“國家隊”持股影響審計收費嗎?

李建輝,連炎清

(西京學院 a.會計學院,b.計算機學院 陜西 西安 710123)

一、 引言

1997年《證券投資基金管理暫行辦法》的頒布,使得我國機構投資者的數量和規模呈現上升趨勢。長期持股的積極機構投資者憑借專業的投資方案與長期的投資視野,具有強大的信息挖掘與分析能力,能夠防范市場風險,使證券交易趨于成熟和專業[1]。2015年,我國資本市場發生了“千股跌停”的情況,在此背景下,“國家隊”作為有政府背景的機構投資者,可以直接進入證券流通市場購買股票,這對穩定股市、防范金融風險發揮了積極作用。并且,中國證監會發布的21號公告明確表明,之后若干年中國證券金融股份有限公司不會退出,其穩定市場的職能不變。金融市場中的“國家隊”是指由國家資金投資組建的一支具有國家性質的投資平臺或者資金管理計劃隊伍,主要包括中國證券金融股份有限公司、中央匯金投資有限責任公司、中央匯金資產管理有限責任公司、中證金融資產管理計劃、五個救市基金和國家外匯管理局旗下的投資平臺。根據Choice金融終端發布的“證金匯金持股統計”,2015—2020年累計有近6000家上市公司被“國家隊”持股。可見,“國家隊”的身影會持續出現在上市公司的股東行列中。那么,“國家隊”作為有政府背景的長期機構投資者,其持股后果能否對審計行為產生影響?相關數據表明,中聯重科(000157)和中關村(000931)在2015年被“國家隊”持股后,2015—2020年的審計費用均值與2010—2014年相比,分別同比下降11.64%和45.47%,那么這一現實現象能否說明“國家隊”持股與審計收費之間存在必然關聯?事實上,學者們對于相關問題已取得一定研究成果。

目前,學術界針對普通機構投資者在上市公司中所扮演的角色持有兩種相反的觀點:股東積極主義和股東消極主義。股東積極主義認為,長期持股的機構投資者能夠積極履行股東職責,完善公司的內部治理機制[2]、抑制內部人的機會主義傾向[3],并且機構投資者的實地調研活動還能提升企業信息的披露質量,改善企業內外部信息環境[4]。而股東消極主義則認為,短期機構投資者往往以“投機者”的身份參與到公司治理之中,該類機構以盈利為目標,會為了獲取短期利益而犧牲公司的長期發展[5],甚至會與內部高管及大股東合謀,侵占中小股東的利益而牟取私利[6],損害企業價值。然而“國家隊”旨在長期積極持股,肩負著維護和促進資本市場穩定及繁榮發展的重任[7]。與短期機構投資者相比,“國家隊”不是以獲取利潤為業績目標,而是關注企業的長期健康發展。因此,面對復雜的市場環境,短期機構投資者與“國家隊”的表現可能會大相徑庭。

針對“國家隊”持股的研究文獻,主要圍繞著“國家隊”的救市功能和“國家隊”持股對上市公司產生的經營決策這兩方面展開。一方面,有研究表明,其他機構投資者在股災期間的交易行為損害了市場的穩定,相反,“國家隊”這一具有政府背景的機構投資者卻表現出良好的“救市”功能,“國家隊”的注入提振了投資者信心,減少了噪聲交易,從而降低了股票的異質性波動[8]。另外,權威媒體對“國家隊”持股的行為進行報道可以向投資者傳遞出股價將趨穩的信號且產生放大效應,這有助于重拾投資者信心,安撫投資者的恐慌情緒以及減少其非理性行為,股價波動也因此缺乏彈性[9]。潘婉彬和楊濤在比較研究國內外及“國家隊”三種機構投資者在股市中的信息優勢時發現,“國家隊”在股市中既沒有體現“價格壓力假說”,也沒有體現“信息假說”,而是充當維護股票市場信息的角色,保持股價穩定[10]。以上研究表明“國家隊”在股票危機期間充當了保護者角色,對于股市穩定發揮著顯著作用。另一方面,除了研究“國家隊”穩定股市的政策效應,也有文獻將對“國家隊”持股的研究聚焦于如何對企業經營決策產生影響這一層面。在該層面,“國家隊”持股對于降低企業風險、抑制公司違規及異常停牌行為和推動企業創新等都產生了積極的經濟后果。具體而言,“國家隊”作為有政府背景的機構投資者,其通過改善公司外部信息環境、緩解企業融資約束和管理層的代理問題等機制來降低企業風險[11]。文雯和張夢嬌也證實了“國家隊”持股可以緩解信息不對稱和管理層代理問題,因為其具有的信號傳遞和治理作用,使得上市公司內部與外部的信息鴻溝縮小,同時還會約束內部的不當管理,從而抑制異常停牌的發生[7]。當“國家隊”持股上市公司時,“國家隊”的投資行為還可以吸引更多證券分析師的關注,證券分析師通過發揮信息優勢向外界傳達公司運營情況,實現對公司經營和管理層決策的間接監督,進而抑制公司違規行為[1]。此外,投資者認為“國家隊”持股有利于企業發展,因此投資者也會隨同“國家隊”的持股行為,以期降低投資風險,獲得較高的投資回報。正是這種市場反饋的積極信息驅動著企業的創新能力和動力[12]。

