预算软约束、企业财务风险与审计定价，本文主要内容关键词为：企业财务论文,预算论文,风险论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、问题的提出
会计师事务所(以下简称“事务所”)在审计定价时对审计风险的考虑一直是理论界和实务界所关注的一个重要话题。所谓审计风险，是指会计报表存在重大的错报或漏报，而审计人员审计后发表不恰当审计意见的可能性。高审计风险不仅可能会导致事务所支付高额诉讼费用和巨额赔偿，而且可能会使事务所遭受严重的声誉损失，因此，事务所在对审计风险进行定价时，通常会要求相应的回报以弥补未来可能遭受的损失。在现实的审计业务中，影响审计风险的因素有很多，尽管事务所既不能对这些风险因素都加以准确地衡量，也无法准确判断导致审计风险存在的具体事项，但是许多变量仍有助于事务所对审计风险的大小进行较为准确地判断(Firth，1985)。由于企业的经营风险或财务风险比较容易衡量，因此，在理论界，学者们主要通过研究审计收费与企业经营风险或财务风险之间的关系①，借以考察事务所对审计风险的定价(Simunic，1980；Francis，1984；Beatty，1993；等等)。2001年12月中国证监会要求我国的上市公司对审计收费进行公开披露，由此我国的学者也开始对我国事务所的审计风险定价行为进行研究(伍利娜，2003；刘斌、叶建中和廖莹毅，2003；等等)，但是国内学者在研究设计中通常只是简单地借鉴国外学者所采用的变量来考察它们与我国事务所审计收费之间的关系，而没有具体结合我国现有的制度环境，由此得出的研究结论也不一致。本文立足于我国转轨经济的制度环境，具体考察在上市公司存在预算软约束的情况下，我国的会计师事务所在审计定价时如何考虑上市公司的财务风险。
对于中国这样一个处于转轨经济中的国家而言，一方面，政府和国有商业银行对企业普遍存在着预算软约束(Kornai，1986)，由此降低了企业的财务风险；另一方面，随着改革开放中政府职能的逐渐转变和国有商业银行改革的逐渐深化，企业的预算约束已经得到一定程度的硬化(Brandt and Li，2003)，由此提高了企业的财务风险。与此同时，对于国有企业和民营企业而言，由于两者产权性质的不同导致了两者预算软约束程度的不同，而在金融发展水平不同的地区，企业的预算软约束程度也可能存在着差异。由此延伸出的问题就是，我国的会计师事务所在审计定价时是否会考虑上市公司的财务风险呢?而且对不同性质的公司或者处于不同金融发展水平地区的公司，会计师事务所在审计定价时，是否会根据公司的预算软约束程度对公司的财务风险进行调整呢?本文具体针对这些问题进行回答。本文的研究意义不仅在于可以拓展事务所审计定价的相关经验研究，而且可以使我们更加深入地了解事务所对审计风险的定价行为。
二、文献回顾
在Simunic(1980)最早对审计定价进行的实证研究中，他就用公司的资产收益率、公司是否出现亏损以及审计意见类型三个变量来表示公司的经营风险，从而考察事务所对企业经营风险的审计定价。Simunic的研究结果表明，当公司出现亏损或者被出具非标准审计意见时，事务所的审计收费较高，而公司的资产收益率与审计收费之间没有关系。后来的学者在借鉴Simunic(1980)审计定价模型的基础上，用公司的资产收益率、公司是否出现亏损、审计意见类型、总负债比率、长期负债比率、流动比率以及速动比率等变量来表示公司的经营风险或财务风险②，从而研究事务所对公司经营风险或财务风险的审计定价行为。已有的经验研究结果表明，对于美国市场而言，事务所在审计定价时会考虑公司的经营风险或财务风险，例如Beatty(1993)以美国IPO的公司为研究样本，直接考察了公司的财务风险对审计收费的影响，他发现对于IPO后申请破产的公司而言，公司在IPO时支付了较高的审计费用；O′Keefe、Simunic和Stein(1994)对美国市场的研究发现，公司的总负债比率和内在风险与审计收费之间呈显著的正相关关系。