實際控制人超額委派董事的治理效應

李爽 李秀珠

【摘要】實際控制人超額占有上市公司董事會成員席位引起了各界的廣泛關注。本文從審計收費角度， 考察實際控制人超額委派董事的治理效應。以2015 ～ 2019年我國A股上市公司為研究樣本， 研究發現， 實際控制人超額委派董事顯著降低了公司審計費用， 這一影響在國有企業、 聘請規模較小會計師事務所審計的公司中表現得更為明顯。進一步研究發現： 會計信息質量是實際控制人超額委派董事影響審計費用的重要渠道； 實際控制人超額委派董事顯著降低了第一類代理成本， 但對第二類代理成本無顯著影響； 實際控制人超額委派董事對審計收費的影響在管理層持股比例較低的公司中更顯著。上述結論表明實際控制人通過超額占有董事會成員席位獲得超額控制權， 對公司管理層發揮了積極的監督作用。

【關鍵詞】實際控制人；超額委派董事；審計費用；會計信息質量

【中圖分類號】 F271；F239? ? ?【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）11-0074-9

一、 引言

董事會的核心職能是對管理層進行監督， 實際控制人超額委派董事（即超額控制董事會成員席位， 獲取超過其持股比例的控制權）一方面強化了其對董事會的控制， 讓其更有能力監督管理層， 抑制管理層的機會主義行為， 提升公司治理水平； 但另一方面， 與通過金字塔結構、 交叉持股以及差異化表決權等形成的控制權和所有權分離類似， 超額委派董事也是控股股東對公司實施控制的重要方式（鄭志剛等，2019）， 會加劇潛在的“掏空”風險（Lin等，2011）， 惡化公司治理。因此， 實際控制人超額委派董事既可以緩解第一類代理問題， 也可能惡化第二類代理問題。目前針對實際控制人超額委派董事的研究較少， 且關于其對公司治理是產生正面影響還是負面影響的結論并不一致。注冊會計師在執業過程中需要了解被審計單位情況， 根據審計投入、 審計風險等確定審計收費， 審計收費可以反映被審計單位的公司治理水平（Simunic和Stein，1996；Carcello等，2002；Cohen等，2007）。基于此， 本文從審計收費的視角， 探討實際控制人超額委派董事的治理效應， 試圖厘清這一領域的爭議。

實際控制人超額委派董事對審計收費的影響方向取決于超額委派董事對公司產生的是監督效應還是利益侵占效應。基于監督效應， 實際控制人超額委派董事可以約束管理層盈余操縱行為， 提高公司會計信息質量， 降低注冊會計師所面臨的審計重大錯報風險， 從而降低審計投入以及風險溢價， 導致審計收費降低。而基于利益侵占效應， 超額委派董事造成的實際控制人控制權大于現金流權以及控制權更高的穩定性， 使其更有動機和能力侵占中小股東利益。為了掩蓋利益侵占行為， 其會降低公司信息透明度， 導致審計重大錯報風險增加， 因此注冊會計師需要增加審計投入或提高風險溢價， 從而審計收費提高。

為探究實際控制人超額委派董事對審計收費究竟產生何種影響， 本文以2015～2019年滬深A股上市公司為研究對象， 實證檢驗這一問題， 并從會計信息質量角度進一步檢驗其作用機制。

本文的貢獻主要在于以下方面： 第一， 目前鮮有文獻從審計收費視角探討實際控制人超額委派董事產生的治理效應， 本文發現實際控制人超額委派董事發揮了監督效應而非利益侵占效應， 并從會計信息質量角度檢驗了其作用機制， 是對這一領域研究文獻的重要補充， 且有助于厘清實際控制人超額委派董事是產生監督效應還是侵占效應的爭議； 第二， 本文的研究表明， 實際控制人超額委派董事在某種程度上有利于董事會更好地發揮監督職能、 約束管理層機會主義行為， 這對于正確認識我國資本市場上的實際控制人超額委派董事現象具有重要意義， 也對監管部門制定相關政策以及上市公司完善治理具有參考價值。

