終極控制人、事務(wù)所變更與審計(jì)質(zhì)量
——來(lái)自中國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

毛麗娟，陶 蕾

(上海大學(xué) 管理學(xué)院，上海 200444)

一、 引言

審計(jì)質(zhì)量受審計(jì)供給和審計(jì)需求的共同影響，高質(zhì)量審計(jì)供給與審計(jì)需求的結(jié)合是有效發(fā)揮審計(jì)作用、促進(jìn)證券市場(chǎng)健康發(fā)展、實(shí)現(xiàn)資源有效配置的重要前提。從審計(jì)供給上看，多年來(lái)通過(guò)政府政策引導(dǎo)、行業(yè)規(guī)范以及事務(wù)所脫鉤改制、事務(wù)所合并等舉措，我國(guó)審計(jì)市場(chǎng)已經(jīng)具備了提供高質(zhì)量審計(jì)服務(wù)的能力。表1列示了2006—2010年我國(guó)選擇高質(zhì)量事務(wù)所提供審計(jì)服務(wù)的上市公司數(shù)量。從審計(jì)需求上看，如果以事務(wù)所規(guī)模和聲譽(yù)作為審計(jì)質(zhì)量的衡量指標(biāo)，我國(guó)資本市場(chǎng)對(duì)高質(zhì)量審計(jì)的需求雖有提高，但仍存在進(jìn)一步提升的空間。

表1 “大所”審計(jì)的上市公司數(shù)量年度分布情況

由于審計(jì)供給在一定程度上受審計(jì)需求的影響，而審計(jì)需求在微觀層面上體現(xiàn)了上市公司對(duì)其主審事務(wù)所的選擇，因此誰(shuí)擁有事務(wù)所的實(shí)質(zhì)選擇權(quán)，其進(jìn)行選擇的動(dòng)機(jī)、目的、控制手段以及影響結(jié)果是什么，將直接決定審計(jì)市場(chǎng)需求的整體質(zhì)量。

我國(guó)在從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)軌的過(guò)程中，資本市場(chǎng)獨(dú)特的股票發(fā)行審核制度和企業(yè)改制方式造就了企業(yè)大股東的絕對(duì)控股地位，上市公司呈現(xiàn)出股權(quán)高度集中、國(guó)有股“一股獨(dú)大”等特征。同時(shí)，企業(yè)通過(guò)資產(chǎn)剝離的上市方式，形成了大量未上市的集團(tuán)公司，這些集團(tuán)公司與上市公司之間形成了金字塔結(jié)構(gòu)的企業(yè)組織形式[1]：終極控制人占據(jù)著金字塔頂端，通過(guò)一條或多條控制鏈對(duì)上市公司實(shí)施實(shí)際控制。已有經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，終極控制人對(duì)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)、財(cái)務(wù)決策均具有實(shí)質(zhì)性的控制權(quán)[2-6]。那么，作為企業(yè)經(jīng)營(yíng)的實(shí)質(zhì)控制者，終極控制人對(duì)公司的審計(jì)師選擇是否同樣具有決定權(quán)，進(jìn)而影響到審計(jì)市場(chǎng)整體的需求質(zhì)量？同時(shí)，作為一種隱性的制度安排，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)影響著資源配置，促使產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同的企業(yè)利益機(jī)制存在著差異，那么，終極控制人性質(zhì)不同的企業(yè)是否也具有不同的事務(wù)所選擇動(dòng)機(jī)？對(duì)這些問(wèn)題的探討，不僅能夠在理論上理清終極控制人對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響，而且可以從需求角度尋求提高審計(jì)質(zhì)量的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，為提高上市公司的審計(jì)質(zhì)量和資本市場(chǎng)資源配置功能、保護(hù)我國(guó)中小投資者以及完善證券監(jiān)管部門的相關(guān)法規(guī)制度提供參考。

本文以2006—2010年我國(guó)A股上市公司作為研究樣本，借助事務(wù)所變更這一動(dòng)態(tài)變量，從事務(wù)所選擇的角度考察終極控制人及其性質(zhì)對(duì)我國(guó)上市公司獨(dú)立審計(jì)質(zhì)量的影響。研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)上市公司終極控制人及其性質(zhì)的變更均會(huì)導(dǎo)致其主審會(huì)計(jì)師事務(wù)所的變更，進(jìn)一步地，當(dāng)終極控制人性質(zhì)由非國(guó)家控制人變更為國(guó)家控制人時(shí)，會(huì)計(jì)師事務(wù)所會(huì)由高質(zhì)量所變更為低質(zhì)量所。本文的研究結(jié)論證明，終極控制人及其性質(zhì)是影響我國(guó)上市公司審計(jì)質(zhì)量的重要因素之一。

本文后續(xù)安排如下：第二部分是文獻(xiàn)綜述；第三部分結(jié)合我國(guó)制度背景對(duì)本文的研究問(wèn)題進(jìn)行理論分析，并提出研究假設(shè)；第四部分是實(shí)證研究方法設(shè)計(jì)，包括樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源、檢驗(yàn)?zāi)Ｐ秃妥兞吭O(shè)定；第五部分是實(shí)證結(jié)果和分析；最后是本文的研究結(jié)論。

