陳蓮英

一、引言

隨著新制度經(jīng)濟學(xué)的發(fā)展，產(chǎn)權(quán)制度安排對資源配置起著越來越重要的作用。我國目前處于轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟時期，公有產(chǎn)權(quán)和私有產(chǎn)權(quán)共存，尤其是公有產(chǎn)權(quán)的產(chǎn)權(quán)制度邊界十分模糊，從根本上影響了我國金融資源的配置。要理解我國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟中產(chǎn)權(quán)制度安排對資源配置的詳細過程，必須先了解我國特殊的制度環(huán)境；然后再從產(chǎn)權(quán)制度安排在資源配置中的作用出發(fā)，分析我國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟時期，公有產(chǎn)權(quán)（最終控制人為國家控股）與私有產(chǎn)權(quán)（最終控制人是非國家控股）共存和企業(yè)普遍存在融資需求不足的情況下，現(xiàn)有產(chǎn)權(quán)制度安排對融資的影響。

產(chǎn)權(quán)安排所產(chǎn)生的融資約束，為我國研究審計師選擇提供了特殊的視角。本文試圖從上市公司自身融資約束的角度分析股票市場上的政府管制和對最終控制人為國有控股企業(yè)存在預(yù)算軟約束的情況下，模糊的產(chǎn)權(quán)安排如何影響企業(yè)的股權(quán)融資，而企業(yè)的股權(quán)融資又怎樣影響上市公司的審計師選擇。

二、研究假設(shè)

審計可以改善公司與投資者之間的信息不對稱，公司的融資約束就會減輕，公司從外部融資的難度也由此降低。民營企業(yè)有急缺資本的情況下，有激勵降低信息不對稱，減少融資約束。這一理論的運用是直接從融資需求的角度來研究民營企業(yè)對高質(zhì)量審計的需求。王鵬和周黎安（2006）的研究也表明，當(dāng)有再融資需求時，私人控股上市公司選擇“四大”的概率更高，并且在5%水平上顯著，這表明，由于缺乏國有上市公司的政府支持以及各種優(yōu)惠條件，選擇信譽更好的“四大”來降低信息不對稱，獲得政府監(jiān)管部分的認可成為私人控股公司的有效途徑。依據(jù)上述分析，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：能否獲得股權(quán)融資資格與企業(yè)是否選擇高質(zhì)量審計師呈正相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)2：股權(quán)融資資格與審計師選擇之間的關(guān)系因最終控制人的性質(zhì)而表現(xiàn)出差異。非國有控股的企業(yè)更加有動力聘請高質(zhì)量的審計師。

三、樣本和研究設(shè)計

（一）樣本和數(shù)據(jù)來源

本文選擇了2005—2007年A股上市公司的數(shù)據(jù)，由于金融類企業(yè)財務(wù)指標(biāo)的含義與其他企業(yè)不同，而且金融業(yè)相對其他行業(yè)面臨著更為特殊的市場競爭環(huán)境和監(jiān)管制度，因此，本文剔除了金融類企業(yè)。刪除同時發(fā)行B股或H股的上市公司，這些公司面臨內(nèi)外雙重監(jiān)管環(huán)境，其經(jīng)理人進行盈余管理的動機和能力可能與其他上市公司不同，并剔除會計師事務(wù)所等有關(guān)變量缺失的公司，最后三年樣本共為3998家。此外，在回歸過程中除去了連續(xù)變量距其均值3倍標(biāo)準(zhǔn)差以外的異常值樣本。

本文數(shù)據(jù)中，最終控制人類型數(shù)據(jù)、IPO公司數(shù)據(jù)、再融資數(shù)據(jù)（由于本文主要考慮股權(quán)融資，因此此處的再融資數(shù)據(jù)主要是指增發(fā)與配股）、財務(wù)報表數(shù)據(jù)以及利潤表數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫，會計師事務(wù)所數(shù)據(jù)來自于萬德資訊數(shù)據(jù)庫。并且通過手工收集的最終控制人性質(zhì)與CSMAR的最終控制人類型數(shù)據(jù)進行了核對，糾正了CSMAR數(shù)據(jù)庫中的有關(guān)誤差。其他控制變量的數(shù)據(jù)均根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫的整理而得。

（二）變量和模型設(shè)計

1.因變量

Auditor，即公司所選擇的審計師質(zhì)量的高低。如果公司選擇的是高質(zhì)量的審計師，則取值為1，否則取為0。本章所定義的高質(zhì)量審計師為國際“四大”所與中國的合作所。

