魏卉 劉亞夢

一、引言

在全球經(jīng)濟下行、中美貿(mào)易摩擦反復(fù)、企業(yè)利潤承壓、宏觀調(diào)控著力去杠桿的背景下，緩解我國企業(yè)融資壓力，降低融資成本成為當(dāng)務(wù)之急。其中，權(quán)益融資是上市公司融資的重要渠道，作為經(jīng)濟發(fā)展主體的上市公司如何盡可能降低權(quán)益資本成本，獲取融資優(yōu)勢，引領(lǐng)企業(yè)良性發(fā)展和確保宏觀資本市場的穩(wěn)定繁榮尤為重要。

權(quán)益資本成本是股權(quán)投資者要求獲得的預(yù)期收益率，即上市公司為獲得權(quán)益資本所付出的代價。投資者根據(jù)自己掌握的各種信息對企業(yè)進行評估，并在收益與風(fēng)險之間權(quán)衡，收益的不確定性越大，投資者要求的報酬率越高，權(quán)益資本成本則隨之提高。上市公司提供的財務(wù)報告所反映的會計信息是投資者投資決策的主要依據(jù)，但受限于自身有限的專業(yè)知識和高昂的信息鑒定成本，投資者往往難以對企業(yè)的財務(wù)信息做出準(zhǔn)確判斷，進而會對權(quán)益資本成本產(chǎn)生負面影響。而客觀公允的外部審計報告則是對企業(yè)財務(wù)報告信息真實性的鑒定結(jié)果，高質(zhì)量的審計能夠增加上市公司財務(wù)報告的可信度，提高會計信息的披露質(zhì)量，降低企業(yè)的代理成本和信息不對稱，使投資者對公司股票價格及風(fēng)險做出更精確的判斷，降低其預(yù)測及評估風(fēng)險，最終對權(quán)益資本成本產(chǎn)生重要影響。

雖然現(xiàn)有為數(shù)不多的文獻已證實，高質(zhì)量的審計作為企業(yè)的外部治理機制可有效降低權(quán)益資本成本（Khurana和Raman，2004；Li et al.，2009；朱丹和李琰，2017；曹書軍等，2012），但是審計質(zhì)量具體通過何種路徑作用于權(quán)益資本成本，現(xiàn)有文獻并未對其微觀影響機理進行檢驗。本文基于審計所具有的公司治理效應(yīng)、信息價值及保險功能，考察審計質(zhì)量是否以及如何影響權(quán)益資本成本，以期驗證審計質(zhì)量影響權(quán)益資本成本的內(nèi)在作用機理及路徑。本文可能的貢獻在于：（1）從我國獨特的制度背景出發(fā)，系統(tǒng)分析審計質(zhì)量影響權(quán)益資本成本的作用機理，并從“審計質(zhì)量→第一類代理成本→權(quán)益資本成本”、“審計質(zhì)量→第二類代理成本→權(quán)益資本成本”、“審計質(zhì)量→信息不對稱→權(quán)益資本成本”及“審計質(zhì)量→經(jīng)營風(fēng)險（負向重大業(yè)績波動）→權(quán)益資本成本”四條路徑進行中介檢驗，以明確審計質(zhì)量影響企業(yè)權(quán)益資本成本的具體作用路徑，彌補現(xiàn)有研究路徑檢驗的不足。（2）從權(quán)益資本成本的視角檢驗審計的監(jiān)督功能、信息功能及保險功能，豐富了審計保險假說、審計質(zhì)量經(jīng)濟后果及權(quán)益資本成本影響因素方面的研究文獻，并提供新興市場獨特的經(jīng)驗證據(jù)。

二、審計質(zhì)量影響權(quán)益資本成本的路徑分析及研究假設(shè)

基于經(jīng)濟學(xué)視角，外部獨立審計具有監(jiān)督內(nèi)部人、降低信息不對稱和為投資者提供保險等功能，本部分依其功能分別從公司治理效應(yīng)、信息效應(yīng)及保險效應(yīng)三個方面，具體闡述審計質(zhì)量對權(quán)益資本成本的影響機理。