二、 文獻(xiàn)綜述

與歐美成熟市場(chǎng)不同，在中國(guó)等新興市場(chǎng)，股東與經(jīng)理層之間的第一類代理問(wèn)題并不嚴(yán)重，在股權(quán)結(jié)構(gòu)高度集中的情況下，公司治理的主要方面是控股股東與中小股東之間的第二類代理問(wèn)題。亞洲金融危機(jī)之后，如何制約上市公司終極控制人對(duì)少數(shù)股東的利益侵占成為學(xué)術(shù)界研究的焦點(diǎn)。

根據(jù)La Porta等的定義，從上市公司的第一大股東開(kāi)始，沿著控制鏈條逐層向上追溯即可得到終極控股股東[7]。Anderson和Reeb的研究發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)國(guó)家都存在終極控制人控制的情況[8]。多數(shù)研究表明，終極控制人對(duì)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)、財(cái)務(wù)決策具有實(shí)質(zhì)性的控制權(quán)。為此，我國(guó)證監(jiān)會(huì)于2001年開(kāi)始規(guī)定，上市公司在年報(bào)披露控股股東的同時(shí)還必須披露終極控制人的信息，終極控制人所有權(quán)結(jié)構(gòu)已經(jīng)成為上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的重要特征之一?，F(xiàn)有研究從終極控制人的不同方面考察了其對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響，包括終極控制人性質(zhì)、控制權(quán)比例、控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的偏離程度、控制鏈長(zhǎng)度等與審計(jì)需求的關(guān)系。以下我們著重對(duì)終極控制人性質(zhì)與審計(jì)需求的關(guān)系進(jìn)行分析和文獻(xiàn)回顧。

我國(guó)上市公司不僅普遍存在著終極控股股東，而且還多具有國(guó)家控制的典型特征(見(jiàn)下頁(yè)表2)。當(dāng)終極控制人為國(guó)家時(shí)，第一，國(guó)家控制人在控制某家上市公司的同時(shí)一般還會(huì)擁有或控制其他上市公司，負(fù)有行政職能的它們一般不會(huì)直接參與上市公司的日常經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，導(dǎo)致國(guó)有控股股東的缺位，其本身也成了代理人。相對(duì)于非國(guó)家控制人，國(guó)家控制人主要不是追求經(jīng)濟(jì)目標(biāo)而是強(qiáng)調(diào)多元化經(jīng)營(yíng)，是“不完全股東”，其侵占中小股東和上市公司的動(dòng)機(jī)比非國(guó)家控制人弱[9]，代理成本低，對(duì)高質(zhì)量審計(jì)的需求也較低。第二，由于政府掌握著許多關(guān)鍵性資源，國(guó)家控制的上市公司更容易得到幫助，尤其是在經(jīng)營(yíng)狀況不佳時(shí)，政府一方面幫助公司度過(guò)財(cái)務(wù)困境，另一方面也干預(yù)外部審計(jì)以防止“非標(biāo)”意見(jiàn)的出具?；谝陨戏治?，國(guó)家控制的上市公司缺乏對(duì)高質(zhì)量審計(jì)的需求。

Wang、Wong和Xia的研究認(rèn)為，公司與政府的聯(lián)系降低了獨(dú)立審計(jì)需求，國(guó)有公司為了獲利而與地方性小會(huì)計(jì)師事務(wù)所合謀，通常傾向于選擇地方性小會(huì)計(jì)師事務(wù)所，政治聯(lián)系降低了獨(dú)立審計(jì)的信號(hào)和保險(xiǎn)功能[10]。張奇峰研究了政府管制、公司控制權(quán)安排與獨(dú)立審計(jì)需求之間的關(guān)系，結(jié)果表明，上市公司選擇國(guó)際“四大”進(jìn)行審計(jì)與控股股東的國(guó)有身份顯著負(fù)相關(guān)[11]。陳冬、陳平、唐建新以2001—2006年間通過(guò)控制權(quán)轉(zhuǎn)移實(shí)現(xiàn)國(guó)有股份民營(yíng)化的上市公司為研究對(duì)象，分析民營(yíng)化對(duì)上市公司選擇會(huì)計(jì)師事務(wù)所的影響，研究發(fā)現(xiàn)民營(yíng)化后上市公司對(duì)會(huì)計(jì)師事務(wù)所的選擇發(fā)生了變更：民營(yíng)化后上市公司的實(shí)際控制人為外資時(shí)，上市公司對(duì)事務(wù)所的選擇由小所變更為大所；民營(yíng)化前實(shí)際控制人是中央政府的上市公司在民營(yíng)化后明顯選擇了小事務(wù)所[12]。劉成立在考察政府干預(yù)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與審計(jì)治理效應(yīng)的關(guān)系時(shí)得出結(jié)論：政府干預(yù)會(huì)降低外部審計(jì)的治理效應(yīng)，相對(duì)于民營(yíng)上市公司而言，政府控制的上市公司被出具“非標(biāo)”審計(jì)意見(jiàn)的概率更低[13]。但是，王艷艷通過(guò)對(duì)最終控制人的性質(zhì)進(jìn)行細(xì)分，得出的結(jié)論卻是：中央政府控制的上市公司存在選擇高質(zhì)量事務(wù)所的動(dòng)機(jī)，地方政府控制的上市公司存在選擇地方小所的動(dòng)機(jī)，非政府控制的上市公司存在選擇國(guó)家層面大所的動(dòng)機(jī)[14]。

