□（武漢大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院湖北武漢430072）

一、引言

中國證監(jiān)會1993年要求上市公司開始編制中期財務(wù)報告，2001年11月2號財政部發(fā)布的《企業(yè)會計準(zhǔn)則第32號——中期財務(wù)報告》標(biāo)志著我國上市公司的中期財務(wù)報告編制進入了規(guī)范化階段。根據(jù)2012年最新法規(guī)的要求，除以下情形：（1）擬在下半年進行利潤分配、公積金轉(zhuǎn)增股本或者彌補虧損；（2）中國證監(jiān)會或者本所認為應(yīng)當(dāng)進行審計的其他情形，公司半年度報告中的財務(wù)會計報告可以不經(jīng)過審計。

現(xiàn)今各國證券市場都要求對上市公司的年報實施強制性審計，我們無法從實施強制性審計的市場中辨別影響自愿性審計需求的因素。但是在中國的證券市場上，對上市公司中期財務(wù)報告存在強制審計和自愿審計兩種類型的審計安排，這為我們探討影響選擇自愿審計的動因提供了契機。

管理者與股東之間的代理沖突是上市公司普遍存在的代理沖突。Ettredge et al（1994）的研究從美國上市公司中期財務(wù)報告復(fù)核角度補充了管理層持股數(shù)比例的影響，其研究結(jié)論顯示管理層持股比例越低的公司，越可能購買中期財務(wù)報告復(fù)核 （保證程度稍低于審計的一種鑒證服務(wù)）。Carey et al（2000）也發(fā)現(xiàn)在沒有強制審計要求的環(huán)境下，澳大利亞家族企業(yè)會隨著管理層和董事會中非家族成員的增多而增大對自愿審計的需求。

由于我國上市公司股權(quán)比較集中，因此存在大股東和小股東之間的代理沖突。Haw et al（2005）認為上市公司自愿審計需求與非流通股比例負相關(guān)，與公司規(guī)模、盈利能力正相關(guān)，這在一定程度上支持代理理論。曾穎、葉康濤（2005）研究表明第一大股東持股比例與外部審計需求成倒U型曲線關(guān)系，在不同的比例區(qū)間表現(xiàn)為“激勵效應(yīng)”和“壕溝效應(yīng)”。周中勝、陳漢文（2006）主要考察外部審計能否抑制大股東的資金占用行為。當(dāng)大股東占用較多公司資金時，上市公司的盈余管理程度就會越高（周中勝，2006）。他們的研究結(jié)果也表明大股東資金占用越嚴重的公司越?jīng)]有動機聘請高質(zhì)量的審計需求。

現(xiàn)代公司治理制度的設(shè)計初衷便是為了減少公司運營過程中因代理沖突導(dǎo)致的交易成本，因此很多文獻也研究了公司治理特征對自愿性審計需求的影響。李文紅（2005）表明獨立董事比例越高以及具有兩職合一現(xiàn)象的公司，其自愿信息披露水平并沒有顯著提高，但是審計委員會的設(shè)置會顯著提高公司的自愿信息披露水平。杜興強和周澤將（2007）認為獨立董事比例較高的公司并沒有增加其中報審計的意愿。張?zhí)焓妗ⅫS?。?010）則主要從董事會人數(shù)來研究其對中報審計的影響。他們認為隨著董事會人數(shù)的增加，公司的治理效率會提高，但是當(dāng)人數(shù)超過一定限度時，由于董事間的溝通和交流變得困難導(dǎo)致治理效率的下降，更加不會進行中報審計。結(jié)論表明董事會人數(shù)與自愿中報審計存在先增后減的非線性關(guān)系。

為什么會有少量公司自愿選擇中報審計？與未接受審計的公司比較，這類自愿選擇中報審計的公司在代理沖突程度和公司治理水平上有何特征？同時獨立董事作為一項公司治理制度安排，自2001年推出以來超過十年的時間里，如果該制度真正發(fā)揮了其監(jiān)督和制約作用，那么，它能否影響公司對中報自愿審計的選擇？這些都是亟待驗證的問題。本文基于中國資本市場上存在自愿中報審計的現(xiàn)象，以代理理論為基礎(chǔ)，研究上市公司中報自愿審計與公司代理沖突以及公司治理特征之間的關(guān)系。

二、研究設(shè)計

（一）研究假設(shè)

