高管激励机制、产权性质与审计定价

许瑜 冯均科

高管激励机制、产权性质与审计定价

许瑜 冯均科

为弥补传统研究忽略高管激励影响审计定价的不足，本文通过选取2011年至2015年深沪两市A股上市公司7370个研究样本，实证检验了高管薪酬激励与股权激励对审计定价的影响。研究发现：高管薪酬激励增加会显著提升审计定价；高管股权激励会显著降低审计定价；与国有企业相比，高管薪酬激励与股权激励对审计定价的影响在非国有上市公司中更加显著。

高管激励 审计定价 产权性质 外部审计

一、引言

21世纪以来，全球经济进入快速发展阶段，外部审计作为公司治理的一项不可或缺的外部监督措施，在经过大量财务舞弊案件之后，逐渐触发了公众的关注和思考。注册会计师作为外部监督者，能够有效识别上市公司的盈余管理行为，减少会计丑闻的发生。随着资本市场对外部审计（本文所指外部审计或者审计，如果没有特殊说明，一律是指由注册会计师所从事的民间审计，而不包括国家审计和内部审计）依赖性的增强，审计定价也成为学术界研究的热点。审计定价，在一定程度上反映了审计服务的供求关系，它不仅影响审计人员的工作积极性和独立性，还严重影响审计质量。合理的审计定价有利于其监督职能的发挥，对促进审计服务市场健康发展起到十分关键的作用。

在所有权与经营权分离的现代企业中，高管成为企业的实际控制人，高管对企业整体风险的控制程度将直接影响审计风险的大小，最终作用于审计定价。高管激励的制度安排，对高管行为具有直接影响。因此，研究高管激励与审计定价的关系，对于完善我国上市公司高管激励制度，发挥审计市场的监督作用具有十分重要的意义。然而，在我国现有情况下，各级政府作为国有企业的最终控制人，同时又是证券市场的监管者，这一特殊地位势必会影响企业的微观行为。因此，实际控制人类型对高管激励与审计定价的关系也有一定的影响，对研究样本按照产权性质分别进行研究具有重要意义。

二、文献综述

有关审计定价的研究最早起源于Simunic（1980）提出的经典定价模型。而我国起步较晚，罗栋梁（2002）发表了第一篇有关审计定价的实证论文。2001年12月，证监会审计定价的强制披露要求，不仅提高了审计市场的透明度，遏制了事务所低价揽客的不当行为，也为广大学者相关研究提供了研究数据。现有文献中有关高管激励与审计定价的直接研究还比较少，研究成果大多分散在公司治理与审计定价问题中。目前，相关的主要研究成果如下：

（一）高管薪酬激励与审计定价的研究

高管激励与其财务舞弊行为密不可分。有学者认为，高管薪酬水平越高，高管发生欺诈的成本就越大，即高管的财务报表粉饰行为被发现，将会承受会计准则的惩罚成本，与此同时将会降低自己在经理人市场上的价值。因此，高管薪酬激励机制有效地降低了欺诈发生的概率。张娟、黄志忠（2014）利用2006-2012年上市公司数据论证了高管现金薪酬激励能够抑制其盈余管理行为，显著减少审计定价对盈余管理的反应系数。另一些学者认为，高管具有较高的激励合约报酬时，会更容易采取机会主义行为，以获取更多的个人利益（Gul等，2003）。李延喜等（2007）以2002-2004年上市公司为样本，利用修正的Jones模型研究发现，管理层薪酬水平与操控性应计利润显著正相关。王克敏、王志超（2007）应用LISREL模型也同样得出高管报酬与盈余管理显著正相关的结论。Peter Wysocki（2010）以2000-2008年美国上市公司为样本，实证得出高管薪酬与审计定价显著正相关。Sehrish Rustam等（2013）认为短期的薪酬激励，会使得CEO追求自身利益最大化而进行盈余管理，从而加大外部审计人员的工作量，从而提高了审计定价。

（二）高管股权激励与审计定价的研究

解决代理问题最有效的办法就是将委托人和代理人利益捆绑，让代理人拥有剩余索取权（Jensen & Meckling，1976）。有学者指出，高管持股的治理效率是非线性的（Morck等，1998），即高管持股比例过低不具有激励效应，而过高会导致管理层控制权过大，会产生壕沟效应。高管的适度持股，可以缓解其与股东的利益冲突（Stulz，1988），更容易采取符合股东的行为决策，对企业经营绩效产生了积极的影响（Smith，1990；Hanlon等，2003；张维迎，1995；李增泉，2000）。管理层持股或机构持股都会降低代理人成本，减少高管操纵利润的可能（Warfield等，1995； Richardson & Waegelein，2002）。可见，高管与股东利益的捆绑，可以降低企业整体风险，进而减少了审计风险。也有学者认为，高管持股与外部审计具有相互替代性，当高管持股较高时，会降低对审计质量的要求（Datar等，1991）。DeFond（1992）同样得出，高管持股与审计质量显著负相关的结论。无论是高管持股带来的是企业整体风险的减少还是高管对审计质量的要求降低，都会减少外部审计工作时间，从而降低了审计定价。Vafeas & Waeglein（2007）研究发现，CEO的长期薪酬能降低审计定价。O’Sullivan（2000）以英国公司为样本，实证发现高管持股比例与审计定价显著负相关。这一结论也同样得到Nikkinen & Sahlstrom（2004）、Mitra等（2007）的证实。

