終極控制人對審計質量需求的影響

王巖

[提要] 本文選取2013～2015年滬深兩市金字塔控制結構安排下的A股上市公司為研究樣本，從審計需求視角探究終極控制人及其性質對審計質量的影響。研究發現：終極控制人及其性質的變更均會引起上市公司審計師選擇的變更，且終極控制人的國有性質會對上市公司的審計需求產生負向影響；進一步研究表明：當終極控制人為國有性質時，與終極控制人為地方政府的上市公司相比，終極控制人為中央政府的上市公司更傾向于選擇高質量的審計師。

關鍵詞：金字塔控股結構；終極控制人；高質量審計需求

中圖分類號：F239 文獻標識碼：A

原標題：終極控制人及其性質對高質量審計需求影響的實證研究

收錄日期：2016年11月3日

一、引言

在我國新興的資本市場中，終級所有權結構已經成為現代公司治理結構的主要特征。La Porta et al（1999）研究表明，公司股權并非由社會公眾所廣泛持有，而是通過控制鏈集中于終極控制人手中。位于金字塔頂層的終極控制人出于攫取私利的動機通常會利用其控制權來侵害中小股東及上市公司的利益，由此引起控股股東與中小股東間嚴峻的代理沖突。終極控制人對上市公司的財務、經營決策掌握著實質控制權，為了維持其隱蔽的利益輸送鏈，終極控制人勢必會對上市公司的審計師選擇產生重大影響，進而影響著整個資本市場的審計需求。

審計質量受審計供給與審計需求兩方面的共同影響，而審計需求在很大程度上決定著審計供給，因此從審計需求的角度研究終極控制人及其性質的變更對審計質量的影響，對健全公司治理結構、保護中小股東利益、引導上市公司高質量的審計需求、促進資本市場合理有效的資源配置具有重大現實意義。

二、文獻綜述

目前，有關終極控股結構對審計質量影響的研究，主要從終極控制人性質、控制權比例、現金流權利、控制權與現金流權的偏離程度及金字塔長度等方面開展研究，本文著重就有關終極控制人性質對審計質量影響的文獻進行梳理。

陳東等（2009）通過分析我國上市公司的民營化進程，研究發現上市公司的控制權由國有性質轉變為非國有性質時，外資終極控制人傾向于選擇聲譽較好的事務所，集體終極控制人通常會選擇小事務所，個人或家族終極控制人傾向于選擇小事務所，而終極控制人為中央政府的上市公司在民營化后通常會選擇小事務所。Lin et al.（2011）研究發現，相對于國有性質的終極控制人，最終控制人為個人或家族企業的上市公司，存在更嚴重的對小股東利益進行侵占的現象。終極控制人為了實現其隧道行為會對上市公司的事務所選擇進行干預，進而選擇較小的事務所。趙宏亮（2015）研究發現，終極控制權性質會顯著影響審計師選擇。與國有性質的上市公司相比，非國有性質的上市公司更傾向于選擇非國際四大，即國有性質的上市公司會有更高的審計需求。

綜上可知，當前學術界有關終極控制人對審計需求影響的文獻尚未形成統一結論。本文在現有研究的基礎上，立足于我國資本市場的發展現狀，將國有性質的上市公司進行細分，更深層次地探究終極控制人性質對高質量審計需求的影響機制。

三、理論分析與研究假設

中國證監會于2002年頒布的《上市公司治理準則》明確規定，上市公司的審計師選擇權歸股東所有。雷光勇、李淑君（2005）等大量學者均研究發現，在我國的審計實踐中，普遍存在著內部高管掌控外部審計師聘任權的現象。此外，我國大部分上市公司由國有企業改制而成，金字塔控股結構在上市公司中普遍存在，位于金字塔頂端的終極控制人凌駕于企業的股東大會、董事會及管理層之上，對事務所的聘任擁有最終決策權。因此，上市公司的控制權轉移及高管變更都會引起上市公司審計師選擇的變化?；谝陨戏治?，本文提出假設H1a：終極控制人變更會引起上市公司審計需求的變化。

終極控制人作為企業經營管理及財務決策的實質控制者引導著企業的資源配置。終極控制人性質的變更會引起上市公司的組織結構或治理結構產生新的調整，進而使上市公司產生新的審計需求。審計作為一種引導市場資源配置的外部治理機制，終極控制人出于其利益動機及政府約束變化的考慮，會基于現有的審計服務需求變更與原審計師之間的契約。因此，本文提出假設H1b：終極控制人性質變更會引起上市公司審計需求的變更。

