党组巡视会影响审计意见购买吗？

张建平 李苗 张嵩珊

一、引言

巡视监督是上级对下级党组织的政治监督。十八大后，党中央高度重视巡视监督制度，在巡视范围和内容、方法和手段以及范围和力度等方面都进行了完善和创新，巡视制度逐步规范，巡视的制度建设和巡视工作的开展进入了全新阶段。党组巡视在党风廉政建设中取得了良好效果，而目前国内学者多从其他的视角研究国家相关倡廉政策的实施效果，鲜有文献研究巡视监督对我国企业直接产生的具体影响和经济后果。本文选取2013-2017 年间上市国有企业为研究对象，利用Lennox(2000) 的审计意见购买模型检验巡视监督对企业的审计意见购买行为的影响。研究结果表明，巡视监督在一定程度上会降低国有企业审计意见购买的发生频率，并能通过削弱政治关联来抑制国企的审计意见购买行为；随着巡视程度的加强，该抑制作用会增强。同时，当企业为了提升审计质量及良好的信号传递而进行审计师变更时，巡视监督监督效应能够强化企业对变更的正向积极作用。

同时，现有的文献主要集中于对审计意见购买的存在性（Krishnan，1994；Lennox，2000； 李 爽 等，2002；李青原等，2014；Newton 等，2016）、意见购买的动机（唐跃军，2011；张利红等，2013；谢裕慧等，2018；李明睿，2019）、意见购买的途径（Chow 等，1982；李爽和吴溪，2004； 周福源，2012； 张强，2015；唐跃军，2017）和监管（吴联生，2005；唐跃军，2007、2008；耀友福，2018）等内容的研究。而对于是由哪种具体的行为或因素影响企业进行审计意见购买，却鲜有探讨。本文基于党组织巡视监督这个视角展开对审计意见购买的影响研究，具有一定的创新性。

二、文献回顾

1. 监管与审计意见购买。监管是抵制审计意见购买的重要方式，证监会、审计委员会等相关的监管机构，会通过对被监管公司的经济活动、财务报表以及其他的异常重大事项的分析，并针对不同的公司、不同的收益等会采取不同的监管策略，从而实现对它们的监管。目前，一些文献认为某些监管对审计意见购买行为在一定意义上并不能起到抑制作用。例如，Cushing（1999）认为对意见购买的严格监管所获得的利益不一定会超过道德准则监督和实施监管所增加的管制成本。陆正飞、童盼（2003）通过实证分析发现，在证监会2001 年的14 号规则颁布后，具有审计意见购买动机的公司更能够实现审计意见购买。李爽、吴溪（2004）通过检验发现监管诱致性审计师变更比自愿性审计师变更的审计定价水平更高。吴联生（2005）通过建立动态博弈模型，分析发现不同的监管者对于变动收益下的审计意见购买行为的最优监管策略各不相同，但是对于固定收益下的最优监管策略大致相同，并认为最优监管策略并不能杜绝审计意见购买行为。而有些文献则认为监管对审计意见购买能产生积极的抑制作用。通过从审计委员会的存在性、独立性和勤勉程度三个方面进行研究，发现公司在董事会中设立审计委员会，并切实提高其独立性和勤勉程度，可以在一定程度上制衡管理层的审计意见购买行为（唐跃军，2008；左晶晶等，2013）。此外，媒体对审计意见购买也具有一定的监督治理作用。研究发现，媒体负面报道对公司的内部控制审计意见购买行为具有明显的改善效果，可以减少审计意见购买行为（耀友福，2018； 周兰等，2018）。 但仅仅依靠外部的监管既不充分也不经济，所以审计师本身的道德也尤为重要，王春飞（2006）提出审计师能否恪守信用是减少审计意见购买的一道重要防线。