虽然上述研究成果对于研究高管激励制度与审计定价有重要的贡献，但是无论是高管薪酬激励还是高管股权激励，学者并没有达成一致结论。与此同时，已有论文中对高管激励的界定主要体现在高管薪酬激励，对股权激励的研究十分有限。

三、理论分析及研究假设

在委托代理关系下，所有者将财产委托给经营者管理，虽然拥有企业的剩余索取权，但却没有直接的经营决策权。在有限理性的情况下，所有者与经营者之间的委托代理合同具有不完全性，在自利原则的驱使下经营者可能会出现损害所有者利益的“败德行为”。审计制度作为一种合约安排，对于降低信息不对称、修正高管激励合约的缺口起到了至关重要的作用。外部审计服务作为一种有偿劳动，必然会向上市公司收取费用。按照经济学的观点，审计服务的价值是依据注册会计师在审计过程中付出的必要劳动时间所决定的，审计质量体现了审计服务的价值。由于审计质量的不可观察性，人们很难简单地依据“质优价高”的原则来定价。虽然众多学者有关审计定价的研究视角有差别，但是在审计成本（审计过程中所消耗的各种资源的货币表现以及正常报酬）和审计风险是决定审计定价的重要因素方面达成了共识。当然，在有限理性和信息不对称的前提下，审计合约同样是不完全的。但与激励合约不同，外部审计合约当事人、审计委托人和被审计人隶属于不同的经济组织，从而达到审计合约与激励合约的均衡博弈，最终实现高管激励合约的目标（段春明，2009）。因此，审计作为事后的监督活动，对于约束高管行为，降低由于委托代理关系形成的代理成本起到了至关重要的作用。

依据信号传递假说，上市公司希望通过高质量的审计向市场传递有效的信息来减少投资者的信息不对称，以提高公司价值。高管薪酬越高，为了体现自身高报酬的价值，进一步稳定高薪酬水平，更倾向于聘请高质量的会计师事务所进行审计，以向市场传递信息良好的信号，向投资者证明自己的行为是符合委托人利益的。保险假说（深口袋理论）认为，外部审计是高管进行风险转移的手段，是一种保险行为。事务所越好，保险系数越高。同时，所有者和债权人也希望通过具有保险人性质的外部审计人员实现对代理人的监督，以避免可能发生的损失。可见，无论是信号传递假说还是保险假说都支持上市公司聘请好的事务所，提供高质量的审计服务的行为。高管薪酬激励水平越高，所有者和经营者对高质量的审计需求也就越大，而高质量的审计服务也必然要求审计人员付出更多的劳动时间，审计成本的增加必然会导致审计定价的提升。基于以上分析，本文提出以下假设：

H1：在其他条件都不变的情况下，高管薪酬激励对审计定价具有正向影响。

现代公司中较为突出的代理问题就是管理者与全体股东之间的利益冲突。高管股权激励使得企业经营者成为股东的一份子，将高管视线转向企业长期利益，在自利行为的同时也不会完全偏离全体股东利益。当然，高管持股比例过高会导致管理层控制权过大，越容易避免各方监管，最终产生壕沟效应。与西方国家不同的是，我国高管股权激励是最近几年才发展起来的。由于起步较晚，在我国现有情况下，高管持股比例普遍偏低，壕沟效应产生的可能性不大。依据利益趋同假说，股票作为长期激励政策将高管与股东利益联系在一起，有效地遏制高管的“道德风险”以及“逆向选择”行为。外部审计人员预测，高管持股比例的增加，加剧了高管风险厌恶，有效抑制了其机会主义盈余管理行为，使高管更加关注企业长期绩效，减少了审计风险。这势必导致审计人员判断会计信息的真实性所投入的时间、精力减少，从而降低审计定价。基于以上分析，本文提出以下假设：

