上市公司中期财务报告自愿审计的公司治理动因——基于深圳证券市场的经验证据，本文主要内容关键词为：动因论文,证券市场论文,深圳论文,公司治理论文,财务报告论文，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。
2001年4月，中国证监会发布《关于公布＜公开发行证券的公司信息披露编报规则第13号——季度报告的内容和格式＞的通知》，要求上市公司自2002年第一季度起必须披露季度报告。但是值得注意的是，监管当局对中期财务报告是否接受审计却并没有提出强制性要求。尽管如此，通过阅读年报可以发现，仍有一定比例的公司选择了自愿进行中期财务报告的审计。这一现象为我们验证“审计需求的动因”提供了良好的研究机会。因为在审计领域内，检验“审计需求动因”，客观上对资本市场环境要求非常苛刻——不存在普遍性的、强制性的(中期财务报告)审计要求，但却有相当一部分公司却出于各种需要，自发的、自愿接受(中期财务报告)审计。本文正是基于我国资本市场这一典型的环境特征，以“审计需求动因”为理论基础，针对自愿接受中期财务报告的审计这一现象，借鉴和吸收关于外部审计领域的研究成果，拟对自愿接受中期财务报告审计和公司治理特征进行经验研究，为监管方提供有益的经验性证据。
一、文献综述
追本溯源，审计最初并非是强制性的。Watts和Zimmerman(1983)把最早向股东提供审计后的(会计)报告的行为，追溯到英国股份有限责任公司。Jensen和Meckling(1976)认为，所有权和控制权的分离导致了所有者和经理人员之间的信息不对称，经理人员存在损害所有者的机会主义行为动机；同时理性的投资者会预期到经理人员的这种机会主义行为动机，便会在其融资时降低股票价格，使经理人员承担机会主义行为的损失；但经理人员并不愿意承担此种损失，所以客观上就需要引入一种监督机制，来达到委托代理关系的均衡——审计，特别是外部独立审计正是降低代理成本的制度安排(Watts and Zimmerman，1983)。实质上，正如Watts(1977)所指出的，已经审计的财务报表维系着契约关系的均衡，这便是“审计需求动因”。Watts(1977)、Smith et al(1979)对Jensen和Meckling(1976)的思路进行了进一步的拓展，认为经理人员和投资者试图为了协调他们之间的利益冲突而产生了对外部审计的需求。Chow(1982)是检验审计理论需求动因的经典文献，作者通过契约变量来解释和预测1926年包含在《普尔工业手册》上的165家公司对审计服务的需求，研究发现：规模大的公司、高负债公司和以会计为基础订立贷款契约较多的公司更有可能、更有动机聘用外部独立审计师。但是遗憾的是，正如本文开篇指出的，检验审计需求动因往往需要苛刻的资本市场环境，所以Chow(1982)之后检验审计需求的文章就比较少见了。
Simunic和Stein(1987)发现，在IPO阶段，管理层持股比例与外部审计需求负相关。但Palmrose(1984)、Eichenseher和Shield(1989)、Francis和Wilson(1988)的研究发现，管理层持股与审计需求并无明显关系。此后，Eichenseher和Shield(1989)与Chow(1982)相似，发现负债比例较高的大公司更有可能聘请外部审计。而Palmrose(1984)则没有发现负债率与外部审计需求显著相关。
在我国，解释审计需求的理论文章大多涉及对高质量审计需求的解释，依据我们所掌握的文献，对“审计需求动因”这个特定现象进行分析的文章在国内比较少见。但存在一些与本文研究具有间接相关性的文献。
孙铮、曹宇(2004)检验我国上市公司股权结构对上市公司管理人员选择注册会计师策略的影响，结果发现国有股、法人股以及境内个人股促进上市公司选择高质量的审计服务的动力较小，境外法人股和境外个人股对上市公司选择高质量的审计服务有积极影响。曾颖、叶康涛(2005)通过研究发现代理成本较高的上市公司更有可能聘请高质量的外部审计师，以降低代理成本。
二、研究假设的形成
委托代理关系下，由于委托方和代理方效用函数的不一致，所以不能排除管理当局存在以牺牲股东利益为代价来追求个人私利的机会主义动机。Jensen和Meckling(1976)指出，理性投资者可以预测到管理当局的机会主义行为。因此，管理当局为了消除这种机会主义成本，通常选择接受外部审计这种监督机制。一般意义上讲，管理层持股比例越低，机会主义动机也会越强，为此而承担的成本也就越大，此时管理当局就有更强的动机接受外部审计，包括自愿性的中期财务报告审计，以减少机会主义成本。
