陳澤藝，李常青，成佳璟

（1.廣東金融學院會計學院，廣東 廣州 510521；2.廈門大學管理學院，福建 廈門 361005；3.上海國鑫創(chuàng)業(yè)投資有限公司，上海 200030）

一、引言

2018年，國內(nèi)六家會計師事務(wù)所因在以往審計中出具有虛假記載且標準無保留意見的審計報告而遭到證監(jiān)會行政處罰①資料來源：六家會計師事務(wù)所被暫停受理材料事件回顧[EB/OL].搜狐網(wǎng)，2018-06-16。，審計行業(yè)面臨嚴重的信任危機。在會計師事務(wù)所因出具不實審計意見報告而被處罰的背后，是會計師事務(wù)所的失職還是上市公司購買審計意見？審計意見購買是指管理層為獲得對自己有利的審計意見，通過某種方式（如更換會計師或會計師事務(wù)所、經(jīng)濟賄賂）影響或操控審計師決策的行為（吳聯(lián)生，2005）。

2018年以來，A股市場持續(xù)低迷，多數(shù)上市公司股價大幅下跌，多家公司陸續(xù)公告，由于觸及平倉線且無法及時補倉或解除質(zhì)押，控股股東質(zhì)押的股份存在被強制平倉的風險。若質(zhì)押股份被強制平倉，控股股東可能喪失公司控制權(quán)。因此，為規(guī)避控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險，控股股東在質(zhì)押期間有強烈的動機通過信息披露方式進行市值管理、穩(wěn)定公司股價（李常青和幸偉，2017；謝德仁和廖柯，2018；馬宏和劉心怡；2020）。審計意見購買是常見的信息操縱方式之一。從審計師角度看，股權(quán)質(zhì)押期間控股股東的機會主義行為提高了審計師的審計風險和訴訟風險（徐會超等，2019），財務(wù)報告被出具非標準審計意見的可能性提高（張俊瑞等，2017）。為了獲得標準無保留意見的審計報告，控股股東有動機購買審計意見。那么，一個自然的疑問就是控股股東股權(quán)質(zhì)押是否會對上市公司的審計意見購買行為產(chǎn)生影響？其背后的影響機制又是如何？這一系列問題都值得研究與討論。

本文可能的研究貢獻如下：第一，本文從控股股東股權(quán)質(zhì)押視角，研究股權(quán)質(zhì)押對上市公司審計意見購買的影響，為控股股東股權(quán)質(zhì)押可能產(chǎn)生的治理效應提供新的經(jīng)驗證據(jù)。第二，本文從代理理論和審計師風險應對的角度分析股權(quán)質(zhì)押影響審計意見購買的機理，擴展了審計意見購買的相關(guān)研究。

二、理論分析與研究假設(shè)

隨著場內(nèi)股權(quán)質(zhì)押市場的開放，股權(quán)質(zhì)押成為控股股東重要的融資途徑。股權(quán)質(zhì)押后，控股股東可能從公司治理和審計風險兩個方面影響上市公司的審計意見購買行為。具體而言，股權(quán)質(zhì)押通過影響公司治理中的第一類代理問題（股東與管理層的沖突）、第二類代理問題（大股東與小股東的代理沖突）和審計師對公司的風險水平的判斷，進而影響上市公司的審計意見購買行為。購買審計意見的手段包括更換會計師事務(wù)所和更換審計師（翟勝寶等，2016）。

