上市公司股权集中度与独立审计质量的相关性研究——基于民营上市公司的2016年经验数据

李元丽

(滁州学院 财务处，滁州 239000)

引言

独立审计在对上市公司财务监督和保护投资者利益中日益发挥重要作用，而我国现行的审计机构的选定和审计费用的支付方式决定了上市公司股权集中度与独立审计质量有莫大的关系，早有学者对此类问题进行了研究：Laporta，Lopez-de-Silaness和Shlefer(2009)研究指出，在发达资本市场中约有63%的大型企业的最大股东持股比超过平均水平，对世界各国的上市公司进行对比研究得出，绝大多数上市公司的股权结构是集中的[1]。Chow(2010)，Watts和Zimmerman(2011)的研究指出，上市公司的所有权和经营权是相分离的，并且缺乏有效的监督措施，最大股东可通过经营者出具虚假会计信息，错报财务结果，由于最大股东持股比例的不同，其在董事会中所具有权利也是不同的，在财务报告质量、选择进行审计的会计师事务所等方面发挥不同的作用[2]。国内学者刘立国、杜莹(2003)指出最大股东的持股比例越大，对经营者在公司经营决策上控制就越大，所出具的审计报告的质量就越低[3]；

许瑜、冯均科(2016)发现高管股权激励与审计定价的显著负向关系，会随着股权集中度的提高而减弱[4]；熊风华、黄俊(2016)研究了股权集中度与大股东制衡对公司绩效的影响[5]；李佳(2016)研究发现股权集中度越低，管理层过度自信与企业并购决策之间的正相关关系越强，反之就越弱[6]；刘淑莲等(2016)研究了国有企业中股权集中度与公司业绩之间的关系[7]；夏纪军(2017)通过多任务委托代理框架分析了股权集中度对公司治理成本的影响[8]；王春丽、马路(2017)利用门限模型研究股权集中度和股权制衡度对研发投入转化效率的影响[9]；陈书亚(2018)在区分产权性质前提下，研究了股权集中度对审计费用的影响[10]。

从上述研究中不难发现，虽然对股权集中度与独立审计质量的研究较多，但是鲜有从民营企业角度入手，通过建立计量模型，直接研究两者之间的关系的，并对模型设定进行稳健性检验。由于我国国有企业存在国有股东监督缺位的问题，因此，以民营上市公司为样本更加符合理论的前提和更具现实意义。

一、股权集中度与独立审计质量相关性的规范分析

(一)股权集中度与独立审计质量指标选择

股权集中度指所有股东因持股数量差异所反映出是集中还是分散的指标。一般以实际控制人持股比例、实际控制人拥有控制权比例、前五大股东持股比例衡量，对于民营企业来说，由于传统的思维模式实际控制不愿失去对自己的公司绝对的控制权，同时，控制权比例是大股东对上市公司实际的控制比例，该指标优于实际控制人持股比例，因此以实际控制人拥有上市公司控制权比例就可以其表示股权集中度。

审计是外部监督的一种手段，经过审计师鉴证的财务报告可以提高财务信息的可信度，因而有利于投资者等信息使用者的投资决策，最终达到维护投资者产权利益的目的。而研究独立审计质量就是为了更好地实现审计功能，发挥对企业的现金流量、经营业绩和资源变动的信息可靠性进行鉴证。

独立审计质量一般有两类衡量方式，第一类以事务所规模的大小、名誉和员工的技术高低作为衡量指标，一般而言，事务所的规模与审计质量呈正相关，因为规模较大时，而出具有问题的审计报告时，就会失去更多的客户，并且对自身的品牌和声誉产生严重的负面影响，通常用是否“四大”为衡量指标，但是民营企业上市公司大多规模不大，聘请国际四大会计师事务所比例很小，选择这个指标不具备代表性；第二类是以审计意见类型和审计费用为衡量指标，以出具非标准无保留意见为高质量，这种衡量受制于我国上市公司被出具非标准无保留意见的情况很少，因此本文选择审计收费为衡量指标，借鉴前人的做法，把审计费用单位化，除以被审计单位资产(记为FPA)，这个衡量指标基于简单的经济学直觉：每单位被审计单位资产的收费越高，审计公司的审计会越仔细，独立审计质量越高。

(二)规范分析与研究假设

关于股权集中度与独立审计之间的关系，主要有两种观点：一种是“堑豪效应”，指的是上市公司大股东出于对自身利益的考虑，侵吞上市公司资产，侵害中小股东利益；另一种是“协同效应”，指的是上市公司大股东与上市公司的利益一致。一般而言，当大股东持股比例较低的，更容易发生“堑豪效应”，也就是说更容易侵吞上市公司资产，这时，上市公司的独立审计质量就会越低，反之，当大股东持股比例较低时，更容易发生“协同效应”，因为持股比例越高，大股东侵吞上市公司资产的内在的利益驱动下降了，此时，高质量的审计既能向外部投资者传递积极的信号，又能实现对经理层监督，因而独立审计质量就越高。因此提出研究假设：