因此，本文提出如下假设：
假设1：管理层持股比例越低，自愿接受中期财务报告审计的概率越大。
第一大股东持股比例对投资者保护存在两类假说：一是监督假说；二是掠夺假说。对于监督假说，Shleifer和Vishney(1986)认为，股权的集中会减少管理者的机会主义倾向，有助于减少委托代理冲突。原因在于，随着持股比例的增加，大股东为捍卫其权益、对管理层的监督亦随之增强，而且随着大股东的投票权和影响力的增大，大股东更有能力控制管理层的机会主义行为。所以我们可以合理的预期，随着第一大股东持股比例的增加，为了控制管理层的机会主义行为，第一大股东要求公司接受外部审计的需求增强。但是我们还应该关注到掠夺假说——Shleifer和Vishney(1997)在研究了东亚的公司治理结构后认为，某些国家上市公司的代理成本来自于控股股东和小股东之间的利益冲突。La porta等(1998)也总结到，“全世界大公司的中心代理问题都是如何限制控股股东损害小股东的利益”。
在我国的新兴资本市场中，内部人控制现象严重，董事会和管理高层都会有大股东的代表，而且第一大股东通常在持股比例上占有压倒性的优势，“一股独大”现象非常严重。因此我们认为，考虑到中国资本市场的现实环境特征，上市公司中的代理成本更可能主要来自于控股股东和小股东之间的利益冲突。我们可以合乎逻辑的进一步延伸，随着第一大股东持股比例的增加，自愿接受中期财务报告的审计可能往往会对其损害小股东利益的行为带来限制，所以其接受自愿审计的可能性反而会降低。当第一大股东占据绝对控股地位时，自愿接受中期财务报告审计的可能性更小。
因此本文提出如下假设：
假设2：随着第一大股东持股比例的增加，其自愿接受中期财务报告审计的可能性降低；第一大股东处于绝对控股地位的公司，比第一大股东处于相对控股地位的公司自愿接受中期财务报告审计的可能性更低。
独立董事的主要功能在于执行与股东利益相一致的政策(Fama，1980)。独立董事的两个因素可以促使他们完成自身的功能：一是独立性(Cadbury，1992)；二是他们关注在劳动力市场的声誉(Fama and Jensen，1983)。上述两种因素的存在使得独立董事可以很好地保护股东尤其是中小股东的利益。外部审计便是减少管理层的机会主义动机从而维护股东利益的有效机制之一。
因此本文提出如下假设：
假设3：独立董事所占比例越大，其自愿接受中期财务报告审计的可能性越大。
当CEO和董事长由同一人兼任时，两职合一现象就存在了。Jensen(1993)认为当两职合一发生时，内部控制系统的低效可能使董事会不能有效地执行其关键的职能。同时如果两职合一发生时，董事会的独立性也会受到影响。为了提高公司治理质量，Cadbury(1992)建议CEO和董事会主席两职应该分离。
因此，本文提出如下假设：
假设4：两职合一的公司，自愿接受中期财务报告审计的可能性较低。
Shleifer et al(1998)研究发现，在东亚的公司治理体系中，公司治理的核心不在于减少由于股东和管理层之间的利益冲突导致的代理成本，而应在于减少大股东和中小股东的利益冲突。在我国资本市场中，由于“行政代理”问题的存在，往往缺少活跃的接管兼并市场，所以只能够寄希望于非第一大股东之外的其他大股东的制衡，来约束控股股东的隧道挖掘(又称为“掏空”行为，tunneling)。Bai、Liu和Song(2002)研究发现，最大股东通过公司控制权获得的私人利益与第二至第十大股东的股权集中度负相关。其他大股东的股权集中度有利于提高公司的治理水平，抑制大股东的利己行为。
因此本文提出如下假设：
假设5：随着股权制衡因素的增强，自愿接受中期财务报告的审计的可能性增加。
当公司同时拥有债务和股东投资时，通常以股东利益最大化为目标的公司会采取损害债权人利益的行为，这些行为主要包括发放大量现金股利、发行新债等。同样，正如Jensen和Meckling(1976)指出的那样，债权人会预测到这种机会主义行为从而使公司承担债券价格下跌这种机会主义成本。Jensen和Meckling(1976)以及Myers(1977)指出如果公司签订契约限制机会主义行为，公司将得到债券价格上升和公司价值增加的双重好处。Jensen和Meckling(1976)以及Watts(1977)都认为接受外部审计是限制机会主义行为的措施之一。
因此本文提出如下假设：
假设6：随着资产负债率的上升，公司自愿接受中期财务报告审计的可能性增强。