首先，從第一類代理問題來看，股權(quán)質(zhì)押后控股股東對管理層的監(jiān)督可能發(fā)生變化。一方面，股權(quán)質(zhì)押后，若股價下跌，控股股東面臨著追加保證金甚至被強制平倉的風險（Xu等，2020）。為規(guī)避控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險，股權(quán)質(zhì)押后控股股東有強烈的動機通過改善公司治理來提高公司績效，獲取正當?shù)目刂茩?quán)收益（王斌等，2013）。因此，股權(quán)質(zhì)押后控股股東可能更有動力去監(jiān)督管理層，抑制管理層的侵占、舞弊等自利行為（盧銳等，2008），以緩解股東與管理層之間的代理問題，從而提高公司治理水平和業(yè)績。在這種情況下，管理層進行審計意見購買的可能性相應降低，股權(quán)質(zhì)押發(fā)揮了強化對管理層的監(jiān)督效應。另一方面，股權(quán)質(zhì)押具有弱化監(jiān)督和激勵效應（Yeh等，2003；郝項超和梁琪，2009）。股權(quán)質(zhì)押后，為了規(guī)避控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險，公司可能通過盈余管理（謝德仁和廖珂，2018）和信息披露（李常青和幸偉，2017；馬宏和劉心怡；2020）等手段維護股價穩(wěn)定。在控股股東的干預下，公司的經(jīng)營管理可能偏離公司價值最大化。在這種情況下，控股股東通常會通過弱化監(jiān)督或降低薪酬業(yè)績敏感性拉攏管理層，以期獲得管理層的配合（Zhang等，2014）。同時，為了避免控制權(quán)轉(zhuǎn)移給公司和管理層的個人職業(yè)生涯造成負面影響，管理層也有動機配合控股股東維持股價穩(wěn)定，維護控股股東的控制權(quán)（王雄元等，2018）。因此，股權(quán)質(zhì)押后，基于維護股價的考慮，公司和管理層進行審計意見購買的動機增強。此外，由于控股股東的監(jiān)督弱化，管理層購買審計意見的可能性也相應提高。

其次，從第二類代理問題來看，股權(quán)質(zhì)押后控股股東的掏空動機可能發(fā)生變化。一方面，股權(quán)質(zhì)押后，出于鞏固控制權(quán)的考慮，控股股東可能會將質(zhì)押股權(quán)獲得的資金再次投向上市公司（Kao等，2004），或通過二級市場增持來維護公司股價（任碧云和楊克成，2018），或通過上市公司回購股份降低控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險（Chan等，2018）。增持和回購股份緩解了控股股東與中小股東的利益沖突，削弱了大股東掏空公司的動機（李增泉等，2004；王化成等，2015），也減弱了公司購買審計意見的動機，因此控股股東股權(quán)質(zhì)押可發(fā)揮“弱化掏空”的作用。但另一方面，大股東股權(quán)質(zhì)押后，所有權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)的分離程度加大，掏空成本降低，控股股東與中小股東間的代理沖突加?。╕eh等，2003），控股股東掏空公司的動機相應增強（陳澤藝等，2018），降低公司價值的同時提高公司的風險，從而加大了公司進行審計意見購買的需求，即控股股東股權(quán)質(zhì)押可發(fā)揮“強化掏空”的作用。

最后，從審計師的角度來看，股權(quán)質(zhì)押降低了公司成功購買審計意見的概率?，F(xiàn)有研究表明，股權(quán)質(zhì)押后控股股東會通過盈余管理（Huang和Xue，2016；謝德仁和廖珂，2018）、信息披露（黎來芳和陳占燎，2018；李常青和幸偉，2017）等手段維護公司股價?？毓晒蓶|的這些機會主義行為增加了公司的風險，如提高發(fā)生財務(wù)困境的可能性（Yeh等，2003）和違規(guī)后被稽查的概率（呂曉亮，2017）等，同時也增大了審計師面臨的風險（張俊瑞等，2017）。由于審計風險提高，審計師被公司購買審計意見的意愿減弱，公司成功購買審計意見的可能性降低。

基于上述分析，提出以下一對對立假設(shè)：

假設(shè)1a：基于“加強監(jiān)督效應”、“弱化掏空效應”和“審計師風險控制效應”，控股股東股權(quán)質(zhì)押會抑制公司的審計意見購買行為，且股權(quán)質(zhì)押率越高，抑制作用越強。