自中國證監會要求上市公司披露審計收費信息以來,審計收費研究就成了學術界的熱點。現有研究認為會計師事務所在確定審計收費時會把審計成本和審計風險作為重要影響因素[13]。當客戶中的員工受教育水平越高時,其信息搜集與認知能力也越強,公司的信息風險和代理風險就會越低,因此高質量的信息披露與高效的公司治理機制有助于降低審計風險中的固有風險,進而降低審計收費[14]。張鑫等也認為審計成本和審計風險對審計收費有著重大影響,企業風險高往往會導致財務的不確定性增強,審計師在獲取審計證據時為了將審計風險降到最低必然會加大審計投入,增加審計收費[15]。同時,國外學者也證實了審計費用中涵蓋著審計師投入的工作量以及審計師承擔風險的保險費用[16]。也有學者以衡量財務風險的單個變量財務杠桿為切入點,研究運營債務杠桿與融資杠桿對審計收費的影響[17]。此外,Jahng和Kang研究認為,機構投資者可以有效發揮監督職能,從而降低審計收費[18]。可見,學術界針對審計收費的影響因素已進行了多方位的討論,但是具有政府背景的機構投資者對審計費用的影響還處于起步階段。

為進一步探討“國家隊”持股對審計收費的作用機理,本文著重關注“國家隊”進入資本市場后能否通過有效行使投資者與監管者的職責來影響上市公司的財務環境與經營決策,從而作用到審計層面。與已有研究相比,本文的主要貢獻在于:首先,從“國家隊”持股層面豐富影響審計收費的因素研究,為影響審計收費的因素提供可供參考的經驗證據。其次,從審計市場層面開拓“國家隊”持股的經濟效應研究,為進一步推動審計高質量發展提供政策啟示。再次,本文結論可以為上市公司的開源節流提供一個方向,對于上市公司而言具有一定的現實意義。最后,分析政府持股行為對審計收費的影響不僅為上市公司的治理機制及審計行業的審計費用調整模式提供理論支撐和實踐價值,而且也為“國家隊”今后在資本市場中的持續運作提供政策參考。

二、 理論分析與研究假設

(一) “國家隊”持股對審計收費的影響研究

會計師事務所收取的審計費用很大程度上由審計成本和審計風險決定。審計成本是注冊會計師在審計上市公司時付出的時間、人力等資源成本,當審計投入增加時,審計師會以收取較高審計費用的方式進行成本補償[14]。審計風險是由上市公司財務報表中的重大錯報風險以及檢查風險組成,如果注冊會計師在審計程序實施后未能識別財務報表中的重大錯報,那么未來需要承擔賠償的可能性加大,審計收費也相應提高。因此,較高的審計成本或審計風險能夠導致審計收費增加,而較低的審計成本或審計風險則會減少審計收費。然而,“國家隊”作為有政府背景的機構投資者,其兼具的監督者和投資者的雙重身份[12]可以使其有效參與公司的經營管理中,從而避免上市公司陷入經營困境,以降低注冊會計師需要承擔的審計風險和需要投入的審計成本。因此本文認為,“國家隊”持股對上市公司產生的經濟效應可以作用到審計市場中,即從審計風險和審計成本兩個方面降低審計收費,下面對此進行論述。