（一）公司治理效應(yīng)：緩解兩類代理成本

基于監(jiān)管假說，審計需求源于委托代理關(guān)系。傳統(tǒng)代理理論認為，審計是一項緩解股東與管理層之間代理沖突，降低第一類代理成本的重要擔(dān)保 機 制（Jensen and Meckling，1976）。Fan 和 Wong（2005）的研究進一步證明，獨立的外部審計亦可在緩解控股股東與中小股東之間的沖突中發(fā)揮公司治理功能。后續(xù)諸多研究表明，在法律保護較弱的市場環(huán)境下，審計可以作為法律的替代機制，較好地發(fā)揮公司治理功能，可約束內(nèi)部人的短視行為，限制經(jīng)理人和大股東對剩余控制權(quán)的濫用，保護投資者獲取投資回報（Dyck and Zingales，2004）。受制于特定的制度背景和產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)，我國上市公司的代理問題不僅存在于管理層與股東之間，還存在于大股東與中小股東之間（白重恩，2005），由此形成的雙重代理成本對上市公司的權(quán)益資本成本具有更為顯著的影響。理性的投資者一旦預(yù)期到內(nèi)部人（控股股東和管理層）存在機會主義行為的可能性，自然會以降低出價水平的方式維護自身權(quán)益，將股票價格作為代理成本較高時的利益保護機制，而這勢必提高公司的權(quán)益資本成本。公司的代理問題越嚴(yán)重，其內(nèi)部人越有動機雇用獨立的第三方監(jiān)督和證明自己，即通過獨立審計鑒證或擔(dān)保其財務(wù)報告的客觀性及公允性，使投資者相信他們的機會主義行為受到了嚴(yán)格的監(jiān)督，財務(wù)報告所提供的信息可以作為雙方締結(jié)合約的有效基礎(chǔ)。因此，高質(zhì)量審計作為獨立的外部監(jiān)督機制可發(fā)揮公司治理效應(yīng)，約束管理層及控股股東的自利行為，監(jiān)督企業(yè)內(nèi)部人提供高質(zhì)量的會計信息，以緩解公司存在的雙重代理沖突，降低兩類代理成本，降低投資者要求的風(fēng)險溢價，進而使公司的權(quán)益資本成本得以相應(yīng)降低。

（二）信息效應(yīng)：降低信息不對稱

在信息假說下，獨立審計的需求源于投資者與公司內(nèi)部人之間的信息不對稱以及信息的定價作用和信號顯示功能。在資本市場上，信息尤其是會計信息是聯(lián)系上市公司和投資者之間的重要紐帶，是投資者進行投資決策的主要依據(jù)。投資者根據(jù)企業(yè)會計信息所傳遞的信號，以“當(dāng)期盈余一未來盈余一未來股利及股價”的邏輯做出決策，故信息在資本市場會被定價并具有一定經(jīng)濟后果。國內(nèi)外研究已證實，增加信息披露數(shù)量或質(zhì)量可降低權(quán)益資本成本（Botosan et al.，1997、2002；Bhattacharya et al.，2003；Leuz and Verrecchia，2005；汪煒和蔣高峰，2004；曾穎和陸正飛，2006）。而實際上，會計信息在資本市場的各參與者主體間并不呈均勻?qū)ΨQ分布，相對外部投資者而言，公司內(nèi)部人則更具有信息優(yōu)勢。由于信息不對稱的存在，加之投資者自身專業(yè)知識的匱乏和高額的信息鑒證成本，故其無法對公司提供的會計信息做出有效過濾和準(zhǔn)確判斷，便會要求更高的投資報酬率以補償信息不對稱所帶來的信息風(fēng)險，進而使公司權(quán)益資本成本趨高。

