陳麗蓉， 高菲陽

(西南政法大學 a.商學院;b.審計與法治研究中心，重慶 401120)

一、引言

改革開放40多年來，民營企業(yè)已成為創(chuàng)業(yè)就業(yè)的主要領域、技術創(chuàng)新的重要主體、國家稅收的重要來源，在中國社會主義市場經(jīng)濟發(fā)展、政府職能轉(zhuǎn)變、農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移、國際市場開拓等方面發(fā)揮了重要作用[1]。然而，民營企業(yè)也面臨著信貸歧視和融資約束[2]、區(qū)別對待、高行政壁壘[3]、有限資源、低信息披露質(zhì)量[4]等一系列局限性，股權性質(zhì)單一是其局限性產(chǎn)生的重要原因之一，故深化股權結(jié)構(gòu)改革，為民營企業(yè)注入異質(zhì)性股東顯得尤為重要。國家先后出臺了《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》《國務院關于國有企業(yè)發(fā)展混合所有制經(jīng)濟的意見》《中共中央關于完善社會主義市場經(jīng)濟體制若干問題的決定》等政策，鼓勵國有資本與非公有資本、集體資本以及外資資本交叉持股，其中民營企業(yè)引入國有資本(下文簡稱“逆向混改”)在中國資本市場發(fā)展進程中具有舉足輕重的地位。基于資源視角，國有資本的進入促使民營企業(yè)獲取政策紅利[5]、改善經(jīng)營環(huán)境[6]、完善產(chǎn)業(yè)鏈[7]、提高市場競爭地位；基于治理效應視角，國有資本出于推進宏觀調(diào)控政策落實的目的，更傾向于進行保值增值的投資[8]，更青睞治理機制嚴謹、會計信息披露完善的投資對象，因此，對逆向混改企業(yè)的治理機制將提出更高的要求，也影響著其社會責任履行[9]、創(chuàng)新投入[10]、信息披露等微觀行為。

顯然，企業(yè)審計師選擇作為企業(yè)降低代理成本、區(qū)別企業(yè)素質(zhì)、傳遞決策信息的重要微觀行為之一[11]，也會受到國有資本參股的影響。一方面，逆向混改企業(yè)可能通過選擇高質(zhì)量審計師的方式來保證國有資本參股意愿的穩(wěn)定性，以持續(xù)獲取其帶來的資源效應與治理效應。根據(jù)信號傳遞理論，民營企業(yè)可能通過選擇高質(zhì)量審計師來表現(xiàn)出對自身治理水平和披露質(zhì)量的自信，向國有資本傳遞優(yōu)質(zhì)企業(yè)信號[12]；根據(jù)審計保險理論，高質(zhì)量審計師的保險效應也可能為降低國有資本的投資風險提供保證，最終提高其參股意愿；根據(jù)委托代理理論，高質(zhì)量審計師憑借自身專業(yè)勝任能力與獨立性，能夠有效降低委托人的監(jiān)督成本和代理人的保證成本，促進逆向混改企業(yè)完善治理機制，滿足國有資本的要求[13]。另一方面，逆向混改帶來的融資約束的緩解，監(jiān)管的加強所產(chǎn)生的替代效應以及成本效益考量，逆向混改企業(yè)也可能降低企業(yè)對高質(zhì)量審計師的需求。那么，逆向混改究竟如何影響民營企業(yè)審計師選擇？影響機制是什么？本文嘗試對此進行研究。本研究可能的貢獻體現(xiàn)在：(1)已有研究主要圍繞國有企業(yè)混合所有制經(jīng)濟改革展開，對于更需遵循市場規(guī)則而非政治要求的民營企業(yè)逆向混改則著墨較少，本文以民營企業(yè)為研究對象，將國有資本參股民營企業(yè)的逆向混改與審計師選擇放入一個框架進行研究，為國有資本進入民營企業(yè)的經(jīng)濟后果提供了補充證據(jù)；(2)通過探討逆向混改對審計師選擇的影響，發(fā)現(xiàn)與已有研究國有企業(yè)不同的現(xiàn)象：逆向混改與高質(zhì)量審計需求之間存在替代效應，為審計師根據(jù)市場需求調(diào)整經(jīng)營策略提供了經(jīng)驗支持，豐富了審計需求的理論文獻；(3)通過探討資源效應和治理效應在逆向混改與審計師選擇的中介效應，為中國深化逆向混改實現(xiàn)路徑提供了經(jīng)驗證據(jù)，也為中國國有資本參股民營企業(yè)的政策調(diào)整提供了參考依據(jù)。