就審計收費而言,審計師收取較高的審計費用反映了審計風險及審計成本的增加[19],“國家隊”可以通過降低企業風險來降低審計風險和審計成本,進而減少審計收費。已有研究表明“國家隊”持股能夠降低企業風險[11]。企業風險通常由三個方面來體現:一是敢于投資研發,二是債務融資,三是企業生存年限較短[15]。可見,盲目的投資研發、較大的債務壓力以及有限的生存年限會使企業處于風險之中。當企業需要承擔較高的風險時,財務的不確定性會增強,從而使得企業經營能力受到影響,而企業高管為了向外界傳達公司運營良好的信號,以及向股東證明自己兢兢業業的態度,可能會增加舞弊行為,比如粉飾財務報表、操縱盈余管理等,這些行為將加大企業破產的概率。投資者一旦投資失敗,勢必將責任歸咎于注冊會計師,從而導致注冊會計師需要承擔的審計失敗風險增加,該審計風險將以更高的審計收費的形式轉嫁到審計客戶身上[20]。綜上所述,當企業風險較高時,企業高管違規的動機就會增加,那么注冊會計師審計失敗的概率也會相應提升,因此注冊會計師會提高風險較高企業的評估水平,收取更多的審計費用。此外,上市公司處于較高的風險邊緣時,內部人通常會進行機會主義行為,這一短視行為大大增加了財務的復雜程度,此時審計師為了合理保證財務報告的真實可靠,會充分搜集審計證據以執行恰當的實質性測試,審計投入的成本增加必然導致審計收費提高[15]。而“國家隊”能夠影響企業高管的日常決策[21],敏銳發現企業高管的違規行為,此外,“國家隊”還可通過對以公開披露、媒體報道、實地調研等方式獲取的信息進行剖析與研究,識別企業存在的風險,從而督促企業糾正舞弊行為、防范企業風險。由此可見,“國家隊”通過規避上市公司的財務舞弊行為來降低企業風險,以避免審計師收取較高的風險溢價或因審計投入的增加而增加審計收費。可見,“國家隊”持股能夠降低企業風險,從而降低審計風險及審計成本,減少審計收費。據此,本文提出假設1:

H1:在其他條件一定的情況下,“國家隊”持股可以減少審計收費。

(二) “國家隊”持股、內部控制與審計收費的影響研究

內部控制作為一種協助企業合理、規范運營的制度,旨在提高上市公司生產運作和經營管理效率、確保各項信息的準確完整、防范錯誤和舞弊的發生[22]。公司內部控制也會影響“國家隊”持股與審計收費之間的關系。有學者指出,從內部控制設計的流程及方法可以看出,有效的內部控制可以抵御企業風險[23]。因此,上市公司執行完善的內部控制能夠達成內部權力的相互監管與制約,減少重大錯報與內部人私利攫取發生的可能性,從而降低企業風險。然而當上市公司執行了高質量的內部控制制度時,其執行效果可能會與“國家隊”降低企業風險的職能形成替代效應,使得有效的內部控制弱化“國家隊”在上市公司中的治理功能。而在內部控制較為薄弱的上市公司中,監督機制的欠缺為內部高管的機會主義行為提供了“有利條件”,面對內部控制執行情況不太好的上市公司,“國家隊”可以充分發揮其職能,協助上市公司糾錯防弊,建立良好的公司運營機制。此時,注冊會計師面臨的審計風險和投入的審計成本都會降低,從而減少審計收費。基于以上分析,本文預期完善的內部控制會與“國家隊”形成替代效應,隨著內部控制質量的不斷提高,“國家隊”持股對審計收費的抑制作用可能會降低,而在內部控制較差的上市公司中,“國家隊”持股可以有效發揮其作用,從而使得審計收費顯著降低。據此,本文提出假設2:

H2:在其他條件一定的情況下,高質量的內部控制將會削弱“國家隊”持股與審計收費之間的負向影響。

三、 研究設計

(一) 樣本選擇和數據來源

本文以2015—2020年我國A股上市公司為初始樣本,剔除金融類、數據缺失的樣本以及ST公司,并對連續變量進行1%和99%的縮尾處理,以避免極端值的影響,最終得到12144個有效觀測值。“國家隊”持股數據來源于Choice金融終端,其他數據來自國泰安數據庫和迪博數據庫。

