審計師履約物質資本與IPO 抑價
——來自我國A 股市場的證據

劉桂良 鄒昌洋 王玲凡

近年來，審計失敗的案例屢見不鮮，給投資者帶來嚴重的經濟損失。安達信和中天勤等一批國內、外“大所”遭受行政處罰，然而投資者的巨額民事賠償訴求均因違約擔保不足始終難以落實。較低的違約成本，難以抑制審計師的違約動機。立法機構為此相繼出臺一系列的法規，加強審計師違約財產擔保。2007年，《會計師事務所職業風險基金管理辦法》規定：事務所應于每年年末以本年審計業務收入為基數，按照不低于5%的比例提取職業風險基金，直接用于支付事務所民事賠償及法律費用。自2010年國辦56號文件至2012年《中國注冊會計師法（修訂案）征求意見稿》出臺，事務所陸續轉為特殊普通合伙制，合伙人因故意或重大過失導致合伙企業債務的，事務所及其合伙人將承擔無限連帶責任，事務所總資產及合伙人的個人財產被納入擔保范疇。審計違約賠償實現了制度上的依據。因此，以審計師財產對違約風險提供擔保，以約束其違約行為，保障審計質量成為大勢所趨。本文將借鑒審計履約擔保法規及前人研究成果，以事務所履約能力的“風險基金和總資產”以及合伙人履約能力的“合伙人紅利”為審計師履約物質資本指標，通過審計師履約物質資本與IPO抑價率的實證研究，驗證履約物質資本的擔保效應是否為資本市場所認可，為抑制審計合謀、增強審計師的風險意識，制約審計師行為，強化審計履約物質資本的規范與管理提供政策建議。

一、文獻回顧、理論分析和研究假設

國內外學者對于審計質量衡量的研究結論莫衷一是，Francis&Krishnan(1999)、、蔡春（2005）、劉運國等（2006）、劉峰（2007）、郭照蕊（2011）等認為大規模的事務所能夠更好地提供高質量審計。Willenborg(1999)認為審計任期延長能提高審計質量。胡旭陽（2002）采用市場占有率衡量審計質量，認為高占有率表明審計師審計質量更被認可。Francis & Wilson （1988）、Beatty（1989）、Teoh & Wong（1993）、Lennox （2005）、Fan &Wong（2005）、李連軍、薛云奎（2007）、雷光勇等（2009）、王兵等（2009）、王恩山（2010）、郝玉貴（2010）、陳俊（2010）、劉陽（2012）采用排名衡量審計質量，認為“四大”或“十大”等排名靠前的事務所提供的服務具備高質量。審計質量研究指標選擇的不確定性，審計質量衡量標準體系混亂且缺乏科學依據,導致了研究結論的偏差。

高質量審計的資本市場認可度可由IPO抑價率指標予以反映，美國市場1975 -1984年數據證實了聘請高聲譽審計師的企業比聘請低聲譽審計師的企業獲取了更低的抑價率,即提高了股票發行價格,降低了首日抑價（Beatty，1989)。英國1986-1989年數據證實聘請“大所”能降低抑價水平（Holland 和 Horon，1993）。澳大利亞 1996年- 2003年的數據證實研究發現“四大”能顯著降低首次公開發行的折價（Andre F.Gygax 和 Elaine Oo，2007）。我國學者認為在我國首次公開發行市場上，能提供較高審計質量的事務所（以“四大”或國內前十大所作為認定標準）能顯著降低新股發行抑價率（王兵等，2009；王恩山，2010；郝玉貴等，2010；陳俊等，2010；劉陽等，2012）。相反，也有學者認為“四大”并不能顯著降低 IPO 抑價率（陳海明等，2004；李常青等，2004）。但是，由于缺乏對審計質量可觀性的統一認識，導致審計質量對IPO抑價率影響不一致。而審計是一種契約化的行為，因契約發展而發展，最終表現為一個實現契約的過程（馮均科，2004）。審計質量依賴于審計履約機制的完備性及審計契約的執行效率（易玄，2011），審計履約機制的完善能夠為審計信息披露質量的提升提供外在條件（張存諺，2007）。管理者與股東的契約沖突越嚴重，越需要與高質量的審計師締約（Simunic and Stein，1987)，審計契約效率的高低能體現外部審計質量，通過降低信息不對稱的方式緩解股權契約沖突（LennoX，2005)。而審計師履約機制的落實依賴審計師的履約資本，其中物質資本是履約的保障，將為可能的違約賠償責任提供可靠擔保（劉桂良，李潔，2007）。因此，以不完全契約理論為基礎，引出審計師履約資本作為審計質量的衡量指標，優化審計質量的衡量方法。