后續(xù)部分的結(jié)構(gòu)為：第二部分為理論分析與研究假設，第三部分為研究設計，第四部分為實證分析，第五部分為穩(wěn)健性檢驗，第六部分為進一步研究，最后是結(jié)論與啟示。

二、理論分析與研究假設

(一)逆向混改的資源效應與治理效應

逆向混改帶來的資源效應成為企業(yè)提高盈利水平、改善經(jīng)營環(huán)境的重要前提。首先，國有資本從自身與政府體制的關聯(lián)關系出發(fā)，為逆向混改民營企業(yè)的融資、生產(chǎn)等方面提供了聲譽擔保[14]，降低了金融機構(gòu)與逆向混改民營企業(yè)間信貸契約失效的可能性，逆向混改民營企業(yè)面臨的融資約束將隨之緩解，融資效率循序增長，企業(yè)的經(jīng)營效率也穩(wěn)步提升。此外，國有資本的動態(tài)本身具有風向標作用[15]，逆向混改是證明企業(yè)具有潛在價值的重要標志[16]，國有資本的投入使逆向混改企業(yè)可以吸引到更多其他投資者關注，融資渠道得到拓展，融資約束降低。其次，國有資本占據(jù)產(chǎn)業(yè)鏈的中上游[17]，逆向混改企業(yè)可穩(wěn)步延伸至產(chǎn)業(yè)鏈的中上游。逆向混改后民營資本與國有資本的雙向融合程度提高[18]，一定程度上能夠緩解當前經(jīng)濟形勢下混改民營企業(yè)面臨的供應鏈中斷問題與價值鏈低端問題[19]。產(chǎn)業(yè)鏈、供應鏈和價值鏈的整合升級，促進逆向混改民營企業(yè)煥發(fā)新的活力，經(jīng)營水平穩(wěn)步提升。最后，基于共生理論，要素流動效應是國有資本與民營資本共生發(fā)展的重要特征，除資本要素流動外，人才要素的流動現(xiàn)象也日漸常態(tài)化[20]。國有資本關聯(lián)企業(yè)穩(wěn)定的收入吸納了大量高素質(zhì)人才加入，且國有資本先進的經(jīng)營理念、嚴格的法制意識、高標準的考核要求使其通過委派高管等方式將相關人才輸入到逆向混改民營企業(yè)中，為其發(fā)展提供人才支持，提高經(jīng)營水平，以保證宏觀調(diào)控的實現(xiàn)。融資約束的緩解、產(chǎn)業(yè)鏈的完善以及人才隊伍的豐富能夠改善逆向混改民營企業(yè)的經(jīng)營環(huán)境，提高核心競爭力。