假設(shè)1b：基于“弱化監(jiān)督和激勵效應”和“強化掏空效應”，控股股東股權(quán)質(zhì)押會促進公司的審計意見購買行為，且股權(quán)質(zhì)押率越高，促進作用越強。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選擇2013-2017年滬深股市的A股公司為初始樣本，并按以下標準進行篩選：①剔除金融行業(yè)的公司；②剔除被劃分為ST、*ST的公司；③由于需考慮審計師變更信息，故剔除審計師信息缺失的樣本；④剔除數(shù)據(jù)缺失的公司。經(jīng)過上述處理，最終獲得12661個觀測值。為了避免極端值對研究結(jié)論的影響，對連續(xù)變量進行1%水平的縮尾處理。數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）審計意見購買的度量方法

（三）研究模型與變量定義

為檢驗股權(quán)質(zhì)押對審計意見購買的影響，本文構(gòu)建模型（3）以檢驗假設(shè)1a和1b。

其中Pledge分別表示是否股權(quán)質(zhì)押啞變量（Pledgeit）和股權(quán)質(zhì)押率（PledgeRateit）兩個變量。若θ4＞0，表示股權(quán)質(zhì)押會抑制公司通過變更審計師的方式進行審計意見購買；反之則說明股權(quán)質(zhì)押會促進公司通過變更審計師的方式進行審計意見購買。

本文主要變量的定義詳見表1。

表1 變量定義

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。Qit的平均值為0.0289，表明在我國審計市場上非標準審計意見的比例很小。Sit的平均值為0.5306，說明在我國公司中，約有一半的公司會更換審計師。Pledge的均值為0.4826，在研究的樣本期間，我國A股公司大概有48%的公司控股股東進行了股權(quán)質(zhì)押，股權(quán)質(zhì)押在我國公司中較為普遍。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

（二）基本回歸分析

表3報告了假設(shè)1a和1b的檢驗結(jié)果。第（1）列中，OP的回歸系數(shù)為-5.8920，且在10%顯著性水平下顯著。這說明如果變更審計師會降低公司獲得非標準審計意見的概率，那么公司將更換審計師；如果審計師更換會提高公司獲得非標準審計意見的概率，那么公司將繼續(xù)聘用現(xiàn)任審計師。上述結(jié)果與已有研究的結(jié)論一致，即為了避免非標準審計意見對公司造成的消極影響，公司會通過變更審計師來進行審計意見購買（Chung等，2019；翟勝寶等，2016）。

控制變量方面，DIR和LAR與審計師變更決策顯著正相關(guān)，表明當公司內(nèi)部持股比例較低、即公司第一類代理成本較嚴重時，管理層更可能更換審計師，這可能是出于管理層自利或舞弊等的考慮。BIG4與審計師變更決策顯著正相關(guān)，說明公司被四大會計師事務(wù)所審計時，可能通過將審計師變更為風險控制水平更低的其他事務(wù)所來實現(xiàn)審計意見購買。SOE與審計師變更決策顯著負相關(guān)，說明國有企業(yè)更不可能變更審計師，審計師穩(wěn)定性更高。

表3的第（2）列和第（3）列報告了模型（3），即本文假設(shè)的回歸結(jié)果。在表3的第（2）列中，我們可以看出，Pledgeit的估計系數(shù)為-0.0220，而OP×Pledgeit的估計系數(shù)為14.0615，且在5%顯著性水平下顯著。股權(quán)質(zhì)押會對審計師變更產(chǎn)生負面影響，且交乘項顯著為正，表明股權(quán)質(zhì)押會抑制公司通過更換審計師來獲得更有利的審計意見的行為，即股權(quán)質(zhì)押會抑制公司的審計意見購買行為，發(fā)揮了治理效應，支持了本文的假設(shè)1a。

表3 公司股權(quán)質(zhì)押與審計意見購買

第（3）列的回歸結(jié)果顯示，OP×PledgeRateit的估計系數(shù)為18.2392（p＜0.05），該結(jié)果進一步表明股權(quán)質(zhì)押會抑制公司審計意見購買行為，且控股股東股權(quán)質(zhì)押率越高，對公司的審計意見購買行為的抑制作用越強。這表明控股股東在股權(quán)質(zhì)押后對上市審計意見購買行為沒有發(fā)揮“合謀效應”和“更多掏空效應”，但在“監(jiān)督效應”、“更少掏空效應”和“審計師風險控制效應”中，是哪種機制發(fā)揮了抑制作用，仍需進一步探討。

