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提要 本文利用2005～2007年有关数据，对沪深两市A股上市公司股权结构与审计质量的关系进行实证考察，从公司治理结构层面对影响上市公司审计质量的微观因素进行实证分析。
关键词：股权结构；审计质量
中图分类号：F239 文献标识码：A
一、理论阐述与研究假设
一般而言，上市公司如何选择审计质量的决策权在管理层，而在中国上市公司特殊股权结构下，第一大股东对管理层行为所起的作用是十分重要的。由于审计报告的好坏涉及公司“信用”的增减，所以第一大股东对公司的控制力将直接影响上市公司的审计质量。与对其他减少股东财富活动的监管激励一样，当股权比较分散时，代理成本比较高，第一大股东对如何选择审计质量这一行为决策缺乏参与监控的积极性；但是，随着第一大股东持股比例的不断增加，第一大股东对公司的控制能力不断增强，其在公司所拥有的利益也就越大，因而他们一般情况下不愿选择较低的审计质量，以免给公司信誉造成损失，导致自身利益的减损。
假设1：第一大股东持股比例与审计质量正相关。股权集中度，是股权特征中一个十分重要的方面。较高的股权集中度，在公司治理中的作用主要表现为对公司管理者的监管和对中小股东的侵占。当企业股权集中度比较高时，外部大股东有动机通过一些监督机制来监督内部人的行为，以降低代理成本。因为外部大股东在其投资企业存在重大经济利益，因此，他们有强烈的愿望密切地监视管理者，以确保管理者没有从事有损于股东财富的活动。由此，可以提出：
假设2：股权集中度与审计质量负相关，股权分散的公司更可能选择较高的审计质量。虽然在中国证券市场不存在活跃的监管市场，但是其他大股东可以将他们的投票权联合在一起以对抗机会主义的控股股东。他们的存在，既可以弥补控制权市场不成熟的不足，还可以起到监督管理层的积极治理作用。在股东利益不一致的情况下，这些大股东可以挑起公司控制权的内部斗争，或帮助外部人争夺公司控制权。因此，股东之间的相互监督和制衡，可以降低公司的代理成本。当存在与控股股东相抗衡的其他大股东时，控股股东就没有那么容易轻轻松松地侵占公司利益，即使其他大股东有可能与其合谋，也将提高其侵占公司利益的成本（如谈判成本）。如果公司股权相对分散，存在其他能与控股股东相抗衡的利益集团，则控股股东进行“利益输送”的成本就比较高。因此，本文提出：
假设3：股权制衡较好的公司容易选择较高的审计质量。我国大部分上市公司是由国有企业改制而成，当时扶持国有企业上市，以及国家要在上市公司中保持控股乃至绝对控股地位等指导思想导致了目前我国上市公司股权结构的极度不合理状况，如内部人控制、国有股“一股独大”等。在国家股的最终所有权并不明确、缺乏明确的主体享有资产收益和承担偿债责任的情况下，剩余索取权和控制权对于国家股的代理人来说是不统一的，同时还存在政府代理人迫于“政绩”需要而对会计信息进行“粉饰”。因此，审计委托人（由于国有持股主体缺位，导致其可能是管理者）可能会左右公司盈余，选择低审计质量。由此，可以提出假设：
假设4：控股股东为国家股股东的上市公司偏向选择较低的审计质量。徐晓东（2006）认为，国有法人控股的企业与国家控股的企业相比，明显地具有本位利益，其所有者缺位的情况比国家控股的企业要好得多。另外，与国家委派的经理人相比，国有法人委派的经理人可能更了解企业运作的规律和市场信息，从而做出的决策具有更充分的信息支持，会计信息透明度高，易选择较高的审计质量。由此，可以提出假设：
假设5：控股股东为国有法人股股东的上市公司偏向选择较高的审计质量。对于非国有控股公司，如果控股股东持股比例较大，可能存在股东大会的“一言堂”、小股东“搭便车”等现象。控股股东为了追求自身利益最大化，就容易进行盈余管理、降低会计信息质量。因此，非国有控股公司更容易选择较低的审计质量。
二、研究设计
（一）变量设计
1、依存变量。本文选取已有研究中最常用的指标——盈余质量作为审计质量的替代变量，同时针对我国盈余管理严重的现状进行处理，采用横截面修正的Jones模型计算出的盈余质量来衡量审计质量。
国内外最常用的盈余管理质量计量方法是应计利润分离法，即将应计利润分离为正常性应计利润和非正常性应计利润。正常性应计利润反映了权责发生制会计本来的目的——提高财务信息的质量，使其能够更加准确地反映公司在特定时点的财务状况。因而，需要对交易事项发生时点与非主观现金收付时点不一致时所产生的差异进行恰当的调整。与正常性应计利润相对应，非正常性应计利润则是公司基于特定的目的，在某一或某些特定时期通过对财务报告的人为调整和对经济交易的安排创造出满足其需要的报告盈利。由于会计准则规定的这种会计人员的自由与灵活性，导致会计人员可以利用这种弹性在公认的会计准则约束的范围内完成，也可能超越公认会计准则的框架。由于非正常应计利润反映的并非全是经济现实，所以盈余管理研究的焦点就是如何将其与正常性应计利润区分开来。本文采用由Jones模型衍生出来的截面修正的Jones模型来计量和区分正常性及非正常性应计利润。截面修正的Jones模型中参数是用时间序列数据估计，正常性应计利润用事件期（即假设的盈余管理发生期）数据估计，其模型如下：