逆向混改帶來的委托代理關系變化也可能導致有關企業(yè)產(chǎn)生治理效應。一方面，利益侵占假設認為，大股東股權集中可能產(chǎn)生利益侵占的傾向，也有可能掏空公司價值進而損害中小股東的利益[21]。有效的股權制衡有助于減少大股東侵占的第二類代理成本，提高公司價值。異質(zhì)性股東的持股情況是影響股權制衡對企業(yè)治理水平作用高低的重要因素[22]。股權間差距越小，股東之間投票權差距越小[23]，相互間的制衡力度越強。同時異質(zhì)性股東因利益與立場的不同，相互勾結(jié)的概率更低。國有資本有著調(diào)節(jié)市場供需、穩(wěn)定市場價格，服從國家發(fā)展戰(zhàn)略，完成國家賦予的特殊使命的職責，研發(fā)投入、社會責任履行等影響企業(yè)長期發(fā)展與持續(xù)盈余的因素是其重點關注與考核的必然要求[24]。長期利益與短期利益的動態(tài)平衡特征決定了長遠發(fā)展偶爾需要降低眼前收益，形如研發(fā)投入勢必會增加短期支出，減少其他可用資金與投入，現(xiàn)實利潤減少。民營資本因其資本的私有性，更多體現(xiàn)的是資本的本質(zhì)特征，最大盈利是其終極經(jīng)營目標，其研發(fā)投入與社會責任履行等都是為其利潤服務的柔性需求而非剛性要求。民營資本的投機性與國有資本的歷史使命差異導致逆向混改民營企業(yè)中國有股東與民營股東之間目標與行為要求都會有所不同[25]。隨著逆向混改程度的深入，國有資本對民營資本的制衡力度加大，其受到民營大股東的約束作用也隨之減小，有更強的話語權去要求逆向混改企業(yè)提高治理水平，以有效抑制大股東與管理層之間的財務舞弊與經(jīng)營短視行為，使逆向混改企業(yè)建立起長期視角下的逐利體系，為自身肩負的政治目標和經(jīng)濟使命實現(xiàn)奠定良好的環(huán)境基礎。另一方面，逆向混改企業(yè)不僅面臨著國有資本的嚴格標準，還將受到更嚴格的法律要求、更多的政府職能部門監(jiān)管和更廣泛的社會公眾與媒體的監(jiān)督，倒逼其降低代理成本、完善治理機制、滿足廣大利益相關者的合法權益。首先，政府先后出臺了《關于以管資本為主加快國有資產(chǎn)監(jiān)管職能轉(zhuǎn)變的實施意見》《關于促進企業(yè)國有產(chǎn)權流轉(zhuǎn)有關事項的通知》《國資委履行出資人職責的多元投資主體公司利潤分配管理暫行辦法》等文件，對國有資本的布局、運作、轉(zhuǎn)讓等方面進行規(guī)范，構(gòu)建了業(yè)務監(jiān)督、綜合監(jiān)督、責任追究三位一體的監(jiān)督工作閉環(huán)，形成了出資人監(jiān)督和紀檢監(jiān)察監(jiān)督、巡視監(jiān)督、審計監(jiān)督以及社會監(jiān)督多維監(jiān)督體系，逆向混改企業(yè)管理層尤其是國有資本委派的高管將面臨更大的監(jiān)管考核壓力。同時國有資本被注入社會主義性質(zhì)下的“人民意志”，始終遵循以人民為中心的邏輯[26]，故隨著逆向混改的推進，逆向混改民營企業(yè)對于人民群眾民生保障、就業(yè)創(chuàng)業(yè)等方面的影響就越大[27～28]，逆向混改民營企業(yè)社會公眾關注程度也會隨之提高，同時新聞媒介產(chǎn)生輿論監(jiān)督效應的強度也與人民群眾的關注程度密切相關，因而混改程度較高的民營企業(yè)也會處于更為嚴格的輿論監(jiān)管環(huán)境。

(二)逆向混改與審計師選擇

為了保證企業(yè)的長遠利益，將國有資本帶來的融資福利[29]、經(jīng)營福利[30]等始終保持在穩(wěn)定水平，逆向混改企業(yè)會主動滿足國有資本的需求。國有資本的逐利本性和實現(xiàn)國家戰(zhàn)略布局、結(jié)構(gòu)調(diào)整以及經(jīng)濟穩(wěn)定等宏觀政策[31]的特殊屬性，決定了其更低的投資容錯率，企業(yè)內(nèi)在價值的高低、未來發(fā)展能否穩(wěn)定等成為國有資本決策的重要考量因素[32]。根據(jù)信號傳遞理論，高質(zhì)量的審計師選擇可以傳遞企業(yè)價值與發(fā)展?jié)撡|(zhì)優(yōu)質(zhì)信號[33]，因此，通過選擇高質(zhì)量審計師的方式主動滿足國有資本需求成為逆向混改企業(yè)可以長期獲取國有資本青睞的重要路徑。根據(jù)審計保險理論，訴訟浪潮的興起，增加了審計師的法律風險[34]，一旦企業(yè)發(fā)生經(jīng)營失敗，投資者可以起訴審計師的方式獲取賠償，將財務信息風險全部或者部分轉(zhuǎn)移給審計師[35]，實現(xiàn)財務信息風險的降低或消除的基本前提之一是審計師具有相應賠償能力[36]。高質(zhì)量審計師往往具有規(guī)模較大和賠償能力更強的特征[37]，能在審計失敗時，對國有資本股東等利益相關者進行有效賠償，最大程度降低突發(fā)情況下國有資本的經(jīng)濟損失，有力保障國有資本實現(xiàn)宏觀調(diào)控的目標。根據(jù)委托代理理論，逆向混改使國有資本與民營資本間的制衡力度加大，其受到民營資本的約束作用也隨之減小，有更強的話語權去要求逆向混改企業(yè)選擇高質(zhì)量的審計師，以有效抑制大股東與管理層之間的經(jīng)營短視行為，使逆向混改企業(yè)建立起長期視角下的逐利體系，為自身肩負的政治目標和經(jīng)濟使命實現(xiàn)奠定良好的環(huán)境基礎。此外，高質(zhì)量的審計師擁有較高的專業(yè)勝任能力，更能透徹了解審計客戶面臨的監(jiān)管環(huán)境、法律風險等[38]，不但可以迅速識別出逆向混改企業(yè)面臨的重大錯報風險與法律風險，還能幫助其管理層更好達到國有資本及其他利益相關者的高標準要求，從而實現(xiàn)降低混改民營企業(yè)保證成本與監(jiān)管壓力的目標。