（三）影響機理檢驗

雖然前文的回歸結(jié)果支持了假設(shè)1a，即控股股東股權(quán)質(zhì)押會抑制公司的審計意見購買行為，且股權(quán)質(zhì)押率越高，該抑制作用越顯著，但其背后的影響機理尚不清晰。根據(jù)前文分析，控股股東股權(quán)質(zhì)押對公司審計意見購買的抑制作用，存在三種可能的影響機制：強化對管理層的監(jiān)督效應、弱化掏空效應或?qū)徲嫀燂L險控制效應。為此，本文將從以上三個角度進一步探討控股股東股權(quán)質(zhì)押對公司審計意見購買的影響機理。

1.強化對管理層的監(jiān)督效應

參考國內(nèi)外學者的研究方法，本文分別以管理費用率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率來衡量公司的第一類代理成本（Ang等，2000）。公司管理費用率越高，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越低，代表公司第一類代理問題越嚴重。分別以管理費用率和資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的中位數(shù)為基準，將樣本分為高低兩組，分別進行回歸。表4報告了分組回歸的結(jié)果，其中第（1）至（4）列是按管理費用分組的回歸結(jié)果，第（5）至（8）列是按資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率分組的結(jié)果。在高管理費用組，交乘項OP×Pledgeit和OP×PledgeRateit的系數(shù)均顯著為正；而在低管理費用組，交乘項的系數(shù)為負且不顯著。這說明，在管理費用高的公司，控股股東股權(quán)質(zhì)押對審計意見購買的抑制作用顯著。類似地，在低周轉(zhuǎn)率組，交乘項OP×Pledgeit和OP×PledgeRateit的回歸系數(shù)均為正，且在1%水平下顯著；反之，在高周轉(zhuǎn)率組，交乘項OP×Pledgeit的系數(shù)顯著為負，OP×PledgeRateit的系數(shù)為負，但不顯著。回歸結(jié)果表明，在低周轉(zhuǎn)的公司，控股股東股權(quán)質(zhì)押對審計意見購買的抑制作用更大。

表4 加強監(jiān)督效應的檢驗

總體來看，在第一類代理沖突較嚴重的公司，控股股東股權(quán)質(zhì)押后有效抑制了公司的審計意見購買行為，支持了控股股東股權(quán)質(zhì)押的“強化對管理層的監(jiān)督”假說。

2.弱化掏空效應

借鑒國內(nèi)外研究方法，本文用機構(gòu)投資者持股比例來衡量公司中小股東的監(jiān)督能力（Gillan和Starks，2000；王化成等，2015），用其他應收款占收入的比重來衡量控股股東的掏空程度（鄭國堅等，2014），公司機構(gòu)投資者持股比例越低，大股東資金占用程度越高，代表公司第二類代理問題越嚴重。分別以機構(gòu)投資者持股比例和資金占用的中位數(shù)為基準，將樣本分為高低兩組分別進行回歸，表5報告了分組回歸的結(jié)果，其中第（1）至（4）列是按機構(gòu)投資者持股比例分組的回歸結(jié)果，第（5）至（8）列是按資金占用程度分組的結(jié)果。

表5 弱化掏空效應的檢驗

對于低機構(gòu)持股組，交乘項OP×Pledgeit和OP×PledgeRateit的回歸系數(shù)均為正，且分別在10%和1%顯著性水平下顯著；對于高機構(gòu)持股組，上述兩個交乘項的系數(shù)均不顯著。這表明，當機構(gòu)投資者持股比例較低時，即中小股東監(jiān)督能力較弱時，控股股東股權(quán)質(zhì)押對審計意見購買行為的抑制作用更大。對于高資金占用組，交乘項OP×PledgeRateit的回歸系數(shù)均顯著為正；對于低資金占用組，兩個交乘項的系數(shù)均不顯著。這意味著，當大股東資金占用程度較高時，即大股東掏空程度較高時，股權(quán)質(zhì)押對審計意見購買行為的抑制作用更大。綜合來看，當?shù)诙惔頉_突更嚴重時，股權(quán)質(zhì)押能顯著抑制公司的審計意見購買行為，支持了控股股東股權(quán)質(zhì)押“弱化掏空”的假說。