二、 文獻回顧與理論分析

（一）文獻回顧

新興市場的一個普遍特征是公司股權集中度較高以及被控股股東控制（Claessens等，2000）。大股東通過控制權可以獲取兩種不同的收益： 一是共享收益， 其致力于增加公司價值， 通過參與和監督公司重大經營決策使管理層更加勤勉， 小股東也因此共享收益； 二是私人收益， 大股東利用自身多數股權地位轉移公司資源等侵占中小投資者利益（Hart，1988）。有研究表明： 一方面， 控股股東能夠在公司治理領域發揮積極作用， 比如提高董事變更頻率（Franks和Mayer，2001）， 提升公司業績（Gorton和Frank，2000）， 減少管理者出于自利動機的支出（Yafeh和Yosha，2003）， 甚至抑制公司盈余管理（Gopalan和Jayaraman，2012）； 但另一方面， 控股股東通過股份發行、 資產轉移、 轉讓定價等多種方式“掏空”上市公司， 損害中小股東利益的現象也普遍存在（Liu和Tian，2012；Larrain和Urzúa，2013）， 并且控制權與現金流權的分離程度越高， 大股東利益侵占行為越嚴重（Lin等，2011；Bae等，2012）。

董事會享有實質上的決策控制權， 處于公司治理的核心地位， 委派董事是大股東實現控制權的重要途徑（Fos等，2018；姜付秀等，2017）。需要強調的是， 我國資本市場存在著很大程度的實際控制人超額委派董事現象， 與金字塔結構、 交叉持股以及差異化表決權等類似， 超額委派董事能賦予大股東更多的控制權以及對公司的超級影響力。但現有針對實際控制人超額委派董事產生的公司治理效應的研究較少， 且結論并不一致。鄭志剛等（2019）認為實際控制人超額委派董事是大股東機會主義行為的顯現， 導致董事投非贊成票的概率降低， 惡化公司治理； 但也有學者發現實際控制人超額委派董事可以提高公司治理有效性， 從而促進企業創新（李鳳羽等，2021）。因此， 需要從更多視角探討實際控制人超額委派董事的公司治理效應， 以助于厘清這一研究領域的爭議。

另外， 已有文獻表明公司治理對審計費用具有廣泛而深刻的影響（Dao等，2012；Lai等，2017；Hanlon等，2019）。個別研究雖然探討了控制權對審計定價的影響（Khalil等，2008；Forst和Hettler，2019）， 但僅限于雙重股權（dual-class shares）， 并沒有涉及實際控制人超額委派董事這一情境。因此， 本文研究實際控制人超額委派董事對審計收費的影響， 不但能夠厘清超額委派董事產生的治理效應， 而且可以豐富公司治理對審計收費的形成機制。

（二）理論分析

注冊會計師對被審計單位財務報表的真實性、 公允性進行獨立鑒證， 以提高財務報告的可信度， 緩解代理沖突（Fan和Wong，2005）。審計收費主要取決于審計投入和審計風險（DeFond和Zhang，2014）， 代理沖突直接影響審計投入和審計風險， 是決定審計定價的重要因素（陳玥和江軒宇，2017）。實際控制人超額委派董事獲得的超級控制權既可能形成共享收益動機， 也可能誘發追逐私人利益行為， 均會對會計信息質量產生重要影響， 與審計風險直接相關， 是注冊會計師關注的重點領域（蔡春等，2015；雷光勇等，2016）， 但這兩種效應對審計風險的影響迥異， 進而對審計收費的影響方向不同。因此， 本文擬提出對立研究假設。

