政府審計、監管問詢函與異常審計收費

陳文婷,敖潤楠,余鵬翼

(1.廣東外語外貿大學 會計學院,廣東 廣州 510006;2.中央財經大學 財政稅務學院,北京 102206)

一、 引言

政府審計是一種由政府部門主導實施監督權力的制度安排[1],是維護國家經濟安全的重要機制[2]。2010年起,審計署開始針對單戶央企公布政府審計公告。政府審計在中央企業經營、國有資產管理方面也起到了監督作用,能夠抑制國企高管在職消費[3]、降低杠桿操縱程度[4]、提升信息披露質量[5]、助力國有資產保值增值[6]。現有研究幾乎都是圍繞政府審計對央企審計業務的影響來進行討論,發現政府審計會影響注冊會計師審計央企時的審計質量以及審計收費[7-8]。根據行為一致性理論,人的行為在不同情境下是具有一致性的[9],因此,在政府審計監督下,較高的審計質量和合理的審計費用不僅會出現在對央企的審計業務中,也有可能出現在對民營上市公司的審計業務中。2017年審計署進駐中國西電集團有限公司(下文簡稱“中國西電”)之后,致同會計師事務所不僅審計中國西電的審計質量得到了提高,而且審計其他上市公司的審計質量也得到了顯著提高(1)2015至2016年,致同會計師事務所連續審計客戶的盈余管理水平出現上升趨勢,并在2016年達到峰值,2017年審計署進駐后有一定幅度的下降,審計署進駐前年度平均水平為852.5,而審計署進駐后年度平均水平為735.3。上述數據由作者通過案例研究整理得出,其中以操縱性應計利潤絕對值作為審計質量的度量指標。。由此可見,政府審計不僅影響注冊會計師對央企的審計質量及審計收費,可能還會影響其對民企的審計質量及審計收費。但目前尚未有研究對此進行討論。政府審計作為一項重要的經濟監督制度,對民營上市公司審計的監管影響值得研究。

與政府審計不同,問詢函通常是非政府主導的監督制度(2)財務報告問詢函基本由交易所發放,在所有財務報告問詢函中,證監局發放比例不足4%[10]。,是我國監管機構常用的監管措施[11]。近年來,隨著我國證券市場制度不斷完善,證券交易所向上市公司發放問詢函的數量越來越多,學界對問詢函監管效用、經濟后果及影響因素也展開了一系列討論。有效性方面,陳運森等認為財務報告問詢函具有信息含量且其監管作用得到了市場的認可[11]。經濟后果方面,多數研究認為問詢函制度可以改善公司治理情況,如提高非控股大股東退出威脅程度[12]、提高審計質量[11]、提高盈余質量[10]等。影響因素方面,上市公司收到問詢函的數量會受到公司治理[13]等因素的影響。部分問詢函關注的重點內容往往與審計工作的審查重點密切相關[11]。問詢函可能還會要求注冊會計師對相關事項發表專業核查意見,這在一定程度上給注冊會計師帶來一定的監管壓力。被審計單位收到問詢函,意味著審計風險較高,為了彌補審計風險,注冊會計師會提高異常審計收費[14]。相對于國有上市公司而言,民營上市公司更容易收到交易所的年報問詢函[15]。部分研究認為問詢函監管對民營上市公司有較強的監管作用[16],可以通過增強被問詢的民營上市公司的會計信息穩健性降低其債務融資成本,增強其債務融資能力[17]。相對于國有上市公司,民營上市公司若收到問詢函,注冊會計師則認為審計風險增加,會收取異常審計費用作為審計風險補償,但注冊會計師并不會增加更多的審計投入[18]。審計這些公司的注冊會計師更容易辭聘,后任注冊會計師為了獲取審計風險補償,會收取異常審計費用[19]。

