中财务专家占比（ACfin）的最小值为0，均值为0.4286，中位数为0.3333，表明样本公司审计委员会中财务专家所占比重约为43%，总体上高于《上市公司治理准则》中对审计委员会中至少有一名独立董事是会计专业人士的要求，但仍有约1/3的审计委员会成员构成不满足该要求。以操纵性应计利润绝对值衡量财务报告质量的均值为0.0555，表明样本公司的财务报告质量整体处于较高水平。审计委员会规模的中位数为3，说明上市公司审计委员会人数偏少，规模较小。

（二）实证结果分析

1.审计委员会治理与企业投资效率的多元回归结果分析

表3列（1）、列（2）结果可以看出，审计委员会综合治理能力（AC）和审计委员会独立性（ACI）与企业非投资效率（INVEFF）的相关系数为-0.003和-0.008，均显著负相关，表明审计委员会独立性能够显著降低企业的非效率投资。在经济意义上，当审計委员会综合治理能力（AC）增加一个单位，企业的非效率投资将下降约0.003，与平均非效率投资水平0.0464相比，这一边际效应下降了6.47%，H1得到验证。列（3）检验审计委员会的胜任力（ACC）对企业投资效率的影响，回归系数没有通过显著性检验，表明当审计委员会缺乏独立性时，其胜任力与企业投资效率无关，原因可能在于：第一，由于审计委员会没有投资支持职能，因此，即使审计委员会成员具有系统的财务专业知识和丰富的财务实践经验，也不会主动向管理层提供投资咨询服务，提升企业投资效率；第二，我国现行公司治理准则早已从专业角度对审计委员会成员任职资格提出要求，因此，不同公司之间的审计委员会胜任力的治理效应不存在显著差异。

将列（3）的回归结果和列（1）、列（2）比较发现，审计委员会的胜任力降低了审计委员会独立性对企业投资效率的治理效应，这一结果与我国的治理结构有关，很多公司审计委员会成员兼任财务总监或总会计师，会产生自我评价的角色冲突，这些“内部的财务专家”的专业性可能被其独立性的缺失所抵消，导致审计委员会的治理效应更多依赖于非财务专家的独立性和胜任力，非财务专家具有更强的独立性，但在审核财务报告、修正内部控制缺陷以及支持审计师进行必要的审计调整等方面胜任力有限，因而使回归系数与预期相反。

2.审计委员会治理与财务报告质量的多元回归结果分析

表4列（1）、列（2）结果表明，审计委员会综合治理能力（AC）及其独立性（ACI）与操纵性应计利润（AbsDA）的绝对值呈显著负相关关系，这表明，有效的审计委员会可以通过对组织内部控制、风险管理进行评价和确认，识别并阻止公司财务报告中的重大错报，减少了操纵性应计利润的绝对值，显著提升企业财务报告质量，验证了本文的H2。

3.财务报告质量在审计委员会治理与企业投资效率的中介效应检验

表4中列（3）和列（4）的回归结果显示，当审计委员会综合治理能力（AC）和财务报告质量（AbsDA）同时作为变量进行回归检验时，两个变量的回归系数都显著，但审计委员会综合治理能力的显著性有所减弱，说明有效的审计委员会和财务报告质量都抑制了企业的非效率投资，且审计委员会对企业投资效率的影响至少有一部分是通过“财务报告中介路径”实现的。因此，有效的审计委员会往往能通过对企业经营活动和内部控制的适当性、合法性及有效性的监督与评价，降低盈余操纵空间，提升企业财务报告质量，H3得到认证。

4.稳健性检验

为了进一步保证研究结论的可靠性，本文通过内生性检验和变量替代性测量进行了稳健性检验。

（1）个体固定效应。为排除公司层面的遗漏变量问题，本文控制了公司层面的个体固定效应。表5列（1）的结果显示，控制了个体固定效应后，审计委员会综合治理能力（AC）与企业非投资效率（INVEFF）的回归系数为-0.006，在1%水平上统计显著，H1仍然成立。

（2）替换解释变量。考虑到独立董事与非独立董事监督权力的异质性，本文以审计委员会中独立董事占比的二分变量作为审计委员会独立性的替代指标，并通过其与审计委员会胜任力ACI的加和值构造审计委员会治理能力的替代性指标ACID。表5列（2）的结果表明，ACID的回归系数仍然显著为负，与本文基准回归结果保持一致。

（3）被解释变量敏感性测试。本文参考辛清泉[ 20 ]等的研究重新计量投资效率，使用“本年度购建固定资产、无形资产和其他资产支付的现金”除以年初总资产账面价值衡量企业投资效率（Inv），表5列（3）报告了替换投资效率指标后的回归结果，审计委员会综合治理能力（AC）的回归系数显著为负，与前文研究结论保持一致。