改善資金供需雙方信息不對稱的關(guān)鍵在于提高上市公司財務(wù)報告質(zhì)量，高質(zhì)量的審計作為一種信息鑒證機制，通過確認公司財務(wù)報告是否遵循會計準(zhǔn)則以及是否公允來反映公司的基本經(jīng)濟活動，增強會計信息的可靠性和相關(guān)性，縮小企業(yè)財務(wù)報告與不可觀測的經(jīng)濟實質(zhì)之間的差異，增強投資者對企業(yè)所披露的財務(wù)信息乃至企業(yè)整體質(zhì)量的信任，從而產(chǎn)生信息的增量效應(yīng)。審計質(zhì)量越高，財務(wù)報告的信息含量也越高，越有利于投資者確定合理的預(yù)期報酬率?？儍?yōu)公司為獲取更高的股票價格，避免自身價值被低估的可能，有動機選擇更高質(zhì)量的獨立審計，以便與劣績公司劃清界限。因此，高質(zhì)量的審計所具有的信息價值及信號功能，可有效緩解信息不對稱，降低投資者逆向選擇所帶來的交易成本，投資者預(yù)期報酬率隨之降低，即高質(zhì)量的審計會對權(quán)益資本成本的降低產(chǎn)生正面效應(yīng)。

（三）保險效應(yīng)：投資風(fēng)險轉(zhuǎn)移

審計最初被認為只具備信息鑒證功能和監(jiān)督功能，隨著資本市場的發(fā)展以及我國審計制度和法律的不斷完善，審計的保險功能日益凸顯。審計保險假說認為審計的價值在于其風(fēng)險轉(zhuǎn)移機制（Dye，1993）。審計師通過出具審計意見，對企業(yè)財務(wù)報告披露的財務(wù)狀況及經(jīng)營成果是否真實公允做出承諾，投資者基于對審計師公信力的信賴，依據(jù)經(jīng)審計之后的財務(wù)報告進行投資決策。由此，審計師就其審計的財務(wù)報告對投資者承擔(dān)了“瑕疵擔(dān)保責(zé)任”，于是審計報告成為了財務(wù)報告所附帶的一份“保單”。因為如果管理層提供未經(jīng)審計且可能存在虛假陳述的財務(wù)報告給投資者，投資者據(jù)之決策后若出現(xiàn)投資損失，只能向管理層追償；而如果管理層提供已經(jīng)審計、但仍存在虛假陳述的財務(wù)報告給投資者，投資者若出現(xiàn)投資損失，則可向管理層和審計師雙方進行追償，即審計為投資者的投資損失提供了雙重保險?；趯徲嫳ｋU假說，投資者面臨的部分風(fēng)險會被轉(zhuǎn)移給審計師。上市公司業(yè)績的重大波動反映了經(jīng)營業(yè)績和盈利能力的變化，是企業(yè)系統(tǒng)風(fēng)險的綜合體現(xiàn)。業(yè)績正向重大波動的企業(yè)具有較高的財務(wù)信息風(fēng)險，業(yè)績負向重大波動的企業(yè)體現(xiàn)為較高的經(jīng)營風(fēng)險（韓曉梅和周瑋業(yè)，2013），在此主要驗證審計的保險假設(shè)，因此只關(guān)注企業(yè)業(yè)績負向重大波動。如果審計具有保險價值，那么高質(zhì)量的審計可及時發(fā)現(xiàn)企業(yè)面臨的經(jīng)營風(fēng)險（負向重大業(yè)績波動），降低投資者所面臨的投資風(fēng)險，投資者便愿意為審計的保險功能支付溢價（伍麗娜等，2010），從而降低投資者的預(yù)期報酬率，權(quán)益資本成本隨之降低。

圖1 審計質(zhì)量影響權(quán)益資本成本的作用路徑

綜上，獨立審計的監(jiān)督功能具有公司治理效應(yīng)，通過約束管理層及控股股東的自利行為，緩解公司存在的雙重代理沖突，從而降低投資者要求的風(fēng)險溢價，降低權(quán)益資本成本；信息功能則是通過增強財務(wù)報表的可信度，緩解信息不對稱，進而對權(quán)益資本成本產(chǎn)生影響；保險功能通過對財務(wù)報告承擔(dān)的“瑕疵擔(dān)保責(zé)任”，降低投資者面臨的企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險，權(quán)益資本成本隨之降低。其具體影響路徑如圖1所示。據(jù)此提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：審計質(zhì)量與公司權(quán)益資本成本呈負相關(guān)關(guān)系，即外部獨立審計質(zhì)量越高，權(quán)益資本成本越低；

