自由现金流量假说检验：审计收费视角，本文主要内容关键词为：假说论文,视角论文,现金流量论文,自由论文，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。
引言
本文的研究动机源于代理成本理论，即现代公司所有权和控制权相分离不可避免地产生代理成本问题，①本文从审计收费角度检验自由现金流量假说。②根据自由现金流量假说，拥有更多自由现金流量的公司，管理者将从事非价值最大化活动，如“过度投资”、“滥用资金”和“建造帝国”等机会主义行为。③Jensen[1]提出自由现金流量概念，主要是为了说明当公司拥有大量自由现金流量时出现的管理者和外部股东之间的利益冲突及其所带来的代理成本问题。自由现金流量问题本质上是一种特殊的、关于某种资源支配权争夺的代理成本问题。从审计监督视角，Watts和Zimmerman[2]指出，股东对管理者进行监督的一个附加工具是法定审计，独立审计人员借此每年向股东报告管理者所提供的财务报表的恰当性。他们进一步指出，对审计服务和审计质量差异化的需求被看作解决具有成本的契约问题的一种有效方法。Cadbury[3]强调审计在公司治理过程中的重要作用。在管理者所提供的财务报表的独立性证实中，法定审计是一种重要的公司治理机制，股东通过这一机制力图监督管理者。因此，法定审计作为一种重要的公司治理机制能减缓代理冲突问题。先前的研究检验了有关代理成本变量和审计收费(或审计质量)之间的关系。如Francis和Wilson[4]检验了管理者持股和审计人员选择之间的关系，Gul和Tsui[5]检验了自由现金流量代理成本和审计收费之间的关系，Sullivan[6]检验了董事会结构和股权结构对审计质量的影响等。近年来，国内学者，如伍利娜、[7]韩厚军和周春生，[8]刘斌、叶建中和廖莹毅，[9]李补喜和王平心[10]等采用截面数据实证研究了公司特征如何影响审计收费问题。但国内这些研究几乎没有涉及代理成本变量。本文沿用Gul和Tsui[5]的思路，采用中国非金融上市公司面板数据，④从审计收费视角检验自由现金流量假说在中国是否得到验证。
一、理论分析和研究假设
Jensen[1]认为，在具有高自由现金流量的公司，管理者和外部股东之间存在利益冲突，这些公司的管理者倾向于“过度投资”、“滥用资金”和“建造帝国”。自由现金流量假说认为，拥有超额现金和低成长机会的公司如果不将超额现金发放给股东，必将面临严重的代理成本问题，这些公司的管理者更愿意将超额现金用于在职消费，如增加薪金、额外津贴和建立帝国等。Christie和Zimmermant[11]认为，高自由现金流量公司的管理者更可能通过会计操纵来掩饰非最优费用。审计人员通过设计审计程序将审计风险控制在给定水平下(Lemon、Arens和Loebbecke，1993)。[12]在其他条件相同下，固有风险越高，审计人员将耗费更多的精力以减少检查风险来获得给定的审计风险水平。具有高自由现金流量的公司，由于存在较高的自由现金流量代理成本，审计人员可能将固有风险水平评估得很高。我们预料这些公司的管理者会选择盈余操纵来掩饰其机会主义行为，预期审计人员将耗费更多的资源和索取更高的费用以对更大可能性的会计误报或异常性做出反应。因此，在其他条件相同情况下，审计人员对这些公司的审计将耗费更多的资源和索取更高的费用。
同时，Jensen[1]认为，债务能减少自由现金流量代理成本。⑤Jensen[1]指出，自由现金流量的支出将减少管理者所控制的资源数量，从而削弱他们的权力，以达到缓和代理冲突问题。债务融资契约的定期偿还特点，对于减缓自由现金流量代理成本具有重要作用。另外，债务市场也能提供管理者纪律作用。[13]考虑到债务契约的包括会计计量、债权人具有监督管理者的激励以及确保管理者不操纵盈余和报告误导性会计数值，随着债务融资水平的提高，贷款人的归属利益也增加，导致更高审计质量需求的增加。[14]
总的来说，审计人员将索取更高的费用以对与高自由现金流量公司的管理者机会主义行为相伴随的高固有风险做出反应。同时，通过债务市场和债务契约提供的监督机制，债务能减缓自由现金流量代理成本。因此，自由现金流量和审计收费之间的关系可能取决于债务融资水平。本文提出研究假设：
H1：自由现金流量与审计收费正相关
H2：自由现金流量对审计收费的影响取决于债务融资水平，低债务/高自由现金流量的公司，其审计收费高于高债务/高自由现金流量的公司