綜上所述,政府審計監管與問詢函監管均會對審計質量、審計費用產生影響。目前關于政府審計影響注冊會計師的研究主要集中討論注冊會計師審計央企時的表現,較少討論與央企共享注冊會計師的民營上市公司所受到的影響,同時鮮少將政府審計與問詢函監管聯系起來進行討論。本文以與央企共享注冊會計師的民營上市公司為研究樣本,探究政府審計對注冊會計師的監管作用,對政府審計與民營上市公司異常審計收費的關系進行檢驗,并討論政府審計與問詢函監管在異常審計收費監管過程中是否存在替代作用,以驗證政府審計能否支持民營經濟高質量發展。本文的主要貢獻在于:(1)提出異常審計收費影響因素及其計量方法,豐富異常審計收費的影響因素研究。(2)分析問詢函監管與政府審計這兩種信息披露時間不一的監管措施的替代效應,厘清兩種監管措施降低異常審計收費的作用機制,為民營上市公司外部監管實踐提供經驗證據。(3)以異常審計收費為研究對象,以與央企共享注冊會計師的民營上市公司為樣本,有效驗證政府審計對注冊會計師監管質量的提升作用。

二、 理論分析與研究假設

(一) 政府審計與異常審計收費

通常情況下,審計定價由審計成本決定。審計成本通常由投入成本和風險成本組成,其中投入成本為注冊會計師為保證財務報告可靠性而付出的成本,風險成本則是注冊會計師因審計風險而要求的風險補償[20]。我國會計師事務所收費實行政府指導價和市場調節價,事務所可以在簽訂《審計業務約定書》時確定預計將收取的審計費用。有研究發現,這種事前約定審計費用的機制會降低審計質量[21]。正常的審計費用一部分是對注冊會計師的服務成本的補償,另一部分是正常的利潤,超出正常費用的部分則為異常審計費用。這些異常審計費用來源于注冊會計師與特定客戶之間的契約關系,如補償注冊會計師因容忍客戶的重大錯報而承擔的風險損失[22],過低的審計費用則會使審計師為了節約審計成本去獲得服務收益[23]。

目前關于異常審計費用的研究主要有審計費用觀與審計成本觀。審計成本觀認為異常審計費用可能是審計業務占用了異常高的審計精力或注冊會計師對(未觀察到的)客戶風險特征的定價,并將審計費用殘差視為對觀察到的審計精力的度量[24]。審計租金觀則認為異常審計費用本質上是一種經濟租金,主要受到注冊會計師與被審計單位的經濟結合以及客戶議價能力因素的影響,較高的異常審計費用會削弱注冊會計師的獨立性,從而導致審計質量下降[25]。在我國,現有的研究更多傾向于審計租金觀。相較于與管理層合謀的收益,注冊會計師的違規成本更低,所以注冊會計師在違規成本和收益之間衡量后會往往選擇與管理層合謀。然而,當注冊會計師同時在審計有政府審計監督的央企時,注冊會計師的違規成本會增加,所以其冒險的意愿會降低,行事更加謹慎[26]。獲得審計央企的資格對于注冊會計師而言,一方面,意味著審計能力獲得認可,注冊會計師聲譽增加,可以為注冊會計師未來帶來收益;另一方面,意味著相比于其他注冊會計師,審計央企的注冊會計師需要面臨更加嚴厲的監管。除了要符合審計央企的條件外,注冊會計師還受到政府審計的監督。注冊會計師在審計非央企集團的民營上市公司時,其與民營上市公司合謀的情況更容易被國家層面的監管機構發現,并被認定為審計質量低下,如此其很有可能被撤銷審計央企的資格。政府審計介入央企的時間較長,并且有可能會二次介入[7]。因此,若前一年存在政府審計的介入,注冊會計師會在當年或下一年對民營上市公司進行審計時減少與民營上市公司的合謀行為,表現為異常審計收費減少。綜上,本文提出假設H1。

