非国有董事治理积极性与国有企业审计意见决策

2024-01-24吴秋生姜一涵独正元

云南财经大学学报 2024年1期

吴秋生,姜一涵,独正元

(1.山西财经大学会计学院,太原 030006;2.中北大学经济与管理学院,太原 030027)

一、引言

随着中国资本市场的不断发展,审计师“看门人”责任不断被强化,审计意见在促进资本市场健康有效运行中发挥着愈发重要的作用。2019年底颁布并于2020年3月1日正式实施的新《证券法》,不再要求IPO公司前3年必须达到规定的盈利水平,而是要求必须得到审计师出具的无保留审计意见,这意味着审计意见质量更加重要。要保证和提高审计意见质量,必须充分认识影响审计意见质量的因素。作为风险制度性根源的内部治理,对审计师的决策行为具有重要影响,因而需要充分考虑(刘霄仑等,2012;潘克勤,2008)[1～2],已有文献从独立董事比例(Beasley,1996)[3]和独立董事投非赞成票(Tang et al.,2013)[4]等视角对此进行了研究,但少有文献关注非国有董事治理对混改国有企业审计意见决策的影响。

国有企业是中国经济的主体。引入非国有股东并积极发挥非国有董事治理的积极性,是影响混合所有制改革成败的关键(郝云宏等,2015)[5]。非国有股东在混改国有企业中一般处于中小股东地位,主要靠“用脚投票”发挥治理作用,也可以通过委派董事,主要在董事会上投票发挥治理作用。其中投非赞成票被认为是非国有董事积极履行治理职责的主要表现(郑志刚等,2019)[6]。那么,非国有董事投非赞成票能否影响国有企业审计师的意见决策,促进国有资产保值增值,实现国有企业混改主要目标?研究清楚这一问题,对于完善混改国有企业的治理机制,实现混改主要目标,对审计师根据非国有董事投票行为正确决策审计意见,以提高审计质量,均具有重要意义。

基于此,以2013—2022年沪深A股国有企业上市公司为样本,采用离散选择回归模型,以投非赞成票代理非国有董事治理积极性,研究非国有董事治理积极性对审计意见决策的影响,以及第一大非国有股东持股比例和混改国有企业股权集中度这两个混改国有企业股权结构的主要特征对这一关系的调节影响。进一步研究应计盈余管理在其中的传导机理,以及非国有董事积极治理提高的审计意见质量是否有利于混改国有企业国有资产保值增值,实现国有企业混改主要目标。

本文可能的新意表现在:首先,研究了非国有股东治理积极性对国有企业审计意见决策的影响及其机理,丰富了非国有股东治理积极性的经济后果和国有企业审计意见决策影响因素的研究,发现了混改国有企业审计师正确决策审计意见的新因素。其次,研究了混改国有企业股权结构的两个主要特征——第一大非国有股东持股比例和国有企业股权集中度,对非国有董事治理积极性与审计意见决策关系的影响,为审计师从混改国有企业具体股权结构出发,正确决策审计意见提供了经验证据。最后,研究了非国有股东治理积极性影响国有企业审计意见决策,对促进国有资产保值增值的作用,这对于非国有董事有效维权、发挥混改协同效应,具有启示意义。

二、文献综述

已有关于审计意见决策影响因素的研究,主要从审计主体特征、审计对象特征以及外部环境三方面展开。其中,审计对象特征对审计意见决策的影响,主要从财务风险(Biddle and Hilary,2006;沈维成,2019)[7～8]、法律风险(冯延超和梁莱歆,2010;Lam and Mensah;2006)[9～10]、公司治理等方面展开。具体而言,基于公司治理视角,有学者研究发现,一方面,从监督治理效应看,独立董事持股比例(Beasley,1996)[3]、机构投资者持股比例(张敏等,2011)[11]越高,企业内部控制水平越高,企业盈余管理水平和会计信息出错率越低,有助于降低公司被出具非标准审计意见的概率。另一方面,从风险规避效应看,独立董事主动辞职(尚兆燕和扈唤,2016)[12]或投非赞成票(Tang et al.,2013)[4]、非控股大股东退出威胁(王生年和刘洋洋,2023)[13],均会增加企业被出具非标准审计意见的可能性。