二、研究变量和样本选择
1．研究变量
(1)被解释变量。本文研究的被解释变量是审计收费。与Simunic、[15]Francis和Simon，[16]Keef、Simunic和Stein，[17]Simunic和Stein，[18]Gul和Tsui，[5]伍利娜，[7]刘斌、叶建中和廖莹毅，[8]韩厚军和周春生[9]等研究一致，我们用审计收费的自然对数作为被解释变量。
(2)解释变量。本文研究的解释变量是自由现金流量。同时，为了检验自由现金流量对审计收费的影响是否取决于债务融资水平，我们在模型中加入债务融资水平以及自由现金流量和债务融资水平的交互项。我们预期交互项具有负的符号，表明在更高的债务融资水平下，自由现金流量和审计收费之间的正相关关系将削减。债务融资水平的代理变量，我们用总负债/总资产，即资产负债率。由于自由现金流量难以量化，无法从财务数据中直接获取，在实证研究中必须使用其他现金流量概念，并配合成长机会、投资机会等指标才能说明自由现金流量问题。关于现金流量的代理问题，大部分实证研究采用Lehn和Poulson[19]的定义或Lang、Stulz和Walklingt[20]的定义。我们采用Lehn和Poulson[19]的定义度量现金流量。他们把现金流量定义为：折旧前的营业性利润一税收总额一利息费用一优先股股利一普通股股利。而且，这样获得的现金流量本身不能对正的净现值项目的可获得性进行度量。但是，与成长机会结合在一起，它们就可以说明自由现金流量问题。成长机会的度量，我们采用资产市场价值/账面价值(M/B)。同时，为了提供稳健性结论，我们还采用Miguel和Pindada[21]的方法(即经营活动现金流量结合成长机会)度量自由现金流量。
(3)控制变量。为了详细检验本文提出的研究假设，我们对其他可能影响审计收费的因素加以控制。本文选用的控制变量参考了先前的研究。[15,18,5]因此，除自由现金流量、债务融资水平及其交互项外，我们还假设审计收费受公司规模、资产流动性、速动比率、盈利能力和公司业务复杂性等公司特征因素和行业特征因素的影响。表1对研究变量进行定义。
表1 研究变量定义
变量名称
变量符号
变量定义
预测符号
审计收费
LAF年度审计收费的自然对数
债务融资水平
DEBT
总负债/总资产 +
(折旧前的营业性利润-税收总额
自由现金流量1 FCF1
-利息费用-优先股股利-普通 +
股股利)/(M/B*总资产)
自由现金流量2 FCF2
经营活动现金流量/(M/B*总资产) +
交互项1FCF1*DEBT FCF1乘以DEBT
-
交互项2FCF2*DEBT FCF2乘以DEBT
-
公司规模
SIZE
总资产的自然对数
+
资产流动性 LIAUI 流动资产/总资产+
(流动资产-存货-待摊费用)/
速动比率
QUICK -
流动负债
盈利能力
ROA利润总额/总资产-
业务复杂性 BUS_COM合并子公司个数的平方根 +
注：M/B的计算本文采用如下公式：(总资产账面价值-流通股股本+流通股股本*年末收盘价格)/总资产账面价值
本文使用的数据来自清华大学中国金融研究中心建设和维护的清华金融数据库(THFD)。在选取样本时，我们遵循以下原则：①不考虑金融类上市公司；②上市年限相对较长；③剔除拥有B股或H股的公司；④剔除未披露年度审计收费的公司；⑤剔除无法获取相关数据以及数据缺损的公司。根据上述原则，我们选取2001年12月31日之前在深、沪上市的，且在2001-2004⑥年间连续四年均可获得相关信息的996家公司组成的平衡面板数据(Balance Panel Data)为样本。
表2是根据中国证监会2001年3月6日颁布的《中国上市公司行业分类指引》对这996家公司按行业门类进行分类的结果。由表2可见，中国上市公司大多数分布在制造业中，996家公司中有572家公司分布在制造业中，占总样本的57.43％。
表2 按行业类别的样本分布
行业(代码)
公司数量 占总样本的百分比
农、林、牧、渔业(A) 22 2.2088
采掘业(B)15 1.5060
制造业(C)
572 57.4297
电力、煤气及水的生产和供应业(D) 38 3.8153
建筑业(E)17 1.7068
交通运输、仓储业(F) 42 4.2169
信息技术业(G)61 6.1245