然而，審計契約具有與生俱來的不完備性，存在天然的漏洞，導致審計師擁有違約機會和動機，作為審計業務委托人的投資者，為了充分規避不完備審計契約的風險，會期望事務所擁有更多的財富，以便出現審計失敗時提供盡可能的違約擔保賠償，具備高履約物質資本的事務所所帶來的擔保效應更能被投資者和資本市場認可。同時，隨著我國風險基金制度和事務所轉制相關規定的出臺和逐步完善，為事務所履約物質資本的研究提供了良好的制度背景，可以樂觀地預計，風險基金和事務所總資產的物質擔保作用已經被資本市場充分認可。因此，我們提出假設1：

事務所履約物質資本越充裕，則越能降低IPO抑價率；

1a：風險基金越高，IPO抑價率越低；

1b：事務所總資產越高，IPO抑價率越低。

根據有限理性理論，行為人固有的推理和計算能力是有限的，其決定或選擇可以是由直覺系統或推理系統共同決定，也可以是各自決定的，來選擇當前的“滿意”方案而不是“完美”方案。作為“社會人”的審計師，必然具有逐利性，而審計契約的天然漏洞為其逐利過程中的機會主義傾向提供了溫床。合伙人可能會為了攫取眼前的個人私利而放棄事務所的長期品牌價值培養，其短視行為將導致審計合謀，最終侵害投資者的利益。因此，當合伙人的財富被強制作為違約擔保時，能有效制約合伙人的機會主義行為，強化其履約意識，從而抑制審計合謀風險，增強投資者對于報表審計的信心以及對于合伙人誠信的信賴。因此，投資者和資本市場將會更青睞具有高履約物質資本的審計合伙人，合伙人財富在資本市場上具備擔保效應。

在制度上，盡管國辦56號文件出臺以后，將合伙人的個人財富納入審計失敗的賠償范圍，但由于合伙人個人財產缺乏登記和保全制度，合伙人潛在的無限連帶責任仍然無法全部落實，合伙人的履約物質資本暫時只能由合伙人從事務所獲取的紅利衡量。當紅利增加，合伙人履約物質資本增加，而事務所履約物質資本減少，合伙人履約物質資本的擔保效應將得以體現。當資本市場更認可紅利的擔保效應時，就會壓低股價、降低新股發行抑價率。因此，提出假設2：

事務所紅利分配越高，越能降低IPO抑價率。而鑒于合伙人履約物質資本的相關法規尚未成熟，預計其擔保作用是有限的，事務所紅利分配對IPO抑價率影響效果并不顯著。

二、研究設計和樣本描述

（一）樣本選擇與數據來源

樣本選自2007年3月1日《會計師事務所職業風險基金管理辦法》出臺以后、至事務所改制后這段時期的A 股上市公司，區間為2007年3月至2014年4月（其中，由于2013年證監會暫停IPO發行，無該年的數據），共計1114家上市公司。其中財務和公司數據來自銳思數據庫（RESSET）和國泰安數據庫（GSMAR）,承銷商數據來自中國證券業協會網站（www.sac.net.cn），事務所的風險基金、總資產和紅利數據來自手工搜集。剔除了樣本數據缺失的公司以及金融業企業，剩余樣本為1087家。具體樣本分布見表1。

（二）研究模型與變量定義

本文在Beatty（1989）、王兵等（2009）、王恩山（2010）等學者的研究基礎上，采用修正后的新股發行抑價率，以剔除市場指數變化對新股發行抑價的影響。并對年度變量和行業變量進行了控制，以消除不同年份和不同行業對IPO抑價率的影響。根據假設1、假設2，本文建立了以下回歸模型：