假設(shè)2：第一類代理成本可能是審計質(zhì)量影響權(quán)益資本成本的中介變量之一；

假設(shè)3：第二類代理成本可能是審計質(zhì)量影響權(quán)益資本成本的中介變量之一；

假設(shè)4：信息不對稱可能是審計質(zhì)量影響權(quán)益資本成本的中介變量之一；

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

表2 相關(guān)性檢驗

表3 多重共線性分析

假設(shè)5：經(jīng)營風(fēng)險（負向重大業(yè)績波動）可能是審計質(zhì)量影響權(quán)益資本成本的中介變量之一。

三、研究設(shè)計

（一）研究樣本與數(shù)據(jù)來源

本文選取2006—2018年中國滬深兩市A股上市公司數(shù)據(jù)為初始樣本，由于權(quán)益資本成本的估算限制，最終數(shù)據(jù)區(qū)間為2006—2016年。資本市場及相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文還對樣本進行以下數(shù)據(jù)處理：（1）剔除金融行業(yè)公司；（2）剔除樣本期間被ST及數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的公司；（3）剔除權(quán)益資本成本計算異常（處于0～1之外）的樣本；（4）對模型中的所有連續(xù)變量進行上下1%分位數(shù)的縮尾(Winsorize)處理，以消除變量極端值對實證結(jié)果的影響。最終得到8210個觀測值。本文使用stata14進行數(shù)據(jù)處理，權(quán)益資本成本的方程計算求解使用matlab軟件。

（二）變量定義

1.被解釋變量：權(quán)益資本成本。國際上計量權(quán)益資本成本比較通用的模 型 有：GLS模 型（Gebhardt et al.，2001）、OJ模型（Ohlson and Juettner-Nauroth，2005）、ES 模型（Easton，2004）和CT模型（Claus and Thomas，2001）。本文選用OJ模型衡量權(quán)益資本成本，該模型僅需預(yù)測企業(yè)未來盈利，而不需對賬面價值和凈資產(chǎn)收益率作出估計，亦不需假設(shè)股利支付，相較于其他模型，在模型測度效果、數(shù)據(jù)可得性及模型適用性方面均具備一定的優(yōu)勢。為了避免單一權(quán)益資本成本計量模型的計算誤差對回歸結(jié)果的影響，本文還分別采用ES模型度量的權(quán)益資本成本以及OJ模型和ES模型計算的權(quán)益資本成本的均值做穩(wěn)健性檢驗。

2.解釋變量：審計質(zhì)量。操控性應(yīng)計利潤是公司管理者違規(guī)構(gòu)造交易事項和利用會計政策選擇所形成的利潤部分，通常被視作盈余管理的核心內(nèi)容。一般而言，外部審計質(zhì)量越高，越容易發(fā)現(xiàn)公司內(nèi)部可能存在的操控利潤的行為，從而對可操控應(yīng)計利潤產(chǎn)生壓縮效果。所以企業(yè)的可操控應(yīng)計利潤的大小在一定程度上體現(xiàn)了審計質(zhì)量的大小。本文參考王兵等（2011）、吳昊旻等（2015）及張健和魏春燕（2016）的研究，采用經(jīng)行業(yè)調(diào)整的修正Jones模型(JDA) 以及按Kothari等（2005）的業(yè)績調(diào)整模型（KDA）兩種方式估算的可操縱應(yīng)計利潤的絕對值作為審計質(zhì)量的代理變量。其值越小，則審計質(zhì)量越高。

（1）截面基本 Jones 模型：

其中，TAi,t是i公司第t年的總應(yīng)計利潤，等于企業(yè)當(dāng)年的凈利潤減去經(jīng)營活動現(xiàn)金流量；Ai,t-1是i公司第t-1年期末總資產(chǎn)，△REVi,t是i公司第t年主營業(yè)務(wù)收入與第t-1年主營業(yè)務(wù)收入的差額；PPEi,t是i公司第t年末廠房、設(shè)備等固定資產(chǎn)原值，εi,t為殘差項（即i公司第t年經(jīng)第t-1年期末總資產(chǎn)調(diào)整后的操控性應(yīng)計利潤DA），a1、a2、a3為行業(yè)特征參數(shù)。