1.? 基于共享收益動機的監督效應。轉型經濟下， 由于我國資本市場法律體系不完善以及監督力度不足， 公司治理水平不高、 內部代理問題嚴重， 突出表現為上市公司管理層的違規成本較低， 對投資者利益的保護薄弱（羅玫和宋云玲，2012；Gu等，2019）。因此， 單純依靠管理層的自我道德約束和外部法律監管不足以解決內部代理問題， 實際控制人超額委派董事在公司治理中的作用便凸顯出來。由于他們一般處于控股地位， 具有較高的現金流權， 為了維護自身的股權收益， 有動力對管理層行為進行監督。董事會受托于股東， 監督管理層是其核心職能的體現（Adams和Ferrein，2007）。實際控制人委派的董事能夠按照其意志行使投票權， 超額委派董事就意味著實際控制人在董事會掌握了超級控制權， 管理層提出的自利議案更容易被否決， 故管理層的機會主義行為將被限制。另外， 存在實際控制人超額委派董事的公司董事會更穩定， 決策也更為一致（鄭志剛等，2019）， 從而能夠更加有效地監督管理層， 緩解股東與管理層之間的代理問題， 提升公司會計信息質量（Beasley，1996）。由此可見， 實際控制人超額委派董事將會降低被審計單位的重大錯報風險。而根據審計風險模型， 在審計重大錯報風險較低時， 注冊會計師可適當提高檢查風險， 這就意味著可減少審計投入； 此外， 會計信息質量高的公司審計風險較低， 可減少審計風險溢價， 從而降低審計收費。基于上述分析， 本文提出如下假設：

H1a： 基于共享收益動機的監督效應， 實際控制人超額委派董事會降低審計收費。

2.? 基于獲取私人收益的侵占效應。大宗股權帶來的控制權讓大股東可以通過非效率投資（Aggarwal和Samwick，2006）、 現金股利政策（Gugler和Yurtoglu，2003；羅琦和吳哲棟，2016）、 關聯方交易（Jiang等，2010）等侵占中小股東利益， 形成“隧道效應”（Johnson等，2000）。一方面， 實際控制人超額委派董事導致控制權和現金流權分離， 讓其更有動機侵占中小股東利益， 并且由于在董事會擁有重大決策的影響力， 其更容易獲取私人收益。比如， 在對其有利的議案投票中占據優勢地位， 其他董事的異議很難改變或否決相關議案（鄭志剛等，2019）。另一方面， 大股東的利益侵占行為需要管理層的幫助與協作， 董事會掌握著管理層任免權， 實際控制人通過控制董事會席位介入管理層選聘， 選拔迎合其利益需求的管理層， 惡化第二類代理問題。實際控制人利用超額委派董事進行利益侵占時， 會促使管理層通過盈余管理等方式來掩蓋相關行為（夏常源和賈凡勝，2019）， 導致會計信息無法真實反映公司經營情況， 審計重大錯報風險增加。在這種情況下， 注冊會計師需要投入更多資源以降低檢查風險， 抑或要求更多的審計風險溢價， 從而提高審計收費。基于上述分析， 本文提出如下假設：

H1b： 基于獲取私人收益的侵占效應， 實際控制人超額委派董事會提高審計收費。

三、 研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

考慮到2014年12月國家發改委下發通知， 要求放開會計師事務所審計服務收費， 本文選取2015～2019年滬深A股上市公司為初始研究樣本， 并按以下標準進行篩選： 剔除金融保險類行業的公司； 剔除資產負債率大于1的公司； 剔除相關研究數據缺失的公司。最終獲得3457家上市公司共14281個觀測值， 其中存在實際控制人超額委派董事的樣本有1340個。相關財務數據來源于國泰安（CSMAR）數據庫和銳思（RESSET）金融數據庫， 實際控制人數據來自色諾芬（CCER）數據庫， 實際控制人委派董事情況從公司年度報告中手工收集。為了避免極端值的影響， 本文對連續變量在上下1%分位做了Winsorize處理， 并對所有回歸模型的標準誤在公司層面進行Cluster處理。

（二）模型設計與變量定義

為了檢驗實際控制人超額委派董事對審計收費的影響， 本文構建了如下模型：

其中： LnFee是被解釋變量審計收費， 為上市公司年度審計費用的自然對數； Over/Overate是解釋變量實際控制人超額委派董事， 分別以實際控制人是否超額委派董事和超額委派董事的比例進行刻畫。參考現有研究（陳勝藍和呂丹，2014； 鄭志剛等，2019）， 實際控制人委派董事是指公司董事會中在主要股東單位兼職， 但不在上市公司而在主要股東單位領取薪酬的董事。當實際控制人委派的董事在非獨立董事人數中的比例超過其持股比例時， Over取值為1， 否則取0； Overate則為與之對應的超額比例。Controls為控制變量， 借鑒已有研究（劉笑霞等，2017；劉向強等，2018；Lai等，2017）， 本文選擇的控制變量包括公司規模（Size）、 資產負債率（Lev）、 是否虧損（Loss）、 營業收入增長率（Growth）、 資產報酬率（Roa）、 速動比率（Quick）、 業務復雜程度（Arinv）、 事務所規模（Big4）、 審計意見類型（Opinion）、 股權集中度（Herf）、 機構持股比例（Organ）、 總資產周轉率（Turnover）、 無形資產比例（Intan）以及非經常性損益（Absei）等。此外， 本文還對行業（Ind）和年度（Year）固定效應進行了控制， e為誤差項。變量具體定義見表1。

