1、所有权结构、公司治理对审计定价影响的实证研究摘要：公司治理与审计定价的关系成为近年来审计学界研究的热点，但是学术界得到的结论不尽相同。本文利用 2007-2011 年沪深两市上市公司数据，选用 Simunic 模型作为基础模型，考察所有权结构及其他公司治理机制对审计定价的影响，特别是不同终极控制人下公司治理机制对审计定价的影响。研究结果表明，我国审计师在制定审计定价时，对股权结构和公司治理因素的关注度不够。 关键词：审计定价 公司治理 所有权结构 审计收费 一、研究设计 （一）理论分析与研究假设 1.终极控制人类型。总体来看，我国上市公司中终极控制人为政府的占多数。作为终极控制人，无论是国资委
2、还是各级政府部门（如财政局） ，往往还会同时拥有或控制数量众多的上市公司，加之其本身的行政职责和其他方面的原因，政府往往不会直接参与公司的经营决策，而是会选派相关人员作为其代表负责执行相关的控制职责，所选派的人员一般具有较强的政治背景，同时还可能兼任同一控股股东控制的另一国有公司的高层管理人员。政府委派相关人员管理上市公司，增加了代理链条的长度，因而其代理成本也会相应提高。一方面，从被委派的管理人员的角度来讲，为了应付上级部门即国资委或各地政府部门的检查，或者是为了某些个人利益，被委派人员很有可能粉饰上市公司的财务报表，以达到个人职务升迁等目的。梅丹（2009）对 2004-2006 年国有上
3、市公司的研究表明，国有上市公司存在因经理层代理问题和政府干预导致的投资过度，也存在因私人收益动机下的隧道挖掘导致的投资不足的问题。由于这两方面都会激化终极控股股东和小股东之间的利益冲突，增加代理成本，会计师事务所在为这类公司提供审计服务时，无论是审计难度还是审计的风险都会增加，因而审计定价也会相应提高。因此，本文提出第一个研究假设： H1：与终极控制人是非国有的公司相比，终极控股股东是国有的公司的审计定价更高。 2.股权集中度。股权集中度是指公司股权被一个或少数股东所集中持有的程度，它显示了大股东操控整个公司的可能性，股权适度集中能在一定程度上产生利益趋同效应，使控股股东和中小股东的利益趋于一
4、致，有利于公司治理效率的提升。股权过度集中将产生利益侵占效应，即在控股股东和非控股股东发生利益冲突时，控股股东可能以牺牲小股东的利益为代价来追求自身利益（车宣呈，2007） 。因此，股权集中度越高，发生财务报告舞弊的可能性通常越大，审计风险越高，审计师需要额外进行的审计程序越多，从而审计定价越高。与此相反，股权的过度分散容易引发搭便车问题，持股很少的小股东缺乏动力去花费高额的监督成本监督管理层以维护自身的利益（郭梦岚和李明辉，2009） 。基于代理理论，管理层有可能根据自己的利益需要操纵财务报告，发生财务报告舞弊的可能性较大，进而审计定价较高。因此，股权集中度越分散，发生财务报告舞弊的可能性越
5、大，进而审计定价越高。总体来看，股权集中度与审计定价之间理论上呈 U 型关系。因此，本文提出第二个研究假设： H2：股权集中度与审计定价呈 U 型关系。 3.董事会结构。董事会是解决公司代理问题的一种重要制度安排（程新生，2004） ，其职责是：一是选聘管理层并确定其报酬契约和报酬结构；二是监督管理层的经营活动，确保公司财务报告信息的真实性。董事会对财务报告质量负有主要责任，对财务舞弊有直接的影响作用。按照公司治理理论，董事会成员一般由内部董事、有关联的外部董事和独立董事组成。由于所有权和经营权的分离，管理层出于各种目的有误报财务报告的动机。独立董事在监督管理层的行为过程中出于保护自己的声誉、
6、避免法律责任等目的，有动机阻止管理层误报财务报告的行为。较高的独立董事比例能够提高财务报告质量，减少管理层因隐瞒信息而获得不当利益的可能性（Forker，1992；Beasley，1996） ，进而降低了财务报告舞弊可能性，审计风险随之降低，节省了审计成本，审计定价降低。因此，本文提出第三个假设： H3：董事会中独立董事比例越高，审计定价越低。 4.管理层持股情况。管理层持股反映了管理层与股东之间代理冲突可能性的大小，是所有者与经营者之间利益目标差距可能性的体现。在现有的很多治理文献中我们都可以看到管理层持股比例被作为代表公司治理特征的变量之一。Jensen & Meckling（1976）认