（2）截面業(yè)績調(diào)整 Jones 模型：

其中，ROAi,t為i公司第t年的總資產(chǎn)收益率，其他變量的定義同模型（1）。

通過模型（1）和模型（2）分年度、分行業(yè)回歸估計出的殘差項即為操控性應(yīng)計項，本文分別取絕對值（JDA和KDA）作為審計質(zhì)量的代理變量，KDA變量做穩(wěn)健性檢驗。

3.中介變量

（1）第一類代理成本。借鑒Ang et.al（2000）、高鳳蓮和王志強（2016）的做法，本文使用管理費用率度量股東與管理層間的第一類代理成本。管理費用率越高，意味著管理者通過在職消費、索取超額薪酬以及不當(dāng)開支等的自利行為越嚴(yán)重，即股東與管理層之間的第一類代理成本越高，反之則第一類代理成本越低。

（2）第二類代理成本。已有研究表明，大股東利用其絕對控股地位，往往通過盈余管理、關(guān)聯(lián)交易及市場操縱等手段侵占中小股東利益（Jiang，2010），其中，大股東占用上市公司資金是其侵占中小股東利益的主要表現(xiàn)形式之一，而大股東占用上市公司資金多通過與關(guān)聯(lián)方的銷售形成應(yīng)收款項或以“暫借款”形式形成其他應(yīng)收款項。相對于前者，以“暫借款”形式形成的其他應(yīng)收款項則更具隱蔽性，從而成為大股東侵占中小股東利益的主要形式和內(nèi)容。鑒于此，本文遵循主流文獻做法（李姝等，2018；甄紅線等，2015），采用其他應(yīng)收款占公司總資產(chǎn)的比率來衡量大股東與中小股東之間的第二類代理成本。其他應(yīng)收款占比越大，表明大股東與中小股東之間的第二類代理成本越高。

（3）信息不對稱。參照現(xiàn)有文獻（蘇冬蔚和熊家財，2013），本文選用Amihud（1986）提出的非流動比率計量信息不對稱程度。即：

小城生活終究要現(xiàn)實。兩年過去，他結(jié)婚生子，同時開始創(chuàng)業(yè)，而她仍然守著自己的光陰，等待獨具慧眼的人來發(fā)現(xiàn)她。他有時猜測，這女人最后會去哪里？嫁一個真正的藝術(shù)家？她自己成為藝術(shù)家？無論如何，從她的起點望出去，似乎只有一條藝術(shù)人生可以走。盡管，這在小縣城里，實現(xiàn)起來非常困難。

其中Dit表示當(dāng)年交易天數(shù)，ritd表示i企業(yè)t年度第d個交易日的股票收益率，Vitd表示日個股交易金額（單位為億元）。|ritd|/Vitd為每億元成交額所引起的價格變化。ILL越高，單位成交金額對價格的沖擊就越大，股票流動性也就越低，企業(yè)信息不對稱程度越高；反之，股票流動性越高，信息不對稱程度則越低。

（4）經(jīng)營風(fēng)險（負向重大業(yè)績波動）。本文借鑒韓曉梅和周瑋（2013）的研究，采用負向重大業(yè)績波動驗證審計的保險功能。當(dāng)上市公司發(fā)生負向重大業(yè)績波動時，表明企業(yè)經(jīng)營狀況和盈利能力出現(xiàn)了不利變化，這時候企業(yè)面臨著較重的經(jīng)營風(fēng)險，審計質(zhì)量如果能夠發(fā)揮保險功能則可以緩解投資者面臨的企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險。本文采用凈利潤來反映重大業(yè)績波動，當(dāng)上年凈利潤大于0而且本年凈利潤小于0時，則認為存在負向重大業(yè)績波動，即存在較為嚴(yán)重的經(jīng)營風(fēng)險，取值為1；當(dāng)上年凈利潤與本年凈利潤乘積大于0且上年凈利潤大于本年凈利潤時認為不存在負向重大業(yè)績波動，取值為0。

4.控制變量。根據(jù)Fama和French（1992）、La Porta等（1996）、葉康濤和陸正飛（2004）等文獻，本文選取貝塔系數(shù)、企業(yè)規(guī)模、賬面市值比、成長性、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為控制變量。