3.審計師風險控制效應

本文以公司是否有違規(guī)行為和公司的信息透明度水平來衡量審計師面臨的審計風險，公司違規(guī)行為越多、信息透明度越低，審計師面臨的審計風險越大。以公司當年是否因違規(guī)被處罰為依據(jù)，將樣本劃分為有違規(guī)行為和無違規(guī)行為兩組，表6的第（1）至（4）列報告了分組回歸結(jié)果。當公司有違規(guī)行為時，OP×Pledgeit和OP×PledgeRateit的系數(shù)顯著為正；當公司無違規(guī)行為時，交乘項的回歸系數(shù)為正但不顯著。這意味著，對于存在違規(guī)行為的公司，股權(quán)質(zhì)押對審計意見購買的抑制作用更為顯著。

此外，借鑒Hutton等（2009）的研究，采用應計盈余管理程度度量信息透明度。盈余管理程度越高，其信息透明度越低。以盈余管理程度中位數(shù)將劃分為高透明度和低透明度兩組，表6的第（5）至（8）列報告了分組回歸結(jié)果。對于信息透明度低的公司，交乘項OP×Pledgeit和OP×PledgeRateit的系數(shù)顯著為正；對于信息透明度高的公司，上述交乘項的回歸系數(shù)為正但不顯著。由此可見，股權(quán)質(zhì)押對審計意見購買的影響對信息透明度低的公司更大。

表6的回歸結(jié)果表明，當審計師面臨的審計風險較高時，控股股東股權(quán)質(zhì)押能顯著抑制公司的審計意見購買行為，支持了“審計師風險控制效應”假說。

表6 審計師風險控制效應的檢驗

綜上，股權(quán)質(zhì)押后對審計意見購買行為的抑制作用是三種影響機制共同作用下的結(jié)果。首先，股權(quán)質(zhì)押之后，為了規(guī)避控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險，控股股東會加強對管理層的監(jiān)督，緩解第一類代理沖突，降低購買審計意見的可能性。其次，控股股東可能將股權(quán)質(zhì)押獲得的資金用于公司的發(fā)展。此外，為了維護公司股價穩(wěn)定，控股股東可能減少侵害公司利益的行為，甚至可能增持公司股票。因此，股權(quán)質(zhì)押后，控股股東與中小股東利益可能更趨向一致，第二類代理沖突減少，也降低了公司購買審計意見的需要。最后，股權(quán)質(zhì)押提升了公司的風險，也相應增大了審計風險。為了控制風險，審計師被購買審計意見的意愿也相應降低。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）內(nèi)生性問題

1.工具變量法

借鑒謝德仁等（2016）的做法，采用除本公司外同年同行業(yè)平均質(zhì)押率（IndPledgeRate_Mean）和同年同省份的平均質(zhì)押率（ProPledgeRate_Mean）作為工具變量。

表7報告了工具變量法的回歸結(jié)果。無論采用行業(yè)平均質(zhì)押率還是省份的平均質(zhì)押率作為工具變量，OP×Pledgeit和OP×PledgeRateit與Sit的回歸系數(shù)均在5%顯著性水平下顯著為正，與主檢驗的結(jié)論一致。

表7 工具變量法的回歸結(jié)果

17.4566**（2.1155）OP×PledgeRate 19.3743**（2.3507）

2.傾向性得分配對法

為了緩解潛在的內(nèi)生性問題，本文進一步采用PSM配對樣本進行檢驗。借鑒謝德仁等（2016）的方法，選取總資產(chǎn)規(guī)模（Lnsize）、資產(chǎn)負債率（LEV）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、成長性（TobinQ）、控股股東持股比例（Top1）以及年份、行業(yè)等公司特征變量，按照1:1選擇配對樣本。配對后的回歸結(jié)果如表8所示，第（1）列中OP的估計系數(shù)在5%顯著性水平下顯著為負，第（2）和（3）列中OP×Pledgeit和OP×PledgeRateit的系數(shù)在10%顯著性水平下顯著為正，說明本文的研究結(jié)論穩(wěn)健。