然而对于其他国家市场而言，事务所的审计收费与公司经营风险或财务风险之间是否存在相关性并没有得到一致的结论，例如Francis(1984)对澳大利亚市场的研究发现，公司的总负债比率、速动比率、资产收益率、公司是否出现亏损以及审计意见类型与审计收费之间都没有相关性，然而Craswell、Francis和Taylor(1995)对澳大利亚市场的研究却发现，公司的长期负债比率、流动比率以及被出具非标准审计意见与审计收费之间呈显著的正相关关系，公司的速动比率、资产收益率以及出现亏损与审计收费之间呈显著的负相关关系；在Firth(1985)对新西兰市场的研究中，他发现公司是否出现亏损和公司资产收益率的波动性与审计收费之间没有关系，而公司股票的非系统性风险会影响事务所的审计收费；Seetharaman、Gul和Lynn(2002)对英国市场的研究发现，公司的长期负债比率、资产收益率以及出现亏损与审计收费之间没有相关性。对于上述不同研究结果产生的原因，Simunic和Stein(1996)认为除了国别之间不同法律环境的影响外，还因为不同的学者在研究中采用了不同的变量来表示企业的经营风险或财务风险。
随着中国证监会2001年12月要求上市公司对审计收费进行公开披露之后，我国学者也开始对我国上市公司审计收费的影响因素进行研究，在研究中他们也考虑了上市公司经营风险或财务风险对事务所审计收费可能产生的影响。例如伍利娜(2003)的研究发现，上市公司被出具非标准无保留意见与审计收费之间呈显著的正相关关系；刘斌、叶建中和廖莹毅(2003)的研究发现，上市公司的长期负债比率和是否出现亏损与审计收费之间没有关系；韩厚军和周生春(2003)发现上市公司的总负债比率和被出具非标准审计意见与审计收费之间呈显著的正相关关系，而公司的资产收益率与审计收费之间没有相关性；朱小平和余谦(2004)的研究则发现，被ST的上市公司其审计收费较高，而公司的速动比率和资产收益率对审计收费没有影响。虽然这些研究成果为考察我国的事务所对上市公司经营风险或财务风险的审计定价行为提供了一定的经验证据，但是国内学者在研究中存在着一个共同的缺陷，即只是简单地借鉴国外学者所采用的变量来考察它们与我国事务所审计收费之间的关系，而没有具体结合我国现有的制度环境，由此得出的研究结论也不一致。针对这一研究缺陷，本文立足于我国转轨经济的制度环境，具体考察在上市公司存在预算软约束的情况下，我国的会计师事务所在审计定价时如何考虑上市公司的财务风险。
三、制度背景与研究假设
理论上，会计师事务所在审计时是否会对公司的财务风险进行定价取决于两个方面：一是公司是否存在财务风险；二是事务所所处的法律环境。具体对于我国而言，由于我国正处于转轨经济之中，政府和国有商业银行对公司的预算软约束就成为一种普遍的现象(Kornai，1986)，当公司陷入财务困境时，政府出于经济发展和社会稳定等问题的考虑，通常会通过财政补贴或者国有商业银行贷款来援助公司，由此降低了公司的财务风险。然而在我国改革开放不断深入的过程中，政府职能的逐渐转变和国有商业银行改革的逐渐深化，使得公司的预算约束已经得到一定程度的硬化(Brandt and Li，2003)，由此提高了公司的财务风险③。对于我国事务所面对的法律环境而言，我国投资者诉讼门槛高而事务所赔偿责任小的法律现状，极大地降低了事务所承担的法律风险，并导致了事务所审计质量的低下(刘峰和许菲，2002)。但是2001年在证券许可证的年检中，中国证监会对国内八家事务所所做出的市场禁入的监管处罚，在一定程度上增强了事务所的审计风险意识，李爽和吴溪(2003)和李爽和吴溪(2004)的实证研究结果就表明，与自愿性事务所变更相比，在这次的监管诱致性事务所变更中，后任事务所在审计报告行为上会更加保守，对公司的风险评价水平有所提高，并增加了相应的审计收费。2002年1月，中国最高人民法院发布了《关于受理证券市场因虚假陈述引发的民事侵权纠纷案件有关问题的通知》，该通知标志着我国证券市场民事赔偿机制的正式启动，由此将增加我国事务所承担的法律责任。监管措施的加强和法律环境的改善将促使我国的事务所在审计定价时重视公司的经营风险或财务风险，即公司的经营风险或财务风险越高，事务所在审计定价时就越会收取较高的费用，原因在于：一方面，经营风险或财务风险越高的公司越可能在会计报表中进行错报或漏报(Kreutzfeldt and Wallace，1986；Kinney and McDaniel，1989)，相应的，事务所就必须花费更多的时间和精力来审计这些公司，由此导致审计收费的提高；另一方面，公司的经营风险或财务风险越高，事务所面临被起诉的可能性越大(Palmrose，1987)，事务所因此就会收取较高的审计收费来弥补未来可能遭受的损失。Altman(1968)、Ohlson(1980)以及陈静(1999)等国内外的经验研究结果都表明，公司的负债比率越高，公司陷入财务困境的可能性越大，因此，公司的财务风险也越高。基于以上原因，本文提出第一个假设。