（三）模型構(gòu)建

本文借鑒Baron 和Kenny(1986)及溫忠麟等（2004）提出的中介效應(yīng)檢驗程序，構(gòu)建模型（4）～（6）對主變量關(guān)系以及兩類代理成本、信息不對稱以及經(jīng)營風(fēng)險（負向重大業(yè)績波動）四個中介變量進行檢驗。具體檢驗步驟為：第一步，將所有變量進行中心化處理（使變量的均值為0）；第二步，對模型（4）進行回歸，檢驗權(quán)益資本成本與審計質(zhì)量的回歸系數(shù)是否顯著為正，如果系數(shù)β1顯著為正，則進行下一步，如果不顯著則停止檢驗；第三步，對模型（5）和模型（6）進行回歸，依次檢驗?zāi)Ｐ停?）中的中介變量與審計質(zhì)量的回歸系數(shù)γ1、模型（6）中的中介變量與權(quán)益資本成本的回歸系數(shù)λ2是否顯著，如果系數(shù)γ1和λ2都顯著，意味著審計質(zhì)量對權(quán)益資本成本的影響至少有一部分是通過中介變量實現(xiàn)的，進一步檢驗系數(shù)λ1。如果系數(shù)γ1和λ2至少有一個不顯著則需要進行檢驗；第四步，檢驗系數(shù)λ1，如果λ1顯著為正且與β1相比有所下降，則說明存在部分中介效應(yīng)；如果λ1不顯著，則說明中介變量扮演了完全中介的作用。

表5 審計質(zhì)量影響權(quán)益資本成本及其路徑檢驗回歸結(jié)果（二）

四、實證研究結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計與單變量檢驗

主要變量的描述性統(tǒng)計由表1所示，權(quán)益資本成本（KOJ）的均值與中位數(shù)分別為14.27%和11.74%，最大值和最小值分別為49.72%和2.46%，說明不同上市公司的權(quán)益資本成本差異較大。審計質(zhì)量指標(biāo)JDA的均值和中位數(shù)分別為0.0807和0.0504，計量結(jié)果與現(xiàn)有文獻基本一致（張健和魏春燕，2016）。第一類代理成本（AC1）即“管理費用率”均值為9.04%，中位數(shù)為7.24%，個別公司高達52.26%，說明個別公司管理層與股東之間的代理問題比較嚴(yán)重。第二類代理成本（AC2）的均值和中位數(shù)分別為2.02%和0.91%，最大值為19.65%，說明上市公司第二類代理問題亦不容忽視。企業(yè)信息不對稱水平指標(biāo)（ILL）的均值和中位數(shù)分別為0.0865和0.0454，最大值和最小值分別為0.7620和0.0032，標(biāo)準(zhǔn)差為0.1213，說明各上市公司之間信息不對稱水平差異較大。

（二）相關(guān)性檢驗及多重共線性檢驗

為了檢驗回歸方程的擬合程度，了解各變量間是否存在多重共線性問題及所選變量是否較好地衡量研究對象，文章對樣本總體進行了相關(guān)性以及多重共線性檢驗。表2中列出了主要相關(guān)系數(shù)的統(tǒng)計結(jié)果，審計質(zhì)量的反向指標(biāo)（JDA）與權(quán)益資本成本（KOJ）的Person系數(shù)為0.0244，在5%的水平上顯著，Spearman系數(shù)為0.0357，在1%的水平上顯著，說明審計質(zhì)量與權(quán)益資本成本呈顯著的負相關(guān)關(guān)系，初步證實了假設(shè)1；Spearman檢驗的結(jié)果與Pearson檢驗結(jié)果一致。控制變量與權(quán)益資本成本的相關(guān)性系數(shù)均小于0.4且大多數(shù)與權(quán)益資本成本在1%水平上顯著，說明變量之間不存在嚴(yán)重的共線性。進一步多重共線性檢驗如表3所示，各個變量的VIF值都遠遠小于5，因此模型中的變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性。