(二) 變量定義

1. 被解釋變量:審計收費(LnFee)。本文用上市公司審計費用的自然對數來度量。

2. 解釋變量:“國家隊”持股(Nat)。當“國家隊”持有上市公司股票時取值為1,否則為0。

3. 調節變量:內部控制(Ic)。本文內部控制采用迪博數據庫內部控制與風險管理模塊中的“內部控制指數”,將該指數取自然對數進行度量。

4. 控制變量:根據以往學者對審計收費和“國家隊”持股的相關研究[11-13],本文選取了公司規模(Size)、會計師事務所規模(Big4)、是否虧損(Loss)、審計意見(Opinion)、托賓Q值(Tobinq)、業務復雜程度(Complex)、速動比率(Quick)、存貨比率(Inv)、盈利能力(Roa)作為控制變量。此外,為了考察外部其他資本環境對審計收費的影響,本文還將其他機構投資者持股比例(Insto)納入控制變量中,并且加入行業和年度虛擬變量。各變量詳細定義見表1。

表1 主要變量定義

(三) 模型設定

為驗證假設1,即“國家隊”持股對審計收費的影響,本文構建如下模型:

LnFee=β0+β1Nat+β2Size+β3Big4+β4Loss+β5Opinion+β6Tobinq+β7Complex+β8Quick+β9Inv+β10Roa+β11Insto+∑Industry+∑Year+ε

(1)

其中,LnFee為被解釋變量,代表審計收費,Nat為解釋變量,代表上市公司是否被“國家隊”持股,ε為誤差項,其余為控制變量,定義描述詳見表1。我們重點關注β1的系數及顯著性,如果β1顯著為負,說明“國家隊”持股可以降低審計收費。

為驗證假設2,即內部控制在“國家隊”持股與審計收費關系中的調節效應,本文構建如下模型:

LnFee=α0+α1Nat+α2Nat×Ic+α3Ic+α4Size+α5Big4+α6Loss+α7Opinion+α8Tobinq+α9Complex+α10Quick+α11Inv+α12Roa+α13Insto+∑Industry+∑Year+γ

(2)

其中,Ic為調節變量,代表內部控制,Nat×Ic為“國家隊”持股與內部控制的交乘項,我們重點關注α2的系數及顯著性,若該交乘項的系數α2顯著為正,則可以說明在內部控制執行較好的上市公司中,“國家隊”持股對審計收費的抑制作用將被削弱。

四、 回歸分析

(一) 描述性統計

主要變量的描述性統計結果見表2。從表2可知:審計收費取自然對數后的均值是14.03,中位數是13.91,標準差是0.686,說明波動性較小;最大值和最小值分別為16.44和12.77,說明不同上市公司的審計收費差異較大。“國家隊”持股的均值是0.359,表明樣本中大約有35.9%的上市公司由“國家隊”持股。內部控制的均值為6.470,最大值和最小值分別為6.703和5.714,說明樣本呈現了高質量的內部控制水平。其他控制變量的結果與已有研究大體一致,本文不再贅述。

表2 描述性統計

(二) 回歸分析

1. “國家隊”持股與審計收費的基準回歸結果

本文參考鄧小軍和侯楓婷的研究[13],采用隨機效應和固定效應兩種模型檢驗“國家隊”持股與審計收費的關系。表3反映了“國家隊”持股對審計收費的影響,其中列(1)、列(2)報告了隨機效應的回歸結果,列(3)、列(4)報告了固定效應的回歸結果。在隨機效應的情況下,如果沒有其他控制變量的影響,“國家隊”持股與審計收費的系數為0.032,在1%的水平上顯著為正,與預期結果不一致,說明隨機效應模型無法真實反映出兩者的關系。其原因可能是樣本數據不滿足隨機效應嚴格的假設條件,導致回歸系數出現較大偏差。而在固定效應的情況下,未加入控制變量時核心解釋變量“國家隊”持股的回歸系數為-0.027,在1%的水平上顯著負相關,加入控制變量后系數未發生大的偏差,且同樣在1%的水平上顯著負相關。考慮到這些控制變量已被證實對審計收費情況具有影響,并且R2達到0.48以上,可以反映出本文模型的擬合度較好,因此引入控制變量之后的回歸結果具有較高的認可度。同時為檢驗模型中的各變量是否因存在某種密切的或者高度相關的關系而導致模型估計失真,本文計算了變量的VIF值,結果顯示VIF值均不超過3,遠小于臨界值10,因此可認為變量之間不具有嚴重的多重共線性。綜上,當上市公司由“國家隊”持股時,“國家隊”能夠協助企業改善財務環境與內部控制,降低審計風險與審計成本,因而注冊會計師降低了審計收費,前文假設1得到了支持。