基于上述分析，提出如下假設：

H1a：逆向混改與高質(zhì)量審計師的選擇顯著正相關。

然而，逆向混改的資源效應與治理效應在一定程度上也可能降低企業(yè)選擇高質(zhì)量審計師的意愿。首先，逆向混改能夠緩解融資約束為自身擴大生產(chǎn)經(jīng)營、加大研發(fā)投入奠定基礎，且產(chǎn)業(yè)鏈、供應鏈和價值鏈的轉(zhuǎn)型升級以及人力資源的擴大也成為企業(yè)提高盈利能力的重要前提，最終使得逆向混改企業(yè)面臨財務困境的概率降低。再加上出于政治成本和聲譽的考慮，逆向混改企業(yè)進行盈余管理的動機較弱[39]，選擇高質(zhì)量審計師傳遞優(yōu)質(zhì)企業(yè)信號的需求降低[40]。其次，基于國有資本的長期利益視角，以及受到來自社會公眾等多方利益相關者的監(jiān)督，其侵占中小股東利益或與之合謀侵占企業(yè)利益的自利動機較弱，且多位一體的監(jiān)督效應也可能與審計監(jiān)督的治理效應產(chǎn)生替代效果，利用高質(zhì)量審計降低代理成本的必要性降低。最后，由于高質(zhì)量審計師一般收費較高[41]，這對于參與逆向混改的國有資本與其他利益相關者而言也意味著可得利潤的減少，基于成本效益考量，具有受到較強監(jiān)督治理效應的逆向混改企業(yè)選擇高質(zhì)量審計師所發(fā)揮的價值在一定程度并不比其他審計師更高，因而作出該決策的意愿將會下降。

基于上述分析，提出如下假設：

H1b：逆向混改與高質(zhì)量審計師的選擇顯著負相關。

三、研究設計

(一)研究模型與實驗設計

雙重差分模型設計一方面有利于控制觀測組與控制組特征差異對實證結(jié)果的影響，另一方面有利于克服現(xiàn)有逆向混改研究中存在的內(nèi)生性等問題。且twowayfeweights檢驗發(fā)現(xiàn)固定效應模型中有3869個正權重，1007個負權重，且系數(shù)估計在異質(zhì)處理下并非接近于0，初步說明運用雙向固定效應模型的合理性。因而參考秦海林和段曙彩(2021)[42]的做法，通過構(gòu)建雙重差分模型來識別逆向混改政策實施前后企業(yè)對高質(zhì)量審計師選擇的變化情況。具體模型(1)為：

BIG4i,t=a0+a1POSTi+a2SIZEi,t+a3AGEi,t+a4LEVi,t+a5ROAi,t+a6INVi,t+a7RECi,t+a8GROWTHi,t+a9RATIOi,t+a10CEOi,t+a11RIDi,t+a12TOP1i,t+λi,t+γi,t+εi,t

(1)

1.解釋變量

關于逆向混改政策實施的時間虛擬變量POST，參考楊興全等(2020)[43]對“非逆向混改”的定義方式，當企業(yè)在第t年時前十大股東中包含國有股東，且在第t-1年及之前企業(yè)的前十大股東內(nèi)均不包含國有股東，定義POST為1，否則為0。

