CEO控制权\成长性与审计定价

摘要：文章运用中国上市公司2007-2009年的数据，研究了CEO控制权、成长性因素对审计定价的影响。研究发现，由于中国上市公司的成本较高，所以CEO控制权与成长性因素分别对审计定价有显著的正向影响，但是由于处于成长初期的中国上市公司较多，CEO控制权对审计定价的影响并不依赖于成长性因素。

关键词：CEO控制权；成长性；审计定价

中图分类号：F239.43　文献标识码：A　文章编号：1005-0892(2011)04-0110-10

一、引言

审计定价是上市公司为会计师事务所所做的审计工作提供的报酬，包括会计师事务所在审计工作中耗费的资源和带来预期损失的补偿。审计定价的研究源于Simunie(1980)，他将影响审计定价的因素归纳为公司财务特征和会计师事务所特征，发现包括资产规模、资产负债率、审计意见等在内的10项因素会影响审计定价。随后陆续有多位学者针对不同国家及地区的审计市场进行了实证检验(Low、Tan和Koh，1990；Craswell和Francis，1999；Johnstone和Bedard，2001)，从公司特征与会计师事务所特征寻找影响审计定价的因素。国内对审计定价的研究始于2001年中国证监会要求上市公司披露支付会计师事务所报酬的信息之后。国内学者的研究延续了国外研究成果，发现公司规模、经济业务复杂度、事务所规模、事务所任期等因素会显著影响中国上市公司的审计定价(刘斌、叶建中和廖莹毅，2003；李爽和吴溪，2004；王芸和杨华领，2008)，而这些研究也是在Simunie(1980)审计定价模型基础上进行扩展的。

但是，由于已有相关研究大多是基于影响审计单位成本、审计工作量等因素进行的，不同的研究设计会使各种研究结果之间缺乏相应的可比性，使得在一些研究中得到的结论是矛盾的(Jussi和Petri，2004)。因此，Jussi和Petri(2004)为了解释不同会计和经济环境下的审计定价问题，基于理论建立了一个解释审计定价的研究框架，发现成本与审计定价间存在相关性。所以，当上市公司存在较高成本时，董事会、CEO的行为会由于影响到上市公司财务决策和治理决策而影响审计定价。尤其是由于审计定价属于上市公司与会计师事务所的协定价格，成本较高的上市公司的CEO会在一定程度上因为存在谋取私利、获取额外收益等心理因素原因而在谈判中左右审计定价。蔡吉甫(2007)也认为，在确定审计定价模型时，不应忽视上市公司控制权性质的影响。基于此，本文从CEO的视角出发，讨论CEO控制上市公司董事会力度对审计定价的影响。

国内基于CEO控制权对审计定价的研究，大多从公司治理的综合角度出发，将CEO控制权作为其中一个变量进行检验(刘明辉和胡波，2006；蔡吉甫，2007；郭梦岚和李明辉，2009)，仅有胡莲(2007)单独从董事会领导权结构的角度进行了研究。但是，胡莲(2007)一方面将董事会领导权进行了过细的划分，将总经理兼任情况细分为与董事长的兼任及与副董事长的兼任，另一方面样本区间较早(2001-2003年)，因此其结论并未发现二职合一对审计定价影响的统计显著性。考虑到近年来中国上市公司通过公司治理，CEO兼任情况已有较大变化，CEO兼任副董事长依然会对公司决策产生较大影响，以及新会计准则对上市公司信息披露的影响，本文选择2007-2009年沪深A股上市公司为样本。另外与以往研究不同的是，本文借鉴Tsui、Jaggi和Gul(2001)的研究，考虑上市公司成长性因素的作用，研究CEO控制权(即CEO兼任董事长及副董事长)对审计定价的影响。

本文余下部分的安排是：第二部分为文献回顾与假设发展，第三部分为研究设计，第四部分为实证分析，最后为研究结论。

二、文献回顾与假设发展

(一)CEO控制权与审计定价

CEO对董事会的控制以及董事会的监控机制已经在公司治理结构的文献中被广泛的检验(Fama和Jensen，1983；Kim和Yi，2006；胡玉可，2007；Chen和Liu，2010)。在一个独立和有效的董事会中，并不会存在一个人拥有绝对的权利；其中CEO拥有制定公司决策和维持公司正常运作的权利，而董事长则拥有提供公司行政决策和对公司正常运作进行监管的权利。大多数研究均认为当CEO不控制董事会，即CEO与董事长二职分离时，会对公司产生积极作用(Jensen，1993；白重恩等，2005)。