假设1：事务所的审计收费与上市公司的负债比率之间呈正相关关系。
虽然我国的公司普遍存在着预算软约束，但是对于不同性质的公司而言，其存在的预算软约束的程度是不一样的。相比民营上市公司而言，当国有上市公司陷入财务困境时，政府和国有商业银行出于政治目标和个人私利的考虑更愿意对国有上市公司提供援助(Brandt and Li，2003)，由此会更加软化国有上市公司的预算约束。因此，即使国有上市公司和民营上市公司陷入相同程度的财务困境，国有上市公司更为软化的预算约束进一步降低了它的财务风险，相应的，事务所在审计定价时就可能对它收取较低的费用。由此本文提出第二个假设。
假设2：在国有上市公司中，事务所的审计收费与公司负债比率之间的正相关关系会有所减弱。
虽然我国的公司普遍存在着预算软约束，但是在金融发展水平不同的地区，公司存在的预算软约束的程度却可能存在着差异。具体来说，随着地区金融发展水平不断提高，处于该地区的公司其预算软约束的程度会有所减轻，原因在于：一方面，在金融发展水平较高的地区，国有商业银行的市场化改革也更加深入，与其他银行之间的相互竞争以及对盈利目标的追求由此会硬化国有商业银行对上市公司的预算约束(Brandt and Li，2003)；另一方面，在金融发展水平较高的地区，银行业的市场集中度可能比较低，分散化的银行体系也有助于硬化对上市公司的预算约束(Dwatripont and Maskin，1995)。因此，在金融发展水平较高的地区，预算软约束程度的减轻会提高公司陷入财务困境时的财务风险，相应地，事务所在审计定价时就可能对公司收取较高的费用。由此本文提出第三个假设。
假设3：在金融发展水平比较高的地区，事务所的审计收费与公司负债比率之间的正相关关系会有所增强。
四、研究设计
1.样本的选取
本文的研究样本为2001年至2004年在沪深证券交易所上市且上市至少满三年的公司。在样本选取的过程中，本文剔除了以下公司：①金融类公司；②ST、PT公司；③有发行B股或者H股的公司；④当年所聘事务所为国际“五大”的公司④；⑤财务数据异常或者财务数据不完整的公司。之所以选取上市至少满三年的公司，是因为本文采用的是非平衡的面板数据(panel data)。本文最后得到900家样本公司，共计3501个样本观测值。样本公司的所有财务数据均来自香港理工大学和深圳市国泰安信息技术有限公司联合开发的《中国上市公司财务数据库》和《中国上市公司治理结构研究数据库》，以及北京色诺芬信息服务有限公司开发的《中国证券市场数据库》。
2.研究变量的定义
本文主要考察我国的会计师事务所在审计定价时如何考虑上市公司的财务风险，因此解释变量主要为上市公司的负债比率、公司性质以及反映我国各地区金融发展水平的指标，即金融深度(depth)和银行业竞争程度(comp)，被解释变量主要为上市公司的审计收费，控制变量主要包括上市公司下属的子公司数、公司应收账款比重、存货比重、审计意见类型、亏损状况、盈利能力、规模以及行业等，各变量的定义如表1所示。其中对行业这一控制变量的定义，本文是把全部样本观测值按照证监会公布的行业分类标准分成12类(金融类除外)，并取11个行业哑变量。
需要说明的是，为了度量我国各地区金融发展的状况，本文将中国内地32个省、自治区和直辖市分为了32个地区，在借鉴King和Levine(1993)以及Demirguc-Kunt和Maksimovic(1998)等度量各国金融发展水平的基础上，以我国各地区(32个)银行当年年末总贷款余额与各地区当年GDP的比值作为我国各地区金融发展深度的指标。由于我国银行业普遍存在着大量的不良贷款，因此上述反映我国各地区金融发展深度的指标存在一定的缺陷，本文又借鉴卢峰和姚洋(2004)的方法，以我国各地区当年年末除四大国有银行以外的其他银行的信贷份额作为我国各地区银行业竞争程度的指标。用于度量我国各地区金融发展深度的指标和各地区银行业竞争程度的指标所需要的数据全部来自2000—2005年的《中国统计年鉴》和《中国金融年鉴》。
3.描述性统计