四、 實證結果及分析

（一）描述性統計

表2列示了主要變量的描述性統計結果。可以看出： LnFee的均值為13.753， 中位數為13.653， 這與近期的研究頗為一致（劉佳偉和周中勝，2021）； Over的均值為0.094， 表明存在實際控制人超額委派董事的樣本占比約為9.4%， 這也與相關研究較為吻合（鄭志剛等，2019）， Overate的均值為0.022。其他控制變量的分布也較為合理， 此處不再贅述。

（二）相關性檢驗

Over與LnFee的相關系數顯著為負， 表明實際控制人超額委派董事與審計收費負相關， H1a得到初步驗證。另外， 除了Lev與 Quick的相關系數（-0.800）以及Roa與Loss的相關系數（0.695）， 其他控制變量之間的相關系數均較小， 沒有超過0.5。通過計算研究模型的方差膨脹因子（VIF）， 發現所有變量的VIF均低于10。而且， 將相關系數均較大的控制變量逐個放入回歸模型中進行檢驗， 發現并不改變研究結果。因此， 本文的研究模型并不存在嚴重的多重共線性問題。

（三）基準回歸結果

表3報告了基于模型（1）的回歸結果。列（1）的解釋變量為Over， 其回歸系數為-0.144， 且在1%的水平上顯著， 表明相對于實際控制人未超額委派董事的公司， 審計師對實際控制人超額委派董事的公司收取的審計費用顯著降低； 列（2）的解釋變量為Overate， 其回歸系數為-0.529， 且在1%的水平上顯著， 表明實際控制人超額委派董事的比例越大， 審計師對其收取的審計費用越低。上述結果說明， 基于共享收益動機， 實際控制人在上市公司委派超過其持股比例的董事， 強化了管理層監督， 抑制了管理層機會主義行為， 使得審計風險降低， 審計師收取了較低的審計費用， H1a獲得支持。以列（1）為例， 相對于實際控制人未超額委派董事的公司， 超額委派董事大約降低了13.41%的審計費用， 這在經濟意義上也是極為顯著的。

董事對管理層的監督可能存在學習效應。如果實際控制人超額委派董事確實在公司中發揮了監督效應， 降低了注冊會計師的審計風險， 那么實際控制人超額委派董事年限越長， 這種治理作用應該越大， 越能夠降低審計費用。為了檢驗這一推測， 本文將模型（1）中的解釋變量替換為實際控制人超額委派董事年限（Lenth）， 并將研究樣本集中于存在實際控制人超額委派董事的公司。根據表3列（3）的回歸結果， Lenth的系數為-0.045， 且在1%的水平上顯著， 表明實際控制人超額委派董事年限越長， 對審計費用的降低作用越大， 強化了本文的主要結論。但由于樣本期較短， 本文對這一研究發現持謹慎態度。

（四）穩健性檢驗

1. 排除競爭性解釋。審計收費是審計供給方和需求方博弈的結果（Hay等，2006）， 它不僅反映了審計供給方的資源投入以及風險溢價， 而且在一定程度上體現了客戶對高質量審計的需求（DeFond和Zhang，2014； 張立民等，2018）。因此， 上文發現實際控制人超額委派董事降低審計收費的理論解釋還可能是超額委派董事造成了實際控制人對公司利益的侵占， 為了隱藏這種行為， 其會排斥高質量審計， 導致公司購買較少的審計服務。為了排除這一競爭性解釋， 本文以公司聘任國際四大會計師事務所作為高質量審計需求的表征（郭照蕊和黃俊，2020）， 構建模型（2）， 其中Ic為公司內部控制指數的自然對數， 該數據來源于迪博（DIB）內部控制與風險管理數據庫。