2. 巡视对国有企业的监督作用。现有文献集中于对巡视监督进行定性分析，包括对巡视监督制度发展的探析和论述（陈燕，2016；谢撼澜，2018；李伯超等，2019）；对党内巡视监督的改革创新的研究（李小珊，2016；李英强等，2017；徐健等，2019）；还有些学者对巡视监督的效能进行了分析，钟龙彪（2016）对在提升巡视监督效能中遇到的问题和进路进行了探讨。而有关党组织巡视的监督机制的实证研究较少。唐大鹏等（2017）经过实证检验，发现巡视中内部控制关注度会对被巡视单位产生影响，从而证明了巡视是推进行政事业单位内部控制建设的一个重要因素。作为一种独立的监督机制，党组织巡视监督能够发挥其震慑作用，及时发现并整改有关思想政治、组织作风建设和党风建设方面的问题，能够使监事会监管成本降低，从根本上制约国有企业经营管理者的违规行为（段永传等，2018）。孙德芝和郭阳生（2018）分析了巡视监督对公司的违规行为的直接影响，发现巡视监督能够抑制企业的违规行为。通过构建国有企业监督体系，充分发挥党组织在企业经营等方面的监督权，并对整改工作进行适时监督检查，激活国企治理的活性。齐岳等（2018）采用事件研究法，对中央巡视组公布国有企业巡视结果后的市场反映进行了检验，发现投资者在市场的不同状态下表现出不同的理性程度，而且巡视结果的公布对于不同行业的影响不同，如对制造业以及能源行业国有企业的收益率具有负向影响，而对运输业以及钢铁行业的影响并不显著。然而，鲜有文献直接研究巡视对审计意见购买产生的经济后果和影响。

表1 变量定义

表2 描述性统计

三、研究假设

十八大后国内的很多学者都对反腐倡廉政策所产生的效应进行了分析。钟覃琳等（2016）以十八大召开后展开的一系列倡廉行动为背景，通过对上市公司的商旅招待费水平的检验，发现倡廉行动能够提高公司绩效，并通过渠道效应的研究发现，其是通过作用在加快资产周转率、提高生产效率等渠道上，最终体现在企业的绩效上。王茂斌和孔东民（2016）也对十八大前后中国上市公司的治理情况进行了探讨，发现十八大后上市公司高管的薪酬敏感性显著提高了。王贤彬等（2017）以地方高级官员被查落马事件为外生冲击，研究发现高官落马产生的震慑效应能显著降低固定资产投资规模，能够提高企业的投资效率，改善投资资源的配置效率。而巡视作为党内监督的一种重要实现方式，可以为倡廉行动提供实现的路径。一方面，国有企业开展的内部巡视是企业加强党建的重要措施，也是推进依法治企的内在要求，在实践中也证明了其对国有企业的违规、违纪等行为具有一定的抑制作用。国有企业以巡视巡察的方式在内部进行全面“体检”，从严查处违规违纪行为，及时发现企业在生产经营中存在的突出问题，并及时纠正（肖孝飞，2017）。另一方面，监察法在十九大之后明确将实现国有企业监察全覆盖的纳入行动行列。盛丹和刘灿雷（2016）研究发现外部监管不仅能改善国有企业的经营绩效，还能提高国有企业的改制成效。唐大鹏等（2017）实证检验了巡视反馈中的相关问题的内控关注度对被巡视单位的 “威慑效应” 和 “说服效应”。巡视监督能显著减少国企违规的发生频率，而且能减轻违规严重程度（孙德芝等，2018）。

基于以上研究以及对监管与审计意见购买的相关文献回顾，笔者认为，巡视监督能够弱化企业的审计意见购买行为的可能原因是：一方面，被巡视单位根据整改建议采取一系列手段进行整改后，企业本身内部的治理环境和经营状况得到改善，审计意见得到合理的完善，管理者没有动机进行审计意见购买；另一方面，巡视作为一种监督，会增加企业的审计意见购买风险，况且基于巡视组对被巡视单位产生的威慑作用，会使管理者更加谨慎地考虑是否选择购买审计意见。然而，巡视监督有可能会强化审计意见购买行为。基于国企高管面临的业绩考核压力的视角，加上巡视组通过“回头看” 等方式对被巡视单位监督问题的整改落实情况进行检验，以强化管党治党政治责任、监督责任和企业发展。因此，当被巡视单位无法有效落实巡视整改建议，而这些需要整改的事项又会直接或间接影响企业审计报告，同时面对着 “回头看” 的压力，企业责任主体恐于受到指责和惩处，可能会促使企业为了获取 “不清洁”的审计意见而进行审计意见购买。据此，本文提出假设H1：