Chow(1982)认为，公司规模是影响接受外部审计如否的重要因素之一，因为随着公司规模的扩大，公司进行利益转移的空间也就越大，选择接受外部审计以减少机会主义成本就显得更为重要。此外，根据信号显示机制，盈利较高的公司为了突出其与其他公司的区别，更愿意接受中期财务报告的审计。因此本文将公司规模与净资产收益率作为控制变量，并且预测他们与接受审计如否的概率正相关。此外我们还选取了第一大股东持股性质和公司是否发行外资股作为控制变量。
三、样本选取、变量定义及模型
本文研究以深交所所有上市公司的中期财务报告为研究对象，并进行了如下删除：
(1)ST、PT类公司；
(2)数据不全的公司以及自愿接受审计、但被出具非标准意见的公司；
(3)配股、增发类上市公司；
(4)金融类上市公司；
(5)新上市的公司①。
公司治理及其他数据来自于CCER和CSMAR数据库，我们研究的时间区间为2002-2004年。各年度是否自愿接受中期财务报告审计的公司情况如下所示：
通过上表可知，中国上市公司中间自愿接受中期审计的比例并不高，02年、03年、04年所占比例分别为14.17％、10.88％和7.75％，三年平均接受自愿审计的比例约为11.72％。根据本文研究的需要，我们将本文涉及的变量与控制变量定义如下：
为了保证模型的合理性以及不会产生多重共线性，我们分别计算了逐年以及总样本各变量之间的Spearman相关系数，如果两变量之间相关系数过大，则不易同时进入同一模型。结果见表4②：
由上表结果可以看出，第一大股东持股比例与第一大股东是否处于绝对控股地位这两个变量的相关系数高达0.8490，所以在进行模型设计时不能让这两个变量进入同一模型，否则会影响回归结果；而其余自变量之间相关系数均不是很大，包含在同一个模型中是恰当的。根据如上基本原则，本文设计下面两个模型对影响自愿审计的相关因素进行分析。
其中，YEAR03为2003年时取1，否则为0；YEAR04为2004时，取值为1，否则0。
四、描述性统计结果及相关分析
由表5的描述性统计我们可以看出：在我国，自愿接受中期财务报告审计的比例偏低，平均值仅为0.1266、中位数几乎为0，这可能从一个侧面表明，在我国中期财务报告的审计作为一种实施有效外部监督的作用有待加强。大股东占据绝对控股地位的平均比例高达0.3764，第一大股东持股比例的平均数和中位数分别为0.4257和0.4103，这充分说明了第一大股东占据绝对优势，其他股东很难对他们形成制衡作用，在一定程度上为第一大股东的隧道行为(tunneling)创造了很大的便利。在最终控制人性质中，国有股占据绝大多数，平均数和中位值分别为0.7633和1.0000，这主要是由于历史原因造成的——我国大部分上市公司由国有企业改制而来，其与国家有着千丝万缕的联系。独立董事所占比例三年的平均数和中位数分别为0.2801和0.3000，已经达到或接近监管部门的要求。上市公司管理层持股比例偏低，难以发挥激励作用。代表股权制衡程度的第二至第五大股东比例之和的平均数和中位数在样本中仅为0.1458和0.1160，相对于第一大股东持股比例来说过低，难以实施对第一大股东的有效监督。此外，我国公司发行外资股的比例并不高，这有可能与发行外资股的条件较高，因而承担的成本较大有关。
五、回归结果及其分析
我们应用所收集的数据，利用Eviews软件，分别应用模型1和模型2进行Logit回归，结果如下：
根据上面的回归结果，我们可以发现：
1.无论是模型1还是在模型2，样本总体、03年、04年管理层持股比例都与接受自愿接受中期财务报告审计负相关。这个结果支持了假设1，但是结果并不显著。究其原因在于我国缺乏活跃的经理人市场——在我国，经理人员往往由上级机关、母公司任命，或由大股东聘任，而大股东并不一定通过已审计的中期财务报告去了解企业的情况，而往往是通过参与董事会以及企业的日常重大决策加深对公司具体情况的了解。
2.第一大股东持股比例在02年、03年以及总体上与自愿接受中期财务报告审计的可能性正相关，但是并不显著。当第一大股东处于绝对控股地位时，从样本总体上看，绝对控股与自愿接受中期财务报告审计正相关，但并不显著。这并未支持本文的假设2，原因可能在于，在我国资本市场中，大股东并非像相关理论演绎的那样，悍然侵占中小股东的利益。实际上，为了消除中小股东的质疑，从而减少因股价下跌而带来的机会主义成本，大股东往往会采取Jensen和Meckling(1976)所指出的、通过接受外部审计此种制度性安排。且这种动机在第一大股东处于绝对控股地位时表现更为明显。