終極控制人性質不同的上市公司在利益機制、融資約束、委托代理方式等方面存在不同的特征，因此上市公司對審計師的選擇也具有不同的動機。從利益追求來看，終極控制人為國家的上市公司并非以企業價值最大化為經營目標，國有控股的上市公司更多地受政府干預，因此上市公司會更多地關注社會民生，信息披露也更及時可靠。從融資約束來看，國有控股的上市公司享有資源優先配置權，更容易在資本市場上融資，且更容易獲得政府的財政支持。從委托代理方式來看，國有性質的終極控制人由于其政治身份的特殊性，一般不會直接參與上市公司的經營管理，國有控股股東的缺位，負有行政職能的政府機構受國家的委托成了代理人?？梢?，國有控股的上市公司具有較低的審計需求。綜上分析，本文提出假設H2：與終極控制人為非國有的上市公司相比，終極控制人為國有的上市公司審計需求較低。

將國有性質的終極控制人進一步細分為中央政府和地方政府兩類，相應的公司治理環境也存在很大差別，外部審計需求顯著不同。Wang等（2008）研究發現：地方性小型會計師事務所因對當地企業比較了解且與地方政府建立了較好的政企關系，而頗受地方政府最終控股的上市公司青睞；中央政府最終控制的國有上市公司因普遍規模較大、業務較復雜更傾向于聘用全國性大型會計師事務所。因此，本文提出假設H3：相較于地方政府最終控制的上市公司，中央政府最終控制的上市公司具有更高的審計需求。

四、研究設計

（一）數據來源和樣本選擇。本文選取2013～2015年我國滬深兩市金字塔控制結構安排下的A股上市公司為研究樣本，且連續3年都在滬深兩市掛牌交易，數據來源于CSMAR數據庫。在樣本篩選過程中剔除了控制權未達到10%的樣本，此外，剔除數據缺失或無法獲得數據的上市公司，剔除帶有ST及PT符號的上市公司，剔除金融保險類的上市公司。最終，獲得324家上市公司組成的平衡面板數據樣本，有效觀測值為1，620個。本文使用SPSS22.0對數據進行處理。

（二）變量設計。根據終極控制人與上市公司高質量審計需求這兩個研究對象進行變量設計。

1、被解釋變量：審計師變更（Auditor—CH），與上年相比，上市公司審計師發生變更取值為1，否則為0；審計師變更方向（Auditor—TP），與上年相比，上市公司的審計師由“四大”變更為“非四大”，取值為1，否則為0。

2、解釋變量：終極控制人變更（UC—CH），與上年相比，終極控制人發生變更，取值為1，否則為0；終極控制人性質變更（UCC—CH），與上年相比，終極控制人性質發生變更，取1值，否則為0；終極控制人性質變更方向（UCC—TP），終極控制人性質由國家控制人變更為非國家控制人時，取1值，否則為0。

3、控制變量：審計費用變化率（R—FEE），上年度審計費用除以當年審計費用；上年度審計意見（Opinion），若上年度審計意見為“非標”審計意見，取1值，否則為0；地域特征（Area），上年度審計師業務覆蓋地區與上市公司注冊地不在同一城市，取值1，否則為0；高管變更（MN—CH），與上年相比，高管發生變更，取值1，否則為0；股權集中度（TOP1），第一大股東持股比例；控股股東資金侵占程度（Tunneling），應收賬款、預付賬款及其他應收款項之和與總資產的比值；公司規模（Size），總資產的自然對數；凈資產收益率（Roe），凈利潤與總資產的比值；年度（Year），年度控制啞變量，用以控制2013～2015年數據的年度差異；行業（Industry），行業控制啞變量，以中國證監會2001年版《上市公司行業分類指引》為標準。