批发和零售贸易(H)81 8.1325
房地产业(J) 37 3.7149
社会服务业(K)33 3.3133
传播与文化产业(L) 8 0.8032
综合类(M)70 7.0281
合计996 100
表3是对样本公司12个行业门类审计收费(LAF)进行单因素方差分析的结果。由表3可见，方差分析的F统计量为6.4177，说明行业门类对审计收费的影响具有显著性差异。
表3 单因素方差分析(One-way ANOVA)——行业门类审计收费差异检验
项目离差平方和 自由度 平均离差平方和 F统计量
P值
因素水平 2.586 11
0.23516.4177 0.000
残差
145.5023972
0.0366
总和
148.0883983
表4提供了混合样本研究变量的描述统计量。LAF这个变量的统计指标总结没有直观地描述总的审计收费情况。因此，在表4中我们也提供了原始的审计收费数据，标为“AF”。由表4可见，样本公司审计收费(AF)的最小值为70000.00，最大值为6.4E+07，均值(中值)为658084.60(420000.00)，标准差为2070807.56，说明各公司之间的审计收费差异较大。
表4 研究样本的描述计量
变量符号 均值 中值最大值
最小值标准差
LAF 13.3971 12.9480 17.9744 11.1563 0.6438
AF658084.60
420000.00 6.4E+07 70000.00 2070807.56
DEBT 0.4918 0.4632 23.7992
0.0108 0.8205
FCF1
2.82E-022.69E-02
0.3988 -0.36786.58E-02
FCF2 0.4025 0.3546
3.6388 -0.0487 0.3901
FCF1*DEBT 1.58E-021.24E-02
1.3876 -0.30185.03E-02
FCF2*DEBT0.1848 0.1039
2.9975 -0.0543 0.2787
SIZE21.9679 21.1186 26.8943 16.5764 0.9042
LIQUI0.5952 0.5319
0.9946
0.0334 0.2001
QUICK1.2135 0.9109 40.7739
0.0056 1.9898
ROA 9.9918E-03 3.5277E-02
0.3217 -6.2863 0.2501
BUS_COM 2.4563 2.0000
8.0092
0.0000 1.4970
三、实证研究设计
1．实证模型的设定
为了检验本文提出的研究假设H1，我们构建如下实证检验模型：LAF[,it]=α+β[,1]FCF[,it]+β[,2]DEBT[,it]+γ(Controlvariable)[,it]+ε[,it](1)
为了检验本文提出的研究假设H2，我们在模型(1)的基础上加入自由现金流量和债务融资水平的交互项(FCF[it]*DEBT[,it])，于是构建的实证检验模型为：LAF[,it]=α+β[,1]FCF[,it]+β[,2]DEBT[,it]+β[,3]FCF[,it]*DEBT[,it]+γ(Control variable)[,it]+ζ[,it] (2)
其中，α为截距；β[,1]、β[,2]、β[,3]，和γ为回归系数；ζ[,it]为随机变量。同时，为了控制行业特征因素对审计收费的影响，我们在模型中加入行业虚拟变量。
2．实证证据
我们用混合最小二乘法和固定效应技术(Fixed Effects Technique)⑦估计上述模型，估计结果见表5。
表5 估计结果
(1) (2)(3) (4) (5) (6)
(7)
(8)
混合回归混合回归
混合回归 混合回归 固定效应固定效应 固定效应 固定效应
4.6718a 4.3829a4.4618a 4.8213a
截距 N.AN.A
N.A
N.A
(17.1381)(16.4564) (16.9835)(17.8457)
0.0238b 0.0286a0.0279b 0.0299a 0.0384b 0.0392b 0.0372b
0.0399b
(2.2384)(2.6318)(2.4085) (2.7103) (2.2518)
(2.4171) (2.2087) (2.4678)