国内基于CEO控制权研究审计定价的文献，大多是从公司治理的角度出发，将CEO控制权作为其中一个变量进行检验，但是得到的结论却存在分歧(张奇峰、张鸣和戴佳君，2006)。一部分研究认为当CEO控制了董事会时，会因为成本的提高使得审计定价增加。刘明辉和胡波(2006)即认为总经理与董事长两职合一时，由于成本增加，提高了审计师对控制风险的评估水平，相应增加了审计定价。一部分研究则认为CEO控制董事会时，会增强管理层与会计师事务所的谈判能力，使得审计定价降低。蔡吉甫(2007)便认为总经理与董事长两职合一会增强公司管理层与会计师事务所协商确定审计费用时的讨价还价能力，最终导致会计师事务所对这些公司收取了较低的审计费用。还有一部分研究认为CEO是否控制董事会并不会影响审计定价。郭梦岚和李明辉(2009)便未发现总经理与董事长二职合一与审计定价间存在统计相关性。

从理论来看，CEO控制权对审计定价的影响主要体现在控制审计风险和提升审计功能上。由于会计师事务所在评估控制风险时，会根据董事会是否被CEO控制而将上市公司分为高风险或低风险(蔡吉甫，2007)，那么当CEO控制董事会时，董事会对CEO的监督效果便会下降，上市公司的控制风险会相应提高，而会计师事务所也会提高控制风险的评估水平，所付出的审计程序会更多，因而审计定价也会相应增加。而由于董事会同样需要对审计工作进行监督，需要对会计数字和审计范围的可靠性进行有效监督，因此一个有效的内部监控体系可以提供更高的审计可靠性，这将导致审计工作范围的缩小。而被CEO控制董事会的上市公司，则会因为缺乏对审计定价的足够监督，使得审计工作范围扩大，从而导致审计定价提升。因此，本文提出研究假设：

H1：CEO控制权与审计定价存在显著正相关关系，即CEO拥有对董事会控制权的上市公司的审计定价更高。

(二)CEO控制权、成长性与审计定价

国外许多文献通过对管理者行为和决策制定的研究检验了公司成长性因素对审计行为的影响，但是国内文献却鲜有提到成长性因素对审计行为的影响。通常，高成长性的公司会有更多机会选择未来投资而不是采取当前的资产到位，因为以有形资产为代表的资产到位会很容易地被辨认出，而且资产到位的价值也会很容易被决定和监督，而由于投资选择的价值由未来投资结果决定，便不容易被察觉。Myers(1977)和Gaver等(1993)均认为高成长性的公司因为受到未来任意投资支出的影响，不

能被会计师事务所简单地识别和监督。Skinner(1993)进一步研究发现，高成长性公司管理者进行机会主义行为的概率更高，这使得管理者对投资机会的监管作用降低。

由于在高成长性公司中管理者投机行为的概率变高，而且不容易被察觉，那么这些公司会具有更高的风险。而且在这些公司中，原有控制风险体系仅会在原有经营规模下产生作用，若同期公司发生较大成长时，原有的控制风险体系会失去作用(Tsui、Jaggi和Gul，2001)。所以，高成长性会导致上市公司较弱的初始风险控制体系以及较低的审计可靠性体系，会产生相对较高的审计风险和造成更宽的审计工作范围。此时CEO的控制权会借助成长性因素加强，CEO会通过隐蔽的成长计划获得更多私人利益，而且不会被轻易发现，这加大了上市公司成本。而董事会独立性和低审计定价的关联性也会被公司的高成长性所缓和或削弱。因此，本文提出研究假设：

H2：成长性与审计定价存在显著正相关关系，即高成长性公司的审计定价更高。

H3：CEO控制权和审计定价的正相关关系依赖于公司成长性。

三、研究设计

(一)模型与变量设计

本文构建如下多元回归模型检验相应研究变量：

为了避免共线性问题，本文会根据研究内容对(1)式分开检验。a为截距项，ε为残差项，其余变量解释如下：

1.被解释变量

审计定价(Audfee)：本文选择上市公司年报公布的会计师事务所年度审计报酬进行衡量，并对其取自然对数(In似udfee))。

2.解释变量

CEO控制权(CEO)：本文选择上市公司CEO与董事长或副董事长兼任情况的虚拟变量进行衡量，若CEO与董事长二职合一，则CEO=1；若CEO与副董事长二职合一，则CEO=1，否则，CEO=0。成长性(Growth)：衡量上市公司成长性的变量有很多，本文选择市场账面价值比进行衡量，即Growth=市场价值／账面价值=(年末股票价格×流通股股数+每股净资产×非流通股股数)／公司年末净资产。同时，为检验成长性对CEO控制权的影响作用，本文加入CEO控制权与成长性的交互项(CEO×Growth)。

