1、公司治理機制與高質量外部審計需求            韓洪靈/陳漢文  一、引言    世界范圍內公司舞弊與審計合謀案的持續發生，使得舞弊行為的治理問題在21世紀重新面臨著嚴峻的挑戰。各國的證券監管機構越來越強調有效的公司治理在減少財務報告風險方面的重要性，高質量外部審計需求的缺失被認為是導致舞弊泛濫的重要原因之一。Jensen和Meckling(1976)認為，審計可以被視為充當公司代理問題的一種監控機制，是一項

2、能夠約束機會主義行為的制度安排。這使得公司的代理沖突與審計需求緊密地聯系起來，審計被看作不同類型交易費用的替代機制，即以外部監督成本代替內部組織成本；另一方面，由于對財務報告過程的全面監督幾乎是不可能的，審計也是以“對結果的監督”部分地替代“對過程的監督”。對質量差異化的審計需求被看作是解決代理問題的一種有效方法(Watts等，1983)。Cadbury公司治理報告(1992)也強調審計在公司治理過程中所扮演的重要角色，法定審計被看作是一種重要的外部治理機制。因此，有效的公司治理的一種重要特征便是能否導致高質量的外部審計需求。而公司治理的審計質量需求觀(audit demand perspec

3、tive)的一個重要表現是，良好的公司治理能導致差異化的高質量審計需求，這意味著審計師需要增加額外的努力和審計成本，即有效的公司治理最終會導致更高的審計收費。    目前，我國上市公司存在著特殊的治理結構并一直處于轉軌改革的過程之中，那么，我國上市公司的治理機制是否會影響審計質量？股權結構、董事會特征等具體治理機制能導致高質量的外部審計需求嗎？這些研究證據的取得將具有重要的與資本市場監管和公司治理改革相關的公共政策含義。為此，本文以審計收費為視角，對我國上市公司的治理機制與高質量外部審計需求之間的關系進行經驗檢驗。   &#

4、160;二、理論分析與研究假設    現代公司治理理論認為，股權結構及其控制權安排是公司治理的產權基石，它決定了內部和外部監控機制的構成和運作方式。董事會作為公司委托代理關系中承上啟下的中心關節點，一方面接受股東的委托，行使權利并承擔受托責任；另一方面又委托經理人運作公司業務，為經理人設計有效的激勵約束機制。因此，董事會的效率直接決定了治理水平的高低。基于股權結構對公司治理的基礎性影響和董事會對公司治理的核心作用，本文具體考察股權結構和董事會特征對高質量外部審計需求(以審計收費為替代變量)的影響。    (一)股權

5、結構與外部審計需求    現有的實證結論通常支持國有控股公司比非國有控股公司具有更差的公司治理和業績。徐曉東等(2003)發現，當上市公司第一大股東為非國有股東時具有更好的公司業績和治理效率；杜瑩等(2002)發現國有股股東治理效率低下；許小年(1997)也同樣認為國有股比重越高的公司效益越差。孫錚等(2004)從審計師選擇的角度檢驗了股權結構對外部審計需求的影響。結果表明，國有股、法人股及境內個人股股東促進上市公司選擇高質量審計的動力較小；境外法人股及境外個人股股東則會積極地促使上市公司選擇高質量的注冊會計師。以上分析表明，國有控股的上市公司更不愿意聘

6、請高質量的審計師。籍此，我們提出假設1：    假設1：國有最終控制的上市公司比非國有最終控制的上市公司具有更低的高質量外部審計需求，從而具有更低的審計費用。    代理問題是企業有效契約觀的基本問題(Fama和Jensen，1983)。在股權分散的公司中，代理問題主要源于股東和管理層之間的沖突；在股權集中的情況下，大股東持股比例越大，積極行使投票權成本遠遠小于收益，從而有更大的動機需求高質量的審計以對管理層加以監控。Shleifer和Vishny(1997)認為，股權集中在某些大股東手中，他們會有較大動力去監控管

7、理者，大股東的存在成為緩和股東與經理層之間利益沖突的一種有效方式。集中型股權結構的突出表現是第一大股東具有較高的持股比例，籍此我們提出假設2：    假設2：上市公司第一大股東的持股比例越高，其高質量外部審計需求的動機越強，因而具有更高的審計費用。    Bennedsen和Wolferzon(2000)認為，大股東之間的相互監督和制衡可以控制私人利益。唐清泉等(2005)發現非控股大股東對控股股東的隧道挖掘行為起到制衡的作用。陳曉等(2005)發現，當存在能對控股股東具有制衡作用的大股東時，發生關聯交易的可能性降

