【摘　要】 文章以2008至2009兩年間我國所有非金融類上市公司為研究樣本，分析了外部審計的審計質(zhì)量對企業(yè)權(quán)益資本成本的影響。研究發(fā)現(xiàn)，高質(zhì)量的外部審計可以起到降低企業(yè)權(quán)益資本成本的作用，“十大”所審計的企業(yè)，其權(quán)益資本成本平均較“非十大”低1%。較國企而言，審計質(zhì)量對非國企發(fā)揮的作用更大；較市場化程度低的地區(qū)而言，在市場化程度高的地區(qū)，審計質(zhì)量發(fā)揮的作用更大。
　　【關(guān)鍵詞】 審計質(zhì)量；　權(quán)益資本成本；　所有權(quán)性質(zhì)；　市場化程度
　　一、引言
　　權(quán)益資本成本乃是現(xiàn)代財務(wù)理論中的核心概念，它既關(guān)系到公司治理、項目效益評估和企業(yè)理財目標(biāo)的實現(xiàn)，也關(guān)系到投資者保護、資本市場有效性等重大研究課題。Sharp等（1990）所提出的資本資產(chǎn)定價模型明確指出，決定企業(yè)權(quán)益資本成本大小的乃是風(fēng)險。
　　企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱將會給資本市場上的投資者帶來不可分散的投資風(fēng)險。審計是降低企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱、緩解代理問題的一種機制（Jensen and Meckling，1976）。審計作用發(fā)揮的大小，賴以其質(zhì)量的高低。高質(zhì)量的審計，可以明顯提高企業(yè)財務(wù)信息的披露質(zhì)量，降低資本市場上投資者的信息風(fēng)險。
　　在過去的30多年里，我國經(jīng)濟建設(shè)取得了輝煌的成就，資本市場逐步建立并且完善，股份制企業(yè)的數(shù)目不斷增長，審計行業(yè)也隨之逐漸復(fù)蘇。時至今日，在我國滬深兩市交易所掛牌交易的上市公司共計2 307家，總市值達到了208 936.60億元，但是與此同時，我國資本市場上依然受到政府的嚴(yán)重干預(yù)，各地區(qū)的制度建設(shè)和市場化進程也存在巨大差異。處在這種特殊的背景之下，我國的外部審計師能否影響以及能在何種程度上影響上市公司的權(quán)益資本成本？這無論是對于審計工作的從業(yè)者、監(jiān)管者，還是對于財務(wù)報表的使用者而言，都是一個極其感興趣且意義非常的問題。本文試圖解答這一問題。
　　二、理論分析，文獻評述和假設(shè)提出
　　現(xiàn)代風(fēng)險理論認(rèn)為，信息不對稱將會對信息劣勢方造成不可分散的信息風(fēng)險（Easley等，2004）。企業(yè)的內(nèi)部人對企業(yè)狀況更為了解，擁有外部投資者所不具備的信息優(yōu)勢，他們可以根據(jù)自身所持有的私人信息及時變換投資組合，獲取更高的投資收益，這對于處于信息劣勢方的外部投資者而言無疑非常不利，為緩解這種局面，投資者必然要求更高的投資回報率，從而加大企業(yè)的權(quán)益資本成本。財務(wù)報表是外部投資者認(rèn)識企業(yè)、判斷企業(yè)價值的重要依據(jù)。許多研究表明，高質(zhì)量的財務(wù)信息披露，可以緩解企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱，明顯降低企業(yè)的權(quán)益資本成本（Botosan，1997；Richardson等，2001；Ashbaugh等，2004）。
　　審計可以對企業(yè)財務(wù)信息的真實性和公允性提供合理保證，高質(zhì)量的外部審計，可以明顯提高企業(yè)財務(wù)信息的質(zhì)量，增加其可靠性和相關(guān)性。Teoh等（1993）和Subramanyam（1996）的研究表明，高質(zhì)量的外部審計可以增加企業(yè)的盈余反應(yīng)系數(shù)和盈余的持續(xù)性。Basu等（2002）則找到了外部審計的審計質(zhì)量與企業(yè)財務(wù)信息的穩(wěn)健性之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系的證據(jù)。而Becker等（1998）以及蔡春等（2005）的研究都證明了高質(zhì)量的外部審計可以明顯抑制企業(yè)的盈余管理行為。