回歸結果發現， Big4與Over、 Overate的系數均不顯著， 表明實際控制人超額委派董事并沒有影響公司對高質量審計的需求， 因此排除了主要研究發現受審計需求方驅動這一競爭性解釋。

2. 實際控制人超額委派董事對審計延遲的影響。本文試圖厘清實際控制人超額委派董事對審計收費的影響， 究竟是源自審計投入（努力程度）減少還是風險溢價降低。由于審計延遲是反映審計投入、 審計師努力程度以及審計效率的重要指標（劉笑霞等，2017； 于鵬等，2019）， 如果實際控制人超額委派董事所導致的審計收費降低是源自審計投入減少、 審計效率提高， 那么將會減少審計延遲； 如果是源自風險溢價降低， 則并不會影響審計延遲。參考蔡春等（2015）的研究， 設置審計延遲（Delay，公司資產負債表日距離審計報告報出日間隔天數加1后取自然對數）變量， 并以其替換模型（1）中的被解釋變量進行回歸。結果發現， Delay與Over、 Overate的系數均在1%的水平上顯著為負， 表明實際控制人超額委派董事降低了審計延遲， 這與前述審計投入降低、 審計效率提高的解釋一致。由于以審計延遲度量審計投入、 審計效率包含較多噪音， 本文對這一部分的結論持謹慎態度。

3. 傾向得分匹配。存在實際控制人超額委派董事的公司和無相關情況的公司特征可能存在系統性差別， 雖然本文在模型中控制了眾多公司財務指標、 公司治理特征等， 但研究發現仍然可能受兩類公司特征差異所驅動。為此， 本文采用傾向得分匹配法， 根據公司規模（Size）、 資產報酬率（Roa）、 資產負債率（Lev）、 機構持股比例（Organ）、 營業收入增長率（Growth）、 董事會規模（Board）、 獨董比例（Inde）、 是否虧損（Loss）、 審計任期（Tenure）以及事務所規模（Big4）等公司特征， 為每一個存在實際控制人超額委派董事的公司匹配一個與其綜合特征最相似的同年度不存在實際控制人超額委派董事的公司。結果發現， 采用傾向得分匹配后， 大部分公司特征的組間差異由顯著變為不顯著， 但匹配后兩組樣本的審計費用仍存在差異。匹配后樣本中Over和Overate的系數均在1%的水平上顯著為負， 表明在控制公司特征差異的影響后， 本文的主要研究發現沒有變化。此外， 本文還利用匹配后的樣本檢驗了實際控制人超額委派董事對審計延遲的影響， 發現Delay與Over、 Overate的系數也仍在1%的水平上顯著為負。

4. 采用固定效應模型回歸。為了控制不隨時間變化的遺漏變量的影響， 本文進一步控制了公司固定效應， 回歸結果發現Over和Overate的系數均在10%的水平上顯著， 本文的主要研究結論未發生實質性變化。

5. 采用雙重差分模型（DID）檢驗。設置Treat、 Post兩個變量： 若在樣本期內公司存在實際控制人超額委派董事從無到有的情況， 則將其作為實驗組， Treat取值為1， 若公司不存在實際控制人超額委派董事變化的情況， 則將其作為控制組， Treat取值為0； 若公司為實驗組且當年存在實際控制人超額委派董事， 則Post取值為1， 否則取值為0。借鑒已有研究（Bertrand和Mullainathan，2003；Chan等，2012）， 構建如下雙重差分模型：

回歸結果發現， Treat×Post的系數為-0.087， 且在1%的水平上顯著， 表明相對于控制組， 公司在實際控制人超額委派董事之后審計費用顯著降低， 結果與主檢驗一致。

6. 替換被解釋變量。由于審計收費受眾多公司特征的影響， 實際控制人超額委派董事可能也與公司特征存在相關性。為了進一步剔除公司特征的影響， 本文用異常審計費用作為審計收費的度量指標， 對研究假設進行檢驗。借鑒已有研究（Hribar等，2014）， 用審計收費模型的殘差度量異常審計收費（AbFee）， 并替換模型（1）中的被解釋變量。回歸結果發現， Over和Overate的系數均在1%的水平上顯著為負， 結果依然與主檢驗一致。