H1a： 在其他条件不变得情况下，巡视监督会抑制审计意见购买行为；

上述土箱产茧法，管理简单，操作方便，其优势：一是大大节约池塘养殖成本；二是便于观察水蛭产茧期间的温度、湿度，天敌等动态情况；三是避免自然孵化条件下鸟、鱼等自然天敌对水蛭幼体的捕食，强烈的日光、暴雨等条件对水蛭卵茧孵化的制约，使水蛭产茧能够在较为稳定的条件下孵化，可以有效提高孵化速度和孵出率；四是统一孵化时间，可有效减少孵出幼体的差异，利于集中管理与采集，提高资源有效利用率。所以我们采用的土箱产茧法，大大提高了水蛭产茧的孵化速度与孵化率，同时也缩短了幼苗到成品蛭的生长周期。

H1b： 在其他条件不变得情况下，巡视监督会强化审计意见购买行为。

（二）政治关联在巡视对公司审计意见购买行为影响中的作用

研究发现，政治关联会影响企业财务报告的可靠性，从而影响公司外部审计师的选择和审计意见购买等。郑军（2010）认为对于前一期被出具非标意见的公司来说，政治关系可以帮助公司通过现任审计师实现审计意见购买（通过政治关系向现任审计师施压实现）。刘启亮等（2010）发现政治联系与私人关系的合谋确实能给客户带来较为有利的审计意见。对于既定的盈余质量，有政治关联的国企，获得非标审计意见的概率会显著降低，这说明政治关联可能会导致审计意见购买等其他合谋行为（杜兴强，2011）。

随着监管和惩处力度的加大，与企业有政治关联的高官会减少与企业的利益联系，以防被监管者发现。2012 年（十八大）之后，与没有政治关联的公司相比，有政治关联的公司被出具标准无保留审计意见的概率显著降低（陈胜蓝等，2018）。外部监管和制度环境的改善，能够削弱政治关联的效果。腐败治理可能抑制企业的寻租动机，促使企业摆脱政治关联依赖，从而进行公平的市场竞争（余鹏翼等，2018）。企业的政治关联行动与独立审计质量负相关，但是较完善的制度环境以及合理有效的政府市场干预可以降低这种负相关（华莹莹，2019）。中央和省（区、市）党委根据相关规定，通过建立专门机构展开的巡视，会大大抑制企业想要寻求政治庇护的积极性，从而抑制企业想要通过政治关联实现审计意见购买的行为。据此提出假说H2：

表3 相关性分析

H2：企业高管政治关联越强，巡视对审计意见购买的抑制作用越大。

四、研究设计

（一）样本选择和数据来源

十八大后，巡视工作的开展进入了全新阶段，巡视制度逐步得到规范和完善，因此选择2013 年作为样本数据的开始年份能够较为准确地反映出巡视成果。本文借助中央纪委监察部网站、人民网、百度引擎等，手工收集并整理了2013-2017 年被巡视的国有企业集团及其下属单位作为被巡视的国企名单样本，并通过国泰安CSMAR 数据库搜集其他的相关数据。同时，本文还对研究样本做了以下处理：剔除ST 和ST＊ 的公司；剔除金融保险业的企业；剔除有变量数据缺失的样本；部分变量按1% 的比例进行缩尾处理，最后筛选得到4241 个研究样本。

（二）变量定义

1. 被解释变量。本文选取审计师变更作为因变量，参照翟胜宝等（2016）分析师跟踪对是否会弱化（强化）审计意见购买行为的研究，用哑变量审计师变更Sit表示，当国企当年发生审计师变更时，赋值为1，否则为0。