表2 終極控制人類型和股權(quán)集中度年度分布情況表

數(shù)據(jù)來(lái)源：根據(jù)國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)所確定的本文研究樣本統(tǒng)計(jì)的結(jié)果。

通過(guò)上述分析可知，關(guān)于終極控制人性質(zhì)與審計(jì)需求關(guān)系的研究尚無(wú)定論，已有的一些研究結(jié)論尚不統(tǒng)一，原因是作為上市公司終極控制人的政府，其政治身份所肩負(fù)的社會(huì)責(zé)任以及對(duì)上市公司起著“幫助之手”和“掠奪之手”的作用，導(dǎo)致其對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響愈加復(fù)雜?；诖?，本文從上市公司對(duì)會(huì)計(jì)師事務(wù)所選擇這一研究視角出發(fā)，引入事務(wù)所變更這一中間變量，分別考察終極控制人變更、終極控制人性質(zhì)變更對(duì)上市公司會(huì)計(jì)師事務(wù)所變更的影響，并進(jìn)一步考察終極控制人性質(zhì)變更方向與審計(jì)質(zhì)量變更方向的關(guān)系，以便更為清晰地理清終極控制人與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系。

三、 制度背景和研究假說(shuō)

圖1 終極控制人對(duì)上市公司事務(wù)所選擇的影響

從公司治理理論上看，外部審計(jì)事務(wù)所的聘任權(quán)應(yīng)當(dāng)掌握在股東手中，由股東聘請(qǐng)事務(wù)所對(duì)上市公司管理當(dāng)局進(jìn)行審計(jì)。對(duì)此我國(guó)監(jiān)管機(jī)構(gòu)也做過(guò)類似的規(guī)定，例如，中國(guó)證監(jiān)會(huì)分別于1996年發(fā)布《關(guān)于上市公司聘用、更換會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)事務(wù)有關(guān)問(wèn)題的通知》、2000年修訂發(fā)布《上市公司股東大會(huì)規(guī)范意見(jiàn)》、2002年頒布《上市公司治理準(zhǔn)則》等文件都明確規(guī)定，會(huì)計(jì)師事務(wù)所的聘任權(quán)力歸股東所有，由董事會(huì)下屬的審計(jì)委員會(huì)提議聘請(qǐng)或更換外部審計(jì)機(jī)構(gòu)。但在實(shí)踐中，我國(guó)許多企業(yè)普遍的“內(nèi)部人”控制現(xiàn)象使得上市公司高管成為事務(wù)所實(shí)際上的客戶，并對(duì)事務(wù)所聘任決策產(chǎn)生影響[15]。此外，我國(guó)大部分上市公司是由國(guó)有企業(yè)改制上市，上市公司大多是金字塔控股結(jié)構(gòu)，最終控制人占據(jù)著金字塔頂端，并通過(guò)多條控制鏈對(duì)上市公司實(shí)施實(shí)際控制。金字塔的控制結(jié)構(gòu)使得我國(guó)大部分上市公司的股東大會(huì)、董事會(huì)及管理層被終極控制人控制，事務(wù)所選聘的權(quán)利最終落到了終極控制人手中。Bebchuk等將終極控制人對(duì)審計(jì)師選擇的影響概括為下圖1[16]。

與此同時(shí)，上市公司的控制權(quán)轉(zhuǎn)移以及高管變更現(xiàn)象也為本文的研究提供了契機(jī)。終極控制人作為上市公司的實(shí)際控制者，其變化極可能帶來(lái)包括事務(wù)所變更在內(nèi)的一系列公司其他事項(xiàng)的轉(zhuǎn)變。劉繼紅等指出，公司更換會(huì)計(jì)師事務(wù)所有可能是因?yàn)楣究刂茩?quán)轉(zhuǎn)移導(dǎo)致管理層變動(dòng)，從而導(dǎo)致公司與會(huì)計(jì)師事務(wù)所簽訂的審計(jì)合約發(fā)生變化[17]。由此，我們提出假說(shuō)H1a。