7. 控制大股東控制權與現金流權的“兩權分離”程度。實際控制人超額委派董事會造成大股東控制權和現金流權分離， 因此本文的研究發現可能是由“兩權分離”程度所驅動。為此， 在模型（1）中加入控制權和現金流權分離程度（Sep， 實際控制人擁有上市公司控制權和所有權之差）作為控制變量。回歸結果發現， Over和Overate的系數均在1%的水平上顯著為負， Sep的系數并不顯著， 說明控制權和現金流權分離并不影響審計收費， 實際控制人超額委派董事對審計收費的影響并不是由“兩權分離”所驅動。

8. 控制董事長和總經理兩職合一。董事長和總經理兩職合一的治理效應是不確定的， 它既可能讓公司決策和執行更有效率， 對公司治理產生正面影響， 也可能造成管理層權力過大， 對公司治理產生負面影響。為此， 本文在模型（1）中加入董事長和總經理是否兩職合一（Dual， 若董事長兼任總經理取1， 否則取0）作為控制變量。回歸結果發現， Dual的系數在1%的水平上顯著為正， 即兩職合一會提高審計收費， 而Over和Overate的系數仍然在1%的水平上顯著為負。

進一步將研究樣本按照董事長和總經理是否兩職合一進行分組檢驗， 發現Over和Overate的系數在兩組中均顯著為負。這不難理解， 因為上市公司的董事長大多數并非由實際控制人委派， 根據鄭志剛等（2019）的統計結果， 上市公司董事長由實際控制人委派的比例約為23.64%； 在本文的研究樣本中， 董事長由實際控制人委派并且兼任總經理的樣本占比僅為12.32%， 存在實際控制人超額委派董事的樣本有1340個， 而其中僅有49個樣本的董事長是由實際控制人委派并且兼任總經理。如果董事長由實際控制人委派并且兼任總經理， 將導致管理層價值取向與實際控制人趨于一致。但是本文發現， 在實際控制人超額委派董事的公司中絕大多數并不存在這種情況， 因此可以合理地推斷實際控制人超額委派董事在很大程度上是為了監督管理層。

9. 分年度回歸。為了排除本文的研究發現是由特定年度驅動的可能， 將模型（1）進行分年度檢驗。回歸結果發現， 各年Over的系數均在1%的水平上顯著為負， 說明本文的研究發現并非由特定年度驅動。

限于篇幅， 穩健性檢驗的結果均未列示， 留存備索。

五、 橫截面分析

（一）所有權性質的調節作用

公司的所有權性質可能對實際控制人超額委派董事與審計費用的關系產生影響。與非國有企業不同， 國有企業由政府控制， 存在所有者缺位問題（彭睿等，2020）。黃興孿和沈維濤（2009）發現， 在國有產權為主導的制度安排下， 政府職能缺位容易導致內部人控制； 政府部門在下放權力的同時并沒有進行有效監督， 造成企業經理人為了追求自身利益而損害公司整體利益。另外， 國有企業承擔著包括經濟發展戰略、 就業、 稅收、 社會穩定等在內的政策性負擔， 容易造成管理者權責不清。當企業經營出現問題時，? 國有企業的管理者更可能以政策性問題為由轉嫁給政府（林毅夫和李志贄，2004）。因此， 國有企業在一定程度上缺乏管理者的有效監督和激勵， 內部代理沖突更為嚴重。如果實際控制人超額委派董事發揮董事會的監督職能以約束管理層行為， 那么這種效應在國有企業中應更為顯著。基于此， 本文根據企業所有權性質對模型（1）進行分組檢驗， 表4列（1） ～ 列（4）報告了檢驗結果。

表4列（1）與列（2）為國有企業的回歸結果， Over與Overate的系數均在1%的水平上顯著為負； 列（3）與列（4）為非國有企業的回歸結果， Over與Overate的系數均不顯著， 說明實際控制人超額委派董事的治理作用集中在國有企業。