　　從以上的論述中可以得出如下邏輯關(guān)系：決定企業(yè)權(quán)益資本成本的乃是投資者所面對的信息風(fēng)險，而外部審計通過提高企業(yè)財務(wù)信息的質(zhì)量，可以起到緩解企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱程度，降低投資者的信息風(fēng)險，從而減小企業(yè)權(quán)益資本成本的作用。由此，提出本文的第一個研究假設(shè)。
　　假設(shè)1：在其他條件不變的情況下，企業(yè)所聘用外部審計師的審計質(zhì)量越高，其權(quán)益資本成本越低。
　　受到計劃經(jīng)濟體制的影響，為數(shù)巨大的國有上市企業(yè)乃是我國資本市場上的一大特點，雖然經(jīng)歷了國企私有化和股權(quán)分置等一系列改革，但是在我國今日的資本市場中，由政府控股的上市企業(yè)依然占到了企業(yè)總數(shù)的一半以上。與行為逐漸自主化的民營上市企業(yè)不同，國有企業(yè)受到政府的嚴(yán)重干預(yù)，往往作為當(dāng)?shù)卣畬嵤┱叩妮d體，其理財目標(biāo)也出現(xiàn)異化，雎國余等（2004）和陳信元等（2009）都認(rèn)為國有企業(yè)的理財目標(biāo)更多是為了促進當(dāng)?shù)亟?jīng)濟增長，降低失業(yè)率，維持社會平穩(wěn)等，而不是單純的所有者利益最大化。因此，對國有企業(yè)而言，外部投資者對于其重要性顯然不及對于非國有企業(yè)，故國企管理者操縱財務(wù)信息，欺騙投資者的動機也比較微弱。在這種情況下，外部審計對國有企業(yè)所發(fā)揮的作用也不及對非國有企業(yè)所發(fā)揮的作用大。由此，得到本文的第二個假設(shè)。
　　假設(shè)2：在其他條件不變的情況下，高質(zhì)量的外部審計減小非國有企業(yè)權(quán)益資本成本的程度大于國有企業(yè)。
　　作為轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體，由于受到資源稟賦、地理位置以及國家政策等因素的影響，我國各省市的制度建設(shè)和市場化程度存在著巨大差距。在市場化程度較高的地區(qū)，各項制度的建設(shè)更加完善，企業(yè)行為更加自主和理性，外部審計師為應(yīng)對較大的執(zhí)業(yè)風(fēng)險也會不斷提高審計質(zhì)量。而在市場化程度較低的地區(qū)，企業(yè)受政府的干預(yù)嚴(yán)重，審計師所面臨的執(zhí)業(yè)風(fēng)險也較小。故而本文預(yù)計，相對于市場化程度低的地區(qū)，外部審計在市場化程度高的地區(qū)所發(fā)揮的作用更大。由此，得到本文的第三個假設(shè)。
　　假設(shè)3：其他條件不變的情況下，在市場化程度高的地區(qū)中，高質(zhì)量的外部審計減小企業(yè)權(quán)益資本成本的程度更大。
　　三、研究設(shè)計和樣本說明
　?。ㄒ唬?quán)益資本成本的衡量
　　本文選取剩余利潤模型中Easton（2004）所提出的PEG模型來估計上市公司的權(quán)益資本成本，陸正飛等（2004）認(rèn)為剩余價值模型對我國上市公司股權(quán)成本的預(yù)期能力要優(yōu)于其他模型。對權(quán)益資本成本的具體計算如下：
　　Ri，t=■ （1）
　　上式各個變量符號的含義如下：下標(biāo)i代表第i個企業(yè)，t代表第t個會計年度，等式左邊的R即為企業(yè)的權(quán)益資本成本的估計值，等式右邊的eps代表企業(yè)會計年度末的每股收益，P代表企業(yè)的股票價格。
　?。ǘ徲嬞|(zhì)量的衡量
　　本文以事務(wù)所規(guī)模作為審計質(zhì)量的替代指標(biāo)，以中注協(xié)網(wǎng)站公布的“百強事務(wù)所”的前十位作為高審計質(zhì)量的代表，以變量名Big10表示，當(dāng)企業(yè)所聘用的審計師來自“十大”時，Big10為1，否則為0?；贒eAngelo（1981）和Lennox（1999）的規(guī)范分析，大所的聲譽更高，所面對的法律風(fēng)險更大，因而其審計質(zhì)量要高于中小型事務(wù)所，這種觀點也得到了后續(xù)許多經(jīng)驗證據(jù)的支持（Teoh等，1993；Becker等，1998；蔡春等，2005），故而以“十大”替代高質(zhì)量的外部審計是合適的。