8、低。因此，大股東之間的股權制衡可以產生以下效應：(1)成為第一大股東“挖隧道”的最大障礙；(2)增加了控制權市場的效率；(3)這些大股東也是管理層的監督者。基于以上討論，我們認為大股東之間的股權制衡有利于推動公司治理效率的提升，籍此我們提出假設3：    假設3：上市公司大股東之間股權制衡的程度越高，其高質量外部審計需求的動機越強，從而具有更高的審計費用。    (二)董事會特征與外部審計需求    董事會與外部審計需求及審計費用之間的聯系表現在：(1)從正式的渠道看，董事會

9、通常與管理層一起決定審計師的選擇，復核審計師的計劃和所提議的審計費用(Blue Ribbon Committee，1999)。(2)從非正式的渠道看，董事會的財務報告監控義務會給審計師傳遞一種信號：必須滿足董事會對審計師的期望。如果審計師知道董事會的治理是有效的且有高質量的審計需求，那么審計師可能會執行更高質量的審計。    許多研究表明，董事會的獨立性與代表股東利益的行動之間呈正相關關系(Coller等，1997)。作為抵制經理人機會主義行為的手段，獨立董事有利于內部治理機制的強化。Forker(1992)發現較高的獨立董事比例能夠提高財務信息披露質量

10、。崔學剛(2004)發現獨立董事能提高公司信息披露的透明度。因此，一個更加獨立的董事會可能會支持購買更高質量的外部審計服務，進而會導致更高的審計費用。籍此，我們提出假設4：    假設4：獨立董事的比例越高的上市公司具有更高質量的外部審計需求，從而具有更高的審計費用。    Liptong和Lorch(1992)認為，導致董事會不能有效運作的一個主要原因是董事會成員缺乏足夠的時間去履行其董事義務。Conger等(1998)認為，增加董事會會議可以提高董事會的有效性。在此意義上，一個以會議次數為表征的、更為勤勉履行義

11、務的董事會可能會提高他們對財務報告過程的監控水平。因此，我們預期一個更勤勉的董事會更可能支持購買高質量的審計服務。籍此，我們提出假設5：    假設5：董事會會議次數越多的上市公司具有更高質量的外部審計需求，從而具有更高的審計費用。    隸屬于董事會的審計委員會，其主要職能是對財務報告和審計過程提供持續的監控。Pincas和Wong(1989)發現設有審計委員會的公司更喜歡聘請“八大”；Defond(1992)發現在設有審計委員會的公司中更少發生利潤的高估；Wild(1994)發現建立審計委員會后會計盈余的信息含

12、量明顯增大；Sweeney和Sloan(1995)發現沒有審計委員會的公司更可能財務造假；Dechow等(1996)發現，設立審計委員會的公司更少出現會計差錯；McMullen(1996)調查證明，審計委員會的成立與較少的錯誤發現、違規和其他不可靠的財務報告相關；基于以上文獻，審計委員會是對公司治理的一種制度改進，它通過加強財務報告和外部審計的監控而增加對高質量外部審計的需求，從而導致更高的審計費用。籍此，我們提出假設6：    假設6：設立審計委員會的上市公司具有更高質量的外部審計需求，從而具有更高的審計費用。   

13、60;三、研究方法、樣本選擇與描述性統計    (一)研究方法    為檢驗股權結構、董事會特征對高質量外部審計需求(進而對審計費用)的影響，本文以Defond等(2000)及Casterella等(2004)的模型為基準，并參照國內已有的關于我國上市公司審計費用一般性影響因素的研究結果，建立如下模型：                其中，LnFee為因變量

14、，是年度審計費用的自然對數，LnFee越大表明具有更高質量的外部審計需求。解釋變量的定義如下：當公司為國有最終控制時，GovControl=1；否則為0。First代表第一大股東持股比例。LnHindex為第二大至第十大股東持股比例的平方和的自然對數，LnHindex越大表明其他大股東對第一大股東具有更強的制衡力量。Director為董事會中獨立董事所占的比例。Meeting為董事會年度會議次數。當公司設立了審計委員會時，Auditcom=1；否則為0。我們預期GovControl與LnFee負相關，而First、LnHindex、Director、Meeting、Auditcom與LnFee