H1:政府審計介入后,注冊會計師審計民營上市公司的異常審計收費降低。

(二) 政府審計與監管問詢函

問詢函監管是交易所督促上市公司補充并完善信息披露的手段[27],通常在上市公司信息披露過程中發現問題才會對上市公司發放問詢函,也即問詢函監管屬于“事后”監管。這種手段能否從根本上規范上市公司信息披露還有待進一步的討論[28]。相較而言,要提高上市公司信息披露質量,“事前”監管顯得更為重要。注冊會計師審計是“事前”監管的重要一環。由行為一致性理論可知,人的行為在不同情境下是具有一致性的[9],當與民營上市公司共用注冊會計師的央企被審計署審計時,注冊會計師審計其他項目時也會表現出同樣嚴謹認真的態度,投入也會變多,同時會更少選擇與被審計單位合謀。綜上,本文提出假設H2。

H2:政府審計和問詢函監管在對民營上市公司異常審計費用治理中存在替代效應。

三、 研究設計

(一) 樣本選取與數據來源

本文以中國A股民營上市公司為初始研究樣本,通過查閱審計署官網2010—2019年發布的中央企業集團年度財務審計結果公告,并比對國資委網站上披露的央企集團旗下的上市公司名單,選取與有政府審計介入的央企集團共享注冊會計師的A股民營上市公司作為研究對象(3)央企上市公司和國企上市公司都可能會被審計署抽查,為了更好地觀察政府審計對非央企上市公司的影響,本文選用的上市公司均為民營上市公司。。因為審計公告日及審計署介入在時間上有一定的滯后性,為了更好地比較政府審計前后上市公司的變化,所以本文將研究區間確定為2008—2019年,并對數據進行了如下處理:(1)剔除ST類上市公司;(2)剔除金融類上市公司;(3)剔除主要變量缺失的公司;(4)對連續變量在1%和99%分位上進行Winsorize縮尾處理。本文最終得到全樣本觀測值12128個,處理組樣本觀測值為9955個。審計數據、財務數據和公司治理數據均來自CSMAR研究數據庫。

(二) 變量定義

被解釋變量為異常審計收費。其中,異常審計收費借鑒Choi等構建的上市公司審計收費估計模型[24],審計收費估計模型的擬合值為正常審計收費,對回歸殘差取絕對值再將數據進行zscore標準化后為異常審計收費。具體模型如公式(1)所示,變量定義見表1。

表1 變量定義

Afeei,t=β0+β1Asseti,t+β2Receii,t+β3Inventi,t+β4ΔLevi,t+β5ΔRoai,t+β6Growi,t+β7Lossi,t+β8Big4i,t+Indi,t+Yeari,t+θi,t

(1)

解釋變量包括:政府審計,審計署介入央企后1年取值為1,否則為0;監管問詢函數量,為民營上市公司每年收到問詢函的數量。

控制變量的選取借鑒了李青原和馬彬彬的研究[8],本文選取的重要變量如表1所示。

(三) 模型構建

借鑒李青原和馬彬彬的做法[8],本文使用公式(2)考察政府審計對注冊會計師審計民營上市公司的異常審計收費的影響。若假設H1成立,則Auditi,t-1的系數顯著為負。在數據檢驗過程中有異方差的現象,為了緩解異方差對回歸結果的影響,本文使用加權回歸對數據進行檢驗。

Abfeei,t=α0+α1Auditi,t-1+αControlsi,t+Indi+Yeart+εi,t

(2)

為了檢驗假設H2,本文在公式(2)的基礎上加上了政府審計與監管問詢函的交乘項(Auditi,t-1×Letteri,t)進行實證檢驗。若假設H2成立,則Auditi,t-1和Letteri,t的系數顯著為負,而Auditi,t-1×Letteri,t的系數顯著為正。

Abfeei,t=α0+α1Auditi,t-1+α2Letteri,t+α3Auditi,t-1×Letteri,t+αControlsi,t+Indi+Yeart+εi,t