　?。ㄈ┯嬃磕Ｐ偷臉?gòu)建
　　為研究外部審計質(zhì)量和企業(yè)權(quán)益資本成本的相關(guān)關(guān)系，驗證本文假設(shè)，筆者建立如下計量模型：
　　Ri，t=α0+α1×Big10i，t+α2×βi，t+α3×SIZEi，t+α4×BMi，t
　　+α5LEVi，t+α6×CFO/ASSi，t+α7×OWNERi，t+α8×INDIRi，t+α9
　　×PREi，t+εi，t （2）
　　上式被解釋變量R代表企業(yè)權(quán)益資本成本，以PEG模型估計。被解釋變量Big10代表來自“十大”的審計師，其余各個控制變量的含義如下：β值代表了企業(yè)的系統(tǒng)風(fēng)險，β值越大，企業(yè)的風(fēng)險越高，故預(yù)計其回歸符號為正。SIZE為企業(yè)規(guī)模，投資者對大規(guī)模企業(yè)的關(guān)注更多，所掌握的信息也更充分，故預(yù)計回歸符號為負(fù)。BM為企業(yè)的賬面市值比，F(xiàn)ama等（1993）認(rèn)為賬面市值比較高的公司的股價容易被低估，投資者對此類企業(yè)要求的回報率較高，所以預(yù)計回歸符號為正。LEV為企業(yè)的財務(wù)杠桿，財務(wù)杠桿越大的企業(yè)，其技術(shù)性破產(chǎn)的風(fēng)險越高，故預(yù)計回歸符號為正。CFO/ASS為企業(yè)經(jīng)營性現(xiàn)金流量率，企業(yè)的財務(wù)狀況越健康，投資者面臨的風(fēng)險越小，故預(yù)計回歸為負(fù)。OWNER為企業(yè)第一大股東持股比率，該比率越高，第一大股東與中小投資者的利益越趨于一致，但同時大股東“掏空”企業(yè)的行為也更加容易實施，故無法預(yù)計回歸符號。IND為企業(yè)獨立董事占董事會總?cè)藬?shù)的比率，獨立董事負(fù)責(zé)企業(yè)的內(nèi)部控制建設(shè)并領(lǐng)導(dǎo)內(nèi)部審計，故預(yù)計回歸符號為負(fù)。最后，PRE代表了投資者的預(yù)期收益，投資者預(yù)期越高，所要求的回報率便越高，故預(yù)計回歸符號為正。為簡明起見，各變量的計算方法如表1所示。
　?。ㄋ模┭芯繕颖?br/>　　本文選取2008年—2009年間在滬深兩市交易所掛牌交易的所有上市公司為研究樣本。2007年我國開始實施新會計準(zhǔn)則，選取滯后一年的樣本可以排除準(zhǔn)則變更對研究產(chǎn)生的影響。另外，本文樣本按照以下步驟進行篩選處理：1.剔除任何一年中任何一項數(shù)據(jù)缺失的樣本；2.剔除ST、*ST的樣本企業(yè)；3.剔除屬于金融保險業(yè)的樣本；4.因為被解釋變量Ri，t的計算要求epsi，t+2≥epsi，t+1，故剔除不滿足此條件的樣本。經(jīng)以上順序?qū)颖具M行處理后，最終得到1 049個研究樣本。文中各項數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，并與巨潮咨詢網(wǎng)（www.cninfo.com.cn）上企業(yè)年報數(shù)據(jù)進行交叉印證，確保數(shù)據(jù)的精確性。本文所用計量軟件為STATA10.0版。
　　四、實證結(jié)果和分析
　?。ㄒ唬┟枋鲂越y(tǒng)計
　　表2中的Plane A和Plane B分別為全樣本和以審計質(zhì)量劃分的分樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果，從Plane A中可以看到，被解釋變量R的均值為0.153，表明我國企業(yè)的權(quán)益資本成本平均值為15.3%，而標(biāo)準(zhǔn)差卻為12.3%，差異系數(shù)達到了80%，這說明不同的上市企業(yè)，其權(quán)益資本成本存在著較大的差距。解釋變量Big10的均值表明我國有接近40%的上市企業(yè)選擇聘用審計質(zhì)量高的外部審計師，這反映了隨著我國資本市場建設(shè)的日益完善，高質(zhì)量外部審計需求缺乏的情況得到了根本改善。而OWNER的均值達到了36.8%，遠高于英美上市公司，表明與眾多東亞企業(yè)一樣，我國的企業(yè)同樣存在“一股獨大”的現(xiàn)象。獨立董事比例變量INDIR的均值為36.2%，標(biāo)準(zhǔn)差只有5.1%，分布非常集中，說明了我國上市企業(yè)普遍達到了證監(jiān)會“獨立董事至少占董事會人數(shù)1/3”的要求，公司治理機制不斷完善。最后，投資者預(yù)期變量PRE的均值為7.6%，表明我國資本市場上投資者對于權(quán)益投資的預(yù)期報酬率接近8%。