15、正相關。    其他均為控制變量：LnAsset是年末總資產的自然對數；SqSub為納入合并范圍的子公司家數的平方根；StoRation為年末存貨占資產的比例；Leverage為資產負債率；Croa為核心業務的總資產收益率；當審計意見為非標意見時，Opinion=1，否則為0；當上市公司被證監會處以ST或“退市風險警示”的特別處理(ST)時，St=1，否則為0；Region1Region4為反映區域因素的虛擬變量。根據已有的研究，我們預期審計費用與客戶規模(LnAsset)、復雜性(SqSub、StoRation、)和風險(Leverage、Opinio

16、n)正相關(Simunic，1980；劉斌等，2003)。此外，Croa越高表明客戶的經營風險越低，我們預期Croa與審計費用負相關；由于被處以ST或ST的公司意味著很高的持續經營不確定性，我們預期St與審計費用正相關。    (二)樣本選擇與數據來源    本文選擇審計費用強制性公開披露后的20022004年全部A股上市公司為總體研究對象。截至2002(2003、2004)年末共有A股上市公司1200(1263、1352)家，剔除金融業公司8(10、10)家后剩下1192(1253、1342)家。在此基礎上，按以

17、下順序剔除未準確披露年度審計費用的觀察值：(1)剔除未披露年度審計費用的觀察值；(2)剔除需要進行境內外雙重審計或補充審計的公司(如AB、AH股公司)中未將境內外審計費用分開的觀察值；(3)剔除母子公司或部分子公司由不同的會計師事務所審計且分別定價的觀察值；(4)剔除披露的年度審計報酬中包括中報審計、驗資、咨詢或其他服務的觀察值。經過上述程序，2002(2003、2004)年最后剩下的有效樣本為1050(1124、1044)個觀察值，共計3214個觀察值。    本文的數據來源如下：審計費用和是否設立審計委員會數據摘自中國證券報制作的上市公司年報大全；股

18、權結構數據、董事會特征數據和納入合并范圍的子公司家數來自CCER中國證券市場公司治理數據庫；其他變量均來自WIND咨詢系統。    (三)描述性統計    表1測試變量的描述性統計(n=3214) 變量    最大值    最小值    均值    中位數    標準差 GovControl 1.000 &#

19、160;  0.000    0.743    1.000    0.437 First    0.850    0.004    0.428    0.416    0.172 LnHindex -0.775    -

20、13.228    -5.487    -5.232    2.184 Director    0.667    0.000    0.300    0.333    0.081 Meeting    34.000  &

21、#160; 2.000    7.813    7.000    3.195 Auditcom    1.000    0.000    0.376    0.000    0.484    表1給出了測試變量的描述性統計。從表1

22、可以看到，有74.3的上市公司屬于國有最終控制的，這與我國以國有經濟為主導是相符合的；樣本公司第一大股東持股比例高達42.8，突出地反應了我國上市公司的“一股獨大”現象；董事會每年大約召開8次會議，獨立董事占董事會成員的比例已達到30，有近38的公司已設立審計委員會。這說明隨著中國證監會2001年關于上市公司設立獨立董事制度的指導意見和2002年上市公司治理準則的頒布，獨立董事制度和審計委員會制度已在我國上市公司中得到了相當快的發展。        表2給出了各變量間的Pearson及Spearman相關性檢驗。從

23、表2可以看出，各測試變量之間以及各測試變量與控制變量之間的相關系數均較低，最高的是First與LnHindex之間的Pearson(Spearman)系數為-0.49(-0.47)，這種情況說明第一大股東持股比例越高則股權制衡能力越低。因此，模型的解釋變量之間不存在共線形問題。各股權結構變量和董事會特征變量均與因變量LnFee之間顯著相關，說明在單變量檢驗情況下公司治理機制可能會對外部審計需求產生影響，但它們與因變量之間的準確關系尚需進行多元回歸分析。        四、檢驗結果及其解釋  &#

24、160; 從表3可以看到，代表股權結構及其控制權安排的3個變量均與LnFee顯著相關，其中GovControl與LnFee在5水平上顯著負相關，First和LnHindex均與LnFee在1水平上顯著正相關。這說明國有最終控制的上市公司比非國有最終控制的上市公司更不愿意聘請高質量的外部審計，第一大股東的持股比例越高、大股東之間股權制衡程度越高的上市公司具有更強的高質量外部審計需求的動機，假設1、2、3得到了檢驗證據的支持。從表3還可以看到，董事會特征中只有董事會會議次數(Meeting)與LnFee顯著正相關(其P值為3)，而未發現董事會獨立性(Director)和是否設立審計委員會(Auditcom)與LnFee之間的顯著相關性，假設4和假設6未能得到檢驗證據的支持。因此，從整體上看，我國上市公司的股權結構及其控制權安排對高質量外部審計需求