表2列出了样本观测值的描述性统计。从中可以看出，我国上市公司的平均负债比率较低，DR1平均只有45％左右，DR2平均只有25％左右，上市公司中约有77％的公司属于国有性质，上市公司应收账款占总资产的比重约为9％，存货占总资产的比重约为15％。在全部样本公司中，约有8％的公司在当年被出具了非标准无保留审计意见，约有9％的公司在当年发生了亏损。表2的描述性统计结果也显示，我国各地区的金融发展呈现出较大的差异，用来反映各地区金融发展深度的指标其均值为1.21(中值为1.08)，最小值为0.62，最大值达到了3.11；而用来反映各地区银行业竞争程度的指标其均值为0.46(中值为0.45)，最小值为0，最大值却达到了0.66，这一结果与卢峰和姚洋(2004)对我国各地区金融发展状况的统计结果基本一致。
五、实证结果及分析
1.对假设1-假设3的实证检验
为了对假设1-假设3进行实证检验，本文在借鉴Simunic(1980)审计定价模型的基础上，构造了以下三个检验模型⑤：
模型(1)至(3)中之所以引入上市公司下属的子公司数、公司应收账款比重、存货比重、审计意见类型、亏损状况、盈利能力以及规模这几个控制变量，是因为Simunic(1980)、Francis(1984)、Firth(1985)以及Beatty(1993)等发现它们对事务所的审计收费具有显著的影响。
由于本文的样本公司包括了绝大多数的上市公司，因此本文采用针对面板数据(panel data)的固定效应(fixed-effect)模型来对上述三个检验模型进行估计。表3列出了对假设1-假设3的实证检验结果。表3的第(1)列列出了对假设1的实证检验结果，从中可以看出，DR1的参数估计值为0.136，且在1％的水平上显著，这一结果与O′Keefe、Simunic和Stein(1994)以及韩厚军和周生春(2003)等的研究结果相一致，表明上市公司的负债比率越高，其财务风险越大，事务所在审计定价时就越收取较高的费用，从而支持了假设1。表3的第(2)列引入了上市公司负债比率与其公司性质的交乘项(DR1×Natu)，从中可以看出，DR1的参数估计值为正，且在1％的水平上显著，而DR1×Natu的参数估计值为-0.062，且在10％的水平上显著，这一结果表明，即使国有上市公司和民营上市公司陷入相同程度的财务困境，由于前者的预算软约束程度要大于后者，前者相应的财务风险就要小于后者，因此事务所在审计定价时就会对前者收取较低的费用，从而支持了假设2。表3的第(3)列和第(4)列分别引入了上市公司负债比率与地区金融发展深度和银行业竞争程度的交乘项(DR1×Depth和DR1×Comp)，从中可以看出，DR1的参数估计值仍然都为正，且在1％的水平上显著，而DR1×Depth和DR1×Comp的参数估计值分别为0.092和0.745，且在1％的水平上显著，这一结果表明，随着地区金融发展水平的提高，位于该地区的公司其预算软约束的程度会有所减轻，由此提高了公司陷入财务困境时的财务风险，因此事务所在审计定价时就会收取较高的费用，从而支持了假设3。表3的第(5)列和第(6)列分别同时引入了DR1×Natu和DR1×Depth以及DR1×Natu和DR1×Comp，结果显示DR1的参数估计值都为正，且在1％的水平上显著，而DR1×Natu的参数估计值仍然都为负，且分别在5％和10％的水平上显著，DR1×Depth和DR1×Comp的参数估计值仍然都为正，且在1％的水平上显著，从而再次支持了假设2和假设3。
另外从表3第(1)列至第(6)列的检验结果可以看到，事务所的审计收费与上市公司下属的子公司数、公司盈利能力和规模之间呈显著的正相关关系，与存货占总资产的比重之间呈显著的负相关关系，与应收账款占总资产的比重、审计意见类型和公司亏损状况之间没有关系，这一结果与伍利娜(2003)、韩厚军和周生春(2003)、朱小平和余谦(2004)以及刘斌、叶建中和廖莹毅(2003)的研究结果不完全一致。
2.对假设1-假设3的稳定性检验
由于本文具体考察的是政府和国有商业银行对上市公司的预算软约束降低了公司的财务风险，并最终影响了事务所的审计收费，因此为了消除其他非金融中介提供的债务融资对本文研究结果的影响，本文又以短期借款，一年内到期长期负债与长期借款之和计算的负债比率(DR2)来替代负债比率(DR1)，对上述研究结果进行了稳定性检验。表4的第(1)列至第(6)列分别列出了稳定性检验结果。从表4第(1)列的检验结果可以看到，DR2的参数估计值仍然为正，且在10%的水平上显著，从而再次支持了假设1。表4的第(2)列列出了引入DR2×Natu的检验结果，从中可以看出，DR2的参数估计值为正，且在1％的水平上显著，而DR2×Natu的参数估计值为负，且在5％的水平上显著，从而再次支持了假设2。