　　在Plane B的分樣本描述性統(tǒng)計結(jié)果中可以看到，由“十大”事務(wù)所審計的企業(yè)，其權(quán)益資本成本平均要比由“非十大”事務(wù)所審計的企業(yè)低4.5%。另外，由“十大”所審計的企業(yè)同時也具備有規(guī)模大、資產(chǎn)負(fù)債率高、賬面市值比小以及控股股東持股比率高的特點。還發(fā)現(xiàn)，投資者對“十大”所審計企業(yè)的預(yù)期投資回報率更低，這同時也表明了“十大”可以明顯降低外部投資者的信息風(fēng)險。
　　（二）Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣分析
　　表3展示了本文各個變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣。從矩陣中可以看到，解釋變量Big10與被解釋變量R在10%的顯著性水平下呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，支持本文的第一個假設(shè)，說明高質(zhì)量的外部審計可以明顯降低企業(yè)的權(quán)益資本成本。另外，除企業(yè)規(guī)模變量SIZE以外，各控制變量與被解釋變量之間的相關(guān)性均與前文的預(yù)測相一致，其中，控制變量、BM、LEV以及PRE與R之間呈現(xiàn)出不同水平的顯著相關(guān)關(guān)系。解釋變量與控制變量、各個控制變量之間的相關(guān)系數(shù)最大值僅為0.29，可認(rèn)為模型并不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。
　　Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣只能夠提供解釋變量和被解釋變量之間初步的相關(guān)性信息，無法剔除其他因素的影響，為了更加準(zhǔn)確地分析外部審計質(zhì)量和企業(yè)權(quán)益資本之間的相關(guān)關(guān)系，本文接下來采用OLS回歸模型對審計質(zhì)量和企業(yè)權(quán)益資本成本之間的相關(guān)關(guān)系進行深入研究。
　?。ㄈ㎡LS多元線性回歸結(jié)果和分析
　　為了驗證前文所提出的假設(shè)，本文分別以企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)和其所處地區(qū)市場化程度的高低對樣本進行劃分，當(dāng)企業(yè)是由國務(wù)院各部委或是各省市的政府部門控股時，歸為國企組，否則歸為非國企組，按此標(biāo)準(zhǔn)劃分后，國企組共包含樣本682個，非國企組包含樣本327個。對于市場化程度，本文以樊綱等（2009）所開發(fā)的“中國市場化指數(shù)”進行度量，指數(shù)的數(shù)值越大，則表示該地區(qū)市場化程度越高；以中位數(shù)為界，若企業(yè)所處地區(qū)的市場化指數(shù)在中位數(shù)以上，歸為市場化程度高組，否則歸為市場化程度低組。劃分完畢之后，市場化程度高組包含樣本873個，市場化程度低組包含樣本212個。