上市公司股权集中度越高，独立审计质量就越好。

除了上市公司股权集中度之外，独立审计质量还和公司盈利水平、现金流水平、发展能力、资本结构等因素有关，所以，本文先控制这些变量，同时控制股权分离度，再研究股权集中度对独立审计的影响。

二、股权集中度与独立审计质量的实证分析

(一)变量的定义及研究模型

表1 主要变量定义表

根据以上分析，以控制权与所有权的差值代表股权分离度；以每股收益代表公司盈利水平；以上市公司资产总额的自然对数代表公司规模；以每股经营活动的现金流量代表现金流量状况；以营业收入增长率代表发展能力；以资产负债率代表资本结构；以每单位被审计资产的审计费用(FPA)所代表独立审计质量作为因变量，以股权集中度(CONC)为自变量，其他变量为控制变量建立多元回归模型：

其中Controlk为一系列控制变量；α和ε分别为系数和误差项。

(二)数据的来源与样本选择

本文所需样本数据来自于国泰安CSMAR民营企业上市公司数据库，采用2016年度上海证券交易所主板A股和深圳证券交易所的主板和中小板块的A股中民营上市公司为研究对象。为了能更准确地验证本文的假设，对本文的样本作了如下处理：

(1)剔除了2016年股权集中度有重大变化的上市公司；

(2)剔除了ST、*ST类具有特别处理股票的上市公司数据。这类上市公司经营风险很大，不属于正常经营的范围；

(3)剔除金融、保险类行业的样本。因为该行业的经营体制、会计准则与一般的上市公司的要求不同；

(4)将相关数据缺失或相关数据异常的样本公司剔除(剔除了投资收益率超过10，应收账款周转率和存货周转率超过1 000，报告的审计费用为0，资产负债率大于1和小于0的样本)。

最后得到1 699个样本，数据处理在Excel 2003中进行，计量分析均在stata 14中进行。

三、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2 描述性统计

(二)相关性

从表3可以看出独立审计质量与股权集中度是正相关的，但是这仅是从相关系数的角度，是否真的是相关关系还得看回归的结果。

表3 变量相关性

(三)回归结果

从F统计量的p值=0.000可以看出，模型整体显著；调整的判定系数为0.176 3，说明控制变量和自变量对审计质量的解释力度为17.63%；在控制公司特征的情况下，股权集中度与审计质量正相关，且高度显著(P值小于0.000 1)，股权集中度每上升一个单位，审计质量就上升0.018 8个单位，证明本文假设成立；控制变量中有股权分离度，资本结构和公司盈利状况与独立审计质量显著相关。

表4 回归结果

(四)稳健性检验

由于本文用的是线性模型，得出的结论可能依赖模型设定。为了证明股权集中度与独立审计质量的关系是稳健的，故用中位数回归做稳健性检验，检验结果如表5所示。

从表5可以看出，修改模型设定用中位数回归后，得到的结果相似，股权集中度与独立审计质量还是高度显著正相关，进一步说明了假设的合理性，股权分离度、资产负债率和每股收益也仍然显著，同时每股现金股利的显著性明显上升，是因为现金股利容易被均值掩盖，中位数对现金股利而言更稳健，更不受异常值的影响。

表5 稳健性检验

四、研究结论、建议、研究不足和研究展望

(一)结论

在控制公司特征的情况下，股权集中度能够显著并稳健地影响民营上市公司独立审计质量，这一结果并不依赖公司特征和模型设定。股权越集中独立审计质量越高，说明股权越是集中的民营上市公司，越是表现出协同效用，大股东出于向小股东和潜在的投资者传达上市公司经营良好的积极信号，而会选择高质量的独立审计；股权集中低的公司，就倾向于掏空效应，而倾向于选择低质量的独立审计。

(二)建议

既然不同的股权集中度对独立审计质量显著而稳健的影响，深究其原因，笔者认为有两个方向的原因。作为买方的上市公司的因素：审计公司的聘请，定价和付费都掌握在民营上市公司的大股东或者经理层的手中，和中小股东无法监督这个过程，更谈不上参与，因此建议证监会出台相关措施，让审计公司的选择和付费由中小股东决定，只有掌握决策权和付费权，中小股东的诉求审计公司才会在意，中小股东的利益才能得到保障；作为买方的审计公司，为了扩大业务也有迎合大股东的内在动力，容易迎合买方的意愿而出具虚假报告，因此应加大对出具虚假审计报告的处罚力度，例如：出具虚假报告的审计师行业终生禁入，审计公司出具虚假报告达到一定次数除名，这样才能增加审计公司的违约成本，净化市场风气。

五、结语

本文得出了股权集中度能够显著地影响上市公司独立审计质量的结论，可以为民营上市公司的相关利益人决策提供依据，为加强监管和健全相关法律提供参考；但是，文章仅仅用2016年度一年的数据，在更长的时间内结论是否成立、如果用面板数据个体效用是否影响结论以及股权集中度和独立审计质量是否存在因果关系等将是笔者下一阶段研究内容。