3.在模型1和模型2中，独立董事比例与公司自愿接受中期财务报告审计之间的相关性，2003年5％的水平上显著——请注意，按照中国证监会的要求，2003年上市公司的独立董事比例必须达到1/3；而在2002年、2004年、以及在总样本中，尽管存在正相关关系，支持了本文的假设3，但结果并不显著。这说明在我国，独立董事制度作用的发挥还有待进一步的强化。当然，造成这一现状的原因，可能与我国独立董事制度建立的时间较短，且大多数公司聘任独立董事只是为了迎合证监会的监管要求，甚至可能独立董事并没有实现真正意义上的独立等原因有关。
4.两职合一的研究结果并未支持假设4。两职合一因素与自愿接受中期财务报告审计的可能性正相关，但是在模型1和2中、在各年和总样本中均不显著。由本文以上的描述性统计结果可以发现，在我国两职合一并不普遍，其平均值和中位数分别为0.0349和0.000。两职合一增强了自愿接受中期财务报告审计概率的原因可能在于，在我国资本市场中并不十分普遍的两职合一现象，很有可能被投资者所关注，为了消除投资者对管理当局机会主义行为的疑虑，往往采取接受自愿性的中期财务报告审计来作为消除疑虑的措施之一。
5.股权制衡因素与我们预期的一致，支持了本文的假设5。股权制衡因素在模型1和模型2中均与接受审计的可能性正相关，分别在10％和5％水平上显著，这说明股权制衡因素对于接受外部审计从而保护中小股东利益有一定的积极作用，但是作用有待进一步加强。具体到我国的新兴资本市场，“一股独大”的现象非常突出，其他股东虽有一定的制衡作用，但是能力有限。我国目前正在实行股权分置改革，我们期望这一状况有望逐步得到改善。
6.资产负债率的检验结果支持了本文的假设6。在模型1和模型2中、总体样本中都与自愿接受中期财务报告审计正相关，并且在1％水平上显著。这说明了在我国债权人为了积极保护自身的利益，要求企业作为债务人采取接受审计的行为，这样有利于限制债务人的机会主义行为。同时，由于我国IPO的严格限制，所以债务仍然是企业筹集资金最为重要的方式之一，因此债务人为了显示其并未损害债权人的利益，利于以后的债务筹资，通常也会选择自愿接受中期财务报告的审计。
7.控制变量的检验方面结果如下：
资产收益率在任何情况下都与接受外部审计显著正相关。这与Watts和Zimmerman(1986)提出的信号显示理论相一致，经营业绩好的公司为了显示其与其他公司的差异，选择接受外部审计便是传达这种信号的手段之一。公司规模并未支持本文的预期。除03年外，均与接受自愿审计负相关，但不显著，说明了在我国大公司并没有选择积极接受外部审计的动机。当公司的最终控制人为国有性质时，公司更有动机接受外部审计。当有外资股时，接受审计的可能性下降。
8.值得说明的是，为了检验上述模型1和模型2的稳定性，我们进行了敏感性测试。我们分别以第二至第十大股东持股比例之和代表股权制衡因素，以“(总负债—应付账款)/总资产”代表资产负债率，删除了代表正常生产经营活动而产生的应付账款以及应用净资产收益率代替总资产收益率，结论均没有改变(限于篇幅，未曾列出)；此外，模型的内生性问题我们进行了初步的检验，并不严重，因此本文并未进行报告。
六、结论、不足与政策建议
本文通过构建影响上市公司接受自愿审计模型，分析了自愿接受中期审计和公司治理特征之间的相关性。研究发现，资产负债率和资产收益率显著影响是否接受中期审计，独立董事比例、第一大股东持股比例及控股如否、管理层持股比例、两职合一以及股权制衡因素影响均不显著。
基于本文上述发现，我们提出以下政策建议：积极提升独立董事在公司治理中的作用，保护中小投资者利益；支持通过股权分置改革解决我国股票市场的全流通问题，这样可以强化股权制衡作用的发挥。
当然，本文的研究只是该领域内的一次尝试，并未分析所有的公司治理因素对接受自愿中期财务报告审计的影响，且只选择深圳证券市场的经验证据可能并不全面，这些问题将是本文的后续研究方向。
注释：
①样本删除的理由：(1)ST、PT类公司的中期财务报告审计属于强制性的；(2)配股、增发类上市公司的中期财务报告审计，属于强制性审计，而非自愿审计；(3)金融类上市公司在治理结构、数据处理上与一般公司存在较大差异；(4)新上市的公司，其接受中期审计的动因与其他公司不同。
②此处限于篇幅，仅报告总样本的相关系数，各年的相关系数与总样本相比，结果显示无本质上的差别。
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