模型一：

模型二：

1.被解釋變量

UP為修正后的新股發行抑價率，計算方法為：

式中，P0是新股發行價格，P1是新股上市首日的收盤價；i0是新股發行日大盤收盤指數；i1是新股上市日大盤收盤指數。

2.解釋變量

Ln（RF）表示事務所風險基金取對數，根據上市公司上市前一年選聘的會計師事務所的年末報表數據，取風險基金項目的數據取對數。Ln（Assets）表示事務所總資產取對數，根據上市公司上市前一年選聘的會計師事務所的年末報表數據，取總資產項目的數據取對數。Ln(Bonus)表示合伙人紅利取對數，根據上市公司上市前一年選聘的會計師事務所的年末報表數據，取股息紅利項目的數據取對數。

3.控制變量

Trader表示承銷商聲譽，啞變量，根據上市前一年中國證券業協會公布的排名，前10名時Trader=1，否則為0。聲譽越高的承銷商越能準確地定價，外部投資者對于這一估計也就越能認同，預期抑價率與承銷商聲譽呈反比例關系。PE表示全面攤薄發行市盈率，反映股票定價的高低；預期抑價率與全面攤薄發行市盈率呈反比例關系。LR表示網上發行中簽率，反映市場的供需狀況；預期承銷商與抑價率呈反比例關系。FDT表示上市首日換手率，反映上市首日市場的投機氛圍；預期換手率越高，抑價率越高。Gap表示發行和上市的間隔天數，反映資本市場的不確定性。預期時間間隔越長，不確定性越大，抑價現象可能越嚴重；預期抑價率與間隔天數呈正向關系。Ln(FD)表示上市首日成交額取對數，一般成交額較小的企業，其規模可能也較小，信息不對稱可能較多，預期新股發行抑價率與成交額呈反向關系。Yeari表示年度控制變量，共七個年度，用6個啞變量控制。Idui表示行業控制變量，按照證監會的分類標準，共15個行業，用14個啞變量控制。

表1 樣本分布

表2 描述性統計

三、描述性統計與實證結果

（一）描述性統計樣

關鍵變量的描述性統計見表2。由表2可知：總體平均溢價率水平UP 為56.62%，其中中小板均值最高，主板次之，創業板均值最低。UP最大值高達626.74%，其對應的Ln（RF）低于中位數15.5429；UP的最小值對應的Ln（RF）高于其中位數，主板、中小板、創業板均有類似結論；同時，UP的最大值對應的Ln（Assets）和Ln（Bonus）均低于其中位數，UP最小值對應的Ln（Assets）和Ln（Bonus）均高于其中位數。這表明，在A股市場及其子板塊，抑價率最高的上市公司選聘了風險基金、事務所總資產較低及事務所分紅較多的審計師，而抑價率最低的上市公司選聘了風險基金和事務所總資產較高及事務所分紅較少的審計師。

（二）相關性分析

模型一各變量之間的Pearson相關分析見表3。從表3可以看出：各變量之間的關系比較平和，相關系數均不大，因此模型中多元共線性問題不太嚴重。

模型二各變量之間的Pearson相關分析見表4。從表4可以看出：各變量之間的關系比較平和，相關系數均不大，因此模型中多元共線性問題不太嚴重。

（三）多元回歸分析

模型一①回歸結果見表5，由表5回歸結果可知：總體、主板、中小板、創業板的擬合優度分別為0.6740、0.7270、0.7015、0.5825，擬合優度均在0.5以上，模型的整體解釋能力較強。

就A股總體而言，Ln（RF）系數為-0.0923995，結果在1%的水平下負相關，表明上市公司選聘事務所風險基金越高的審計師，越能顯著降低IPO抑價率。進一步研究，在主板、中小板和創業板，Ln（RF）的系數分別為-0.0574544、-0.096148和-0.0626818，結果均在1%的水平下負相關，表明在A股各子板塊中，上市公司選聘風險基金越高的審計師，越能有效降低IPO抑價率。

表3 模型一指標pearson 相關性分析

表4 模型二指標pearson 相關性分析

對于其他控制變量，Trader與UP顯著負相關，表明承銷商聲譽越高，抑價率越低；PE與UP顯著負相關，表明全面攤薄發行市盈率越高，抑價率越低；LR與UP顯著負相關，網上發行中簽率越高，抑價率越低；FDT 與UP顯著正相關，上市首日換手率越高，抑價率越高；Gap與UP顯著正相關，間隔天數越長，抑價率越高；Ln(FD)在總體、主板和中小板均與UP顯著正相關，只在創業板呈負相關，且結果不顯著。