已有关于董事会投票经济后果的研究,主要有两种观点:一种是“治理观”,另一种是“风险信号观”。基于“治理观”,有学者研究发现,独立董事投非赞成票可以缓解外部股东和内部人之间的代理问题,提高管理层谋取私利的难度,进而提高公司市场价值(叶康涛等,2011)[14];非控股股东投非赞成票可以改善公司业绩和经营效率(祝继高等,2015)[15];非国有董事投非赞成票,有助于减轻国有企业代理问题、增强决策有效性、提高国有企业信息透明度,进而降低国有企业并购超额商誉(独正元和吴秋生,2023)[16]、促进国有资产保值增值(吴秋生和独正元,2022)[17]。基于“风险信号观”,有学者认为,独立董事投非赞成票,很少能够阻止议案通过,但能够向利益相关者传递企业存在风险的信号,从而降低公司股票价格(Jiang et al.,2016)[18],增加企业收到非标准审计意见的概率(Tang et al.,2013)[4]。

综上所述,一方面,有关审计意见决策的客户董事会治理影响因素的研究,主要是从独立董事、非控股董事参与治理视角展开,少有文献从非国有董事参与治理视角考察其对审计意见的影响。另一方面,现有关于董事会投票的经济后果研究,主要是从独立董事、非控股股东、非国有董事视角研究投非赞成票对企业绩效、价值的影响,也有少量文献研究了独立董事投非赞成票对审计意见决策的影响,但少有文献检验非国有董事投非赞成票对国有企业审计意见决策的影响。

三、理论分析与研究假设

(一)非国有董事治理积极性与国有企业审计意见决策

审计师在出具审计意见时需要考虑的重要因素是未来面临的损失,即审计风险的大小(李留闯和李彬,2015)[19]。审计风险取决于财务报表的重大错报风险和检查风险,其中重大错报风险主要受客户公司外部环境和内部控制质量的影响。董事会作为公司治理的核心和内部控制的重要环境因素(王治和谭欢,2023)[20],其独立性、结构合理性、各类董事履职积极性等,都直接影响公司治理的有效性(Feng et al.,2007;吴秋生和独正元,2022)[21][17],从而影响重大错报风险。

混合所有制改革是本轮国有企业改革的核心,积极引进非国有股东,优化国有企业股权结构,提高混改国有企业治理效率,是本轮国有企业改革的主要任务(苏继成和刘现伟,2022)[22]。要充分发挥非国有股东的治理作用,不仅需要积极引入非国有股东,而且还要积极发挥非国有股东派出董事的治理积极性(Baldenius et al.,2014;吴秋生和独正元,2022)[23][17]。非国有董事治理积极性不仅表现为参加董事会的积极性,而且表现为参加会议发表非赞成票的情况。其中,发表非赞成票被认为是非国有董事治理积极性的主要标志(郑志刚等,2019)[6]。