表1 变量定义

表2 描述性统计

H2：在其他条件都不变的情况下，高管股权激励对审计定价具有负向影响。

产权理论认为，相比较国有企业而言，私有企业的产权人享有剩余所有权，有较强的动机去提高企业的效益。我国国有企业直接或间接地由各级政府最终控制。当企业实际控制人为政府时，政府通常处于绝对控股的地位，可能会存在产权上的弱控制以及行政上的强控制，甚至造成所有者缺位和内部人控制的局面。国家及国有资产管理机构为了防止高管追求自利过程中剥夺所有者利益的行为，增强了对高质量审计的需求。同时，国有企业的所有者缺位也会减弱股东对高管的监督力度，致使审计风险增加。因此，会计师事务所在对国有企业进行审计中，为了确保高质量审计服务和补偿自身审计风险，可能会收取更高的审计定价。与此同时，国有上市公司中的高管层通常是由政府任命的，具有较强的行政色彩，不可避免会受到薪酬管制的影响。这就导致了国有上市公司与非国有公司中高管激励的显著差异。国有上市公司高管除了薪酬激励和股权激励以外，还可能存在更多的升迁激励、政治激励等隐性激励。显性激励因素（薪酬激励、股权激励）对于高管进行盈余管理、操纵会计利润的解释力度会减弱。因此，产权性质不同，显性激励对高管行为的影响也有所不同。基于以上分析，本文提出假设：

H3：不同产权性质下，高管激励与审计定价相关性不同，即与国有企业相比，非国有企业进行高管激励对审计定价影响更显著。

表3 国有企业样本与非国有企业样本特征比较

表4 高管激励与审计定价的多元回归结果

四、研究设计及样本选择

（一）数据来源及样本选择

本文选择2011年至2015年我国深市、沪市A股上市公司作为初始样本。为了保证数据的有效性，做了如下筛选：（1）为了考察正常公司高管激励与审计定价之间的关系，剔除ST、＊ST及PT公司样本；（2）为了剔除异常值对研究结果的影响，对研究变量中自变量和因变量进行了头尾1%Winsor处理；（3）剔除变量数据缺失的样本。经过上述处理，本文剩余样本7370个，其中国有企业样本2286个，非国有企业样本5084个。研究数据主要来源于国泰安数据库（CSMAR），有关企业纳入合并财务报表的子公司数量和是否有外币业务的数据笔者通过分析年报手工搜集整理而成。本文运用SPSS17.0对样本数据进行处理。

（二）变量设定

1.被解释变量

审计定价：用以反映事务所向上市公司收取的本年度审计费用的高低，本文借鉴国内外相关研究（Francis & Simon，1987；Raghunandan & Rama，2006；蔡吉普，2007；郭梦岚、李明辉，2009；张旺峰等，2011；张娟、黄志忠，2014）将审计费用取自然对数作为被解释变量，记作LnFee。

2.解释变量

根据研究假设，本文解释变量为高管激励。由于本文主要考察的是高管显性激励，因此选择高管薪酬激励和股权激励两个方面来衡量。

高管薪酬激励：用高管前三名薪酬总额的自然对数来衡量，记作LnSalary；

高管股权激励：用高管持有公司股票数量之和除以公司总股数来衡量，记作Share。

3.控制变量

为了准确地验证本文的研究假设，对其他可能影响审计定价的非高管激励的因素进行了控制，笔者认为李越冬等（2014）对于审计定价影响因素的划分较为系统、合理，但同时认为审计复杂性中应该包含公司规模，企业风险中也应该体现应收账款与存货的情况。因此，本文将调整后的审计复杂性、企业风险、事务所特征、审计意见类型、企业注册地经济发展程度、企业所有权性质作为影响审计定价的控制变量。具体变量设定如表1所示。

（三）模型构建

为了分析高管激励与审计定价的关系，并根据前期学者的研究成果对其进行修正，本文构建模型如下：

五、实证结果分析

（一）描述性统计

本文首先对样本进行了主要变量的描述性统计，结果见表2。从审计定价来看，最低审计定价为1万元，最高为5300万元，而样本整体平均值约为105万元，而且国有企业平均审计定价显著高于非国有企业，这与蔡吉普的研究结论一致，认为事务所采取了差别定价的策略。从高管激励的角度看，尽管本文已经对样本进行了剔除，但高管薪酬的差异性依旧显著。其中，高管现金激励方面，整体样本平均值约为172万元，最低为13.13万元（方正电机，2014），最高为3436.184万元（方大特钢，2015），相差了约262倍；国有企业样本中高管现金平均薪酬约为188万元，非国有企业样本中约为165万元，差异较为明显。高管股权激励方面，整体样本中高管平均持股比例为8.05%，最高持股比例为84.33%（智飞生物，2011），最低为0，不同公司差异较大；国有企业中高管平均持股比例仅为0.58%，与非国有企业中的10.84%相差甚远，可见我国企业中高管持股比例普遍较低，国有企业中高管股权激励严重不足。