NADi/Ai=ai（1/Ai）+a2［（△REVi-△RECi）/Ai］+a3（PPEi/Ai） （1）
其中：NADi：公司i经过上期期末总资产调整后的公司i的正常性应计利润；△REVi：公司i当期主营业务收入和上期主营业务收入的差额；△RECi：公司i当期期末应收账款和上期期末应收账款的差额；PPEi：公司i当期期末厂房、设备等固定资产价值；Ai：公司i上期期末总资产。
模型（1）中ai，a2，a3是不同年份的特征参数，这些参数的估计值根据模型（2）运用经过行业分组的不同年份数据进行回归取得：
TAi/Ai=ai（1/Ai）+a2（△REVi/Ai）+a3（PPEi/Ai）+?着 （2）
TAi：公司当期的总应计利润。（用当期非经常性项目前利润与当期现金流量表中经营活动现金流量净额之差计算）
非正常性应计利润为：DAi=TAi/Ai－NDAi/Ai
2、解释变量。解释变量包括：第一大股东持股比例、股权集中度、股权制衡度和最终控制人性质。其中关于如何定义国家股、国有法人股、非国有股上市公司，本文借鉴黄建华（2007）的研究将国有股细分为国家股和国有法人股，研究国家股、国有法人股和非国有股三者之间的区别。
3、控制变量。公司的资本结构对投资者以及债权人关注的信息产生影响。对于负债水平高的公司，债权人会更关注审计质量，容易导致较高的审计质量。公司的业绩较好时，管理层一般会选择较高的审计质量，这样不但可以取得股东更多的信任，还可以提高公司声誉。因此，本文采用资产负债率和净资产收益率来表示财务状况。为了更好地研究假设变量，本文还设置了会计师事务所类型的控制变量，因为当企业选择国际四大会计师事务所组织审计时，则表明企业的诚信是可靠的，发生审计舞弊的可能性也会很小。
另外，与大量研究文献一样，本文以期末总资产面值的自然对数代表公司规模。公司规模越大，反映上市公司选择较高审计质量的能力，抵御因审计舞弊的能力越高，越不容易发生审计失败。
模型中各变量定义如表1所示。（表1）
（二）模型设定。基于上文分析，借鉴黄建华（2007）的研究结论，建立以下多元回归模型（模型略有改动，加入了股权结构变量和审计事务所类型变量BIG4），对本文的研究假设进行检验。
DA＝b0＋b1CS+b2CR5+b3Z+b4GOV1+b5GOV2+b6OPINION+b7LNS+b8BIG4+b9ROEt-1+b10LEV+?着
三、统计分析
（一）样本选取及描述统计。本文上市公司样本数据来自CSMAR和WIND数据库，其中股东情况、审计质量数据来自CSMAR数据库；部分控制变量数据来自WIND数据库。观测时间为2005～2007年，样本主要选取沪深两市A股上市公司公开数据，另外剔除了一些可能会影响研究结果的样本：（1）金融保险类上市公司；（2）被ST、PT的公司；（3）相关数据缺失的公司；（4）样本数少于30家的行业，包括传播与文化产业、综合类行业上市公司，最后得到总样本量2，905个，其中2005年度965家、2006年度953家、2007年度987家。
表2列示了2005～2007年度，上市公司非正常性应计利润的均值、标准差、最大值及最小值，以比较分析不同的样本年度之间盈余操纵程度的差异。（表2）
从表2中可以看出，盈余操纵程度在不同的样本年度间呈现出波动状态。在2005～2006年间盈余操纵程度有所加剧，均值由0.0634增加为0.0753；在2006～2007年间盈余操纵程度有所缓解，均值由0.0753减少为0.0702。（表3）
表3报告了全样本描述性统计。从全样本来看，第一大股东持股的均值与中值差异不大，有将近50%的上市公司第一大股东持股比例超过平均水平；但前五大股东持股比例之和的均值和中值分别为54.19%、58.32%，表明中国上市公司的股权集中的特征十分明显，有50%的上市公司股权集中度在58.32%以上；而第一大股东与第二大股东持股比例的比值，均值为27.7706，中值为3.9369，表明“一股独大”的现象比较严重，标准方差为78.273，表明各上市公司股权制衡水平波动范围较大；国有股均值和中位数分别为0.43和0，说明上市公司中约有43%的公司属于国有股控股，约有26%的公司属于国有法人控股；审计意见均值和中位数分别为0.535和1，说明有53.5%的上市公司被出具了非标准审计意见，标准差为0.5042，集中度较高。
（二）回归分析。上文分析了盈余程度和主要变量的描述性统计，下面将进行多元回归分析，做进一步检验。（表4）