（二）會計師事務所規模的調節作用

會計師事務所規模也可能對實際控制人超額委派董事與審計費用的關系產生影響。獨立審計作為重要的外部監督機制， 能夠約束管理層機會主義行為， 降低企業內部代理成本（宋常等，2018；Kim等，2019）。基于聲譽考量， 規模較大的會計師事務所審計質量更高， 更能降低公司代理成本和信息風險（DeFond等，2017）。因此， 規模較大的會計師事務所會削弱實際控制人超額委派董事的治理作用。如果實際控制人超額委派董事能夠發揮董事會的監督職能以約束管理層行為， 那么這種效應在規模較小的會計師事務所審計的公司中應該更為顯著。借鑒葉豐瀅和龔曼寧（2020）以及胡國柳等（2020）的研究， 本文將會計師事務所分為“八大”和非“八大”。在模型（1）中將Big4替換為Big8（若公司聘任的會計師事務所位于年度綜合排名前八， 則Big8取1， 否則取0）， 并加入Big8與Over、 Overate的交乘項Over×Big8、 Overate×Big8。表4列（5）與列（6）顯示， Over×Big8、 Overate×Big8的系數分別在10%和5%的水平上顯著為正， 說明實際控制人超額委派董事的治理作用在規模較小的會計師事務所審計的公司中表現得更為明顯。

六、 進一步研究

（一）會計信息質量的中介作用

實際控制人超額委派董事能夠降低公司審計費用， 本文認為這是由于超額委派董事使得董事會的行為決策更為一致， 董事會更有動機和能力監督管理層， 降低管理層的機會主義行為， 提高公司的會計信息質量， 降低審計風險， 進而引致審計收費下降。基于此， 本文依據“實際控制人超額委派董事——會計信息質量提升——審計收費降低”這一思路檢驗實際控制人超額委派董事對審計費用的作用機理。借鑒已有文獻（Zhai和Wang，2016；黎來芳等，2018）， 本文采用Jones模型、 修正的Jones模型估計的操縱性應計利潤的絕對值Da、 MDa作為會計信息質量的度量指標； 然后， 以會計信息質量（Da、 MDa）為被解釋變量， 以實際控制人是否超額委派董事（Over）為解釋變量， 構建模型（4）； 再將中介因子會計信息質量放入模型（5）中， 以檢驗中介效應。

由表5列（1）、 列（2）可以看出， 實際控制人超額委派董事與公司盈余管理水平均在5%的水平上顯著負相關， 表明實際控制人超額委派董事能夠顯著提升會計信息質量； 列（3）為未加入中介因子的回歸結果， 列（4）和列（5）為加入中介因子后的回歸結果， 可見Over的系數絕對值有所下降， Sobel檢驗的Z值在10%的水平上顯著， 這說明會計信息質量在實際控制人超額委派董事與審計費用之間起到部分中介作用， 即實際控制人超額委派董事在公司治理方面發揮積極作用， 有效地約束管理層盈余操縱行為， 促進會計信息質量提升， 從而降低審計收費。

（二）實際控制人超額委派董事對代理成本的影響

代理成本包括股東和管理層利益沖突導致的第一類代理成本， 以及控股股東與中小股東利益沖突引致的第二類代理成本。基于審計收費視角的研究， 本文認為實際控制人超額委派董事能夠帶來監督效應， 對管理層行為予以約束， 使其與股東利益趨向一致， 而與實際控制人利益侵占行為無關。如果這種觀點成立， 將會發現實際控制人超額委派董事能夠降低第一類代理成本， 而對第二類代理成本無顯著影響。對此， 本文構建模型（6）進行檢驗。借鑒已有研究（Ang，2000）， 以費用率（Fee， 銷售費用與管理費用之和與銷售額的比值）以及資產周轉率（Turnover）作為第一類代理成本的度量指標， 費用率越高、 資產周轉率越低， 則第一類代理成本越高； 以大股東占款（Orec， 其他應收款/總資產）度量第二類代理成本， 該指標值越大， 則第二類代理成本越高。