3.控制变量

Simunie(1980)研究美国上市公司审计定价时，认为资产规模是决定审计收费的最重要因素，其次为控股子公司个数及前两年盈亏状况等因素。刘斌、叶建中和廖莹毅(2003)研究中国上市公司审计定价时，发现公司规模、控制子公司家数、应收款项与资产总额之比以及反映区域因素的虚拟变量与审计定价显著相关。王芸和杨华领(2008)得出了事务所规模和审计任期会显著影响审计定价的结论。因此本文加入公司规模(size)、应收账款占总资产之比(AR)、盈亏状况(Loss)、控制子公司家数(subs)、审计任期(Tenu)、会计师事务所规模(Big)及四个区域因素的虚拟变量。具体变量解释见表1。

(二)样本选择

2007年，新企业会计准则在中国上市公司中全面实施，新会计准则的实施增加了审计成本，使得上市公司审计定价有了一个跳跃的增加，也为研究审计定价提供了难得的契机。因此，本文选择2007-2009年期间所有在沪深证券交易所上市的公司为原始样本，并按照以下原则对其进行筛选：(1)剔除年报中不含有审计报酬的公司；(2)为重点研究年度审计定价的影响，剔除所公布的审计报酬含上年度审计费用、含半年度审计费用、含验资等特殊服务费用和差旅费补助另算的公司；(3)考虑到双重审计或补充审计环境下的审计定价与单纯法定审计环境下的审计定价特征不同，剔除含有B股或H股的公司；(4)由于按照中国证监会的相关规定金融行业上市公司需要进行补充市计，剔除金融行业公司样本；(5)由于特殊处理的上市公司财务状况及审计风险差异较大，剔除ST及*ST的公司；(6)剔除样本年度新上市的公司；(7)剔除样本期间缺失数据较多且无法补充的公司。

最终本文得到的样本总数为2596个，其中2007年为654个，2008年为896个，2009年为1046个。为保证数据准确性，本文CEO控制权的数据为作者根据上市公司年报手工整理所得。另外，公司纳入合并报表范围子公司数据也是根据上市公司年报手工整理所得，上市公司其他财务数据及相关信息来源于锐思金融数据库(www.省略)。数据分析软件为EViews7.0。

四、实证分析

(一)统计性分析

表2列出CEO控制权与审计定价的统计情况。可以看出，CEO控制董事会的上市公司约占样本三成左右，有七成左右上市公司的CEO并未控制董事会，与董事长或副董事长是完全分离的。近年来中国上市公司中CEO二职合一状况有明显改善，胡莲(2007)样本中CEO兼任董事长或副董事长的比例高达八成以上，说明近年来中国上市公司治理状况有所改善。

从审计定价情况来看，2007-2009年间随着样本量的增加，审计定价均值也逐年上升。具体来看，无论是各年度，还是样本总体，CEO=1样本的审计定价均值都小于CEO=0样本的均值。这与研究假说中认为CEO拥有控制权的上市公司的审计定价会更高的说法相悖，但这与CEO=0样本量较大有关系。

表3为各变量描述性统计结果。In(Audfee)均值为13.149，CEO均值为0.296。其他变量中，Growth均值为2.948，样本内上市公司市值平均大约是账面价值3倍左右，成长性并不高，而最大值为19.533，最小值为0.422，上市公司间成长性差异较大。CEO×Growth均值为0.889，由于CEO=1样本量较低，使得CEO×Growth均值降低。