1、变量解释。CS指第一大股东持股比例；CR5指前五大股东持股比例之和；Z为第一大股东与第二大股东持股比例的比值；GOV1指控股股东为国家股，哑变量；GOV2指控股股东为国有法人股，哑变量；OPINION指审计意见类型，标准无保留意见为0，否则为1；BIG4指审计事务所类型，“国际四大”取1，“非国际四大”取0；LNS指公司总资产对数，代表公司规模；ROEt-1指上年度净资产收益率；LEV指资产负债率。
2、*表示在10%的水平下显著，**表示在5%的水平下显著，***表示在1%的水平下显著（双尾检验）。
从表4的回归分析结果可以看出，方差膨胀因子VIF最大的不超过2，表明变量之间不存在多重共线性问题。D_W值接近2，假设检验模型调整后R2为0.489；F值在1%水平上显著，说明模型具有较强的解释力。
回归结果表明：上市公司第一大股东持股比例与盈余操纵程度在1%的水平下显著负相关，这个结果验证了假设1；股权集中度与审计质量的假设没有得到验证；股权制衡与盈余操纵程度显著负相关，验证了假设3；国家股控股与盈余操纵程度显著负相关，说明控股股东为国家股的上市公司，盈余操纵水平更低，相应地可能易选择较高的审计质量，拒绝假设4，其原因在于，我国股票市场作为一个新兴市场正处于转轨时期，在这种特殊时期，国有股控股充当了一个替代性的投资者保护角色。国有法人控股与盈余操纵程度显著负相关，与我们的预期假设5相一致。这说明，国有法人控股的上市公司委派的经理人可能具有更多的专业背景，他们更了解企业运作的规律和市场信息，从而做出的决策具有更充分的信息支持，会计信息透明度高。所以，与国家控股上市公司一样，该类公司也易选择较高的审计质量。
四、政策建议
针对研究结论，本文提出了以下几点政策建议：
（一）合理安排公司治理结构，正确对待“一股独大”。从本文的检验结果来看，“一股独大”并非盈余信息质量低劣的根源。任何事物都有其两面性，在当前我国法律和制度不够完善，对投资者利益保护较弱的情况下，股权过于分散的公司由于得不到来自市场有力的规导和约束，而中小股东又没有足够的能力对公司的经理人进行监督，企业必然面临着较高的代理成本，那种认为我国上市公司应采用类似美国、英国等国家高度分散的股权结构的观点是不成熟的。另外，过分强调大股东之间的权力制衡可能也是不合适的，大股东之间不仅可以相互制衡，还可能达成“合谋”，协同进行盈余管理，降低盈余质量。因此，应根据我国市场的发展现状，合理安排公司治理结构，正确对待而非盲目排斥“一股独大”。
（二）完善市场秩序、法律体系与管制制度，为国有股的顺利减持和退出创造条件。在中国证券市场的发展过程中，形成了国有控股上市公司占主体的结构特征。正是这一特征被理论界视为证券市场的原罪。人们普遍认为，近年来上市公司经营暴露的种种问题，诸如包装上市、控股股东通过关联交易挖空上市公司、虚造业绩以及操纵股价和内幕交易等，根源就在于国有股的“一股独大”。实际上，这种批评背后隐含的前提是以成熟市场经济国家的证券市场作为比较和评价中国证券市场的基准。提高上市公司盈余信息质量的当务之急不应是减持国有股，而应该是完善市场秩序、法律体系与管制制度。只有完善了市场机制、提高了公司盈余质量，才能降低公司的盈余操纵水平，促使上市公司选择较高的审计质量。
（三）完善注册会计师市场监管机制和自律机制，提高审计质量。从大量揭露出的违规操纵事件个案反映出有关当局基本不存在真正意义上对利润操纵行为的监管和执法，而本文研究结果表明，注册会计师在很大程度上，对公司的盈余操纵行为持忽视和容忍的态度，不能很好地揭露会计信息虚假情况。究其原因，主要是由于市场监管和自律机制不够健全，违规的风险和成本较低。因此，政府应完善市场机制，建立严格的会计职业环境，增加违规成本，以提高审计质量。
（作者单位：新疆北方机械化筑路工程处）
主要参考文献：
[1]黄建华.第一大股东控股与盈余信息质量实证研究（博士学位论文）.四川：西南财经大学，2007.8.
[2]徐晓东，陈小悦.第一大股东对公司治理、企业业绩的影响分析.经济研究，2003.2.
[3]徐晓东.公司治理与第一大股东的所有权.大连：东北财经大学出版社，2006.
[4]蔡春，黄益健，赵莎.关于审计质量对盈余管理影响的实证研究.审计研究，2005.2.
[5]Berle&Means.G.The Modern Corporation and Private Property[M].MacMillan，New York，1932.
[6]Dodd，P.N.Qualified audit Opinions and stock Prices：information content，announcement. |
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