国有企业具有“所有者缺失”的特性,国有董事作为所有者代表,与管理层一样,也具有很强的代理人性质(陈晓和江东,2000)[24],因此,传统国有企业更容易形成“内部人控制”的局面,代理成本和道德风险较高(Lin and Tan,1999)[25]。国有企业引入非国有股东并委派董事,可以强化混改国有企业的经济理性,对国有企业管理者努力程度和在职消费具有强烈监督动机(冯慧群和郭娜,2021)[26]和行动,有效缓解了混改国有企业的代理问题和道德风险。特别是非国有董事在董事会决策中投非赞成票,更充分体现了非国有董事的治理积极性,具有更加独特且显著的治理作用。一般而言,中国公司董事会的决策,大多是事先协商,然后再上董事会表决。混改国有企业董事会决策,非国有董事在协商阶段会从维护自身利益的需要出发,积极发挥监督治理作用,从而优化决策方案。但是,由于国有股东所持股份较多,且与非国有股东的利益诉求有可能会出现严重不一致,从而导致会计信息真实反映、重大投资决策等在会前的协商沟通中难以达成一致,在这种情况下,董事会上非国有董事就有可能对有关决策投非赞成票,虽然大多数情况下不能起到纠正不当决策的作用,但是可以通过信号传递引起审计师、投资者等对混改国有企业会计信息披露、投融资决策等可能存在问题的关注,以便释放风险,引起监管方、审计师等的警觉,达到维护自身利益的目的。非国有股东一般为混改国有企业的中小股东(蔡贵龙等,2018)[27]。非国有董事投非赞成票的决策事项一般意味着有对中小股东不利的风险事项(吴秋生和独正元,2022)[17]。由于中小股东往往处于弱势一方,因而为相关法规所特别关照和保护(李增泉等,2004)[28]。尽管审计师实际为大股东所聘用,但是在非国有股东投非赞成票传递出企业存在重要风险的情况下,为了维护自身独立客观公正的形象,防范特别监管引发审计风险暴露对自身利益的侵害,审计师会更倾向于出具非标准审计意见。综上所述,提出假设H1:

假设H1:非国有董事治理积极性越高,审计师越倾向出具非标准审计意见。

(二)股权结构的调节作用

非国有董事治理积极性与国有企业审计意见决策的关系可能会随着国有企业股权结构特征的不同而产生差异。股权制衡度是股权结构最基本的特征(张任之,2019)[29];第一大非国有股东最有可能派出非国有董事,所以第一大非国有股东持股比例是混改国有企业股权结构的又一重要特征。因此,主要考察非国有股东持股比例和股权集中度的调节效应。

1.第一大非国有股东持股比例的调节作用

非国有董事治理积极性代表非国有股东利益,其投非赞成票行为必然受到非国有股东持股比例的影响。非国有股东持股比例越高,越有话语权,其制衡国有股东的能力越强(刘运国等,2016)[30]。当非国有股东持股比例远低于国有股东时,难以发挥制衡作用(李向荣和张洪宝,2021)[31],持股比例低的股东参与公司治理耗费的成本可能比他们面临的风险和承担的损失高,因此更容易采用“搭便车”的方式参与公司治理,不会积极参与公司治理(张伟华等,2021)[32]。因此,第一大非国有股东持股比例越高,非国有股东制衡国有股东的力量越强,由其委派非国有董事的可能性越大,在混改国有企业中的利益诉求越大,对国有大股东提出的忽视、侵害非国有股东利益的决策议案投非赞成票的积极性就可能越高,传递出的混改国有企业风险就越高,审计师越倾向出具非标准审计意见。综上所述,提出假设H2:

假设H2:第一大非国有股东持股比例越高,非国有董事治理积极性与非标准审计意见的正向关系越显著。

2.国有企业股权集中度的调节作用

股权集中度影响着股东监管经理人的动机和能力(张力派等,2020)[33],在理性经济人假设前提下,国有企业股东集中度越高,国有股东利用其控股地位积极参与公司治理的动机和能力越足。国有企业混改引入非国有股东,使国有股东和非国有股东相互制衡,在双方利益和目标不一致的情况下,处于弱势地位的一方有动机完善企业治理机制,而混合所有制程度的提高赋予了非国有股东监督和治理的能力(刘运国等,2016)[30]。当国有企业股权集中度较高时,意味着本就处于弱势地位的非国有股东的监督和治理能力更弱,非国有董事治理能力和积极性就会更差。因此,国有企业股权集中度越低,非国有股东制衡国有股东的力量相对越强,非国有董事治理的动力、能力和积极性就越高,就越能够更充分地传递出混改国有企业存在的风险,使审计师更倾向于出具非标准审计意见。综上所述,提出假设H3:

假设H3:国有企业股权集中度越低,非国有董事治理积极性与非标准审计意见的正向关系越显著。

四、研究设计

(一)样本选择与数据来源

选取2013—2022年A股国有企业上市公司为研究样本,并对样本进行如下处理:剔除金融行业以及ST、*ST公司样本;对连续变量进行1%和99%的缩尾处理。选取2013年为研究起点的原因是:2013年党的十八届三中全会召开之后,国有企业混改进入全新阶段,非国有董事参与混改国有企业决策愈发普遍。本研究的非国有董事判定标准为:若样本公司的董事在该企业的非国有法人股东单位履职或者是该企业的自然人股东,那么认定该董事为非国有董事。

所使用的非国有董事投票行为数据,主要通过Python爬取巨潮资讯网董事会公告、查阅上市公司年报等方式收集获得,其余数据均来源于CSMAR数据库。

(二)变量定义

被解释变量:审计意见(OPINION),借鉴储一昀等(2017)[34]的做法,根据审计师对上市公司财务报告出具的意见度量,当审计意见为非标准无保留意见时取值为1,否则为0。

解释变量:非国有董事治理积极性(NONVOTE),借鉴吴秋生和独正元(2022)[17]的研究,以非国有董事的董事会投票行为衡量其治理积极性,将同意意见定义为赞成票,同意意见之外的其他意见定义为非赞成票,当样本企业年度存在非国有董事投非赞成票时取值为1,否则为0;与此同时,设定非国有董事治理积极性的连续指标(NONVOTE_R),即样本企业年度非国有董事投非赞成票议案数与总议案数之比。

调节变量:第一大非国有股东持股比例(FS1),以第一大非国有股东的持股比例衡量;国有企业股权集中度(S1),借鉴钱红光和刘岩(2019)的做法,以国有企业第一大股东的持股比例衡量。

控制变量X′:借鉴林莉等(2021)[35]的研究,选取资产规模(SCALE)、财务状况(DEBT)、应收账款比率(REC)、盈利能力(ROA)、事务所规模(BIG10)、审计师任期(ATEN)、客户依赖度(IMP)、审计经验(EXP)、事务所变更(CHG)、每股经营活动现金流量(CF)、两职合一(DUAL)等可能对被解释变量产生影响的因素作为控制变量,从而更好地拟合实际经济问题。

变量定义详见表1。

表1 变量定义表

表1(续)

(三)模型构建

构建Probit模型(1)检验假设H1:

(1)

其中,审计意见(OPINION)为被解释变量,非国有董事治理积极性虚拟变量(NONVOTE)和连续变量(NONVOTE_R)为解释变量,X′为控制变量,∑IND为行业固定效应,∑YEAR为时间固定效应,εi,t为随机误差项。

根据第一大非国有股东持股比例(FS1)和国有企业股权集中度(S1)高低对样本进行分组,并且在此基础上进行分组回归,验证假设H2和假设H3。如果公司i在第t年的第一大非国有股东持股比例(FS1)和国有企业股权集中度(S1)高于当年行业的中位数,则被定义为高样本组,否则定义为低样本组。

五、实证结果与分析

(一)描述性统计

主要变量的描述性统计结果见表2。是否存在非国有董事投非赞成票(NONVOTE)的均值为0.004,说明样本国有企业中有0.4%的公司存在非国有董事投非赞成票。非国有董事投非赞成票议案数与总议案数之比(NONVOTE_R)的均值为0.001,标准差为0.014,说明样本公司非国有董事治理积极性存在一定差异。第一大非国有股东持股比例(FS1)的均值为11.810,标准差为13.150,最小值为0.500,最大值为43.160;国有企业股权集中度(S1)的均值为34.510,标准差为17.190,最小值为0.330,最大值为76.130,说明不同国有企业之间股权结构差异较大。