2.測試變量

IPO：本文對IPO（initial public offerings，首次公開發(fā)行股票或者說是新股上市的公司）的定義如下，即公司的上市日期在處于某年度的話，則對年度的所有樣本來說，此公司就是IPO公司。

SEO：如果樣本年度公司有增發(fā)與配股，則取1，否則為0。

Controller ：最終控制人性質(zhì)，如果為非國有控股企業(yè)則取值為1，國有控股企業(yè)取值為0。

3.控制變量

LNASSET：控制公司規(guī)模對審計師選擇的影響。LNASSET表示公司本年度總資產(chǎn)的自然對數(shù)。

LEV：表示公司年末資產(chǎn)負債率，用以控制公司債務(wù)風(fēng)險對審計需求的影響。

MROA：主營業(yè)務(wù)利潤/年末總資產(chǎn)，公司當(dāng)年的主營業(yè)務(wù)利潤與年末總資產(chǎn)的比值，控制盈利能力對公司選擇審計師的影響（李爽、吳溪，2004）。

INVREC：表示公司年末存貨與應(yīng)收賬款之和占總資產(chǎn)的比重，用以控制固有風(fēng)險的因素對審計師選擇的影響。

HERF2_5：表示第2至第5大股東持股比例的平方和的自然對數(shù)，用以控制股權(quán)制衡度對審計需求的影響。

Year06和Year07：兩個啞變量，對于2006年度的樣本公司，Year取值為1，否則為0。對于2007年度的樣本公司，Year07取值為1，否則為0。

本文的行業(yè)影響通過對財務(wù)變量進行中心化處理來消除。為了控制異方差問題及年度之間的宏觀影響，本文加入了兩個年度控制變量。

四、實證檢驗與分析

（一）描述性統(tǒng)計與單變量分析

1.描述性統(tǒng)計

下表是本章檢驗?zāi)Ｐ偷拿枋鲂越y(tǒng)計結(jié)果。從描述性統(tǒng)計結(jié)果來看，2005—2007年

所有的上市公司里，IPO公司僅占4%，SEO公司所占比例更小，僅占上市公司的1%，這表明，在2005—2007期間，公司上市或增發(fā)及配股的公司數(shù)目比較少；而這兩年的樣本公司里，聘請國際“四大”所的比例也只占所有樣本的5%，這表明，在我國目前國際四大的市場份額仍然很低，上市公司高質(zhì)量審計需求不足。

其他控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果分析如下：資產(chǎn)負債率LEV的均值為0.857，表明公司所有財富來源中負債所占的比例近達一半，即負債仍然是公司資金相當(dāng)重要的來源之一。公司管理層持股比例MNSGH的均值近為0.0024，非常之小，表示在我國上市公司中管理層股權(quán)激勵不普遍，管理層持股比例普遍偏低。HERF2-5表示公司股權(quán)制衡度，公司股權(quán)制衡度越高，表明公司的股權(quán)集中度相對較小，最終控股股東進行剝削的難度加大，其他股東對高質(zhì)量審計師的要求越高，由上述的描述性統(tǒng)計可知，HERF2-5的均值為65.13，表明普遍而言，我國公司的股權(quán)制衡度較高，公司更有可能聘請高質(zhì)量的審計師進行審計。

2.相關(guān)性分析

IPO與高質(zhì)量審計師選擇的相關(guān)系數(shù)為0.066，而且在1%的水平上顯著，表明IPO公司與高質(zhì)量審計師選擇存在顯著正相關(guān)關(guān)系，部分檢驗了我們的假設(shè)；Auditor與SEO的相關(guān)關(guān)系為0.029，即SEO與審計師選擇為正相關(guān)關(guān)系，但不顯著。INVREC的系數(shù)為負0.094，并且在低于1%的水平上顯著，表明存貨與應(yīng)收賬款在資產(chǎn)占所占比重與選擇國家四大的相關(guān)系數(shù)為負，而且顯著。LNASSET的系數(shù)為0.353，而且在低于1%的水平上顯著，這表明公司的資產(chǎn)規(guī)模越大，公司越有可能聘請高質(zhì)量的審計師進行審計，而且從其系數(shù)可知，公司規(guī)模對高質(zhì)量審計師聘請的影響較大。HERF2-5的系數(shù)為正0.128，并且在低于1%的水平上顯著正相關(guān)，這表明公司的股權(quán)制衡度越高，公司就有可能聘請高質(zhì)量的審計師進行審計。其他系數(shù)的符號均與預(yù)期一致，但統(tǒng)計上不顯著，有待進一步通過回歸分析的驗證。