表3 基準回歸與調節效應

2. “國家隊”持股、內部控制與審計收費的調節效應回歸結果

表3中的列(5)列示了內部控制對“國家隊”持股與審計收費調節作用的回歸結果。從回歸結果中可以看出,“國家隊”持股的回歸系數為-1.491,在1%的水平上顯著,再一次說明了“國家隊”持股與審計收費之間的負相關關系。同時“國家隊”持股與內部控制的交乘項(Nat×Ic)的系數在1%的水平上顯著為正,說明了完善的內部控制會削弱“國家隊”持股與審計收費之間的抑制作用。綜上,前文假設2得到支持。

五、 穩健性檢驗

(一) 解決內生性問題

本研究可能具有內生性問題:一方面,“國家隊”可能會選擇本身財務環境和內部控制良好的企業進行持股;另一方面,可能存在未被本文考慮到的其他因素影響“國家隊”持股與審計收費的關系。借鑒已有研究[1,11,24],本文采用以下方法解決內生性問題。

1. 傾向得分匹配法(PSM)

考慮到“國家隊”有可能會偏向具有某些特征的企業進行持股,為解決由選擇性偏差引起的內生性問題,本文采用PSM方法來控制內生性。首先,根據PSM,采用最鄰近匹配方法,按照1∶1無放回匹配的原則,為被“國家隊”持股的公司匹配一組在其他特征上最為相似的且未被“國家隊”持股的公司。匹配后得到12135個公司樣本,剔除掉weight變量的缺失值,剩余5212個樣本。然后,采用模型(1)進行回歸,回歸結果見表4列(1),“國家隊”持股與審計收費顯著負相關,初步確定了本文結果的穩健性。

2. 基于傾向得分匹配的雙重差分法(PSM-DID)

本文以2010—2020年的觀測值為初始樣本,采用logit模型進行傾向得分匹配,基于匹配后的結果,采用DID進一步檢驗“國家隊”持股對審計收費的影響,構建模型如下:

LnFee=δ0+δ1treat×post+δ2Size+δ3Big4+δ4Loss+δ5Opinion+δ6Tobinq+δ7Complex+δ8Quick+δ9Inv+δ10Roa+δ11Insto+∑Industry+∑Year+μ

(3)

其中,變量treat為分組虛擬變量,當上市公司在2015年之前未被“國家隊”持股、2015年開始連續被“國家隊”持股的為處置組,取值為1;在樣本期間內從未被“國家隊”持股的為控制組,取值為0。變量post為受到政策影響的時間虛擬變量,2015年及之后post取值為1,否則為0。參照文雯等的研究[11],剔除2015年的樣本進行回歸,以排除“國家隊”持股對當年的特殊影響,結果見表4列(2),treat×post的系數顯著為負,說明控制了可能的內生性問題之后,“國家隊”持股仍然能降低審計收費,這也驗證了本文回歸結果的穩健性。

3. 平行趨勢檢驗

為進一步檢驗企業被“國家隊”持股前后的審計收費情況,本文以2010年作為基期,引入年份虛擬變量。Current為受到“國家隊”持股沖擊的年份,即2015年取值為1,其他年份取值為0;Pre_4、Pre_3、Pre_2和Pre_1分別為政策沖擊前4年、前3年、前2年和前1年,即2011年、2012年、2013年和2014年取值為1,其他年份取值為0;After_1、After_2、After_3、After_4和After_5分別為政策發生后的第1年、第2年、第3年、第4年和第5年,即2016年、2017年、2018年、2019年和2020年取值為1,其他年份取值為0。實證結果見表5,Pre_4×treat、Pre_3×treat、Pre_2×treat和Pre_1×treat的系數均為正,且有三年不顯著,表明在“國家隊”持股之前,處置組和控制組的審計收費情況趨于一致。Current×treat及以后系數為負,After_4×treat和After_5×treat通過顯著性檢驗,說明“國家隊”持股對審計收費的負向影響在政策實施三年后發生了顯著的作用,也反映出“國家隊”持股對審計收費的影響具有一定的滯后性。