2.被解釋變量

被解釋變量為企業(yè)對高質(zhì)量審計師的選擇(BIG4)。通常而言，與“六大”“八大”和“十大”相比(1)指每年中國注冊會計師協(xié)會公布的“會計師事務所綜合評價排名”中的前六位、前八位和前十位國內(nèi)會計師事務所。，“四大”作為高質(zhì)量審計師的代表更穩(wěn)定。因而參考Raman(2004)[44]的做法，將企業(yè)是否選擇四大會計師事務所進行外部審計作為衡量其是否選擇高質(zhì)量審計師的標準，當期對企業(yè)進行外部審計的會計師事務所為“四大”時，BIG4=1，否則BIG4=0。

3.控制變量

借鑒王中超等(2020)[45]的研究，從企業(yè)基本信息、財務特征以及治理特征三個角度控制了影響企業(yè)選擇高質(zhì)量審計師的變量。具體控制變量如表1所示。

表1 控制變量名稱和定義

表1(續(xù))

(二)研究樣本與數(shù)據(jù)來源

選取2010—2020年上市公司的有關數(shù)據(jù)作為研究樣本。在此基礎上對數(shù)據(jù)進行了如下的篩選和清洗程序：(1)剔除ST或ST*的企業(yè)。(2)剔除國有性質(zhì)的企業(yè)。(3)剔除金融類企業(yè)。(4)剔除關鍵數(shù)值缺失的企業(yè)。最終得到11383個樣本觀測值。逆向混改相關數(shù)據(jù)來自作者手工整理，其余數(shù)據(jù)均源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)分析運用Stata17.0軟件完成。為了降低異常值對最終回歸結(jié)果的影響程度，對所有連續(xù)變量進行上下1%的縮尾處理。

四、實證結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2列示了企業(yè)是否選擇高質(zhì)量審計師(BIG4)等變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果。其中，全樣本內(nèi)企業(yè)是否選擇高質(zhì)量審計師(BIG4)均值為0.025，表明當前僅有2.5%的企業(yè)傾向于選擇高質(zhì)量審計師；逆向混改政策發(fā)生虛擬變量(POST)均值為0.428，是否屬于逆向混改企業(yè)范疇(TREAT)均值為0.684，中位數(shù)為1.000，表明逆向混改企業(yè)已占較大比重，具有舉足輕重的作用；其他控制變量與已有研究接近，數(shù)據(jù)可信。

表2 描述性統(tǒng)計

為了驗證逆向混改度量的合理性，將前十大股東中是否包含國有股東(HH10)的企業(yè)按年度進行統(tǒng)計，將當年HH10=1的企業(yè)個數(shù)除以當年樣本觀測總數(shù)，以該值來考量逆向混改指標的變化趨勢是否與客觀情況相吻合。結(jié)果如圖1所示，國家出臺的《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》開啟了民營企業(yè)參與混合所有制改革的進程[46]，逆向混改企業(yè)比例有了大幅度的提升，兩年后趨于平穩(wěn)。

進一步地，以政策發(fā)生時間虛擬變量(POST)為分組依據(jù)，判斷逆向混改前后企業(yè)的基本特征、財務特征及治理特征是否發(fā)生改變，以判斷POST度量的合理性。如表3所示，逆向混改前后企業(yè)的審計師的選擇顯現(xiàn)出不同的特征，初步表明了逆向混改能夠?qū)ζ髽I(yè)審計師的選擇產(chǎn)生影響。同時企業(yè)規(guī)模(SIZE)等個性特征、盈利能力指標(ROA)等財務特征以及是否兩職合一(CEO)等治理特征在逆向混改前后呈現(xiàn)顯著差異，與理論分析結(jié)果相一致，說明本文構(gòu)建的指標能夠較好地反映出逆向混改的影響。同時堆疊回歸后進行組間差異聯(lián)合檢驗結(jié)果也拒絕了協(xié)變量在逆向混改前后沒有系統(tǒng)性差異的原假設。

圖1 發(fā)生逆向混改企業(yè)的比例

表3 組間差異檢驗

(二)相關性分析

表4報告的spearman相關系數(shù)和pearson相關系數(shù)分析結(jié)果顯示，各控制變量之間不存在相關系數(shù)過高的問題，說明變量間不存在多重共線性。