2. 解释变量。OP 表示获得不清洁审计意见的概率之差。Insp 表示国有企业当年是否受到党组织巡视的虚拟变量，是为1，否为0，为了避免自相关问题，在这里所用的巡视变量都做了滞后一期处理。OP×Insp：获得不清洁审计意见的概率之差和国有企业当年是否受到党组织巡视的交互变量，其系数就是本文所考察的巡视监督对审计意见购买行为的影响效应。

OP 的具体计算过程如下：首先借鉴 Lennox ( 2000) 提出的审计意见估计模型，建立模型（1）：

表4 巡视监督与审计意见购买回归结果

表5 审计师行业专长、巡视监督与审计师变更的回归结果

通过回归计算出模型（1）中的各个变量系数α，然后再将其带入模型（1）中就可以计算出Qsit的预测值。然后运用（2）和（3）公式运算得出公司变更和不变更审计师时分别被出具不清洁的审计意见的概率。不清洁审计意见的概率之差OP 即为：

3.调节变量。借鉴孙德芝（2018）、应千伟等（2016）对企业高管是否存在政治关联的分组，本文对治理层和管理层曾任或现任人大代表、政府机构部门、地方委员等国有企业定义为存在政治关联组Relation，取值1，其他情况为0。

4. 控制变量。参照已有的相关研究文献，本文设置如下变量作为控制变量：用主营业务收入增长率（Grow）代表公司的成长性、用资产负债率（Lev）代表公司的财务风险、偿债能力（Ito、AccRec）、用资产收益率（Roa）代表公司的盈利能力、用公司总资产的自然对数（Size）表示公司规模，本文还控制了董事会规模（Board）、独立董事比例（IndDir）、流动比率（Cr）、产权比率（Er）、现金流（CF）。具体如表1 所示。

（三）模型设定

为了判断样本公司是否进行了审计意见购买，建立模型（4），当β1＜0 时，即OP 与审计师变更Sit呈负相关，就意味着公司成功实现了审计意见购买。

本文参照卢闯等（2015）和谢裕慧等（2018）的研究模型，剔除了没有受到巡视监督的国有企业，只针对受到巡视的企业进行巡视年份前后的政策效应研究，并将巡视监督的监督效应全部滞后一期，设定巡视变量（Insp），如果当年企业受到党组的巡视巡查，则将实施后的年份的Insp变量全部取值为1，未实施的年份为控制组，取值为0。结合不清洁审计意见的概率后得到如下双重差分模型：

表6 巡视程度对审计意见购买的影响

表7 匹配后的巡视监督与审计意见购买回归结果

当β4＞0 时，即获得不清洁审计意见的概率之差OP 与巡视监督Insp的交互项和审计师变更Sit呈正相关，那么就说明巡视监督会弱化审计意见购买；而当β4＜0 时，即OP 与Insp的交互项呈负相关关系，那么就意味着巡视监督会强化企业的审计意见购买行为。

五、实证结果与分析

（一）描述性统计分析

表2 为主要变量的描述性统计结果。由表2 可知，Sit的均值为0.120，说明样本中的国有企业审计师变更频率为12%；Insp 的均值为0.134，中位数为0.341，说明在样本期间被巡视的国有企业并不是很多。Lev 的均值为0.500，说明样本企业的平均负债率为50%，表明了样本企业的资产负债率处于比较适中的水平；IndDir的均值为0.370，符合国有企业上市公司的独立董事人数至少要占所有董事的三分之一的规定；Cf 的均值为0.040，中位数为0.070，说明样本企业的现金流处于正常水平。

（二）相关性分析

主要变量的相关性检验结果如表3 所示。从表中的数据来看，由于未加入其他变量和未控制行业年份，所以当年的不清洁审计意见与审计师变更没有显著作用，同时巡视监督与审计师变更没有明显关系。此外，所有变量间的相关系数大部分小于0.5，表明模型较为合理，不存在严重的多重共线性问题。