（三）模型設計。由于被解釋變量是兩分類變量，所以本文采用Logistic回歸分析方法進行回歸分析。

為驗證假設H1a，本文建立模型1a：

若回歸系數α1顯著大于0，則表明最終控制人變更與上市公司的審計師變更顯著正相關，即最終控制人變更很可能會引起上市公司的審計需求發生變化。

為驗證假設H1b，本文建立模型1b：

若數β1顯著大于0，則表明最終控制人性質變更與上市公司的審計師變更顯著正相關，即最終控制人性質變更很可能會引起上市公司的審計需求發生變化。

為驗證假設H2，本文建立模型2：

若回歸系數？酌1顯著大于0，則表明最終控制人性質由非國家控制人變更為國家控制人時，會傾向選擇低質量的審計師。

在模型2的基礎上加入交乘項UCC—TP*Gov構造模型3。若中央政府最終控制的上市公司審計需求高于地方政府控股的上市公司，則系數θ2預計顯著為正。

（四）實證結果分析

1、終極控制人及其性質變更與高質量審計需求關系實證結果

（1）描述性統計分析。由表1可知，樣本公司中，終極控制人變更的有356個觀測值，審計師同時變更的有231個觀測值，占終極控制人變更總數的37.92%，表明終極控制人發生變更的觀測值中超過1/3的觀測值發生了審計師變更，初步驗證了假設H1a。（表1）

表2反映了終極控制人性質的變更對審計師變更的影響。由表2可知，樣本公司中，終極控制人性質發生變更的有94個觀測值，審計師同時發生變更的有43個觀測值，占終極控制人性質變更總數的45.74%，表明終極控制人性質發生變更的觀測值中將近1/2的觀測值發生了審計師變更，初步驗證了假設H1b。（表2）

（2）多元回歸分析。表3中的Panel A反應了終極控制人變更對審計師變更的影響，終極控制人變更變量（UC—CH）的系數顯著為正，進一步驗證了終極控制人掌握著上市公司審計師選擇的決策權，終極控制人的變更將導致上市公司的審計需求發生變化。Panel B反映了終極控制人性質變更對審計師變更的影響，終極控制人性質變更變量（UCC—CH）的系數顯著為正，表明終極控制人的性質是影響上市公司審計需求的重要因素。由此，假設H1a、H1b得到驗證。（表3）

為確保實證結果的可靠性，本文進行了多重共線性檢驗。結果顯示：在模型1a與模型1b中，各變量間的容差均接近于1，且兩模型的VIF最值遠小于10。因此，兩個模型中各變量間均不存在多重共線性對Logistic回歸結果的影響。

2、終極控制人性質變更方向對高質量審計需求影響實證結果

（1）描述性統計分析。表4是驗證終極控制人性質變更方向與高質量審計需求相關性所涉及變量的描述性統計分析。從變量TOP1的均值37.758、標準差18.549可知，我國上市公司的治理結構存在股權高度集中的現象，且各個上市公司之間差異很大；變量Tunneling的均值0.863及標準差0.092，表明我國上市公司控股股東對中小股東的侵占行為相當嚴重存在嚴重的大股東掏空行為。（表4）

（2）多元回歸分析。表5說明了主要自變量與因變量間的回歸結果。Panel A部分反映了終極控制人性質變更對審計師變更的影響，變量UCC—TP的系數顯著為正，進一步驗證了終極控制人性質由非國有控制人變更為國有控制人時，將導致上市公司的審計師選擇由”四大“變更為”非四大“，即變更后的上市公司具有較低的審計需求。Panel B部分將國有性質的終極控制人進一步劃分為中央政府控制人和地方政府控制人，變量UCC-TP*Gov的系數顯著為正，反映了國家最終控制的上市公司中，中央政府最終控制的上市公司審計需求高于地方政府最終控制的上市公司。由此，假設H2、H3得到驗證。（表5）

（五）穩健性檢驗。為了進一步驗證以上實證分析結果的可靠性，本文嘗試進行如下穩健性檢驗。本文進一步將國際“四大”和國內“十大”來衡量高質量審計，并對假設3的實證結果進行穩健性檢驗。結果表明：主要解釋變量UCC—TP、UCC-TP*Gov的系數均分別在5%及1%水平上顯著為正，與假設3的實證分析結果一致。

五、研究結論

本文以聘用國際“四大”審計師作為上市公司高質量審計需求的考量，從終極需求的角度探究了審計質量的影響因素。實證結果表明：終極控制人及其性質的變更均會引起上市公司審計師選擇的變更；終極控制人的性質由國家控制人變更為非國家控制人時，會傾向于選擇低質量的審計師。即終極控制人的國有性質會對審計需求產生負向影響；當終極控制人為國有性質時，與終極控制人為地方政府的上市公司相比，終極控制人為中央政府的上市公司更傾向于選擇高質量的審計師。

主要參考文獻：

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