表2 主要变量的描述性统计

(二)实证检验及分析

1.非国有董事治理积极性与国有企业审计意见决策

表3中(1)～(2)列为非国有董事治理积极性对国有企业审计意见决策影响的回归结果。当解释变量为是否存在非国有董事投非赞成票(NONVOTE)时,回归系数为0.705,且在1%水平上显著;当解释变量为非国有董事投非赞成票议案数与总议案数之比(NONVOTE_R)时,回归系数为2.840,且在1%水平上显著。实证结果表明,非国有董事治理积极性会对国有企业审计意见质量产生正向影响,即非国有董事治理积极性越高,审计师越倾向出具非标准审计意见,假设H1得到验证。

表3 非国有董事治理积极性与审计意见决策

表3(续)

2.股权结构的调节作用

为检验假设H2,对模型(1)进行分组回归,结果见表4中(1)～(4)列。当解释变量为是否存在非国有董事投非赞成票(NONVOTE)时,在第一大非国有股东持股比例较高的子样本中,回归系数为0.692,且在5%水平上显著;在第一大非国有股东持股比例较低的子样本中,回归系数为0.580,系数不显著。当解释变量为非国有董事投非赞成票议案数与总议案数之比(NONVOTE_R)时,在第一大非国有股东持股比例较高的子样本中,回归系数为2.526,且在5%水平上显著;在第一大非国有股东持股比例较低的子样本中,回归系数为6.214,系数不显著。实证结果表明,第一大非国有股东持股比例越高,非国有董事治理积极性与非标准审计意见的正向关系越显著,假设H2得到验证。

表4 第一大非国有股东持股比例的调节作用

表4(续)

为检验假设H3,对模型(1)进行分组回归,结果见表5中(1)～(4)列。当解释变量为是否存在非国有董事投非赞成票(NONVOTE)时,在国有企业股权集中度较高的子样本中,回归系数为0.367,系数不显著;在国有企业股权集中度较低的子样本中,回归系数为0.797,且在1%水平上显著。当解释变量为非国有董事投非赞成票议案数与总议案数之比(NONVOTE_R)时,在国有企业股权集中度较高的子样本中,回归系数为1.876,系数不显著;在国有企业股权集中度较低的子样本中,回归系数为3.297,且在1%水平上显著。实证结果表明,国有企业股权集中度越低,非国有董事治理积极性与非标准审计意见的正向关系越显著,假设H3得到验证。

表5 国有企业股权集中度的调节作用

(三)稳健性检验

1.替换被解释变量

借鉴Gul等(2011)[36]的研究,将被解释变量替换为审计报告激进度(ARA)。构建预测模型(2),计算审计师出具非标准审计意见的概率Pi,t;采用ARAi,t=(Pi,t-MAOi,t)计算审计报告激进度。模型(2)中,对于审计意见(MAO),若上市公司获得的审计意见为非标准审计意见,则MAO取值为1,否则为0;审计意见类型的影响因素包括:公司规模(SIZE)、资产负债率(DEBT)、存货比率(INV)、应收账款比率(REC)、其他应收款比率(OTHER)、上市年数(LIST)、总资产收益率(ROA)、流动比率(LIQT)、是否亏损(LOSS)和公司行业(IND)。

MAOi,t=γ0+γ1SIZEi,t+γ2DEBTi,t+γ3INVi,t+γ4RECi,t+γ5OTHERi,t+γ6LISTi,t+γ7ROAi,t+γ8LIQTi,t+γ9LOSSi,t+∑IND+εi,t

(2)

表6中(1)～(2)列报告了替换被解释变量为审计报告激进度(ARA)之后,非国有董事治理积极性对审计意见决策的影响。当解释变量为是否存在非国有董事投非赞成票(NONVOTE)和非国有董事投非赞成票议案数与总议案数之比(NONVOTE_R)时,回归系数均在1%水平上显著为负,说明非国有董事治理积极性会对国有企业审计报告激进度产生负向影响,即非国有董事治理积极性越高,审计师越倾向出具非标准审计意见,审计报告激进度越低。回归结果与前文基本一致。