（二）回歸結(jié)果分析

由于上述單因素分析沒有考慮各因素之間的相互影響，為進一步控制上市公司選擇高質(zhì)量審計師的其他因素。本部分在單變量分析的基礎(chǔ)上，進行了Logit回歸分析，并對回歸結(jié)果進行了分析和解釋。

模型回歸的Chi-Square值為420.153，顯著性水平小于0.0001，表明此Logit回歸模型是高度顯著的，模型從總體上說是具有比較好的解釋力的。Cox & Snell R Square 以及Nagelkerke R Square檢驗是回歸方程的擬合優(yōu)度檢驗。Nagelkerke R Square是修正的Cox & Snell R Square，也反映了方程對被解釋變量變差解釋的程度。越接近于1，說明方程的擬合度越高，本文的Nagelkerke R Square為0.29，方程自變量能解釋因變量的29%。

表3列示了全樣本的回歸結(jié)果。Logit回歸的測試變量為IPO、SEO，預(yù)期IPO和SEO都與公司高質(zhì)量審計師選擇之間呈正相關(guān)關(guān)系。從模型的回歸系數(shù)來看，IPO的系數(shù)為0.946，，在10%水平上顯著，表示IPO的公司更加可能聘請高質(zhì)量的審計師進行審計；SEO的系數(shù)為1.075，并且在10%的水平上顯著，即，SEO的公司更加可能聘請高質(zhì)量的審計師進行審計，假設(shè)1得到了驗證。

從控制變量看，MROA對審計師選擇沒有顯著影響；INVREC與審計師選擇負相關(guān)，并在5%的水平上顯著；LEV對審計師選擇沒有顯著影響；LNASSET與審計師選擇顯著正相關(guān)，在1%水平上顯著；股權(quán)制衡度HERF2-5也與高質(zhì)量審計師選擇正相關(guān)，在1%的水平上顯著；管理層持股對審計師選擇沒有顯著影響。

B是變量的回歸系數(shù)值，Wald是Wald統(tǒng)計量，Sig.是相應(yīng)的顯著性水平。Ex（B）表示發(fā)生比率（odds ratio）。

上述總樣本是所有A股上市公司回歸的結(jié)果。下面按最終控制人性質(zhì)將上市公司分為兩組，即最終控制人為國有控股的樣本和最終控制人為非國有控股的樣本。同樣利用上述數(shù)據(jù)，從股權(quán)融資的角度出發(fā)檢驗最終控制人性質(zhì)與審計師選擇之間的關(guān)系。首先看國有控股組，在國有控股公司里，IPO與公司審計師選擇系數(shù)為0.816，但不顯著，表明IPO公司與審計師選擇之間呈正向關(guān)系，但這種關(guān)系在統(tǒng)計上不顯著；SEO與Auditor之間的回歸結(jié)果系數(shù)為0.259，但不顯著。從非國有控股樣本來看，IPO與審計師選擇之間的系數(shù)為0.986，并且在10%水平上顯著正相關(guān)，即對于非國有控股公司來說，其為了獲得首次上市融資的融資，相對于國有控股企業(yè)來說，更有動機聘請高質(zhì)量的審計師進行審計，以獲取政府監(jiān)督部門和外部投資者的信任；SEO與審計師選擇之間的回歸結(jié)果系數(shù)為2.238，并在5%的水平上顯著，表明在非國有控股企業(yè)里，有再融資需求的公司更加可能聘請高質(zhì)量的審計師進行審計（相比于國有控股企業(yè)），驗證了假設(shè)2。

五、研究結(jié)論與建議

本文的研究結(jié)論表明，上市資格作為一種資金來源，公司有積極性獲取這種融資資格，即IPO或再融資公司有動機聘請高質(zhì)量的審計師以降低外部投資者與公司內(nèi)部人員之間的信息不對稱，獲取融資資格。同時，由于我國證券市場上的“IPO”資格存在一定的“配給”現(xiàn)象，這種偏離市場經(jīng)濟規(guī)律的“異化”現(xiàn)象也促使了不同最終控制人的企業(yè)在上市時聘請高質(zhì)量審計師的動機有所差異。國有控股企業(yè)相對于非國有控股企業(yè)股權(quán)融資能力更強，因此非國有控股企業(yè)為了獲取融資資格，更加可能聘請高質(zhì)量的審計師進行審計。

（作者單位：，暨南大學(xué)）