H1a：終極控制人變更會(huì)導(dǎo)致會(huì)計(jì)師事務(wù)所變更。

審計(jì)能引導(dǎo)資源配置，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)作為一種隱性的制度安排也引導(dǎo)著資源配置，促使產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同的企業(yè)利益機(jī)制存在差異。上市公司終極控制人根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)可以分為國(guó)家控制人和非國(guó)家控制人，由于決定著資源配置的最終控制人也會(huì)影響到審計(jì)師資源的配置，因而產(chǎn)權(quán)性質(zhì)這種更基礎(chǔ)的契約安排會(huì)對(duì)審計(jì)這一顯性的契約安排產(chǎn)生影響。具體來(lái)說(shuō)，一方面，由于終極控制人性質(zhì)不同的公司在經(jīng)營(yíng)目標(biāo)、管理方式以及受政府幫助程度(如融資)等方面都不相同，當(dāng)終極控制人性質(zhì)發(fā)生變更時(shí)，上市公司的特征也會(huì)發(fā)生變更，變更前公司與事務(wù)所簽訂的審計(jì)契約可能不符合變更后公司現(xiàn)有審計(jì)服務(wù)需求者的要求，進(jìn)而產(chǎn)生新的審計(jì)需求，從理論上講公司就有可能會(huì)變更事務(wù)所來(lái)滿足當(dāng)前控制者的審計(jì)需求；另一方面，當(dāng)終極控制人性質(zhì)發(fā)生變更時(shí)，公司的管理、治理等方面有可能會(huì)發(fā)生“激烈的”人事變動(dòng)，如引入新股東、變更管理層等，作為公司外部治理機(jī)制的一個(gè)組成部分，審計(jì)事務(wù)所很可能會(huì)變更為更符合新利益團(tuán)體“需求”的新事務(wù)所。圖2為終極控制人性質(zhì)與事務(wù)所選擇的關(guān)系。

圖2 終極控制人性質(zhì)與上市公司事務(wù)所選擇的關(guān)系

陳蓮英以契約理論作為分析工具，并且以2004—2007年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了檢驗(yàn)，認(rèn)為當(dāng)終極控制人性質(zhì)發(fā)生變更時(shí)，企業(yè)與事務(wù)所之間簽訂的契約會(huì)發(fā)生變化，從而產(chǎn)生新的審計(jì)需求，進(jìn)而導(dǎo)致事務(wù)所變更[18]。根據(jù)上文的理論推導(dǎo)以及已有經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，本文提出假說(shuō)H1b。

H1b：終極控制人性質(zhì)變更會(huì)導(dǎo)致會(huì)計(jì)師事務(wù)所的變更。

終極控制人性質(zhì)不同的公司因其利益機(jī)制、融資約束、委托代理方式存在著差異而具有不同的事務(wù)所選擇動(dòng)機(jī)，同時(shí)，不同規(guī)模、聲譽(yù)的事務(wù)所執(zhí)業(yè)能力也不相同，上述因素最終導(dǎo)致了審計(jì)質(zhì)量的差異性。在我國(guó)，終極控制人性質(zhì)為國(guó)家的公司占66.02%(參見(jiàn)表2)。當(dāng)終極控制人性質(zhì)為國(guó)家時(shí)，首先，從其自身利益追求來(lái)看，作為終極控制人的政府并不是一個(gè)以追求經(jīng)濟(jì)利益最大化為目標(biāo)的“經(jīng)濟(jì)人”，它所追求的是行政職位的升遷、更多的在職消費(fèi)機(jī)會(huì)、更多的榮譽(yù)和自我價(jià)值的實(shí)現(xiàn)，因而可能會(huì)置公司和其他相關(guān)者的利益于不顧，在任職的公司之間進(jìn)行關(guān)聯(lián)交易，對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)表進(jìn)行盈余管理，為自身謀取利益。其次，從融資約束上看，政府掌控著資源的配置，這使得國(guó)家控制的上市公司更容易從資本市場(chǎng)獲得融資，而且由于國(guó)家控制的公司經(jīng)營(yíng)狀況關(guān)系到政府的業(yè)績(jī)，因而更容易獲得財(cái)政補(bǔ)貼等政府的重點(diǎn)扶持，審計(jì)結(jié)果對(duì)國(guó)家控制的公司而言變得相對(duì)不重要。最后，從委托代理方式上看，作為終極控制人的國(guó)家，其委托人的身份是不合格的：一方面，國(guó)家的最終所有者——全體公民，缺乏監(jiān)督公司的動(dòng)力和機(jī)制；另一方面，被國(guó)家委托實(shí)行監(jiān)督職能的、負(fù)有行政職能的政府機(jī)關(guān)(如國(guó)資委、各級(jí)政府部門)一般不會(huì)直接參與上市公司的日常經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，這導(dǎo)致國(guó)有控股股東的缺位，政府本身也成了代理人，從而弱化了其監(jiān)督職能。綜上，我們認(rèn)為，國(guó)家控制的上市公司不具有對(duì)高質(zhì)量審計(jì)的需求，結(jié)合事務(wù)所變更這一中間變量，本文提出假說(shuō)H2。

H2：當(dāng)企業(yè)終極控制人性質(zhì)由非國(guó)家控制人變更為國(guó)家控制人時(shí)，會(huì)選擇由高質(zhì)量的事務(wù)所變更為低質(zhì)量的事務(wù)所。

四、 檢驗(yàn)?zāi)Ｐ秃妥兞吭O(shè)定

(一) 樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

為檢驗(yàn)上文提出的研究假說(shuō)，本文選取2006—2010年在上交所和深交所掛牌上市的所有A股公司作為研究對(duì)象，得到歷年總樣本6426個(gè)，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行了篩選(參見(jiàn)下頁(yè)表3)，共得到2006—2010年上市公司的有效觀測(cè)值4094個(gè)。