7、为管理层持股比例越低，管理者利益与股东利益间的目标背离的程度越大，股东需要付出的监督成本和激励成本越高，而这种高代理成本的特性使得公司聘请高质量会计师事务所的动力增强。Simunic & Stein（1987）也发现管理者持股水平越低，公司越倾向于选高质量审计。这表明，管理层持股比例越低，管理层为了自身利益进行财务操纵或者盈余管理的动机越大，审计风险越高，会计师事务所需要进行的审计程序越多，从而审计定价越高。但从治理安排来看，一定的股权持有可以使管理层与股东目标实现一定程度趋同，确保管理层为股东利益实现而努力。因此，本文提出第四个假设： H4：管理层持股比例越低，审计定价越高。 （二）模型构建
8、及变量定义 Simunic（1980）最早对确定审计定价的影响因素进行分析并提出了多元回归的审计定价模型，他认为影响审计定价的因素包括企业风险状况、损失分担机制和审计提供方的会计师事务所因素（包括会计师事务所的生产函数和会计师事务所的规模等因素） 。为了检验前文中的四个研究假设对审计定价情况的影响，本文基于 Simunic（1980）模型构建检验模型如下所示： 模型一：LN_FEE=+1UCONT+2SIZE+3REIN+4LEV+5OPI+6AUDI+7INDi+8YEARi 模型二：LN_FEE=+1LAROWN+2LAROWN2+3SIZE+4REIN+5LEV+6OPI+7AUDI+8
9、INDi+9YEARi 模型三：LN_FEE=+1INDDIR+2SIZE+3REIN+4LEV+5OPI+6AUDI+7INDi+8YEARi 模型四：LN_FEE=+1MBO+2SIZE+3REIN+4LEV+5OPI+6AUDI+7INDi+8YEARi 以上四个模型主要变量的定义及释义如表 1 所示。 （三）样本选择 本文选取了 2007-2010 年我国沪深交易所全部的上市 A 股公司作为研究对象，审计费用数据来自 CSMAR 审计研究数据库，其他数据来自RESSET 锐思金融研究数据库。剔除金融行业公司，2007-2010 年度报告中任一年度未披露审计费用或披露不清及数据不全的公司
10、，对样本进行了 winsor 处理，将所有的变量统一匹配，最终得到的样本数为 112 家上市公司；分模型匹配的结果是，模型一为 5 812 家上市样本公司，模型二为 856 家上市样本公司，模型三为 6 260 家上市样本公司，模型四为 1 056 家上市样本公司。 二、实证分析 （一）描述性统计分析 对于所有匹配后的样本数据 112 家上市公司的描述性统计结果如表2 所示。样本公司的审计定价标准差达到 0.663，波动较大；终极控制人的平均值为 0.306，中位数是 0，可见样本公司中国企的比重较大；股权集中度方面第一大股东的控股比例最大值高达 79.6%，最小值仅有7.6%，平均值为 34
11、.2%，可见样本公司的股东结构情况差异较大；独立董事在董事会中占到的比例平均值为 35.8%，最大值和最小值差异较大，标准差为 0.069，样本数据整体稳定；管理层持股比例平均值仅为 0.3%，比重较低。 （二）变量的相关性 为了确保模型不受内生性影响，对以上变量进行了 Pearson 和Spearman 系数检验，从表 3 可知，主要变量的检验系数基本都小于0.3，不存在自相关性问题。进一步分析可知，审计定价的对数值和终极控制人与公司规模、会计师事务所类型均显著正相关，这说明公司规模越大，公司聘请的会计师事务所越向国际四大倾斜，其公司的终极控制人的政府色彩越浓重，审计收费越高。股权集中度中，
12、第一大股东的持股比例和公司的经营风险、财务风险呈正相关关系且显著。管理层持股比例与终极控制人、公司规模、公司财务风险和审计意见类型呈显著负相关，这说明公司规模越小，终极控制人的非政府色彩越重，管理层持股比例越高。就前文中提到的本文四个主要模型的系数关系来看，终极控制人类型、第一大股东持股比例、独立董事比例和管理层持股比例与审计定价对数值基本符合预期，但是不显著；其中，独立董事比例和审计定价对数值呈正相关，不符合预期的负相关性质；而第一大股东持股比例与审计定价对数值呈完全正相关，即股权集中度越高，审计定价越高，不符合预期的 U 型关系；在下文的检验过程中本文会进一步对此作出解释。 （三）实证结果
13、 为了保证检验过程中的独立性，本文借助 Eviews 分别将四个模型进行回归，每次基本回归所使用的样本数仅适用于对应模型，得到的结果如表 4 所示。 （四）稳健性检验 为了避免样本的分散化给模型结果带来的不稳定影响，本文构建如下模型针对 112 个非平衡面板数据进行实证检验。由表 5 结果可知，终极控制人类型、管理层持股比例与审计定价仍然显著正相关，符合假设预期；第一大股东持股比例与审计定价仍然呈倒 U 型关系；独立董事比例与审计定价仍然呈正相关但不显著。随后去掉 0-1 变量 UCONT 做 OLS回归和 GLS 回归，结果不变。 模型：LN_FEE=+1UCONT+2LAROWN+3LAR