在控制变量中，In(size)均值为21.582，中位数为21.463；AR均值为0.086，样本内上市公司应收账款占总资产比例仅为8.6％；Loss均值为0.127，样本内有一成多上市公司在审计年度或上一年度出现亏损状况；Subs均值为2.708，中位数为2.646，样本内上市公司纳入合并报表范围子公司数量大约平均为7家，而纳入合并报表范围子公司数量最少的为0家，最多的为126家，差距较大；Tenu均值为0.908，有九成多上市公司的会计师事务所是属于续聘的，更多上市公司会选择继续相信已有事务所；Big均值为0.440，有四成多上市公司的会计师事务所是国际四大或当年度的国内十大事务所，该比例并不高说明国内审计市场集中度不高。而从区域因素的四个虚拟变量来看，D1均值为0.363，在四个变量中最大，位于上海、北京、天津、广东、浙江的上市公司数量最多；而D4均值为0.059，在四个变量中最小，位于贵州、青海、甘肃、宁夏、陕西的上市公司数量最少。

同时，从各变量标准差的值来看，除Growth、CEO×Growth、Size和Subs的标准差大于1，其他变量的标准差均小于1，说明各变量值较为集中，差距并不大。

(二)相关性分析

表4给出主要变量的Spearman相关系数。可以看出，被解释变量、解释变量及控制变量间的相关系数并不高，尤其是解释变量和控制变量间的相关系数，基本都在0.20以下，可以认为各变量间的共线性问题较弱，变量间不存在多重共线性，使得实证结果可信。

(三)实证结果分析

表5列出回归的实证检验结果。从回归结果的F检验值来看，所有回归模型均通过1％显著水平下的F检验，表明被解释变量实际值与预测值的分布没有显著差异，而且各模型拟合效果较好，各模型的调整R2最低为0.497，最高为0.500。因此各回归模型具有较强的解释力，回归结果可信。

从具体各变量来看，本文感兴趣的是CEO控制权变量(CEO)、成长性变量(Growth)以及二者交互项(CEO×Growth)。结果表明，CEO与In(Audfee)间存在显著的正相关关系，说明CEO控制权对审计定价有显著的正向影响，即CEO兼任董事长或副董事长的上市公司的审计定价更高。这个结果验证了假说1，反映了成本与审计定价之间存在显著的相关性，成本高的上市公司的审计定价也会更高。Growth与In(Audfee)间也存在显著的正相关关系，说明成长性因素对审计定价也有显著的正向影响，高成长性的公司的审计定价也更高。这个结果验证了假说2。而且在回归方程中同时加入CEO、Growth变量，得到的结论也未发生变化，进一步说明CEO控制权和成长性因素与审计定价之间存在显著的正相关关系。但是在回归方程中加入CEO控制权变量和成长性变量的交互项(CEO×Growth)时，回归结果则发生了变化。由于交互项的加入，CEO与In(Audfee)间不再存在显著的正相关关系，而是成为负相关关系，而且显著性程度明显下降，说明在考虑成长性对CEO控制权影响的情况下，CEO控制权与审计定价之间的关系并不稳定，会出现负相关关系，即CEO兼任董事长或副董事长的上市公司的审计定价反而更低。由此假说3并未得到相应的验证，这说明成长性因素在一定程度上反而降低了上市公司的成本，董事会独立性和低审计定价的关联性并未被公司的高成长性所缓和或削弱，CEO兼任董事长或副董事长反而可能增强了公司管理层与事务所协商确定审计定价时的讨价还价能力，使得审计定价降低。

但本文所得实证结果，与Tsui、Jaggi和Gul(2001)利用香港市场上市公司数据得到的结论完全相反。本文认为结果出现差异的原因在于，从市场发展情况来看，香港证券市场发展相对更为成熟，其上市公司成本相对较低，而沪深A股上市公司由于上市时间较短，成本较高，所以在未加入交互项时，CEO控制权对审计定价产生显著的正向影响，但是由于沪深A股上市公司大多处于发展阶段，即成长初期，还未到高成长性阶段，而且随着近年来沪深A股市场的完善，对CEO行为监管力度加大，使得CEO机会主义行为概率降低，尤其是希望借助公司成长机会获取个人利益的概率变低，因此在加入交互项后，成本得到缓和，CEO控制权不但没有继续提升审计定价，反而使得审计定价降低。

根据Bowerman和O’Connell(1990)的方法，本文将CEO控制权和公司成长性的关系利用图示表现出来。

首先将(1)式的其他控制变量去除，回归模型改写为：

In(Audfee)＝β1CEO＋β2Growth＋β3(CEO×Growth)+a　(2)