(3)

考慮到政府審計監督的長期性,本文參考褚劍等的研究[3],構建DID模型如公式(4)、公式(5)所示,通過公式(4)、公式(5)來考察政府審計對注冊會計師審計民營上市公司異常審計收費的長期影響,以及政府審計與問詢函監管在異常審計費用治理中的替代效應:

Abfeei,t=α0+α1Post×Treati,t+α2Treati,t+αControlsi,t+Indi+Yeart+εi,t

(4)

Abfeei,t=α0+α1Post×Treati,t+α2Treati,t+α3Post_Treati,t×Letteri,t+αControlsi,t+Indi+Yeart+εi,t

(5)

(四) 變量的描述性統計分析

表2列示了主要變量的描述性統計結果。Abfee是未取絕對值的異常審計收費。在全樣本中,均值為-11000,方差為440000,最小值為-2100000,最大值為3400000;在處理組中,均值為-5054,方差為440000,最小值為-2100000,最大值為3600000。從總體上看,我國民營上市公司存在不同程度的異常審計收費的情況。全樣本中Audit的均值為0.5,方差為0.5,最小值為0,最大值為1,說明我國民營上市公司中有將近一半的公司與被審計署介入的央企聘用同一個注冊會計師。Big10為是否被前“十大”事務所審計,全樣本中均值為0.5,處理組中均值為0.6,說明處理組中更多的公司選擇前“十大”事務所,因為參與處理組樣本公司審計的注冊會計師基本參與了央企的審計或者有資格參與央企的審計。而參與我國央企審計的事務所需要經過國資委的統一投標,一般情況下規模較大、審計質量較好的事務所才有資格入選。同時,由于事務所的規模在全樣本中相對較大,因此處理組的異常審計收費的分布更為右偏(4)現有研究表明,事務所的排名越靠前,異常審計收費越高[29]。。其他控制變量的數據統計特征類似,說明從總體來看,上市公司選擇事務所是隨機的。

四、 實證檢驗及分析

(一) 基準回歸分析

表3列(1)報告了公式(2)的回歸結果。結果顯示,政府審計(Auditi,t-1)的系數為-0.233,在1%的顯著性水平上顯著,說明如果上市公司注冊會計師審計的央企如果上期有審計署介入,則該注冊會計師在本期審計時的異常審計收費減少,即政府審計對注冊會計師的審計非央企之外的公司時的異常審計收費具有監督作用,假設H1得到支持。列(2)報告了公式(3)的回歸結果。結果顯示,政府審計(Auditi,t-1)的系數為-0.0761,在1%的顯著性水平上顯著,監管問詢函(Letteri,t)的系數為-0.0681,在1%的顯著性水平上顯著,政府審計與監管問詢函(Auditi,t-1×Letteri,t)的系數為0.105,在1%的顯著性水平上顯著。這表明,對于民營上市公司而言,政府審計這一“事前”監管與問詢函這一“事后”的監管之間存在替代效應。假設H2得到支持。

表3 主回歸:替代效應

(二) 穩健性檢驗

1. 剔除更換事務所樣本

如果被審計單位本期更換注冊會計師,則上期聘請的注冊會計師審計的央企不論是否有審計署介入,其均不影響被審計單位本期的異常審計收費。這部分樣本與本文的研究無關,反而會因為增大了樣本量而影響本文結果的穩健性。因此,本文在穩健性檢驗中剔除了這部分樣本并重新進行回歸,回歸結果如表4所示。列(1)政府審計(Auditi,t-1)的系數為-0.107,在1%的顯著性水平上顯著;列(2)政府審計(Auditi,t-1)的系數為-0.192,在1%的顯著性水平上顯著,監管問詢函(Letteri,t)的系數為-0.0598,在10%的顯著性水平上顯著,政府審計與監管問詢函的交乘項(Auditi,t-1×Letteri,t)的系數在1%的顯著性水平上顯著為正。這表明在剔除本期更換審計師的樣本后,本文主回歸結果依舊穩健。