（三）回归分析

表4 报告了模型（4）和模型（5）的回归结果。模型（4）的回归结果列（1）表明，不清洁审计意见的概率之差OP 与审计师变更的估计系数为-1.574，且在1% 水平上显著相关，说明当审计师变更会引起公司被出具不清洁的审计意见的概率降低时，公司会选择变更审计师，从而达到购买审计意见的目的。反之，若审计师变更使公司获得不清洁审计意见的概率增大，那么公司会选择继续聘用原来的审计师。所以，模型（4）的回归结果证明了公司为了避免获得不清洁的审计意见，会通过变更审计师实现审计意见购买。

表8 巡视监督与替代变量的回归结果

表9 巡视程度与替代变量的回归结果

为了验证巡视监督对审计意见购买行为的影响，在模型（4）中加入了Insp 和OP×Insp 构成了模型（5）。从模型（5）的回归结果列（2）可以发现，不清洁审计意见的概率之差和巡视监督变量的交互项系数为0.801（p＜ 0.1），交互项系数显著为正，说明了如果审计师变更会导致公司获得的不清洁审计意见概率降低，巡视监督能够以其执纪问责力度和高压态势来抑制公司管理层通过审计师变更获得更有利的审计意见的动机；如果审计师变更会导致公司获得的不清洁审计意见概率上升，那么巡视监督会强化公司继续聘用原审计师的行为。该结果证明了假设H1a 而非H1b，即在其他条件不变得情况下，巡视监督会抑制审计意见购买行为。列（3）是无政治关联企业的回归结果，可以发现不清洁审计意见的概率之差和巡视监督变量的交互项系数为正，但是不显著。而列（4）反映的有政治关联企业的回归结果表明，不清洁审计意见的概率之差和巡视监督变量的交互项系数为正而且在10% 的水平显著。这说明了，巡视监督对审计意见购买行为的抑制作用会随着政治关联强度的增大而增大。从而验证了假设H2。

六、进一步检验

（一）审计师行业专长、巡视监督与审计师变更

由于审计业务范围的不断扩大和轮换体系的建立，审计服务质量受到会计师事务所的行业专长、技术、规模和声誉等影响，当企业对审计服务要求提升时，通常会选择更换具有较高质量水平的事务所来满足其经营发展需要。因此，审计师变更可能是由于继任审计师拥有更高的专业知识和胜任能力，企业认为变更后的审计师能利用其职业能力为企业提供更高水平的鉴证业务。在此借鉴仉立文、张立民（2019）的做法，建立如下模型：

其中Spe 为审计师专长，为了检验巡视监督的影响，在模型（6）中加入巡视监督变量Insp 和审计师专长与巡视监督的交互变量Spe×Insp，构建如下模型：

从表5 中的结果来看，审计师的行业专长（Spe） 与审计师变更（Switch）关系不显著，说明审计师的行业胜任能力与审计师的变更不存在显著关联性，即审计师的行业专长不是导致审计师变更的主要原因。从（2）列可以看出，加入巡视监督影响作用后，Spe×Insp 与Switch 的系数为0.803 且在10% 水平上显著正相关，即巡视监督能够强化企业由于寻求更高质量、专业性更强的审计师而进行审计师变更的行为，也从侧面反映出了在脱离巡视监督管理的情况下，企业进行审计师更换并不是追求高质量的审计，而是为了达到购买审计意见的目的。

（二）巡视程度与审计意见购买

对被巡视单位的巡视进程的差异，可能会影响到巡视对审计意见购买行为的抑制程度，所以为了进一步探究巡视监督对审计意见购买的抑制作用，本文采用Inspexe 变量代表巡视程度，其定义为：如果当年公布启动巡视，则为1，当年公布完成巡视，则为2，公布对国企进行回访，即进行巡视 “回头看”，则赋值为3，否则为0。并采用Logit 和Probit 回归分别进行巡视程度对企业进行审计意见购买的影响的检验，将审计师变更与获得不清洁审计意见的概率之差OP与巡视强度进行交乘回归。表6 中第（1）、（3）两列反映的是审计师变更与OP×Inspexe 的回归结果。从表中的结果来看，OP×Inspexe 在两种回归方式下都是在10% 水平上显著正相关，说明了加强巡视监督的监督审查力度可以抑制企业的审计意见购买行为，并且巡视程度越大，其监督效应越强。