表8 傾向性得分配對后的回歸結(jié)果

（二）其他穩(wěn)健性檢驗

1.更換樣本

由于每年收到非標準審計意見的公司占比較?。≦it均值為2.89%），借鑒翟勝寶等（2016）的方法，以每年最有可能收到非標準審計意見的前30%和前50%公司為研究樣本進行回歸。結(jié)果如表9所示，無論以哪組樣本進行回歸，OP×Pledgeit和OP×PledgeRateit的系數(shù)均為正，本文的研究結(jié)論穩(wěn)健。

表9 更換樣本后的回歸結(jié)果

2.更換審計意見預測模型

現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，公司控股股東股權(quán)質(zhì)押后會影響公司獲得的審計類型（張俊瑞等，2017；翟勝寶等，2016），為剔除這種因素對審計意見購買行為的影響，本文用模型（1）預測公司獲得的審計意見類型時加入股權(quán)質(zhì)押作為控制變量，重新檢驗假設(shè)1a和1b，結(jié)果如表10所示。第（1）和（4）列中OP系數(shù)顯著為負，第（2）和（5）列中OP×Pledegeit系數(shù)顯著為正，第（3）和（6）中OP×PledegeRateit系數(shù)顯著為正，說明本文的研究結(jié)論穩(wěn)健。

表10 更換審計意見預測模型后的回歸結(jié)果

六、進一步研究

既然股權(quán)質(zhì)押能夠發(fā)揮治理效應進而抑制公司購買審計意見的行為，那么現(xiàn)實中有哪些外部治理機制有助于提高股權(quán)質(zhì)押對審計意見購買的抑制作用呢？本部分將從經(jīng)營環(huán)境和外部信息環(huán)境兩個視角進一步探索。

（一）經(jīng)營環(huán)境的異質(zhì)性影響

由于歷史、文化和自然環(huán)境的差異，中國各省的經(jīng)濟發(fā)展極不平衡，與之相對應的是各省的企業(yè)經(jīng)營環(huán)境也存在較大的差異。為此，本文進一步考察了在企業(yè)經(jīng)營環(huán)境不同的地區(qū)，股權(quán)質(zhì)押對審計意見購買行為的影響是否存在差異。以王小魯?shù)摹吨袊质∑髽I(yè)經(jīng)營環(huán)境指數(shù)》為依據(jù)，根據(jù)上市公司所在地的經(jīng)營環(huán)境指數(shù)的中位數(shù)將樣本分成法律環(huán)境好和差兩組，表11報告了分組回歸結(jié)果。在經(jīng)營環(huán)境較好的地區(qū)，交乘項OP×Pledge和OP×PledgeRate的回歸系數(shù)均顯著為正；相反地，在經(jīng)營環(huán)境較差的地區(qū)，上述兩個交乘項的系數(shù)均不顯著。這說明在經(jīng)營環(huán)境較好的地區(qū)，股權(quán)質(zhì)押能夠抑制審計意見購買行為，而在經(jīng)營環(huán)境較差的地區(qū)，股權(quán)質(zhì)押對審計意見購買沒有影響。對于這種現(xiàn)象合理的解釋是：第一，經(jīng)營環(huán)境較好的地區(qū)，對公司財務(wù)報告舞弊行政處罰也可能更為嚴厲，上市公司通過變更審計師進行審計意見購買的行為受到處罰的可能性也相應增大。第二，在經(jīng)營環(huán)境較好的地區(qū)，進行了股權(quán)質(zhì)押的控股股東也面臨著更強的監(jiān)管，降低了其掏空上市公司的可能性，從而減輕了公司進行審計意見購買的必要性。第三，當上市公司所處的經(jīng)營環(huán)境越好，審計師面臨的訴訟風險越高，在企業(yè)審計意見的處理上更為謹慎，進而使得公司更難實現(xiàn)審計意見的購買。