（三）多元回歸分析

1.審計質(zhì)量與權(quán)益資本成本的回歸分析。表4的第（1）和第（2）列是主變量關(guān)系的回歸結(jié)果，第（1）列單獨考慮了審計質(zhì)量對權(quán)益資本成本的影響，檢驗結(jié)果表明，審計質(zhì)量（JDA，反指標(biāo)）與權(quán)益資本成本（KOJ）在5%的水平顯著正相關(guān)。第（2）列在控制了公司規(guī)模等變量后，二者依然在1%的水平顯著正相關(guān)，表明審計質(zhì)量越高，越有利于降低企業(yè)的權(quán)益資本成本，假設(shè)1得到驗證。

（1）第一類代理成本的中介效應(yīng)檢驗。表4第（3）列審計質(zhì)量與第一類代理成本的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明了高質(zhì)量的外部審計能夠緩解第一類代理問題，從而降低第一類代理成本。第（4）列加入中介變量第一類代理成本后，權(quán)益資本成本與第一類代理成本的回歸系數(shù)在1%的水平顯著為正，權(quán)益資本成本與審計質(zhì)量的回歸系數(shù)也依然顯著為正，且其系數(shù)由列（2）中的0.0553降低為0.0525，說明第一類代理成本是審計質(zhì)量影響權(quán)益資本成本的部分中介因子。由此，假設(shè)2得到驗證。

（2）第二類代理成本的中介效應(yīng)檢驗。表4第（5）列審計質(zhì)量與第二類代理成本的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明了高質(zhì)量的審計可約束控股股東的自利行為，從而降低了第二類代理成本。第（6）列加入中介變量后，權(quán)益資本成本與第二類代理成本的回歸系數(shù)在1%的水平顯著為正，權(quán)益資本成本與審計質(zhì)量的回歸系數(shù)也依然顯著為正，且其系數(shù)由列（2）中的0.0553降低為0.0516，說明第二類代理成本起了部分中介效應(yīng)。由此，假設(shè)3得到驗證。

（3）信息不對稱的中介效應(yīng)檢驗。表5第（2）列表明，信息不對稱與審計質(zhì)量的回歸系數(shù)在1%的水平顯著為正，說明了較高的審計質(zhì)量能夠緩解信息不對稱。第（3）列表明權(quán)益資本成本與審計質(zhì)量、信息不對稱的回歸系數(shù)均顯著為正，且審計質(zhì)量的系數(shù)由不加入中介變量的0.0553降低為0.0521，說明信息不對稱是審計質(zhì)量影響權(quán)益資本成本的中介變量之一。由此，假設(shè)4得到驗證。

（4）經(jīng)營風(fēng)險（負向重大業(yè)績波動）的中介效應(yīng)檢驗。表5第（4）列表明，在存在負向業(yè)績波動的樣本中，權(quán)益資本成本與審計質(zhì)量的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正。第（5）列顯示負向重大業(yè)績波動與審計質(zhì)量的回歸系數(shù)在1%的水平顯著為正，說明了高審計質(zhì)量能夠緩解負向業(yè)績波動帶來的經(jīng)營風(fēng)險。第（6）列權(quán)益資本成本與審計質(zhì)量、負向重大業(yè)績波動的回歸系數(shù)均顯著為正，且審計質(zhì)量的系數(shù)由不加入中介變量的0.0864降低為0.0721，說明負向重大業(yè)績波動帶來的經(jīng)營風(fēng)險起了部分中介效應(yīng)。由此，假設(shè)5得到驗證。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.變量替換。首先，本文遵循主流文獻的做法，用ES模型估算的權(quán)益資本成本以及OJ模型和ES模型估算的權(quán)益資本成本的均值進行了上述回歸測試；其次，使用Kothari等（2005）的業(yè)績控制模型(KDA)估算的可操縱應(yīng)計利潤作為審計質(zhì)量的代理變量，帶入模型進行回歸測試?；貧w結(jié)果均與前文結(jié)論保持一致。

2.分位數(shù)回歸。相對于OLS模型，分位數(shù)回歸能夠估算樣本的主要分位數(shù)，更為全面的描述變量之間的關(guān)系，而且分位數(shù)回歸克服了OLS回歸易受極端值影響的缺點。采用分位數(shù)回歸模型檢驗，結(jié)果依然穩(wěn)健。