Jensen 和 Meckling（1976）將代理成本歸納為委托人的監(jiān)督成本、代理成本的保證成本以及剩余損失。一般來說，管理當(dāng)局持股比例較低時，機會主義行為越強，與股東之間的利益沖突越大，因此股東會督促管理層接受外部的審計。當(dāng)管理當(dāng)局持股比例較高時，其自身利益與股東利益是一致的，能對自己的行為更加負責(zé)，不需要引入外部審計來進行監(jiān)督。Ettredgeetal（1994）以美國上市公司數(shù)據(jù)驗證了高管持股比例越低的公司越可能自愿購買中期財務(wù)報告復(fù)核服務(wù)。本文基于中國數(shù)據(jù)，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：管理層持股比例越低，公司自愿接受中報審計的可能性越大。

我國上市公司的代理沖突更多的是來自于控股股東與小股東之間的沖突。Shleifer和 Vishny（1997）通過一項調(diào)查認為，雖然股權(quán)集中作為公司治理機制的一種安排，在解決代理問題方面確實具有很大的作用，但前提條件是具有一個良好的保護中小投資者的法律環(huán)境。否則，控股股東也會對財富進行重新分配，侵占小股東的利益，從而產(chǎn)生另一種代理問題。La Porta et al（1998）指出，在大的上市公司中，股權(quán)集中度與投資者保護之間是負相關(guān)的，小股東無法很好的保護自身的利益。公司的代理問題就是如何限制控股股東損害小股東的利益。大股東資金占用被許多學(xué)者用來反映大股東與小股東之間的代理沖突。當(dāng)大股東占用較多公司資金時，為了不被外部審計師發(fā)現(xiàn)，公司自愿接受中報審計的概率就會降低?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：大股東資金占用越多，公司自愿中報審計的可能性越低。

從我國獨立董事制度的演變中，我們可以發(fā)現(xiàn)從上市公司設(shè)立獨立董事制度，到獨立董事人數(shù)和比例的規(guī)定，以及對于獨立董事任職資格、職責(zé)以及工作背景的規(guī)定，各項政策逐漸賦予上市公司獨立董事越來越多的權(quán)力，但同時也使得他們肩負更大的義務(wù)。

杜興強和周澤將（2007）得出的結(jié)論是獨立董事比例與自愿中報審計之間不具有顯著關(guān)系，他們認為獨立董事制度的作用沒有完全發(fā)揮，設(shè)立獨立董事也只是為了滿足法規(guī)的要求，沒有實現(xiàn)真正意義上的獨立性。但是我們認為隨著法規(guī)的不斷完善，公司已經(jīng)在一定程度上認真執(zhí)行了監(jiān)管要求，獨立董事也發(fā)揮了他們的監(jiān)督機制，保護了股東的利益，督促公司進行中報審計。因此，當(dāng)獨立董事比例越高時，更會督促管理層聘請外部審計以減少機會主義從而解除自身的受托責(zé)任。基于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：獨立董事比例越大，自愿中報審計的可能性越大。

（二）樣本與數(shù)據(jù)來源

本文選擇深、滬兩市上市公司2010-2012年公布的半年度報告作為樣本，并根據(jù)滬深兩市上市規(guī)則中對強制性審計的上市公司進行剔除，具體剔除原則如下：（1）金融類上市公司。按照證監(jiān)會的規(guī)定，金融類上市公司采取與其他行業(yè)不同的會計準(zhǔn)則，并且其在治理結(jié)構(gòu)、數(shù)據(jù)處理上與一般公司存在較大差異，不具有可比性；（2）擬在下半年進行利潤分配、公積金轉(zhuǎn)增股本或彌補虧損的公司 （接受強制性審計的公司）；（3）數(shù)據(jù)缺失以及無法獲取的上市公司。

本文研究中所使用的數(shù)據(jù)：與公司治理及公司財務(wù)相關(guān)的數(shù)據(jù)主要來自于國泰安數(shù)據(jù)庫；上市公司的半年度財務(wù)報告主要通過巨潮資訊網(wǎng)手工搜集，是否有利潤分配和公積金轉(zhuǎn)增資本，主要通過查閱半年度報告獲得。

表1 變量定義

表2 各年接受審計情況

表3 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

（三）模型與變量

基于研究假設(shè)中提到的相關(guān)變量，本文擬構(gòu)建如下模型，并運用Probit回歸對假設(shè)進行驗證：

其中，Audit是被解釋變量，也是一個虛擬變量，若企業(yè)自愿接受中報審計，則取值為 1， 否則為 0。 Occupy、Independent和Management是解釋變量，其余變量為控制變量，主要是參照相關(guān)已有文獻，變量定義見表1。