表4 穩健性檢驗:PSM與PSM-DID(1)(2)LnFeeLnFeeLnFeePSMPSM-DID2010—2020年(含2015年)2010—2020年(不含2015年)treat×post-0.029?(-1.69)-0.035?(-1.82)Nat-0.053???(-4.66)控制變量YesYesYesIndustryYesYesYesYearYesYesYesN521242173568R-squared0.6090.6660.675 表5 穩健性檢驗:平行趨勢檢驗變量LnFee變量LnFeePre_4×treat0.042(1.62)After_4×treat-0.050??(-2.05)Pre_3×treat0.004(0.18)After_5×treat-0.061??(-2.49)Pre_2×treat0.043?(1.78)_cons4.919???(57.24)Pre_1×treat0.014(0.56)控制變量YesCurrent×treat-0.028(-1.14)IndustryYesAfter_1×treat-0.029(-1.18)YearYesAfter_2×treat-0.032(-1.31)N14388After_3×treat-0.039(-1.62)R-squared0.691

4. 工具變量

因“國家隊”持股與審計收費之間可能存在由于遺漏變量而引起的內生性問題,為了緩解內生性問題帶來的偏差,本文借鑒文雯等的研究[11],選用同行業,同年份被“國家隊”持股的企業占總企業的比值作為兩階段回歸的工具變量(IV)。

在第一階段,考察工具變量對“國家隊”持股的影響,并構建第一階段的模型:

Nat=σ0+σ1IV+σ2Size+σ3Big4+σ4Loss+σ5Opinion+σ6Tobinq+σ7Complex+σ8Quick+σ9Inv+σ10Roa+σ11Insto+∑Industry+∑Year+?

(4)

式(4)中,被解釋變量為“國家隊”持股(Nat),工具變量(IV)為解釋變量。表6列(1)為回歸結果,IV的系數在1%的水平上顯著為正,滿足工具變量具有相關性的原則。同時,被“國家隊”持股的企業占總企業的比值(IV)說明“國家隊”對同行業同年份公司的投資決策具有相似性[11],與上市公司的審計收費情況和其他各方面特征無直接關系,因此具有外生性特征。

表6 穩健性檢驗:工具變量與Heckman兩階段

在第二階段,我們將第一階段的結果代入模型(1)中,表6列(2)為回歸結果,“國家隊”持股與審計收費的系數在10%的水平上顯著為負,與前文假設的結果相一致。這表明在控制了因遺漏變量而產生的內生性問題之后,仍有證據證實本文假設的穩健性。此外,表6還列示了LM和Gragg-Donald Wald F統計量值,其中對于不可識別檢驗,LM統計量的值為38.112,并在1%的水平上顯著拒絕了工具變量識別不足的原假設;對于弱工具變量檢驗,Gragg-Donald Wald F統計量的值為38.116,超過了10%的臨界值,可認為不存在弱工具變量。因此本文選取的工具變量具有合理性。

5. Hcekman兩階段模型

為更好地保證本文結論的可靠性,緩解因樣本選擇偏差導致的內生性問題,本文還采用Hcekman兩階段法做穩定性測試。在第一階段中,參考文雯和喬菲的做法[1],沿用前文工具變量法中,同行業同年份,被“國家隊”持股的企業占總企業的比值作為Hcekman兩階段的工具變量(IV),并用該工具變量對“國家隊”是否持股進行回歸,同時計算出逆米爾斯比率(Imr)。接著,將計算出來的逆米爾斯比率(Imr)代入模型(1)中進行第二階段回歸,具體回歸結果見表6。其中,列(3)報告了第一階段的回歸結果,工具變量(IV)在1%的水平上顯著為正,說明該工具變量與是否被“國家隊”持股具有相似性,列(4)報告了第二階段的回歸結果,“國家隊”持股的系數顯著為負,表明“國家隊”持股顯著降低了審計收費。因此本文結果不受樣本選擇偏差的影響。

6. 公司固定效應

由于本文可能遺漏了不隨時間的變化而變化的變量,因此我們在模型(1)中加入了公司固定效應,表7列(1)給出了回歸結果,結果表明在控制公司層面固定效應之后,“國家隊”持股的系數在1%的水平上顯著為負,本文假設1得到支持。

表7 穩健性檢驗:公司固定和替換變量測度

(二) 替換變量測度

1. 替換審計收費測度。本文借鑒邱學文和吳群的做法[25],采用審計費用率(Lnraf)代替審計收費(LnFee)進行回歸,審計費用率為審計費用與總資產自然對數的比值。結果見表7列(2),替換被解釋變量后,核心解釋變量“國家隊”持股的回歸系數依然在1%的水平上顯著為負。前文假設1得到支持。