14、OWN2+4INDDIR+5MBO+6SIZE+7REIN+8LEV+9OPI+10AUDI+11INDi+12YEARi （五）实证结果分析 首先针对研究假说一（即与终极控制人是非国有的公司相比，终极控股股东是国有的公司的审计定价更高）进行基本回归，由于模型（1）中的解释变量为 0-1 变量，因此对样本公司进行 Logic 回归检验，发现终极控制人 UCONT 与审计定价的自然对数 LN_FEE 在 0.01 的水平上显著正相关。结果表明会计师事务所对带有政府背景的终极控制人下的公司进行审计工作时，需要额外增加审计程序以检测股东连同代表政府参与管理的公司高管是否为了自身政绩对公司财务状况进行
15、盈余管理等操纵，因此收取的审计费用较高。 针对研究假说二（即股权集中度与审计定价呈 U 型关系） ，对模型二进行基本回归，由于本研究跨期四个会计年度，综合考虑时间序列和截面数据的交叉影响，模型二的回归控制了时间影响和截面影响的固定效应，采用面板数据下的样本进行 OLS 回归检验；从表 4 模型（2）可以看出，代表股权集中度的第一大股东持股比例 LAROWN 与审计定价的自然对数 LN_FEE 在 0.01 的水平上显著正相关，其二次幂结果与之在 0.05 的水平上显著负相关。结果表明随着第一大股东持股比例增加，审计定价随之增加，但是当该比例增加到一定程度时，第一大股东持股比例继续增加审计定价反
16、而下降。股权集中度与审计定价表现出倒 U 型关系，原假设不成立。 针对研究假说三（即董事会中独立董事比例越高，审计定价越低）对模型三进行基本回归，由于本研究跨期四个会计年度，综合考虑时间序列和截面数据的交叉影响，模型三的回归控制了时间影响和截面影响的固定效应，采用面板数据下的样本进行 OLS 回归检验；由表 4 模型（3）可知，独立董事比例 INDDIR 与审计定价的自然对数 LN_FEE 在 0.01的水平上显著正相关，不符合预期假设。 最后，针对研究假说四（即管理层持股比例越低，审计定价越高）对模型四进行基本回归，由于本研究跨期四个会计年度，综合考虑时间序列和截面数据的交叉影响，模型二的回
17、归控制了时间影响和截面影响的固定效应，采用面板数据下的样本进行 OLS 回归检验；由表 4 模型（4）可知，管理层持股比例 MBO 与审计定价的自然对数 LN_FEE 在 0.1的水平上显著负相关，符合预期假设。 根据基本回归的结果可知，终极控制人类型与审计定价显著正相关、管理层持股比例与审计定价显著负相关，符合假设预期；第一大股东持股比例与审计定价呈倒 U 型关系，本文认为这可能与审计师考虑到股东操纵有关；独立董事比例与审计定价呈显著正相关，本文考虑审计师可能认为独立董事比例的增加会削弱董事会对管理层的控制力度，因此管理层的操纵动机因素增大，审计师的额外审计成本增加，进而提高审计收费。 三、
18、结论 本文利用 2007-2010 年沪深两市 A 股上市公司的面板数据，在控制其他影响因素的情况下，对所有权结构、公司治理和审计定价之间的关系进行实证研究。结果表明，会计师事务所对终极控制人为政府的上市公司收取较高的审计费用；第一大股东持股比例和审计费用存在倒 U 型的曲线关系；董事会结构中独立董事比例越高，会计师事务所收取的费用越高；管理层持股比例越高，会计师事务所收取的费用越低；其他变量对审计费用有影响，但不具备统计意义上的显著性。 这一结果说明，我国审计师在制定审计定价时，对股权结构和公司治理因素的关注度不够。之所以会出现这一情况，很大程度上是由于我国上市公司的内部治理尚存在严重缺陷。
19、目前我国上市公司中独立董事的聘用等决策多是出于制度性的要求，而不是自愿性需求，在实务中也未发挥切实的作用。此时，有关公司治理机制的存在对重大错报风险的影响有限，因此审计师在做出审计定价决策时对这些因素考虑不多。另一种可能是，目前我国会计师事务所尚未真正依照风险导向审计的要求，对被审计单位的公司治理状况进行深入的了解和分析，并将其纳入到风险评估和审计定价决策中。 随着我国证监会对上市公司的内部控制监督越来越严格以及公司自身对内部治理的重视程度增加，会计师事务所对公司治理以及所有权结构方面的考量权重也会增加。关于董事会结构和管理层控股方面的审计定价等相关研究将是未来一个热点方向。S 参考文献： 1
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