3.中介檢驗方法替換。正文中采用的中介效應(yīng)逐步檢驗程序受限于以主效應(yīng)的存在為前提，因此本文還采用了Bootstrap法進行再次檢驗。其中，第一類代理成本中介效應(yīng)γ1λ2的系數(shù)為0.00276，置信區(qū)間為[0.00085，0.00573]，其置信區(qū)間不包含0，說明第一類代理成本的中介效應(yīng)顯著。同理，第二類代理成本、信息不對稱及重大負向業(yè)績波動的中介效應(yīng)均得到再次驗證。檢驗結(jié)論與上文保持一致。

（五）內(nèi)生性檢驗

為了克服遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題，本文采用傾向得分匹配法（PSM）進行檢驗。本文自變量（JDA）為連續(xù)變量，為了實現(xiàn)PSM，根據(jù)審計質(zhì)量（JDA）的大小進行排序，將JDA較大的四分之一定義為審計質(zhì)量低組（處理組），其他樣本歸為審計質(zhì)量高組（控制組），并設(shè)置虛擬變量（JDA_dum），審計質(zhì)量較低時，JDA_dum取值為1，否則取值為0。本文采用控制變量作為配對變量。配對后，處理組包含2052個樣本，控制組含有6158個樣本。為了檢驗配對效果是否理想，本文對配對前后各配對變量在處理組與控制組的均值進行了差異性檢驗（Dhaliwal et al.，2016）。檢驗結(jié)果顯示，配對前，配對變量的均值存在顯著差異，而配對后，各配對變量的均值都不存在顯著差異。說明本文的配對效果良好，具有較高的數(shù)據(jù)平衡性。因此，采用配對后的樣本對審計質(zhì)量與權(quán)益資本成本之間的關(guān)系進行多元回歸檢驗，結(jié)果顯示，JDA_dum的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，即排除了遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題后，研究結(jié)論仍然成立。最后，本文進一步對配對后的處理組與控制組的權(quán)益資本成本進行差異性T檢驗，檢驗結(jié)果顯示，處理組的權(quán)益資本成本在1%的水平上顯著高于控制組，說明了外部審計質(zhì)量顯著降低了企業(yè)權(quán)益資本成本。與PSM前（第（1）行）結(jié)論一致，進一步證實，較高的審計質(zhì)量能顯著降低權(quán)益資本成本。

五、結(jié)論及啟示

本文以2006—2016年滬深A(yù)股非金融上市公司為樣本，基于審計所具有的公司治理效應(yīng)、信息價值及保險功能，考察審計質(zhì)量是否以及如何影響權(quán)益資本成本，以期驗證審計質(zhì)量影響權(quán)益資本成本的內(nèi)在作用機理及路徑。研究發(fā)現(xiàn)，高質(zhì)量的獨立審計可降低企業(yè)權(quán)益資本成本，且兩類代理成本、信息不對稱及負向業(yè)績波動導(dǎo)致的經(jīng)營風(fēng)險是審計質(zhì)量影響權(quán)益資本成本的中介變量。本文從權(quán)益資本成本的視角驗證了審計所具有的監(jiān)督功能、保險效應(yīng)及信息價值，說明獨立審計作為公司的外部治理機制，具有降低信息不對稱、緩解兩類代理沖突、轉(zhuǎn)移投資者所承擔(dān)的風(fēng)險，最終降低企業(yè)權(quán)益資本成本的顯著效用。

研究結(jié)論顯示，高質(zhì)量的外部獨立審計具有正面的資本成本效應(yīng)，企業(yè)應(yīng)選擇高質(zhì)量的會計師事務(wù)所進行審計，可向外部投資者傳遞企業(yè)財務(wù)報告質(zhì)量高、大股東及管理層勤勉盡責(zé)維護中小股東利益的信號，充分發(fā)揮審計的監(jiān)督功能和信息效應(yīng)，降低企業(yè)權(quán)益資本成本，提高資本市場定價效率、優(yōu)化資源配置；政府應(yīng)加強對外部審計的制度建設(shè)和改革，通過多種機制促進會計師事務(wù)所提高審計質(zhì)量，進一步強化審計對投資者的有效保護，尤其應(yīng)進一步建立健全的注冊會計師民事賠償機制，確保審計的保險功能得以有效發(fā)揮，進而促進現(xiàn)代資本市場的深層次發(fā)展。