　　全樣本和兩個分樣本的OLS回歸結(jié)果如表4所示，從全樣本的回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，在對相關(guān)影響因素進行控制之后，解釋變量Big10與被解釋變量R成顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系（5%顯著性水平），說明高質(zhì)量的外部審計的確可以明顯降低企業(yè)的權(quán)益資本成本，且就平均而言，由“十大”審計的企業(yè)，其權(quán)益資本成本較由“非十大”審計的企業(yè)低1%，從而驗證了本文的假設(shè)1。在所有權(quán)分樣本的回歸結(jié)果中，對非國企組而言，解釋變量與被解釋變量之間的相關(guān)關(guān)系依然顯著（5%顯著性水平），但是對于國企組，Big10雖然也與R呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但卻不顯著，從而驗證了本文的假設(shè)2，表明高質(zhì)量的外部審計對于非國企而言，在降低權(quán)益資本成本方面所發(fā)揮的作用更大。同樣對比市場化程度分樣本的回歸結(jié)果，在市場化程度高組，解釋變量與被解釋變量同樣顯著負(fù)相關(guān)（5%顯著性水平），而在市場化程度低組卻沒有這種關(guān)系，進而驗證了本文的假設(shè)3，表明了高質(zhì)量的外部審計在市場化程度高的地區(qū)，其作用更能夠得到充分發(fā)揮。至此，本文的3個假設(shè)被全部驗證。
　　另外，控制變量BM以及LEV都與R成顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明投資者對風(fēng)險越大的企業(yè)，所要求的權(quán)益回報率也就越高。投資者預(yù)期PRE與R在1%水平下呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，表明了投資者的預(yù)期對企業(yè)權(quán)益資本成本起著重要的正向促進作用。但是獨董比率INDIR卻與R呈現(xiàn)出顯著的正向相關(guān)，這種關(guān)系表明隨著獨立董事在董事會總?cè)藬?shù)中所占比例的上升，企業(yè)的權(quán)益資本成本反而逐漸增大，說明我國企業(yè)的內(nèi)部治理機制不完善，獨立董事的治理作用不但未得到發(fā)揮，反而在一定程度上加劇了企業(yè)內(nèi)外部的信息不對稱，增大了投資者的風(fēng)險。
　　五、研究結(jié)論與不足
　　本文選取2008年至2009年兩年期間，我國滬深兩市所有非金融類上市公司為研究樣本，研究了外部審計的審計質(zhì)量對企業(yè)權(quán)益資本成本的影響。本研究主要發(fā)現(xiàn)，外部審計的審計質(zhì)量與企業(yè)的權(quán)益資本成本呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，從而說明高質(zhì)量的外部審計可以起到降低企業(yè)權(quán)益資本成本的作用，且這種作用在非政府控股的企業(yè)中以及市場化程度較高的地區(qū)，更能夠得到充分發(fā)揮。就平均而言，“十大”所審計的企業(yè)，其權(quán)益資本成本較“非十大”低1%。研究同時發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的β值、賬面市值比以及資產(chǎn)負(fù)債率等風(fēng)險指標(biāo)越大，權(quán)益資本成本越高，而企業(yè)規(guī)模則可以降低其權(quán)益資本成本。另外，衡量公司內(nèi)部治理機制的控股股東持股比率變量與企業(yè)權(quán)益資本成本之間的相關(guān)關(guān)系很微弱，而獨董比率卻和權(quán)益資本成本顯著正相關(guān)，說明我國企業(yè)的內(nèi)部治理機制有待進一步完善。
　　針對本文的研究結(jié)論，筆者提出以下建議：1.減少政府對企業(yè)的干預(yù)，加強企業(yè)經(jīng)營的自主性；2.加快落后地區(qū)的市場化建設(shè)進程，使企業(yè)行為更加理性化；3.切實加強企業(yè)內(nèi)部治理機制的建設(shè)，充分發(fā)揮公司治理的作用。
　　最后，本文的不足之處在于對企業(yè)權(quán)益資本成本的衡量方式比較單一，并且沒有使用國外財務(wù)界所廣泛運用的Feltham和Ohlson（1995）開發(fā)的剩余價值模型，但考慮到以此模型估算權(quán)益資本成本，至少需要企業(yè)滯后12期的財務(wù)數(shù)據(jù)，而我國的會計準(zhǔn)則變化頻繁，確實無法滿足這一條件，所以將這個遺憾留給未來的研究?！?br/>　　【參考文獻】
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