此外，對(duì)于事務(wù)所變更變量的判斷，本文參照了張鳴等的做法[19]，對(duì)事務(wù)所的更名、合并、重組信息進(jìn)行整理，這些事項(xiàng)屬于事務(wù)所經(jīng)營(yíng)規(guī)模的調(diào)整，其經(jīng)濟(jì)實(shí)質(zhì)并未改變，由此帶來(lái)的主審單位變化并不屬于本文界定的審計(jì)師變更范疇。

本文所使用的數(shù)據(jù)均來(lái)自于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

(二) 模型設(shè)計(jì)和變量設(shè)定

1. 為驗(yàn)證假說(shuō)H1a，本文建立模型1a，并采用Logistic回歸進(jìn)行分析：

LOGIT(SWITCH=1)=α0+α1C_CH+α2FEER+α3OPINION+α4AQ+α5AC+α6MNC+α7ALIEN+α8TOP1+α9ROE+α10SIZE+α11PRE07+ε

(1a)

其中，α0為截距，α1—α11為系數(shù)，ε為殘差。模型中各變量的含義如下。

因變量SWITCH為上市公司是否變更會(huì)計(jì)師事務(wù)所的虛擬變量，如果上市公司年報(bào)所披露的事務(wù)所與前一會(huì)計(jì)年度不同，則SWITCH取1，否則取0。

主要自變量C_CH為終極控制人是否變更的虛擬變量，如果上市公司年報(bào)所披露的終極控制人與上年不同，則C_CH取1，否則為0。

本文控制變量的選取借鑒了以往的研究[20-28]，本文在模型1a中控制了以下兩類變量。一類是與事務(wù)所變更相關(guān)的控制變量，包括：審計(jì)費(fèi)用變化率FEER，我們用上年度審計(jì)費(fèi)用與當(dāng)年審計(jì)費(fèi)用之比表示；OPINION為事務(wù)所變更前一年的審計(jì)意見(jiàn)類型，如果是非標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見(jiàn)則OPINION取1，否則取0；上年度審計(jì)質(zhì)量水平AQ，如果上年度審計(jì)事務(wù)所為國(guó)際“四大”，則AQ取值1，否則取0；簽字會(huì)計(jì)師是否變更AC，如果事務(wù)所變更當(dāng)年簽字審計(jì)師發(fā)生變更，取值1，否則取0；公司高管是否變更MNC，如果與上年相比，高管發(fā)生變更，取值1，否則取0；事務(wù)所是否異地審計(jì)的變量ALIEN，上年會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)業(yè)務(wù)覆蓋的地區(qū)與上市公司的注冊(cè)地相比，如果同城取值1，否則為0。另一類控制變量是控制公司基本特征以及內(nèi)外部治理情況的相關(guān)變量，包括：股權(quán)集中度，用第一大股東持股比例衡量；ROE為公司凈資產(chǎn)收益率；Size為企業(yè)期末賬面總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)。此外，由于本研究樣本區(qū)間為2006—2010年，考慮到2007年會(huì)計(jì)制度變遷對(duì)回歸結(jié)果可能帶來(lái)的影響，我們還在模型中加入了制度變量PRE07，用以控制固定效應(yīng)的影響。

根據(jù)假說(shuō)H1a，本文關(guān)注C_CH的回歸系數(shù)α1。若α1顯著大于0，則表明上市公司最終控制人變更與會(huì)計(jì)師事務(wù)所變更頻率正相關(guān)，即最終控制人變更可能導(dǎo)致會(huì)計(jì)師事務(wù)所的變更。

2. 為驗(yàn)證假說(shuō)H1b，我們建立模型1b，采用Logistic回歸進(jìn)行分析：

LOGIT(SWITCH=1)=β0+β1CC_CH+β2FEER+β3OPINION+β4AQ+β5AC+β6MNC+β7ALIEN+β8TOP1+β9ROE+β10SIZE+β11PRE07+ξ

(1b)

其中，β0為截距，β1—β11為系數(shù)，ξ為殘差。模型中各變量的含義如下。

因變量同模型1a中因變量。

主要自變量為終極控制人性質(zhì)變更變量CC_CH，本文將終極控制人性質(zhì)分為國(guó)家控制人和非國(guó)家控制人兩大類，將國(guó)家控制人以外的類型統(tǒng)稱為非國(guó)家控制人，如果當(dāng)年與上年相比終極控制人性質(zhì)發(fā)生變更，變量CC_CH取1值，否則取0值。

控制變量的選取和定義均同模型1a。

根據(jù)假說(shuō)H1b，本文關(guān)注CC_CH的回歸系數(shù)β1。若β1顯著大于0，則表明上市公司最終控制人性質(zhì)的變更與會(huì)計(jì)師事務(wù)所變更頻率正相關(guān)，即最終控制人性質(zhì)變更可能導(dǎo)致會(huì)計(jì)師事務(wù)所的變更。

3. 為研究假說(shuō)H2，本文建立模型2，采用Logistic回歸進(jìn)行分析：

LOGIT(Type=1)=γ0+γ1NATION+γ2FEER+γ3OPINION+γ4TOP1+γ5TUNNEL+γ6ROE+γ7SIZE+γ8PRE07+η

(2)