模型一②回歸結果見表6，由表6回歸結果可知：總體、主板、中小板、創業板的擬合優度分別為0.6331、0.6858、0.6825、0.5422，擬合優度均在0.5以上，模型的整體解釋能力較強。

就A股總體而言，Ln（Assets）系數為-0.4301325，結果在1%的水平下負相關，表明上市公司選聘事務所總資產越高的審計師，越能顯著降低IPO抑價率。進一步研究，在主板、中小板和創業板，Ln（Assets）的系數分別為-0.2384877、-0.5234494和-0.1538055，結果均在1%的水平下負相關，表明在A股各子板塊中，上市公司選聘事務所總資產越高的審計師，越能有效降低IPO抑價率。

對于其他變量，Trader與UP顯著負相關，表明承銷商聲譽越高，抑價率越低；PE與UP顯著負相關，表明全面攤薄發行市盈率越高，抑價率越低；LR與UP顯著負相關，網上發行中簽率越高，抑價率越低；FDT與UP顯著正相關，上市首日換手率越高，抑價率越高；Gap與UP顯著正相關，間隔天數越長，抑價率越高；Ln(FD)在總體及其子板塊均與UP正相關，但結果不顯著。

模型二回歸結果見表7，由表7回歸結果可知：總體、主板、中小板、創業板的擬合優度分別為0.5678、0.6619、0.5891、0.5236，擬合優度均在0.5以上，模型的整體解釋能力較強。就A股總體而言，Ln（Bonus）系數為-0.0055891，結果在10%的水平下負相關，表明事務所紅利分配越高，合伙人履約物質資本越高，越能抑制IPO抑價率。就整體而言，合伙人的履約物質資本得到了資本市場的初步認可。進一步研究，在主板、中小板和創業板，Ln（Bonus）的系數分別為-0.2384877、-0.5234494和-0.1538055，呈負相關，其中創業板在5%的水平上顯著，而主板和中小板的結果不顯著，表明主板和中小板的投資者并未充分認可合伙人履約物質資本對于審計質量的擔保效應。

對于其他變量，Trader與UP顯著負相關，表明承銷商聲譽越高，抑價率越低；PE與UP顯著負相關，表明全面攤薄發行市盈率越高，抑價率越低；LR與UP顯著負相關，網上發行中簽率越高，抑價率越低；FDT與UP顯著正相關，上市首日換手率越高，抑價率越高；Gap與UP顯著正相關，間隔天數越長，抑價率越高；Ln(FD)在總體及其子板塊均與UP正相關，但結果不顯著。

表5 模型一①回歸結果

表6 模型一②回歸結果

（四）穩健性檢驗

為驗證本文實證結論的穩健性，進行以下兩項檢驗：（1）采用發行前總股本計算的發行市盈率（TPE）替代全面攤薄發行市盈率（PE）后重新回歸。全面攤薄發行市盈率反映股票定價的高低，而發行前總股本計算的發行市盈率同樣可以反映股票定價的高低。（2）采用配售中簽率(SLR)替代網上發行中簽率(LR)后重新回歸。網上發行中簽率反映市場的供需狀況，而配售中簽率同樣可以反映市場的供需狀況。在總體中進行相關變量的替代后回歸，回歸結果與變量替換前的結果基本一致。

四、結論與政策建議

由模型一的檢驗結果可知：不論在A股市場總體還是在各子板塊，上市公司選聘風險基金和總資產較高的審計師，均能顯著降低IPO抑價率，表明事務所履約物質資本對于審計質量的擔保效應已經得到投資者和資本市場的充分認可。風險基金制度和事務所合并浪潮，將充實事務所履約物質資本，更好地為審計契約的履行提供有效擔保，保障審計質量，降低審計信息不對稱。由模型二的研究結果可知：當前，投資者開始對合伙人履約物質資本的擔保效應進行關注，但其關注的程度較低、范圍較窄，由于缺乏合伙人財產登記和保全制度，用于承擔無限連帶責任的“全部財產”難以界定，“無限連帶責任”目前僅僅停留于紙面，合伙人履約物質資本尚未充分發揮擔保審計履約、保障審計質量的作用。