表11 企業(yè)經(jīng)營環(huán)境的異質(zhì)性影響

（二）分析師關(guān)注的異質(zhì)性影響

分析師關(guān)注緩解了公司與投資者之間的信息不對稱，提高了公司的信息透明度（Jiraporn等，2012）。分析師關(guān)注度高的公司，控股股東掏空或公司違規(guī)、舞弊行為更容易被識別。在這種威懾作用下，不僅增加審計意見購買的成本和風險，還能夠在一定程度上抑制掏空和公司違規(guī)，進而削弱購買審計意見的動機和能力。因此，股權(quán)質(zhì)押對審計意見購買的抑制作用在分析師關(guān)注度高的公司更明顯。

以每年關(guān)注上市公司的分析師數(shù)量的中位數(shù)為依據(jù)，將樣本分成分析師關(guān)注度高和低兩組，表12報告了分組回歸結(jié)果。對分析師關(guān)注度高的樣本，交乘項OP×Pledge的回歸系數(shù)均顯著為正；對分析師關(guān)注度低的樣本，OP×Pledge的回歸系數(shù)不顯著。但是，無論分析師關(guān)注度是高是低，OP×PledgeRate的回歸系數(shù)均不顯著。由此可見，對分析師關(guān)注度較高的上市公司，股權(quán)質(zhì)押對審計意見購買起到了顯著的抑制作用。

表12 分析師關(guān)注的異質(zhì)性影響

七、結(jié)論與建議

本文以2013年-2017年我國A股公司為樣本，研究控股股東股權(quán)質(zhì)押對審計意見購買的影響。研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)質(zhì)押會抑制公司的審計意見購買行為，且股權(quán)質(zhì)押率越高，該抑制作用越顯著。進一步的影響機理檢驗發(fā)現(xiàn)，股權(quán)質(zhì)押主要通過控股股東股權(quán)質(zhì)押后的治理效應以及審計師的風險控制效應來抑制公司的審計意見購買行為。具體而言，一方面，控股股東在股權(quán)質(zhì)押后對管理層的監(jiān)督作用加強，且掏空的動機減弱，緩解了第一類和第二類代理問題，降低了公司進行審計意見購買的動機。另一方面，股權(quán)質(zhì)押增加了公司和審計師的風險，降低了審計師被購買審計意見的意愿。

基于上述研究結(jié)論，本文認為可以從以下幾個角度對股權(quán)質(zhì)押業(yè)務(wù)以及審計師的審計行為提出建議：

第一，在對股權(quán)質(zhì)押業(yè)務(wù)的事前監(jiān)管中，不宜采取“一刀切”的方式限制所有公司控股股東的質(zhì)押比率或允許所有的公司無限制地進行質(zhì)押，而應該充分考慮到股權(quán)質(zhì)押帶來的“雙刃劍”效應，盡可能地發(fā)揮其積極的一面，規(guī)避其消極影響的一面，如可以考慮結(jié)合控股股東股權(quán)質(zhì)押后資金的不同用途對公司的不同影響而對其質(zhì)押行為進行控制等。

第二，在對公司控股股東股權(quán)質(zhì)押的事后監(jiān)管中，監(jiān)管機構(gòu)可以充分結(jié)合不同公司的特點，如其第一類代理沖突和第二類代理沖突的嚴重程度等，更有針對性地有效識別控股股東股權(quán)質(zhì)押后對公司的不同潛在影響，從而有效識別控股股東股權(quán)質(zhì)押后是發(fā)揮了治理效應還是掏空或合謀效應，從而使得監(jiān)管更為準確有力。

第三，對于審計師而言，在充分認識到公司控股股東股權(quán)質(zhì)押后帶來的審計風險的同時，也要認識到控股股東股權(quán)質(zhì)押對公司潛在的治理效應，據(jù)此進行風險判斷，有效識別公司審計意見購買的動機、意圖與可能性等，從而確立自己的審計時長、審計投入等。與此同時，審計師作為獨立的外部機構(gòu)，要堅守自己的審計獨立性，堅定地對公司審計意見購買行為說“不”，還投資者一個清明的審計市場。