其中，γ0為截距，γ1—γ8為系數(shù)，η為殘差。模型中各變量的含義如下。

因變量為審計(jì)質(zhì)量的變更方向變量Type，根據(jù)現(xiàn)有理論和相關(guān)研究以及基于數(shù)據(jù)可獲取性的考慮，本文選擇會(huì)計(jì)師事務(wù)所規(guī)模作為審計(jì)質(zhì)量的替代變量，將上市公司由大規(guī)模的事務(wù)所(用“四大”代替)審計(jì)變更為小規(guī)模的事務(wù)所(用“非四大”代替)審計(jì)視為審計(jì)質(zhì)量的降低，Type取1，反之Type取0。

主要自變量為終極控制人性質(zhì)變更方向NATION，如果終極控制人性質(zhì)由非國(guó)家控制人變更為國(guó)家控制人，取1值，否則為0。

控制變量中，考慮到具有利益輸送行為的企業(yè)更傾向于選擇低質(zhì)量事務(wù)所，本文設(shè)定TUNNEL變量，采用應(yīng)收賬款、預(yù)付賬款和其他應(yīng)收款之和與總資產(chǎn)的比值作為企業(yè)大股東對(duì)公司的資金占用及關(guān)聯(lián)交易情況的替代變量。其他控制變量的選取和定義均同模型1a。

根據(jù)假說(shuō)H2，本文關(guān)注NATION的回歸系數(shù)γ1。若γ1顯著大于0，則表明上市公司最終控制人性質(zhì)由非國(guó)家控制人變更為國(guó)家控制人時(shí)，會(huì)傾向于選擇由高質(zhì)量的事務(wù)所變更為低質(zhì)量的事務(wù)所。

①本文將董事長(zhǎng)和總經(jīng)理作為高管的替代變量，當(dāng)董事長(zhǎng)或總經(jīng)理與上年相比發(fā)生變化，視為公司高管變更。

②上市公司的注冊(cè)地參見(jiàn)公司的年報(bào)；事務(wù)所審計(jì)業(yè)務(wù)覆蓋地區(qū)包括事務(wù)所的注冊(cè)地和分所所在地，數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)注冊(cè)會(huì)計(jì)師行業(yè)管理信息系統(tǒng)網(wǎng)站(http://219.239.196.201/cicpa2_web/goto/nomsg/DNA_XH/default.shtml)。

表4匯總了上述檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭懈鱾€(gè)變量的定義。

表4 變量定義及符號(hào)預(yù)測(cè)

五、 實(shí)證結(jié)果和分析

(一) 終極控制人及其性質(zhì)變更與事務(wù)所變更關(guān)系(假說(shuō)H1a和H1b)的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

1. 描述性統(tǒng)計(jì)

下頁(yè)表5描述了終極控制人和事務(wù)所交叉變更的情況。從表中可以看出，2006—2010年間，終極控制人發(fā)生變更的有417個(gè)觀測(cè)值，事務(wù)所發(fā)生變更的有1012個(gè)觀測(cè)值。終極控制人和事務(wù)所同時(shí)發(fā)生變更的有124個(gè)觀測(cè)值，占終極控制人變更總數(shù)的29.74%，這表明終極控制人發(fā)生變更的觀測(cè)值中有將近1/3的觀測(cè)值發(fā)生了事務(wù)所變更，初步說(shuō)明了終極控制人變更與事務(wù)所變更具有一定的內(nèi)在聯(lián)系，符合H1a的假設(shè)。

結(jié)合產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異性，本文根據(jù)我國(guó)終極控制人性質(zhì)的不同將樣本公司分為兩類——國(guó)家控制人和非國(guó)家控制人，表6描述了終極控制人性質(zhì)變更與事務(wù)所變更交叉關(guān)系的情況。從中可以看出，樣本公司中終極控制人性質(zhì)發(fā)生變更的觀測(cè)值共有106個(gè)，在終極控制人性質(zhì)發(fā)生變更的觀測(cè)值中，事務(wù)所也發(fā)生變更的有34個(gè)，占終極控制人性質(zhì)變更樣本的32.08%，說(shuō)明在終極控制人性質(zhì)發(fā)生變更的公司中有

超過(guò)1/3的公司事務(wù)所也發(fā)生變更，可以初步說(shuō)明終極控制人性質(zhì)變更與事務(wù)所變更具有一定的內(nèi)在關(guān)系，與H1b的預(yù)期相符。接下來(lái)，我們將進(jìn)一步進(jìn)行多元回歸分析。

2. 多元回歸分析

表7中的Panel A提供了終極控制人變更對(duì)事務(wù)所變更影響(假設(shè)H1a)的回歸分析結(jié)果。如表所示，主要解釋變量終極控制人變更(C_CH)的系數(shù)顯著為正，表明終極控制人對(duì)事務(wù)所選擇具有控制權(quán)，其變更是事務(wù)所變更的一個(gè)重要驅(qū)動(dòng)因素，這與假說(shuō)H1a相一致。關(guān)于控制變量的回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，上期審計(jì)收費(fèi)越高、上期收到“非標(biāo)”審計(jì)意見(jiàn)、簽字會(huì)計(jì)師發(fā)生變更、上期進(jìn)行異地審計(jì)、股權(quán)集中度越高的上市公司，更換會(huì)計(jì)師事務(wù)所的可能性越大；而上年度審計(jì)質(zhì)量水平與事務(wù)所變更則呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。這些結(jié)果與已有的研究基本一致，并且這些特征大多反映了公司的機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)。

