二、描述性统计本文手工收集整理了2010年年报中明确提及审计委员会与注册会计师的沟通方式的信息，如表1所示。在1182家公司中，共有777家公司提及了审计委员会与注册会计师的沟通方式。表3组A显示，共有179家公司提及采用了函件方式沟通;449家公司提及采用了见面会的形式;145家公司提及采用了电话沟通的方式;184家公司提及在审计现场进行了沟通;还有43家公司提及采用了电子邮件的沟通方式。三、多元回归分析多元回归分析的目的是检验前文提出的理论假设。审计委员会的基本特征并非是决定审计委员会的行为的唯一要素。例如， 当审计委员会财务专家比例较低时，审计委员会代偿性的增加行为有效性，这种代偿可能是自愿的，但更有可能是被外部股东大会及董事会所强制的。所以有必要控制其他影响审计委员会行为的要素。AUD—COM 、COMME— — N 、AUDACC、AUDCHA 、N—.CM、COMNP六要素全部披露的样本共计68家，减去其中金融行业的样本(因为控制变量有LEV，与普通行业计算不同)和数据不全(机构持股比例)样本，最后得到样本53家。多元回归结果分析如表4所示。

审计委员会财务专家比例(AUDACC)、审计委员会规模(N—CM)与现场沟通方式(审计现场、见面会)呈正向关系，与前面参数检验结论一致，支持了假设1—1与3—1，但未通过显着性检验。

审计委员会主席来源(AUDCHA)与现场沟通方式呈现正向关系，与前面参数检验结论不一致，但未通过显着性检验。这可能是因为二者检验所用样本不同。

机构投资者持股比例(SHAINP)与审计委员的现场沟通方式呈现正向关系，并在5% 的水平通过显着性检验，这意味着机构投资者的监督对审计委员会的行为有正向促进作用。但是股权制衡度(SHABAL)与审计委员的现场沟通方式呈现反向关系，并在5% 的水平通过显着性检验。这可能是因为当股权制衡度较高时，公司整体治理水平较高，反而弱化了对审计委员会监督功能的需求，从而导致审计委员会沟通行为有效性的下降。

审计委员会会议次数回归分析在以COMME—N为因变量对式(2)所示各项自变量进行多元回归时，审计委员会主席来源(AUDCHA)与现场沟通方式呈现反向关系，并在5% 的水平通过显着性检验。这意味着当审计委员主席来源于高校时，会议次数越少，假设2—2没有得到支持。审计委员会财务专家比例(AUDACC)、审计委员会规模(N—CM)与审计委员会会议次数(COMME—N)呈正向关系(支持了假设1—2，3— 2)，审计委员会的独立性(COMNP)与审计委员会会议次数(COMME—N)呈反向关系(假设4—2没有得到支持)，与前面参数检验结论一致，但未通过显着性检验。这意味着审计委员会规模越大，财务专家比例越高，审计委员会独立董事所占比例越低，越有助于审计委员会内部的沟通。

这可能是因为独立董事时间、精力的局限性，妨碍了审计委员会会议的召开。当然，也有可能是因为审计委员会独立董事比例越高，平时的行为效率较高，从而不必要通过开会解决问题。

进一步看出，相比于其他基本特征，审计委员会的独立性(COMNP)系数为一0.8018，对于审计委员会的沟通行为(AUDCOM)影响最大：审计委员会主席的来源(AUDCHA)系数为一0.9464，对于审计委员会的会议次数(COMME—N)影响最大。