三、實證檢驗分析

（一）描述性統(tǒng)計

從表2可以看出，我國上市公司自愿接受中報審計的比例呈逐年下降的趨勢，且比例較低，可見我國在自愿信息披露制度方面還有待完善，上市公司也應(yīng)提高自身自愿信息披露的意愿，盡可能減少信息不對稱。

從表3可以看出，我國自愿接受審計的比例偏低，平均值僅為0.0312，可見中報審計作為一種監(jiān)督機制，其作用有待加強。從大股東資金占用的情況來看，其最大值達到0.9983，平均值為0.0203，可見上市公司大股東資金占用情況嚴重。董事會中獨立董事比例的平均值達到0.364，中位數(shù)為0.3333，這說明我國大部分上市公司已經(jīng)按照證監(jiān)會的要求設(shè)置獨立董事制度，并且符合獨立董事的人數(shù)不少于董事會人數(shù)的1/3的要求。管理層平均持股比例為0.1004，中位數(shù)0.0001，持股比例較低。在股權(quán)制衡方面，第二至第五大股東與第一大股東之比平均值為0.6187，中位數(shù)為0.4480，可見第二至第五大股東相對于第一大股東持股比例較低，難以對第一大股東實施有效監(jiān)督。從上市公司發(fā)行外資股來看，平均值為0.0641，中位數(shù)接近于0，比例較低，這主要是由于發(fā)行外資股需要受到較嚴格的監(jiān)管，而且發(fā)行成本較大。

（二）回歸分析

杜興強（2007）考慮了自愿中報審計模型中存在內(nèi)生性問題，采用了工具變量來解決內(nèi)生性。本文借鑒其研究方法，認為大股東資金占用可能存在內(nèi)生性，將公司規(guī)模作為工具變量。當(dāng)公司規(guī)模較大時，大股東越有動機和機會侵占公司資金。

從表4可以看出，模型的卡方值為29.28，P值為0.0001，說明模型的總體結(jié)果是顯著的，R2值為1.77%，自變量對因變量的解釋力度不是很大。同時從變量各自的系數(shù)和顯著性水平來看，只有獨立董事比例和管理當(dāng)局持股比例具有顯著性，并且與預(yù)期相一致。大股東資金占用與自愿中報審計正相關(guān)，與假設(shè)不符，也不具有顯著性。

根據(jù)以前學(xué)者的一些觀點和研究成果，我們認為大股東資金占用存在內(nèi)生性。當(dāng)大股東資金占用情況較為嚴重時，會減弱公司進行中期報告審計的意愿；同時當(dāng)公司不進行中報審計時，又會進一步加劇股東的資金占用情況。因此本文借鑒工具變量，再次進行Probit回歸，工具變量采用公司規(guī)模，兩階段回歸結(jié)果如表5、表6所示。

表4 未考慮內(nèi)生性的回歸結(jié)果

表5 第一階段回歸結(jié)果

表6 第二階段回歸結(jié)果

表6反映了考慮了內(nèi)生性之后的公司自愿審計與管理層持股、大股東資金占用、獨立董事比例之間的關(guān)系。從表 6可以看出：（1）管理層持股比例與自愿中報審計負相關(guān)，且在5%水平上具有顯著性，支持假設(shè)1。可見，當(dāng)管理層持股比例越多時，其與公司整體利益就越加一致，機會主義動機會越小，因此公司自愿進行中報審計的概率也會下降，同時也可以減少部分的審計成本。（2）大股東資金占用與自愿中報審計負相關(guān)，且在5%水平上具有顯著性，支持假設(shè)2。在引入工具變量之后，大股東資金占用與自愿中報審計之間的關(guān)系具有顯著性。這說明，隨著大股東資金占用的增加，上市公司接受中報審計的意愿會大大降低，因為審計作為一種外部鑒證機制，會限制股東的資金占用，這也從另一方面證明了大股東與小股東之間的代理沖突。（3）獨立董事比例與自愿中報審計正相關(guān)，且在5%水平上具有顯著性，支持假設(shè)3?？梢姸聲毩⑿缘奶岣咴鰪娏斯咀栽高M行中報審計的意愿，真正意義上實現(xiàn)減少代理沖突的目的，保持自身獨立性，維護中小股東利益的目的。

四、結(jié)論

本文通過分析公司自愿審計的動機和公司治理特征發(fā)現(xiàn)，管理層持股比例高，管理層與股東之間的代理沖突越小，公司自愿審計的意愿較低。大股東資金占用越多，大股東與小股東之間的代理沖突越大，也會降低公司的自愿審計意愿。同時獨立董事比例與公司自愿審計之間正相關(guān)，可見獨立董事發(fā)揮了其監(jiān)督和約束的作用，減少了代理沖突。