注：括號(hào)內(nèi)為P值；*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著，下同。

表7中的Panel B提供了終極控制人性質(zhì)變更對(duì)事務(wù)所變更影響(假設(shè)H1b)的回歸分析結(jié)果。如表所示，主要解釋變量終極控制人性質(zhì)變更(CC_CH)的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明產(chǎn)權(quán)性質(zhì)這一隱性的制度安排對(duì)審計(jì)這一顯性的契約具有顯著影響，終極控制人性質(zhì)變更會(huì)導(dǎo)致上市公司事務(wù)所的變更，驗(yàn)證了我們的假設(shè)H1b。其他變量的回歸結(jié)果與模型1a的回歸結(jié)果基本一致。

為防止模型變量之間存在多重共線性，本文進(jìn)行了多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果表明：在模型1a中，各變量容差的最小值為0.79，最大值為0.995；在模型1b中，各變量容差的最小值為0.791，最大值為0.995，均接近于1；模型1a中VIF最大值為1.266，模型1b中VIF的最大值是1.264，均小于10。分析結(jié)果表明在兩個(gè)模型中，各變量之間不存在多重共線性，不會(huì)對(duì)Logistic回歸結(jié)果產(chǎn)生影響。

(二) 終極控制人性質(zhì)變更方向?qū)κ聞?wù)所變更方向影響(假說(shuō)H2)的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

1. 描述性統(tǒng)計(jì)

表8列示了模型2中各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，從中可以看出：事務(wù)所由“四大”變更為“非四大”(Type)的有21家，終極控制人性質(zhì)由非國(guó)家控制人變更為國(guó)家控制人(NATION)的有44家。此外，本文發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度變量(TOP1)的均值是36.321，標(biāo)準(zhǔn)差是15.469，說(shuō)明我國(guó)上市公司股權(quán)高度集中，且波動(dòng)較大，因此公司存在的代理沖突主要是第二類代理沖突；大股東資金占用和關(guān)聯(lián)交易(TUNNEL)變量的極大值是0.928，均值是0.854，說(shuō)明很多公司的應(yīng)收款項(xiàng)占了總資產(chǎn)的大多數(shù)，企業(yè)大股東的“掏空”行為嚴(yán)重。接下來(lái)，我們將進(jìn)一步進(jìn)行多元回歸分析。

2. 多元回歸分析

表9提供了終極控制人性質(zhì)變更方向?qū)ι鲜泄緦徲?jì)質(zhì)量變更影響(假說(shuō)H2)的回歸檢驗(yàn)結(jié)果，該結(jié)果表明：主要解釋變量NATION的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明當(dāng)上市公司終極控制人性質(zhì)由非國(guó)家控制人變更為國(guó)家控制人時(shí)，公司會(huì)傾向于將事務(wù)所由大規(guī)模所變更為小規(guī)模所，即國(guó)家控制的上市公司審計(jì)質(zhì)量更低，驗(yàn)證了假說(shuō)H2。此外，控制變量中，上期審計(jì)費(fèi)用高、公司資產(chǎn)規(guī)模大、股權(quán)集中程度高、大股東利益輸送行為嚴(yán)重的上市公司更傾向于將事務(wù)所由大規(guī)模所變更為小規(guī)模所，這些結(jié)果與已有的研究基本一致。

結(jié)合前文的實(shí)證結(jié)果，本文發(fā)現(xiàn)，終極控制人發(fā)生變更的上市公司更傾向于變更其會(huì)計(jì)師事務(wù)所，并且終極控制人的性質(zhì)變更是導(dǎo)致事務(wù)所變更的主要因素。進(jìn)一步地，當(dāng)終極控制人性質(zhì)由非國(guó)家控制人變更為國(guó)家控制人時(shí)，公司會(huì)出于機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)而傾向于選擇低質(zhì)量事務(wù)所。由此我們可以得出結(jié)論：終極控制人及其性質(zhì)是影響我國(guó)上市公司審計(jì)質(zhì)量的重要因素之一。

為防止變量間的多重共線性，本文還做了多重共線性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明：各變量間容差的最小值是0.849，最大值是0.996，均接近于1，VIF的最大值是1.098，小于10，說(shuō)明變量間不存在多重共線性。

(四) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文嘗試了如下敏感性檢驗(yàn)。

1. 對(duì)變量極值進(jìn)行處理。本文對(duì)所有連續(xù)變量上下兩邊各5%的觀測(cè)值進(jìn)行極值處理(Winsorize)或者采用刪除雙側(cè)各1%觀測(cè)值進(jìn)行極值處理，重新檢驗(yàn)上述假說(shuō)，結(jié)論不變。