0.6204a 0.5034b 0.8442a 0.7633b
(2.8678) (2.2874) (2.6922)
(2.3037)
-0.3867 -0.3839
FCF1*DEBT
(-1.1382)
(-1.0592)
0.2738a0.0754b 0.1589c 0.1855b
0.1901b
(17.6912) (2.2818) (1.7829) (2.0064) (2.1083)
-0.1635 -0.1239
FCF2*DEBT
(-1.0718)
(-0.8783)
0.2789a 0.2769a 0.2712a 0.2765a0.2665a
0.2778a
0.2694a
(18.3385)
(18.1212)(17.4916)(17.9418) (16.9035) (17.9724) (16.9351)
0.1769a 0.1382b0.1847a 0.1342b 0.1009c0.07190.1038c
0.0791
LIQUI
(2.68411) (2.003)(2.7815) (2.0655) (1.6938) (1.0136) (1.7532)
(1.0602)
0.0018
0.0002 0.0011 -0.0004 -0.0032-0.0012
-0.0023
-0.0015
QUICK
(0.3412) (0.0303)
(0.2123) (-0.0801)
(-0.5762) (-0.2713) (-0.3123) (0.1922)
-0.0129 -0.0039 -0.0229 -0.0089 0.01030.00160.00980.0027
(-0.3821) (-0.0604) (-0.3518) (0.1329)(0.5116)
(0.0319) (0.4123) (0.0578)
0.0801a
0.0849a0.0839a
0.0805a 0.0768a0.0883a
0.0749a 0.0885a
BUS_COM
(8.4021) (8.5029)(8.4917) (8.4918)(8.0923) (8.8873) (7.9928) (8.8932)
调整后的R2 0.3639
0.3673 0.36300.3668 0.43120.43280.44290.4438
F统计量 35.861a 34.798a 36.076a
35.069a240.379a 239.788a 242.189a 240.291a
Wald检验 30.125(11)a 31.182(11)a 32.012(11)a 32.348(11)a N.A N.AN.A
N.A
从表5可见，自由现金流量代理变量(FCF1和FCF2)在所有回归中都与审计收费呈正相关关系，与理论预期一致。说明在其他条件相同下，审计人员对高自由现金流量公司进行审计时将耗费更多的资源和索取更高的费用。
在所有回归中，交互项的系数都是负的但不显著，与Gui和Tsui[5]的发现不一致。⑧这表明Jensen[1]意义上的债务控制效应在中国无法得到实现。这可能因为：(1)中国法律对债权人利益的保护程度很低。与其他许多发展中国家不同，中国没有提供外部投资者的一系列综合法律法规或不能有效地实施治理公司或证券市场运作的现有法律。Allen等[22]研究发现，La Porta等[23]的49个样本国家中的大多数国家比中国具有更好的债权人利益保护和股东利益保护，中国法律系统的发展并不比其他任一主要新兴市场国家超前。(2)中国的银行在公司治理中的作用是非常有限的，银行作为债权人代表进入公司董事会的情形几乎不存在，相应治理机制难以形成，企业债务到期即使不能履行按期还本付息的义务，银行也无法行使对企业资产的最终控制权。(3)中国债券市场极其不发达，Rubin[13]意义上的债务市场能够提供纪律管理者的作用在中国无法实现。(4)中国的破产机制不健全，破产程序不合理，上市公司的退出机制和企业破产法没有起到应有的作用，且中国破产法规定债权人不能对破产企业进行接管，破产和清算对管理者不具有约束力。
在所有回归中，债务融资水平和审计收费至少在5％的水平上正相关，表明债务融资水平高的公司，其审计收费也相对高。这可能是因为：(1)资产负债率高的公司财务风险高，会计师事务所承担的审计风险越高，因此审计人员将索取更高的费用；(2)附加的财务杠杆增加管理者误报的动机，因此增加了固有风险水平。这与Ananth、Ferdin和Stephen[24]的债务因素使审计收费产生风险差异的论点相一致。