表4 穩健性檢驗:剔除換所的樣本

2. DID模型檢驗

本文采用雙重差分的方法,以A股全部民營上市公司為初始樣本,使用公式(4)和公式(5)進行檢驗,在考察政府審計對民營上市公司長期影響的同時,檢驗本文主回歸結果的穩健性。在使用公式(4)和公式(5)回歸前,本文進行了平行趨勢檢驗,以排除回歸結果受時間變化的干擾。pre1、pre2分別表示政府審計介入前1期、前2期,Auditi,t表示政府審計介入當期,post1、post2、post3表示政府審計介入后1期、后2期、后3期。平行趨勢檢驗結果如表5所示。列(1)是異常審計收費的平行趨勢檢驗,回歸結果顯示pre2的系數為-0.0325,pre1的系數為-0.0229,Auditi,t系數為-0.00765,三個變量均不顯著。post1的系數為-0.221,post2的系數為-0.152,post3的系數為-0.118,三個變量均在1%的顯著性水平上顯著。這說明異常審計收費是在政府審計介入后才出現顯著減少的趨勢,這種趨勢與時間變化無關。綜上,平行趨勢檢驗通過,可以使用DID模型進行檢驗。

表5 平行趨勢檢驗

表6列示了DID方法的檢驗結果。列(1)是公式(4)的回歸結果,Post_Treati,t的系數為-0.0996,在1%的顯著性水平上顯著。列(2)是公式(5)的回歸結果,Post_Treati,t的系數為-0.173,在1%的顯著性水平上顯著;Letteri,t的系數為-0.152,在1%的顯著性水平上顯著;Post_Treati,t×Letteri,t的系數為0.297,在1%的顯著性水平上顯著。回歸結果與主回歸類似,表明本文主回歸結果穩健,同時,也說明政府審計對民營上市公司的監督是具有長期性的,并且與問詢函監管的替代作用也具有一定的長期性。

表6 穩健性檢驗:DID

3. PSM-DID模型檢驗

本文使用逐年傾向得分匹配后再進行差分的PSM-DID方法,對政府審計影響注冊會計師審計民營上市公司的異常審計收費的研究結果進行穩健性檢驗,以期解決由樣本自選擇所導致的內生性問題。具體步驟如下:

首先對全樣本分年份使用公式(6)進行Logit回歸,求得每個樣本的傾向匹配得分,并將與政府審計監督的央企共用注冊會計師的民營樣本公司同其他樣本公司進行一對一的鄰近匹配,得到PSM后的樣本。然后,對PSM后的樣本進行平行趨勢檢驗,確保樣本滿足DID檢驗的前提條件。最后使用公式(4)、公式(5)進行檢驗。

Auditi,t=γ0+γ1Big10i,t+γ2Asseti,t+γ3Levi,t+γ4Opi,t+γ5Cfoi,t+γ6Catai,t+γ7Vio+γ8Top5i,t+γ9Duali,t+γ10Supi,t+γ11Growi,t+γ12Lossi,t+Indi

(6)

PSM后的樣本平行趨勢檢驗結果如表5的列(2)所示。結果顯示,pre2的系數為-0.0603,pre1的系數為-0.0345,Auditi,t的系數為0.00256,三個變量均不顯著,post1的系數為-0.273,post2的系數為-0.190,post3的系數為-0.171,三個變量均在1%的顯著性水平上顯著。PSM后的平行趨勢檢驗進一步說明異常審計收費是在政府審計介入后才出現顯著減少的趨勢,這種趨勢與時間變化無關,平行趨勢假設成立,可以進行DID檢驗。