2. 改變審計(jì)質(zhì)量的定義。吳聯(lián)生和劉慧龍對(duì)我國(guó)1999—2007年間學(xué)者研究審計(jì)質(zhì)量時(shí)使用的替代變量進(jìn)行了總結(jié)，主要有審計(jì)收費(fèi)、審計(jì)師選擇、審計(jì)意見(jiàn)類型、盈余質(zhì)量以及公司治理指標(biāo)等[27]。本文認(rèn)為，審計(jì)收費(fèi)越高，審計(jì)資源投入越多，發(fā)現(xiàn)錯(cuò)報(bào)的概率越大，出具的審計(jì)報(bào)告質(zhì)量也越高，因此本文采用審計(jì)收費(fèi)作為審計(jì)質(zhì)量的替代變量，對(duì)假設(shè)H2的研究結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果表明：終極控制人性質(zhì)由非國(guó)家控制人變更為國(guó)家控制人時(shí)，當(dāng)年的審計(jì)收費(fèi)顯著低于上年，再次驗(yàn)證了終極控制人性質(zhì)由非國(guó)家控制人變更為國(guó)家控制人時(shí)，審計(jì)質(zhì)量會(huì)降低這一結(jié)論，與假設(shè)H2相符合。

此外，我們還采用國(guó)際“四大”加國(guó)內(nèi)“四大”所作為高質(zhì)量審計(jì)的替代變量檢驗(yàn)假設(shè)H2，結(jié)論不變。但是我們?cè)诓捎脟?guó)際“四大”加國(guó)內(nèi)“十大”所作為高質(zhì)量審計(jì)的替代變量時(shí)，并不能驗(yàn)證終極控制人性質(zhì)變更方向與事務(wù)所變更方向的相關(guān)關(guān)系，我們推測(cè)其原因可能是國(guó)內(nèi)“十大”會(huì)計(jì)師事務(wù)所中，前“四大”與后“六大”之間審計(jì)質(zhì)量尚存在差距。

3. 為進(jìn)一步驗(yàn)證終極控制人性質(zhì)變更方向與審計(jì)質(zhì)量變更方向的關(guān)系，我們?cè)诩僭O(shè)H2的基礎(chǔ)上，研究了終極控制人性質(zhì)由國(guó)家控制人變更為非國(guó)家控制人時(shí)，審計(jì)質(zhì)量是否會(huì)相應(yīng)地發(fā)生相反方向的變化。我們檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)終極控制人性質(zhì)由國(guó)家控制人變更為非國(guó)家控制人時(shí)，上市公司傾向于由低質(zhì)量事務(wù)所向高質(zhì)量事務(wù)所變更，顯著性水平為0.052。這一結(jié)論使得終極控制人性質(zhì)變更方向與審計(jì)質(zhì)量變更方向之間關(guān)系的研究更具有說(shuō)服力。

4. 改變控制變量定義。在假設(shè)H1a、假設(shè)H1b和假設(shè)H2的檢驗(yàn)中，我們還采用TOP3和TOP5分別替換TOP1作為股權(quán)集中度的替代指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)論不變。

六、 研究結(jié)論與啟示

本文從終極控制人的角度考察上市公司審計(jì)質(zhì)量的影響因素，在研究中引入事務(wù)所變更這一變量，以動(dòng)態(tài)視角描述了終極控制人影響審計(jì)質(zhì)量的過(guò)程。通過(guò)實(shí)證研究，我們得到如下結(jié)論：(1)終極控制人變更顯著影響了上市公司會(huì)計(jì)師事務(wù)所的變更。在我國(guó)，終極控制人具有超強(qiáng)的控制權(quán)，能夠通過(guò)控制股東大會(huì)、管理層來(lái)達(dá)到實(shí)際控制上市公司的目的，進(jìn)而控制事務(wù)所的選擇；(2)終極控制人性質(zhì)變更顯著影響了上市公司事務(wù)所的變更，終極控制人的性質(zhì)對(duì)審計(jì)契約具有重要影響，并最終影響到審計(jì)資源的配置；(3)終極控制人性質(zhì)由非國(guó)家控制人變更為國(guó)家控制人后，事務(wù)所傾向于由大規(guī)模所變更為小規(guī)模所，說(shuō)明國(guó)家作為終極控制人時(shí)不存在高質(zhì)量的審計(jì)需求，進(jìn)而導(dǎo)致審計(jì)質(zhì)量降低。

根據(jù)以上研究結(jié)論，本文得出如下啟示：首先，我國(guó)審計(jì)市場(chǎng)審計(jì)質(zhì)量提高的方向之一是不斷完善上市公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，強(qiáng)化董事會(huì)的獨(dú)立性，使其在事務(wù)所選聘上發(fā)揮應(yīng)有的職能，以促進(jìn)資本市場(chǎng)正常審計(jì)供求關(guān)系的形成；其次，為了更好地發(fā)揮審計(jì)師的外部監(jiān)督作用，有關(guān)部門需要降低國(guó)有型終極控股股東的持股比例，只有從根源上改變，才能真正培育高質(zhì)量的審計(jì)需求，提高審計(jì)市場(chǎng)的審計(jì)質(zhì)量；最后，我們需要采取措施確保中小股東能夠真正參與到公司治理中，提高中小股東監(jiān)督管理層和控股股東的熱情，緩解控股股東與中小股東的代理沖突，提高上市公司對(duì)高質(zhì)量審計(jì)的需求。

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