七、稳健性检验

为验证假设，保证研究结论的可靠性，本文做了如下的稳健性检验：

（一）倾向得分匹配

本文采用PSM 倾向性匹配作为检验。本文的实验组为受到巡视的上市企业在巡视年以及以后年份，取值为1，而该类公司在被巡视前的年份为对照组，按1：1 进行了无放回匹配，分别选取资产负债率（Lev）、资产收益率公司规模（Roa）、企业成长性（Growth）、企业现金流（Cf）、公司规模（Size）5 个特征变量用于匹配，逐一剔除没有匹配到的上市国企，最终得到1052 个匹配样本。

从表7 可以看出， 匹配后的OP×Insp 的相关系数与匹配前的相比，并没有显著差异。无论是匹配前还是匹配后，在全样本中巡视监督前OP 的相关系数均显著为负，而在加入巡视监督后，不清洁审计意见的概率之差OP 与巡视监督Insp 的交互项系数均为正数；匹配后的无政治关联组的交互项系数为正，但依然不显著，而有政治关联组的交互项系数为正并依然在10%的水平上显著。匹配前后，结论具有一致性，较好地支撑了假设。

（二）变量替代

为了增强研究结论的稳健性，借鉴仉立文等（2019）、翟胜宝等（2016）的做法，使用预期符合正太分布的审计意见的拟合值（OP1）替代OP 进行检验，构造模型如下：

从表8 可以看出，在加入巡视监督变量前，审计师变更与OP1的相关系数为-0.914，并在1% 的水平上显著为负，说明了国有企业进行了审计意见购买。而加入巡视监督变量后，审计师变更与OP1×Insp 的交互项的系数是0.670，系数为正；与无政治关联组相比，有政治关联组的OP1×Insp 显著性较强。从表9 可以看出，OP1×Inspexe 在两种回归方式下均在5% 的水平上显著正相关，说明了巡视程度越大巡视监督的监督审查功能对企业的审计意见购买行为抑制作用越强，其监督效应越大，这与OP×Insp 的结果无显著差异。表明了使用预期审计意见的拟合值之差作为替代变量，结论仍然成立。

八、研究结论

本文通过选取2013-2017 年的巡视监督的数据，运用 Lennox（2000）的审计意见购买模型，以及构建的双重差分模型，研究了巡视监督对企业审计意见购买行为的影响。研究结果显示：巡视监督会弱化不清洁的审计意见对被巡视单位的消极影响，降低被巡视的企业购买审计意见的动机，即巡视监督对企业的审计意见购买行为具有抑制作用，且在企业存在政治关联时的抑制作用较为明显。同时通过PSM 检验、变量替换等检验，发现结论具有一致性，从而证明了结论的可靠性。通过进一步研究发现巡视监督能够促进影响企业为了追求高质量审计而进行审计师变更的行为。此外，巡视程度越大，其抑制企业审计意见购买行为更强，可见巡视监督作为一种监督利剑确实能够起到治理公司的作用。

为了更好的发挥巡视的监督效应，并基于本文的研究结论，提出以下两点建议：一是建立并完善相关的企业内部制度。国有企业应有完善的与巡视制度 “遥相呼应” 并 “协同治理” 的制度和机制，既要明确巡视与企业内部监督的界限，又要协同治理，从而更加完善国有企业的监督体系，规范国企管理，堵塞监管漏洞，通过巡视整改帮助解决审计意见购买等阻碍企业发展的违法违规行为。二是完善巡视制度。巡视前、巡视中、巡视后都要有完善的制度约束，巡视前要有完善的制度明确巡视的对象、内容、时间、方式等，巡视中要有明确的制度约束巡视组自身的行为，巡视后的“回头看” 工作也要紧抓、落实，高质量推进巡视全覆盖，促进国企的深化改革。