表7列示了PSM-DID方法的回歸結果。列(1)是公式(4)的回歸結果,Post_Treati,t的系數為-0.221,在1%的顯著性水平上顯著。列(2)是公式(5)的回歸結果,Post_Treati,t的系數為-0.410,Letteri,t的系數為-0.190,兩個變量均在1%的顯著性水平上顯著。Post_Treati,t×Letteri,t的系數為0.248,在1%的顯著性水平上顯著。PSM-DID方法的回歸結果進一步驗證了政府審計對民營上市公司的監督作用,同時也進一步說明了政府審計與問詢函對民營上市公司監管的長期性。

表7 平行趨勢檢驗:PSM后

(三) 異質性分析

按照是否由“十大”事務所審計進行分組檢驗,表8列示了分組檢驗的回歸結果。列(1)、列(2)中,政府審計(Auditi,t-1)的系數均顯著為負,且列(1)的系數大于列(2),組間差異檢驗結果顯著。這說明無論該民營上市公司與央企共用的審計師是否來自前“十大”所,政府審計均會對這些與央企共用注冊會計師的民營上市公司產生影響,具體表現為審計署上一年度審計央企,與這些央企共用注冊會計師的民營上市公司下一年度的異常審計費用會減少,并且這種減少在“十大”所更顯著。列(3)、列(4)匯報了政府審計監督與問詢函監督在治理異常審計收費中的替代效應。列(3)、列(4)中,政府審計(Auditi,t-1)與監管問詢函(Letteri,t)的系數均顯著為負,政府審計與監管問詢函的交乘項(Auditi,t-1×Letteri,t)顯著為正,且“十大”所的系數大于非“十大”所的系數,組間差異檢驗結果顯著。這說明無論共用注冊會計師來自“十大”所還是非“十大”所,對于民營上市公司而言,政府審計和監管問詢函在治理異常審計收費方面均存在替代效應,且這種替代效應在由“十大”所審計的民營上市公司中更加明顯。

五、 結論性評述

本文以我國2008—2019年中國A股民營上市公司為總體研究樣本,并選取由審計署介入的央企集團控股的上市公司對應的注冊會計師審計的民營上市公司作為研究對象,實證檢驗了政府審計、監管問詢函與異常審計收費三者的關系,得出以下主要結論:(1)與民營上市公司共用注冊會計師的央企上一年度有審計署介入時,這些民營上市公司本年度的異常審計收費減少;(2)對于民營上市公司而言,相對于問詢函的“事后”監管,政府審計屬于“事前”監管,這兩種監管在對異常審計收費的治理中有替代效應;(3)政府審計對異常審計收費的影響以及政府審計與監管問詢函的替代效應在“十大”所樣本中更顯著。

從本文結論中可以得出如下啟示:首先,在注冊會計師監管方面,應推行政府監督與行業自律相結合的全過程監管模式。社會審計的異常審計收費問題反映的是宏觀市場資源失衡與微觀業務違規。雖然審計準則對注冊會計師的行為具有約束力,但注冊會計師權衡違規成本和收益后,仍會選擇與上市公司管理層合謀。本文研究結果表明,政府審計能減少注冊會計師與民營上市公司高管合謀的情況,不管社會審計收費異常低還是異常高的情況,異常審計收費皆因政府審計的介入而減少。政府審計能提高注冊會計師的獨立性,在促進注冊會計師行業自律上發揮引導作用。其次,在民營上市公司高質量發展上應形成多元參與的治理模式。2023年9月,國家發改委內部設立民營經濟發展局,旨在促進民營經濟高質量發展,建立與民營企業溝通交流機制。交易所問詢函監管可以在一定程度上增強民營上市公司的會計信息披露質量。本文研究結果表明,政府審計監管與交易所問詢函監管在治理民營上市公司治理中具有替代效應。在民營經濟發展局的領導下,政府審計與問詢函監管可以形成合力,構建長期合作的有效機制,提高民營上市公司信息披露質量,促進民營經濟高質量發展。