将表5中最后一列中所得的变量系数代入(2)式：

In(Audfee)＝-0.037CEO＋0.003Growth＋0.024(CEO×Growth)＋5.867　(3)

为了可以更加清晰地观察到不同CEO控制权的上市公司中成长性与审计定价的关系，将(3)式分为两部分，一部分为CEO拥有对董事会的控制权，而另一部分则为CEO并不拥有控制权。由于变量CEO为虚拟变量，所以当CEO并未拥有控制权时，CEO=0，那么(3)式可以写为：

In(Audfee)=0.003Growth＋5.867　(4)

而当CEO拥有控制权时，CEO=1，那么(3)式可以写为：

In(Audfee)=-0.037＋0.003Growth＋0.024Growth＋5.867

In(Audfee)=0.027Growth＋5.830　(5)

所以，将(4)式和(5)式的内容表现在图1中。

从图1来看，Growth系数在CEO拥有控制权的上市公司中为正(0.027)，在CEO未拥有控制权的上市公司中也为正(0.003)。但是，成长性因素在不同类型上市公司中对审计定价的弹性却差距很大，在CEO拥有控制权的上市公司中的弹性明显大于未拥有控制权的上市公司。另外，在成长性的临界点(1.542，5.872)之前，成长性在CEO未拥有控制权的上市公司中对审计定价的影响程度大于拥有控制权的上市公司，但是影响程度差距不大，而在临界点之后，则相反。由于样本内上市公司的Growth变量中位数为2.394，可以看出Growth刚跨过临界点，此时成长性因素对两种类型上市公司影响程度的差距并未明显地表现出来，这也是导致本文实证结果与Tsui、Jaggi和Gul(2001)不同，并未验证假说3的原因。

关于控制变量，本文发现与先前的研究结论基本相同，在此不进行详细分析，只简单阐述。其中，In(size)、Subs、Tenu及Big均与Audfee呈显著的正相关关系，说明公司规模大、控制子公司家数多、新聘任的会计师事务所及会计师事务所规模大的上市公司的审计定价会更高。AR、Loss与Audfee呈正相关关系，但是在统计上未能显著。

(四)稳健性检验

为了检验上述结论的可靠性，本文进行了相应的稳健性测试。首先，本文利用Tsui、Jaggi和Gul(2001)衡量成长性的指标总资产增长率变量进行检验，所得结论与前文一致，而与Tsui、Jaggi和Gul(2001)的结论相反。其次，去掉本文回归检验中并未有显著结果的AR和Loss变量，然后对其余变量进行回归检验，得到的结果与前文一致。再者，有文献认为存货占总资产之比、资产负债率会对审计定价产生影响，因此本文加入这两个变量进行回归检验。结果显示，存货占总资产之比和资产负债率并不能对审计定价产生显著性影响，而且也未使本文感兴趣的三个主要变量产生实质性变化。最后，本文用国内排名前20位的事务所(Big20)代替排名前10位的事务所，用会计师事务所为上市公司实际服务年数代替审计任期的虚拟变量分别检验，所得结论同样未发生变化，因此认为前文结论是比较稳健的。

五、研究结论

本文在控制相关变量下，利用沪深A股2007-2009年间2596家非金融行业上市公司的混合面板数据，应用一系列回归方程检验CEO控制权、成长性因素与审计定价之间的关系。研究发现：(1)

CEO控制权对审计定价具有显著的正向影响，即CEO兼任董事长或副董事长的上市公司的审计定价更高；(2)成长性因素对审计定价具有显著的正向影响，高成长性公司的审计定价更高；(3)加入CEO控制权与成长性因素交互项后，CEO控制权对审计定价的影响不再显著。另外，本文提供的经验证据还表明，公司规模、控制子公司家数、会计师事务所任期以及会计师事务所规模与审计定价显著正相关，应收账款比重及公司盈亏程度对审计定价的影响不显著。

通过本文研究以及与其他文献比较发现，近年来中国上市公司中董事会被CEO控制的局面有所改善，无论CEO兼任董事长还是兼任副董事长的比例都有所下降，这说明上市公司的治理效应在不断提升，而相关法规对上市公司的治理效应改善也起到了一定作用。另一方面，由于中国上市公司的历史较短，大多处于成长初期，因此，成长性并不高。但是随着上市公司成长性的增强，cEO的利己行为是否会随着公司成长性的增强显现出来，这将是未来进一步研究的方向。

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责任编校：蒋尧明