表4 相關性分析

(三)回歸結(jié)果分析

表5報告了模型(1)的回歸結(jié)果。其中，(1)列顯示，在控制了雙向固定效應后，POST的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明相對于非逆向混改的企業(yè)而言，逆向混改企業(yè)選擇高質(zhì)量審計師意愿較弱，證明了H1b。為了驗證逆向混改政策的發(fā)生時段與相關時效性，以(1)列為基礎，(2)～(4)列將POST拆分成POST1，POST2和POST3，動態(tài)考察逆向混改對企業(yè)選擇高質(zhì)量審計師影響的效力發(fā)生時點與延續(xù)性。表5的(2)～(4)列顯示POSTi的系數(shù)均為負，進一步證明了H1b，逆向混改降低了高質(zhì)量審計師需求，但是第1年并不顯著，第2年與第3年逆向混改則與高質(zhì)量審計師選擇顯著負相關，逆向混改效應有一定的滯后期。

表5 主回歸分析

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)平行趨勢檢驗

使用雙重差分法進行檢驗時，在不受政策沖擊的情況下處理組與對照組必需具有相同的時間趨勢。因此，參考許和連和王海成(2018)[47]的檢驗方式，建立模型(2)如下：

BIG4i,t=a0+a1PRE3+a2PRE2+a3PRE1+a4CURRENT+a5POST1+a6POST2+a7POST3+a8SIZEi,t+a9AGEi,t+a10LEVi,t+a11ROAi,t+a12INVi,t+a13RECi,t+a14GROWTHi,t+a15RATIOi,t+a16CEOi,t+a17RIDi,t+a18TOP1i,t+λi,t+γi,t+εi,t

(2)

其中，PRE3，PRE2和PRE1分別表示政策發(fā)生前的三期，CURRENT表示逆向混改政策發(fā)生當期，POST1，POST2和POST3分別表示政策發(fā)生后的三期。

如圖2所示，縱軸為高質(zhì)量審計師選擇(BIG4)的估計值。PRE3，PRE2和PRE1的系數(shù)均不顯著，這表明逆向混改政策實施前處理組與對照組的變化趨勢無顯著差異，因而平行趨勢假設成立。

圖2 平行趨勢檢驗可視化

(二)控制組污染情況觀測

為了判斷基于雙向固定效應的DID估計量是否穩(wěn)健，運用培根分析法觀測控制組污染情況。該結(jié)果如圖3所示，同組內(nèi)的差異占比僅約為3.07%，且加權系數(shù)估計值較小，表明控制組并未受到嚴重污染。

圖3 培根分解結(jié)果

(三)安慰劑檢驗

為了避免不可觀測值對研究結(jié)果造成的偏誤，通過隨機抽樣的方式構(gòu)造虛擬的處理組與對照組。具體而言，在11383個樣本中隨機抽取若干樣本作為處理組，其余樣本作為對照組，生成虛擬的政策沖擊時點變量(POST)，利用模型(1)回歸并記錄估計系數(shù)，循環(huán)500次。結(jié)果如圖4所示，估計系數(shù)分布在零附近，且服從正態(tài)分布，符合安慰劑檢驗的預期。

圖4 安慰劑檢驗結(jié)果

(四)替換變量衡量方式

為增強實證結(jié)果的穩(wěn)健性，對審計師選擇的替代變量進行變換，參考況學文和陳俊(2011)[48]的做法，采用國內(nèi)十大會計師事務所作為高質(zhì)量審計師的替代變量。將該結(jié)論運用于模型(1)，結(jié)論如表6的(1)列所示，政策發(fā)生時點虛擬變量(POST)的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，進一步說明了結(jié)論的穩(wěn)健性。

此外，在本文先前的檢驗中，以企業(yè)前十大股東中是否有國有股東來定義其是否發(fā)生逆向混改，并以此設置政策發(fā)生時點的虛擬變量。為了保證結(jié)論的穩(wěn)健性，參考楊興全和尹興強(2018)[29]的做法，將“混改程度”作為逆向混改的替代變量。具體而言，以企業(yè)前十大股東中國有股東的持股比例(STATE)來衡量其混改程度?；貧w結(jié)果如表6的(2)列所示，逆向混改程度的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，本研究的主假設結(jié)論保持穩(wěn)健。