表6 替换被解释变量

表6(续)

2.Heckman两阶段检验

为解决样本自选择问题,采用Heckman两阶段进行稳健性检验。第一阶段,构建Probit模型(3),其中NON为是否存在非国有董事投非赞成票的虚拟变量,判别变量为X′,包括资产规模(SCALE)、财务状况(DEBT)、应收账款比率(REC)、盈利能力(ROA)、事务所规模(BIG10)、审计师任期(ATEN)、客户依赖度(IMP)、审计经验(EXP)、事务所变更(CHG)、每股经营活动现金流量(CF)和两职合一(DUAL),并计算逆米尔斯比率(IMR)。第二阶段,将逆米尔斯比率(IMR)加入模型(1)进行回归。

(3)

表7中(1)～(2)列为Heckman检验的第二阶段回归结果。当解释变量为是否存在非国有董事投非赞成票(NONVOTE)和非国有董事投非赞成票议案数与总议案数之比(NONVOTE_R)时,回归系数均在5%水平上显著为正,说明非国有董事治理积极性会对国有企业审计意见产生正向影响。回归结果与前文基本一致。

表7 Heckman检验的第二阶段回归结果

表7(续)

3.控制其他变量

考虑到独立董事治理积极性也可能产生“风险信号传递”效应,对审计师出具审计意见产生影响,因此在前文研究的基础上,控制了独立董事投非赞成票(IDVOTE),如果样本企业年度存在独立董事投非赞成票取值为1,否则为0。

表8中(1)～(2)列为控制了独立董事投非赞成票的影响之后,非国有董事治理积极性对审计意见决策的影响。当解释变量为是否存在非国有董事投非赞成票(NONVOTE)和非国有董事投非赞成票议案数与总议案数之比(NONVOTE_R)时,回归系数均在1%水平上显著为正,说明非国有董事治理积极性会对国有企业审计意见产生正向影响。回归结果与前文基本一致。

表8 控制其他变量

表8(续)

4.工具变量法

为解决遗漏变量问题,借鉴袁微(2018)[37]的做法,采用IVProbit模型进一步解决内生性问题。选取滞后一期的非国有股东投非赞成票议案数与总议案数之比(LNONVOTE_R)以及非国有股东投非赞成票议案数与总议案数之比的行业均值(MNONVOTE_R)作为解释变量的两个工具变量。经过检验,均不存在过度识别问题。表9中(1)～(2)列显示了第二阶段的回归结果,可以看出,非国有董事治理积极性对审计意见的决策效率具有正向影响。回归结果与前文基本一致。

表9 工具变量法

六、进一步检验

(一)影响机制分析

以上研究结果表明,非国有董事治理积极性对国有企业审计意见决策起到“风险信号传递”作用,即非国有董事治理积极性越高,越能够提示混改国有企业存在会计信息披露和重大决策问题,对审计师风险提示作用越显著,审计师就越倾向出具非标准审计意见。由于审计师更关注会计信息披露问题,因此,反映会计信息可靠性的主要指标——应计盈余管理程度,在非国有董事治理积极性与国有企业审计意见决策之间很可能起着中介传导作用。

1.应计盈余管理程度机制的逐步检验

为了验证应计盈余管理程度在非国有董事治理积极性与国有企业审计意见决策之间的传导作用,借鉴温忠麟等(2004)[38]的做法,构建模型(4)和模型(5):

(4)

(5)

在模型(4)和模型(5)中,ABSDAi,t代表个体i在t年应计盈余管理程度的取值,其他变量的含义与前文一致。对于应计盈余管理(ABSDA),采用截面修正Jones模型计算操纵性应计利润,并将其作为应计盈余管理的代理变量。截面修正Jones模型如下:

NDAt=β1(1/At-1)+β2(ΔSt-ΔRt)/At-1+β3(PPEt/At-1)

(6)

TAt/At-1=β1(1/At-1)+β2(ΔSt/At-1)+β3(PPEt/At-1)+εt

(7)

DAt=TAt/At-1-NDAt

(8)

在应计会计制下,总应计利润(TA)是净利润与经营现金流量净额的差额,可进一步分为非操纵性应计利润(NDA)和操纵性应计利润(DA);At-1是年初总资产,PPEt是年末固定资产原值;ΔSt是当年营业收入变化,ΔRt是当年应收账款变化。对模型(7)分年度分行业进行估计,估计模型参数β1、β2和β3,然后将参数估计值代入模型(6)估算出NDA,由模型(8)计算得出DA,采用DA的绝对值(ABSDA)衡量应计盈余管理水平。

表10 机制检验回归结果

表10(续)

表10中(1)～(2)列报告了模型(4)的回归结果,NONVOTE、NONVOTE_R对ABSDA的回归系数在1%水平上显著为正,说明非国有董事治理积极性能够显著提高国有企业当年应计盈余管理程度。表10中(3)～(4)列报告了模型(5)的回归结果,NONVOTE对OPINION的回归系数在5%水平上显著为正,其系数和显著性均小于基准回归对应的结果。根据逐步检验法的条件可知,应计盈余管理程度在非国有董事与审计意见决策之间起到部分中介传导作用。

2.中介效应的Sobel检验

为保证结论的可靠性,进一步采用Sobel法检验中介效应是否成立。表11的实证结果表明,应计盈余管理发挥了部分中介作用,其间接作用的估计值为0.005,Z值为2.768,在5%水平上显著;中介效应在总效用中的占比为7.4%。

表11 中介效应的Sobel检验

(二)经济后果研究

引入非国有股东旨在改善混改国有企业的治理结构,提高治理效率,实现国有资产保值增值(蔡贵龙等,2018;吴秋生和独正元,2022;独正元和吴秋生,2020)[27][17][39]。提高混改国有企业资产保值增值,不仅有利于维护中小股东权益,而且有利于促进国有资产保值增值(吴秋生和独正元,2022)[17]。因此,非国有董事积极治理提高的审计意见质量是否有利于国有资产保值增值,即有利于国有企业混改主要目标的实现,就需要作进一步检验,这对于非国有董事提高治理积极性,国有董事正确对待非国有董事治理积极性的发挥,都非常重要。

构建模型(9)检验非国有董事积极治理提高的审计意见质量对国有资产保值增值的影响。对于国有资产保值增值(ZEVA),借鉴吴秋生和郭檬楠(2018)[40]的做法,以国有企业的经济增加值与总资产之比衡量。对于控制变量(XX′),借鉴吴秋生和独正元(2022)[17]以及周绍妮等(2020)的做法,选取企业规模(SCALE)、营业收入增长率(GROWTH)、固定资产占比(FATA)、董事、监事和高管年薪(PAY)、两职合一(DUAL)、独董占比(OUT)、独立董事投非赞成票(IDVOTE)、非国有股东持股比例(MIXRATE)和董事会规模(INDSH)等变量,同时控制年度和行业的影响。

ZEVAi,t=ρ0+ρ1NONVOTEi,t(NONVOTE_Ri,t)+ρ2OPINIONi,t+ρ3NONVOTEi,t×

(9)

模型(9)的回归结果见表12中(1)～(2)列。交乘项NONVOTE×OPINION对被解释变量的回归系数在5%水平上显著为正,NONVOTE_R×OPINION对被解释变量的回归系数在1%水平上显著为正。实证结果表明,非国有董事积极治理提高的审计意见质量有利于国有资产保值增值,即有利于国有企业混改目标的实现。