控制变量对审计收费的影响与先前的研究基本一致。行业虚拟变量的联合显著性Wald检验表明，行业特征因素在1％的水平上影响审计收费。这一结果与基于行业门类的审计收费方差分析结果相吻合，进一步表明行业之间的审计收费存在显著性差异。公司规模在所有回归中都与审计收费在1％的水平上正相关，说明公司规模是审计收费的一个重要决定因素。流动资产占总资产的比重与审计收费正相关，说明流动资产账户(特别是应收款项和存货等账户)在审计过程中需要做大量的调整。[25]审计复杂性的代理变量在所有回归中都与审计收费在1％的水平上正相关，说明经济业务复杂性是影响审计收费的一个重要决定因素。速动比率在所有回归中都不显著，说明审计人员在索取审计收费时较少考虑公司短期财务结构。公司盈利能力在所有回归中都不显著，说明公司盈利能力与审计收费相关度不大，这可能与审计人员重视资产负债表项目相关。
结论
本文在控制相关变量下，从审计收费视角检验自由现金流量假说。研究发现：(1)自由现金流量与审计收费显著正相关，验证了自由现金流量假说；(2)自由现金流量和债务融资水平交互项的系数是负的，但不显著，表明债务控制效应在中国没有发挥应有作用；(3)行业之间的审计收费具有显著性差异，说明审计人员在索取审计费用时会考虑被审计公司所处的行业；(4)公司规模、经济业务复杂程度和资产流动性是影响审计收费的重要因素；(5)速动比率和公司盈利能力对审计收费的影响不显著。
注释：
①Jensen和Meckling[26]把代理关系定义为一种契约，在这种契约下，委托人聘用代理人代表他们履行某些服务。代理成本是企业契约理论的基石。Jensen和Meckling[26]将其总和定义为：(1)委托人的监督支出；(2)代理人的保证支出；(3)剩余损失。即代理成本包括在利益冲突的各代理人之间建立、监督和组合一系列契约关系的成本以及契约实施的成本超过收益而造成的产值损失。[27]
②Jensen[1]把“自由现金流量”定义为“企业现金满足以资本成本进行折现后净现值大于0的所有项目所需资金后的那部分资金”。Lang和Litzenberger、[28]Nohel和Tarhan、[29]Lehn和Poulson、[19]Gal和Tsui[5]分别从股利政策、股票回购、私有化交易和审计收费视角检验了自由现金流量假说。国内的杨熠、[30]沈洪涛、沈艺峰和杨熠、[31]肖作平[32,33]分别从配股、新股增发和资本结构视角检验了自由现金流量假说，目前国内还没有学者从审计收费视角检验自由现金流量假说。
③管理者有寻求能减少其受雇风险和扩大公司规模以求更大回报经营战略的激励，他们可能会接受一些并不盈利甚至对股东财富造成损失的投资项目。
④面板数据指时间序列上取多个截面，在这些截面上同时选取样本观测值所构成的样本数据。
⑤从代理成本理论看，债务的控制作用在于降低管理层所能控制的自由现金流量，从而保证管理者行为符合股东目标，进而降低代理成本。
⑥中国证监会于2001年12月10日发布了修改后的《公开发行证券的公司信息披露内容与格式准则第2号(年度报告的内容与格式)》，要求上市公司披露支付给会计师事务所的报酬情况。中国证监会于2001年12月24日又发布了《公开发行证券的公司信息披露规范问答第6号(支付给会计师事务所报酬及其披露)》，要求上市公司应当分别按审计费用和除审计费用外的其他费用披露；上市公司在披露支付给会计师事务所的报酬时，应列明差旅费等费用的承担方式，应披露本年及上年的比较数字。证监会又在2003年1月公布的2002年修订稿中增加了披露目前的审计机构已为公司提供审计服务的连续年限的规定。为满足这些要求，我国上市公司从2001年报开始披露审计费用的情况。
⑦我们用固定效应回归作为一个替代方法来处理序列相关误差问题。从每个观察值中减去每个变量的公司特征时间序列均值。由于在固定效应回归中加入行业虚拟变量产生了奇异矩阵，使固定效应回归无法估计。因此，我们在固定效应回归中没有报告控制行业因素的结果。
⑧Gul和Tsui[5]研究发现，自由现金流量和债务融资水平的交互项与审计收费在1％的水平上正相关。
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