(五)變更樣本觀測期間

2013年十八屆三中全會上明確指出將逆向混改這一方式作為發(fā)展混合所有制經(jīng)濟的有力手段。因此，采用2013年后的樣本對模型(1)進行回歸分析，結(jié)果如表6的(3)列所示。POST的系數(shù)在1%的水平上顯著負相關，證明了結(jié)論的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

表6(續(xù))

六、進一步研究

上述結(jié)果表明，逆向混改能夠降低自身選擇高質(zhì)量審計師的意愿。根據(jù)理論分析可知，逆向混改帶來的資源效應與治理效應在其中起到“樞紐”作用。為了進一步驗證該樞紐作用，參考錢雪松等(2019)[49]的做法，對于中介變量的定義如表7所示?；诖诉M行Bootsrap中介變量檢驗，抽取樣本量5000，設置置信區(qū)間為95%，取樣方法為選擇偏差校正的非參數(shù)百分位法。

中介效應的檢驗結(jié)果如表8所示。委派高管(APPOINT)中介作用不明顯，融資約束程度(SA)、人力資源水平(CRE)、內(nèi)部控制質(zhì)量(ICQ)、股權制衡程度(BS)、輿論關注度(CONTENT)中介效應顯著。結(jié)果表明，逆向混改的資源效應與治理效應降低了逆向混改企業(yè)選擇高質(zhì)量審計師，但是委派高管的治理效應并不顯著，可能的原因在于逆向混改企業(yè)前十大股東中國有資本的平均占比為2.11%，尚無法滿足異質(zhì)性資本委派高管需持股比例大于3%的基本要求，國有資本直接參與混改民營企業(yè)較少，民營企業(yè)的主體地位并沒有因為國有資本的加入而削弱，而是得到了壯大。

表7 中介變量定義

表8 中介效應檢驗

七、研究結(jié)論與啟示

以中國混合所有制經(jīng)濟發(fā)展進程中民營企業(yè)改革為研究背景，以2010—2020年中國上市民營企業(yè)為對象，實證檢驗了逆向混改與審計師選擇的相關性。研究結(jié)果顯示：民營企業(yè)的混改與高質(zhì)量審計師選擇顯著負相關。進一步發(fā)現(xiàn)：逆向混改通過降低融資約束、提高人力資源水平、提高內(nèi)部控制質(zhì)量、加大股權制衡力度、完善監(jiān)管機制等資源與治理效應，降低了自身對高質(zhì)量審計師選擇的意愿，逆向混改與高質(zhì)量審計需求存在替代效應。在通過平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗、更改變量衡量方式等多種穩(wěn)健性檢驗方式后，上述結(jié)論仍然成立。

基于本文結(jié)論，可以得到如下啟示：第一，逆向混改與審計師的治理替代效應要求審計師應當充分重視異質(zhì)股東尤其是國有異質(zhì)股東對審計需求的影響，積極應對審計市場變化，提高審計師效能與市場的匹配度。第二，介于逆向混改民營企業(yè)吸引國有資本比例不高，高管治理效應不顯著的現(xiàn)狀，民營企業(yè)要抓住國家逆向混改契機，在壯大民營企業(yè)主體地位的同時，加大股權稀釋力度，積極吸引國有資本加入，拓展融資渠道和融資規(guī)模，實現(xiàn)國有資本與民營資本共生發(fā)展，為中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展作出應有貢獻。第三，作為逆向混改參與主體另一方的國有資本而言，擇優(yōu)而投是其基本動機，但是影響逆向混改效果的不只是國有資本一方的良好意愿，還需要資本市場其他參與者有效配合，才能讓資本市場健康持續(xù)發(fā)展，因此，政府除了要保持對國有資本的監(jiān)管和約束，也要適當保持民營企業(yè)的經(jīng)營優(yōu)勢與活力，使市場成為資源有效配置的基礎，讓獨立審計成為資本市場有效的“經(jīng)濟警察”，從而實現(xiàn)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)繼續(xù)優(yōu)化、經(jīng)濟平穩(wěn)發(fā)展的目標。當然，本文還存在一定的局限性：第一，在研究對象的選擇方面，由于大量非上市公司的存在，僅以上市公司為觀測樣本，研究結(jié)論的普適性有待進一步證實。第二，在衡量民營企業(yè)混合所有制改革情況的指標選擇層面，由于目前有關研究對此沒有統(tǒng)一結(jié)論，導致對該指標的量化標準可能有所爭議。