2. 替換“國家隊”持股測度。采用“國家隊”持股比例(Nap)代替“國家隊”持股(Nat)進行回歸,“國家隊”持股比例為“國家隊”持股占公司總股數的比值。回歸結果見表7列(3),將“國家隊”持股比例作為核心解釋變量后,回歸系數同樣在1%的水平上顯著為負,且持股比例越高,審計收費的降低程度越大,反映出“國家隊”持股比例的高低會對上市公司的經營活動產生影響,從而轉化到審計市場中。這也再次證實假設1是可靠的。

六、 影響機制檢驗

前文理論分析表明,“國家隊”持股可能通過降低企業風險使注冊會計師承擔的審計失敗風險和所需投入的審計成本降低,從而減少審計收費。為證明“國家隊”持股降低審計收費的該影響路徑,本文將借鑒溫忠麟等的研究[26],通過模型(1)和如下中介效應模型檢驗“國家隊”持股降低審計收費的作用機制:

Risk=ω0+ω1Nat+ω2Size+ω3Big4+ω4Loss+ω5Opinion+ω6Tobinq+ω7Complex+ω8Quick+ω9Inv+ω10Roa+ω11Insto+∑Industry+∑Year+φ

(5)

LnFee=ρ0+ρ1Nat+ρ2Risk+ρ2Size+ρ3Big4+ρ4Loss+ρ5Opinion+ρ6Tobinq+ρ7Complex+ρ8Quick+ρ9Inv+ρ10Roa+ρ11Insto+∑Industry+∑Year+λ

(6)

其中,Risk為企業風險,學術界主流研究采用企業盈利波動性(即標準差)進行衡量[27],因此本文也采用3年內資產報酬率(Roa)的波動性作為企業風險的代理變量。首先計算出經行業均值調整的Adj_Roa,然后計算3年內(t至t+2)企業Adj_Roa的標準差,該指標越大,說明企業風險越高。需要注意的是,Adj_Roa需要用到觀測年度起連續三年的數據,而本文研究的起止年份為2015—2020年,因此可計算出2015—2018年的企業風險(Risk)。

表8報告了影響企業風險路徑的中介效應檢驗結果。由列(2)可知,“國家隊”持股對于該中介變量的作用顯著為負,說明“國家隊”持股可以降低企業風險;由列(3)可知,中介變量Risk的系數顯著為正,“國家隊”持股的系數依然顯著為負,說明該中介變量在“國家隊”持股與審計收費的關系中發揮了部分中介作用,支持了本文的推測,即“國家隊”通過降低企業風險來減少審計收費。此外,本文還通過bootstrap檢驗法進一步證實了企業風險是否在“國家隊”持股與審計收費的影響路徑中具有中介作用,檢驗結果表明,間接效應的置信區間為(-0.005,-0.002),不包含0,因此可以證明上述的影響路徑是存在的。

表8 影響機制檢驗

七、 結論性評述

“國家隊”作為上市公司重要的持股人之一,其持股情況不僅影響著上市公司的經營決策,而且還會受到審計市場的關注。本文基于我國2015—2020年A股上市公司的數據,考察了“國家隊”持股對審計收費的影響。研究結果顯示:(1)“國家隊”持股顯著降低了審計收費水平,表明注冊會計師在進行審計收費時會考慮“國家隊”這一特殊機構投資者在企業中發揮的作用。(2)“國家隊”持股對審計收費的影響在內部控制不太完善的上市公司中更加顯著,說明完善的內部控制會與“國家隊”的持股行為形成替代效應。(3)在影響機制檢驗中發現,企業風險的降低是“國家隊”持股降低審計收費的重要路徑。

本研究可以為相關主體提供政策啟示:第一,“國家隊”作為具有政府背景的長期機構投資者,其持股可以促進上市公司防范各類企業風險,規避管理層的舞弊行為。因此相關部門可提倡“國家隊”對上市公司進行持股,以促進我國資本市場的長期穩定健康發展。第二,“國家隊”對審計收費的抑制作用受到企業風險和內部控制的影響。因此上市公司應加強公司治理,建立有效的監督預防機制以規避高管的舞弊行為,積極完善內部控制,從而實現上市公司的有序發展。第三,注冊會計師在執行審計業務時還應充分考慮“國家隊”持股對企業微觀層面產生的影響,合理評估企業財報風險并有針對性地制定審計程序,以更好發揮資本市場“守門人”的職能。