表4的第(3)列和第(4)列分别列出了对假说3的稳定性检验结果，从中可以看到，DR2的参数估计值都为正，且在5％的水平上显著，而DR2×Depth和DR2×Comp的参数估计值也都为正，且在1％的水平上显著，从而再次支持了假设3。表4的第(5)列和第(6)列分别同时引入了DR2×Natu和DR2×Depth以及DR2×Natu和DR2×Comp，结果显示DR2的参数估计值都为正，且在1％的水平上显著，而DR2×Natu的参数估计值仍然都为负，且在5％的水平上显著，DR2×Depth和DR2×Comp的参数估计值仍然都为正，且在1％的水平上显著，说明以上检验结果具有较好的稳定性。
3.消除不同地区间样本数量差异的影响
由于本文的样本观测值在各地区间的分布呈现出较大的差异，在金融发展水平比较高的地区，如上海和深圳等地区，样本观测值都有二百多个，而在金融发展水平比较低的地区，如宁夏和青海等地区，样本观测值只有三十多个，这可能对本文的上述检验结果造成偏差。为了消除因不同地区间样本数的差异而可能对本文检验结果造成的影响，本文又剔除了上市公司数最多的上海和深圳两个地区的样本观测值(418个)，最后得到共计3083个样本观测值，重新对假设1至假设3进行了稳定性检验。表5和表6分别列出了稳定性检验结果，从中可以看到，各参数估计值的符号和显著性基本没有变化，说明不同地区间样本数的差异不会对本文的上述检验结果造成偏差。
六、结论及启示
会计师事务所在审计定价时对审计风险的考虑一直是理论界和实务界所关注的一个重要话题，2001年12月中国证监会要求我国的上市公司对审计收费进行公开披露为研究我国事务所的审计风险定价行为提供了一个良好的契机。目前国内的学者已经就我国事务所对上市公司经营风险或财务风险的审计定价进行了相关的实证研究(伍利娜，2003；刘斌、叶建中和廖莹毅，2003；等等)，但是国内学者在研究中存在着一个共同的缺陷，即只是简单地借鉴国外学者所采用的变量来考察它们与我国事务所审计收费之间的关系，而没有具体结合我国现有的制度环境，由此得出的研究结论也不一致。针对这一研究缺陷，本文立足于我国转轨经济的制度环境，具体考察在上市公司存在预算软约束的情况下，我国的会计师事务所在审计定价时如何考虑上市公司的财务风险。本文的研究结果表明：①事务所的审计收费与上市公司的负债比率之间呈显著的正相关关系；②在国有上市公司中，预算软约束程度的增加降低了公司的财务风险，因此事务所的审计收费与公司负债比率之间的正相关关系有所减弱；③在金融发展水平比较高的地区，预算软约束程度的减轻提高了公司的财务风险，因此事务所的审计收费与公司负债比率之间的正相关关系有所增强。这一研究结果说明，我国的会计师事务所在审计定价时不仅考虑了上市公司的财务风险，而且还会根据公司的预算软约束程度对其财务风险进行相应调整。本文的研究意义在于不仅拓展了事务所审计定价的相关经验研究，而且使我们对事务所的审计风险定价行为有了更加深入的了解。
注释：
①经营风险是指企业由于经济萧条、决策失误或者同行业竞争等原因而导致无力偿还债务或无法达到投资者预期的风险。财务风险是指企业无力支付到期债务而面临破产的风险。
②但是国外学者在研究中并不具体区分哪些变量表示企业的经营风险，哪些变量表示企业的财务风险。本文认为，相对而言，资产收益率、公司是否出现亏损以及审计意见类型等变量更适合表示企业经营风险；而总负债比率、长期负债比率以及流动比率等变量更适合表示企业财务风险。
③2002年《关于审理企业破产案件若干问题的规定》的发布为我国上市公司破产提供了初步的法律依据。
④之所以剔除国际“五大”事务所，主要是基于以下考虑：(1)本文主要研究的是我国会计师事务所的审计定价行为；(2)由于国际“五大”事务所在专业胜任能力方面和声誉方面可能与国内事务所存在显著的差异，由此可能使得它们在审计定价时相比国内事务所会更加关注上市公司的审计风险，不剔除国际“五大”事务所可能会导致本文研究结果的偏差。
⑤本文在模型(2)和模型(3)中之所以没有分别单独引入公司性质、金融深度、银行业竞争这三个变量，是因为单独引入以上三个变量时会产生严重的多重共线性问题，由此使得负债比率、公司性质、金融深度、银行业竞争以及它们之间的交乘项都同时变得不显著。
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