研究結論能為注冊會計師行業的發展提供政策建議，促進注冊會計師行業良性發展，培養更多履約能力較強的審計師：（1）中注協與證監會應發揮各自的資源優勢，對事務所風險基金的提取、報備、登記、披露制度建立完善的聯合監管機制，以防事務所通過虛減業務收入、抽逃已提風險基金等手段規避其履約賠償責任，落實審計師履約物質資本的直接物質保障；（2）響應國辦56號文件的精神，順應事務所合并的大潮，支持和引導事務所“做強做大”，促進事務所財富的積累和資源的整合，提升事務所總資產的質與量，使其完善風險控制制度，增強審計責任意識，擔負起保障審計質量的義務；（3）在注會行業全面推行合伙制，用無限連帶責任的“緊箍咒”敦促合伙人履約，切實保障審計質量。同時，借鑒公務員財產登記制度和訴訟財產保全制度并加以完善，使合伙人的個人財產真正納入履約物質資本的范疇，使合伙人審計違約時應當擔負的無限連帶責任真正落實。

表7 模型二回歸結果

1.Beatty,R.1989,Auditor Reputation and the Pricing of Initial Public Offerings,The Accounting Review Vol.64(4):693-709.

2.Simunic D A, Stein M T.Product differentiation in auditing:Auditor choice in the market for unseasoned new issues[M].Canadian Certified General, 1987.

3.Holland, K.M.and J.G.Horton.1993.InitialPublic Offerings on the Unlisted SecuritiesMarket: the impact of profes-sional advisers.Accounting and BusinessResearch,W inter, pp.19-34.

4.Francis and Wilson, 1988, “Auditor Changes: A Joint Test of Theories Relating to Agency Costs and Auditor Differentiation”, The Accounting Review, Vol.L Ⅻ.No.4.

5.Fan and Wong, 2005, “Do External Auditors Perform a Corporate Governance Role in Emerging Markets?Evidence from East Asia”, Journal of Accounting Research Vol.43 No.1, 35-72.

6.Lennox, C.2005，“Audit quality and executive officers’affiliations with CPA firms”，Journal of Accounting and Economics 39: 201–231.

7.Teoh & T.J.Wong，1993，“Perceived Auditor Quality and the Earnings Response Coefficient”，THE ACCOUNTING REVIEW Vol.68, No.2，pp.346-366.

8.Weber J.Willenborg M.(1999),Empirical analysis of the economic demand for auditing in the initial public offerings market.Journal of Accounting Research,1999:225-239

9.Andre F.Gygax and Elaine Oon.2007.Audit Quality,Auditor Compensation and IPO Underpricing.Accounting and Finance, Vol.48:391-416.

10.Bruynseels L, Knechel W R, Willekens M.Do industry specialists and business risk auditors enhance audit reporting accuracy?[J].DTEW-AFI_0610, 2006: 1-37.

11.張存彥.審計契約的自我履行機制研究.西南財經大學.2008

12.劉桂良,李潔.審計師信譽資本、物質資本與履約機制分析.管理世界.2007（5）

13.陳海明，李東.我國新股短期發行抑價的會計師事務所聲譽假說實證研究.審計與經濟研究.2004（1）

14.郝玉貴,危寶云.審計師聲譽對IPO 折價的影響——基于A 股上市公司的實證分析.中國會計學會.2010（7）

15.王恩山.審計師聲譽與新股發行抑價——來自我國資本市場的最新證據.蘭州商學院學報.2010（5）

16.王兵,辛清泉,楊德明.審計師聲譽影響股票定價嗎——來自IPO 定價市場化的證據.會計研究.2009（11）

17.易玄，審計聲譽機制的作用機理、失效與治理.山東社會科學.2011(10)

18.李連軍，薛云奎.中國證券市場審計師聲譽溢價與審計質量的經驗研究.中國會計評論.2007（3）

19.雷光勇，李書鋒，王秀娟.政治關聯、審計師選擇與公司價值.管理世界.2009（7）

20.蔡春,黃益建,趙莎.關于審計質量對盈余管理影響的實證研究——來自滬市制造業的經驗證據.審計研究.2005(2)

21.劉運國,麥劍青,魏哲妍.審計費用與盈余管理實證分析——來自中國證券市場的證據.審計研究.2006(2)

22.劉峰,周福源.國際四大意味著高審計質量嗎——基于會計穩健性角度的檢驗.會計研究.2007(3)

23.郭照蕊.國際四大與高審計質量——來自中國證券市場的證據.審計研究.2011(1)