表6列（1） ～ 列（4）報告了第一類代理成本的回歸結果， 列（1）、 列（2）中Over、 Overate均在1%的水平上顯著為負， 列（3）、 列（4）中分別在10%和5%的水平上顯著為正， 表明實際控制人超額委派董事顯著降低了第一類代理成本， 有效緩解了股東與管理層之間的代理沖突。列（5）、 列（6）為第二類代理成本的回歸結果， Over與Overate的系數均不顯著， 說明實際控制人超額委派董事對第二類代理成本無顯著影響， 再次表明實際控制人超額委派董事對管理層的監督作用是影響審計收費的重要渠道。

（三）管理層持股的增量效應

為了更進一步厘清實際控制人超額委派董事對審計收費的作用機理， 本文考察了管理層持股的增量效應。管理層持股越多， 其與股東利益就越一致， 從而股東與管理層之間的代理成本降低（朱德勝和周曉珮，2016）。因此， 如果實際控制人超額委派董事對審計收費的影響源自管理層監督效應， 緩解第一類代理問題， 那么這種影響應該在管理層持股比例較小的公司中更顯著， 因為這類公司的代理成本高， 更需要董事會發揮監督作用。基于此， 本文將研究樣本按照管理層持股比例的中位數進行分組， 然后對模型（1）進行檢驗。

表7列（1）、 列（2）為管理層持股比例較高樣本的回歸結果， Over與Overate的系數均不顯著； 列（3）、 列（4）為管理層持股比例較低樣本的回歸結果， Over與Overate的系數均在1%的水平上顯著為負。此外， 在模型（1）中加入管理層持股比例（Mshr）這一變量， 以及其與Over、 Overate的交乘項Over×Mshr、 Overate×Mshr， 回歸結果見表7列（5）和列（6）。Over×Mshr和Overate×Mshr的系數均在1%的水平上顯著為正， 又一次表明實際控制人超額委派董事能夠發揮對管理層的監督作用， 緩解代理沖突， 進而降低審計風險和審計收費。

七、 研究結論與啟示

實際控制人超額委派董事既可能強化公司股東對管理層的監督， 也可能由于控制權與現金流權分離而引發嚴峻的大股東與中小股東之間的利益沖突。為此， 本文以2015 ～ 2019年我國滬深A股上市公司為樣本， 探究實際控制人超額委派董事對審計收費的影響， 以明晰超額委派董事的治理效應。研究發現： 實際控制人超額委派董事顯著降低了公司審計費用， 表明審計師將實際控制人超額委派董事作為其強化監督職能的體現； 而且這一影響集中在國有企業以及規模較小的會計師事務所審計的公司中。進一步研究發現： 會計信息質量是實際控制人超額委派董事影響審計收費的重要渠道； 實際控制人超額委派董事降低了第一類代理成本， 而對第二類代理成本無顯著影響； 實際控制人超額委派董事對審計收費的影響在管理層持股比例較低的公司中更顯著。

本文的研究結論在以下幾個方面具有重要啟示： 首先， 本文從審計收費的視角提供了實際控制人超額委派董事治理效應的證據以及作用路徑， 發現在弱投資者保護法律環境下， 董事會給予大股東額外的控制權在某種程度上能夠更好地發揮其對管理層的監督作用， 尤其是在委托代理沖突嚴重的國有企業以及外部審計治理水平較低的公司中， 可以改善公司治理。其次， 會計師事務所在審計過程中要了解實際控制人超額委派董事這一情況， 并充分評估其對審計風險的影響， 進而在審計方法、 程序等方面采取應對措施， 提高審計效率和效果。最后， 監管機構、 上市公司和廣大投資者要認識到實際控制人超額委派董事在公司治理方面發揮積極效應的一面， 在未來公司治理機制改革實踐中， 需要考慮這一情況， 以提高董事會決策行為的一致性以及監督效果。

但本文還存在以下幾個方面的局限性： 第一， 研究樣本期間較短， 未來需要延長樣本期間以驗證研究結論的普適性； 第二， 對實際控制人超額委派的度量可能存在一定偏差， 本文沿襲前人研究利用兼職關系識別“程序委派”， 并沒有考察難以被發現的“實質委派”， 未來需要在相關指標度量上予以改進； 第三， 本研究不能用來評估實際控制人超額委派董事的成本收益， 未來需要進一步探討實際控制人超額委派董事在其他方面給公司造成的正面或負面影響。

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