（4）PSM+DID检验。为缓解样本自选择可能导致的内生性问题，本文运用双重差分倾向得分匹配法进行稳健性检验。具体的，通过审计委员会独立性（ACI）对协变量进行Logit回归估计倾向得分，进行近邻1：1匹配。共同支撑假设检验结果显示，匹配后各协变量均不存在显著性差异，被解释变量存在显著差异，即使用PSM-DID方法是合理的。匹配后保留匹配成功样本以及匹配权数，进行DID回归，基准回归及截面PSM-DID回归结果如表6所示，可以看出，无论是使用满足共同支撑假设的样本进行回归还是使用频数加权回归，审计委员会独立性都显著降低了企业的非效率投资水平。这表明与独立性较低的审计委员会相比，高独立性的审计委员会对企业投资效率的治理效应更为显著，证明了前文分析结论的稳健性。

五、进一步研究

（一）审计委员会治理对投资不足和投资过度的非对称影响

投资不足和过度投资是非效率投资的两种主要表现形式，审计委员会特征对投资不足与投资过度的影响是否存在差异？基于此，本文将非效率投资分为投资不足组（UnderInv）和投资过度组（OverInv）分别进行回归。表7列（1）和列（2）的结果表明，投资不足组和投资过度组中审计委员会综合治理能力（AC）的系数均显著为负，即审计委员会能够抑制企业投资不足和减少投资过度，从而降低企业非效率投资水平。具體地，审计委员会既能够提高会计透明度，降低企业与外部投资者的信息不对称，缓解企业融资约束，改善投资不足，又能够缓解委托代理问题引发的投资过度，综合提升企业投资效率。

（二）管理层权力分组检验

基于代理理论，管理层权力越大，其受到的监督和约束越小，管理层越有动机和能力谋求私人利益。因此，相对于管理层权力高的企业，管理层权力低的企业审计委员会对企业投资效率的提升作用更显著。本文参照赵刚等[ 21 ]的研究，以两职兼任、股权分散、高管长期在位三个单一维度指标度量管理层权力（Power），将样本划分为管理层权力较高（high_power）和较低（low_power）两组分别进行检验，表7列（3）、列（4）报告了回归结果。对比发现，与管理层权力高组相比，审计委员会综合治理能力（AC）对企业非效率投资的抑制作用在管理层权力低组更加显著，说明管理层权力过大，增加了管理层在投资决策中的话语权以及对监管部门的规避，导致审计委员会监督机制失效。

六、研究结论与启示

审计委员会作为公司治理过程中的独立观察者，通过审查和评价企业业务活动和内部控制的有效性，与外部审计形成合力有效推进审计监督全覆盖，促进企业完善治理结构，实现价值增值，而企业投资效率直接影响企业价值最大化目标的实现，因此，本文基于2014—2021年非金融类A股上市公司研究审计委员会治理对企业投资效率的影响及其作用机制。研究发现：审计委员会治理显著抑制企业的非效率投资，且该抑制作用主要是通过其独立性实现的，当不考虑其独立性的影响时，审计委员会成员胜任力对企业投资效率未有明显提升作用；财务报告质量在审计委员会治理效应发挥的过程中具有部分中介效应，构成审计委员会治理提升企业投资效率的传导路径。进一步分析发现，审计委员会治理特征能够有效抑制企业的过度投资和缓解企业投资不足，且相较于管理层权力高的企业，审计委员会对企业投资效率的治理效应在管理层权力低的企业中更为显著。

本文的研究结论阐明了审计委员会治理的经济后果，有助于确保审计机关将党的二十大精神贯彻落实到谋划审计工作、实施审计项目全过程，对审计部门坚持党的集中统一领导、扎实推进审计管理体制改革、实现高质量发展提供了直接的经验证据，同时也为微观企业借助现代公司治理结构实现价值增值提供了路径参考。（1）强化审计委员会独立性。于国家而言，独立自主是我国经济发展需要牢牢把握的重大原则；于企业而言，独立性是审计委员会发挥治理效应的关键因素。因此，应该通过有效机制设计从隶属机构、管理层次、成员任免和成员结构等提高审计委员会独立性，推动健康、有序的治理渠道，充分发挥审计委员会提高决策科学性、促进制度完善和强化制度执行的职能。（2）提升审计委员会胜任能力。样本公司中有1/3的审计委员会成员构成不符合《上市公司治理准则》中对审计委员会中至少有一名独立董事是会计专业人士的要求，因此，要健全审计委员会的人员组成体系，根据《上市公司治理准则》中对审计委员会人数、独立董事数量和财务专家的要求，以审慎监管为原则，不断完善信息披露制度，从不同角度保证审计委员会的有效性，助力审计委员会在上市公司治理过程中发挥更为积极的作用。（3）完善治理结构。在管理者权力高的企业中，审计委员会对企业投资效率的治理作用是相对有限的。因此，建议监管层区别关注不同管理者权力中审计委员会治理作用的影响。譬如，强化外部审计、媒体监督或其他专业委员会等监督力量，从多方位考核管理者能力，抑制重视短期业绩而造成的投资过度行为；积极加强监管和改革，逐步调整股权比例，防范管理层权力过度集中引发的寻租行为，提升审计委员会监督的治理质量。

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