表3将国有企业样本与非国有企业样本分组，在被解释变量和解释变量方面进行平均数T检验与中位数Z检验。该检测结果进一步显示：国有企业与非国有企业在变量审计定价（LnFee）、高管薪酬激励（LnSalary）和高管股权激励（Share）的平均值和中位数方面具有显著差异性。其中，国有企业样本中审计定价（LnFee）和高管薪酬激励（LnSalary）平均值显著高于非国有企业样本，而高管股权激励（Share）平均值却显著低于非国有企业样本。可见，对样本进行产权性质区分来研究高管激励与审计定价的问题具有重要的现实意义。

（二）回归结果分析

为了避免变量之间的多重共线性问题，本文运用Pearson双尾检验检测各变量之间的相关性（由于篇幅限制，未列出该表），自变量间相关系数最大值为0.512，未超过0.8，初步判断变量之间不存在严重共线性问题，研究模型构建基本合理。

表4是高管激励与审计定价的多元回归结果。从表4中模型的R2值可以看出，模型的拟合度相对比较理想；VIF值最大值为2.560，进一步说明该模型存在自相关的可能性很小；F值表明模型通过了F检验，具有统计意义。

在全样本回归中，审计定价（LnFee）与自变量高管薪酬激励（LnSalary）在1%水平上显著正相关，支持假设1，表明高管薪酬激励高的上市公司当年的审计定价也较高；审计定价（LnFee）与高管股权激励（Share）在1%水平上显著负相关，支持假设2，表明高管股权激励增加显著降低了当年审计定价。控制变量中外币业务、子公司数量、公司规模、总资产净利润率、存货和应收账款占资产总额的比重、事务所特征、审计意见类型、公司所在地经济发展程度以及所有权性质都通过了显著性检验，验证了这些因素对审计定价的影响，但是流动比率以及资产负债率并没有通过显著性检验。

进一步将样本按照产权性质分为国有企业与非国有企业分组回归发现，非国有企业样本中，高管薪酬激励（LnSalary）与审计定价（LnFee）在1%水平上显著正相关，验证了假设1；高管股权激励（Share）与审计定价（LnFee）在1%水平上显著负相关，验证了假设2，这些结论与总体样本相同。在国有样本中，高管股权激励（Share）与审计定价（LnFee）在5%水平上显著负相关，验证了假设2；高管薪酬激励（LnSalary）与审计定价（LnFee）回归系数为正，但不具备显著性，假设1不成立。即与国有企业相比，非国有企业进行高管激励对审计定价影响更显著，支持假设3。可见，高管激励与审计定价的关系受到企业所有权性质的显著影响。

（三）稳健性检验

为了确保研究结果的可靠性，本文还进行了如下稳健性检验：（1）随机删除10%样本，对剩余样本做重复检验；（2）为了更好研究我国上市公司情况，删除同时发行B股、H股等外资流通股上市公司样本；（3）由于审计定价是一个连续变量，此部分用哑变量来进行稳健性检验，当审计定价超过所有样本中位数时取1，否则取0，进行Logist回归。经过上述检验，本文主要研究结论保持不变。

六、研究结论及展望

高管激励机制是影响高管行为的重要因素。本文通过选取2011年至2015年深沪两市A股上市公司共7370个研究样本，实证检验了高管薪酬激励与股权激励对审计定价的影响。主要结论如下：（1）高管薪酬激励增加会显著提升审计定价，这表明外部审计人员认为高管薪酬激励增加会加剧股东与高管间的代理冲突，审计风险加大，致使审计定价提升；（2）高管股权激励会显著降低审计定价，说明外部审计人员赞同高管的适度股权激励将其与股东利益捆绑、代理冲突减弱的观点，审计风险减小，从而审计定价降低；（3）与国有企业相比，高管薪酬激励与股权激励对审计定价的影响在非国有上市公司中更加显著。这可能由于在国有企业中行政色彩较浓，高管显性激励机制对审计风险的影响有限。本文结论为注册会计师审计风险的判定提供了新的参考。

对于我国审计定价市场而言，并不是靠自发的市场作用而形成，更多的是事务所与被审计单位双方协商达到的均衡价格，那必然会受到供需关系和谈判能力的共同影响。审计服务相对于其他服务而言消费者因为缺乏专业的知识，所以很难对审计人员的工作质量进行鉴定，再者我国审计市场成熟度不高，价格竞争十分激烈，从而事务所更容易采取低价竞争策略。审计定价的降低，势必会减少审计时间以及审计程序，审计质量得不到保障。但过高的审计定价可能会严重影响审计人员的独立性，存在审计合谋的嫌疑。因此，规范审计定价市场对于审计市场的良性发展起着关键作用。

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财政部全国会计重点项目资助（2015KJA018）；陕西省社科基金项目资助（2016R012）；西安外国语大学科研项目资助（15XWB03）。

作者单位：西安外国语大学商学院
西北大学经济管理学院