大股东减持与全流通时代的代理冲突

大股东减持与全流通时代的代理冲突

一、中小股东的控股地位操纵自2005年4月起，中国开始了按股进行改革的股权分配原则。2007年12月31日，已完成或进入股权分配改革程序的上市公司值占上市公司总市值的98%，股份分配改革基本完成（只有33家未完成的公司）。随着股权分置改革的完成,我国股票市场进入全流通时代。在股权分置时代,二元股权结构不但损害了股票市场的价值发现功能,而且使非流通股股东聚集了“强劲”的减持动能,而解禁期的到来为大股东减持打开了大门。根据中国证券登记结算网2012年3月份的月报统计,当月沪深两市办理解禁的限售股合计5.75亿股,沪深两市通过二级市场卖出已解禁限售股达10.73亿股,较上月的2.21亿股增加了385.61%,并创下27个月以来的新高。上市公司的大股东具有掠夺中小股东的强烈动机,控股股东通过盈余管理来隐藏企业业绩信息,从而获取控制权私人收益,在投资者保护较弱的国家,这种情况更为严重(Fan和Wong,2002;Leuz等,2003)。已有研究发现,大股东可能在解禁来临之前就开始进行盈余管理,以便为未来的减持做准备,大股东在减持时会表现出精准的时机选择能力(蔡宁、魏明海,2009;朱茶芬等,2011),即大股东减持是“有备而来”的。大股东减持是伴随我国股权分置改革出现的特有现象,也是我国资本市场走向全流通的必经之路,但大股东为了获取减持收益可能会利用其控股身份操纵会计利润及抬高股价,从而损害其他中小投资者的利益。在股权集中的制度环境下,上市公司的代理冲突主要表现为大股东对中小股东的利益侵占。在股权分置时代,大股东通过隧道挖掘方式侵害中小股东利益的现象普遍存在,掏空是大股东获取高额控制权收益的常用手段,是影响资本市场健康发展的“顽疾”,减少大股东对中小股东的利益侵害是我国进行股权分置改革的一个重要原因。但是,股权分置改革不能从根本上解决大股东对中小股东的利益侵占问题,股权分置改革后更大金额的侵占是控制性股东的占优策略(贾明等,2010)。因此,在股票全流通时代,大股东与中小股东之间的代理冲突仍然是我国资本市场的主要代理冲突。在拥有公司控制权的情况下,大股东获取控制权私人收益的方式主要有两种,即掏空和减持股份。在两权分离的情况下,企业的代理问题主要通过内部机制和外部机制来解决,而外部机制中的一个重要内容就是外部中小投资者权益保护机制。外部监督与内部公司治理机制之间存在相互替代的关系,若内部治理机制较为薄弱,企业就可能更多地依赖外部监督机制(如外部审计)来降低代理成本。莫茨和夏拉夫(1961)在《审计理论结构》一书中指出,审计具有减少舞弊和差错的控制功能,外部审计的这种控制功能使其在解除受托人受托责任时发挥了重要的监督和约束作用。在我国股权集中及弱的投资者保护环境下,外部审计作为重要的外部治理机制对资本市场的健康发展起着重要的作用。股改完成以后,大股东会利用其控股地位操纵盈余和粉饰财务报表,从而获取最大化的减持收益。制约大股东的利益侵占行为,保护中小投资者的利益,其根本点在于限制大股东从事机会主义行为的动机和能力(吕长江、肖成民,2008)。外部审计作为重要的外部治理机制,其能否对全流通时代大股东减持过程中的盈余管理发挥应有的监督和约束作用,已有研究尚不能很好地回答这一问题。在股票全流通时代,大股东掏空依然是其获取控制权私利的重要方式。那么,外部审计是否对大股东掏空行为具有揭示和抑制作用呢?一些学者认为,股改前外部审计能够对大股东的掏空行为发挥揭示和抑制作用(周中胜、陈汉文,2006;王烨,2009等)。但张利红和刘国常(2013)发现,相比于股改前,股改后外部审计对大股东掏空行为的抑制作用在下降,其原因可能是大股东为了获取更大的减持收益而“购买”了审计意见,这与伍丽娜和朱春艳(2010)的推断一致。总之,在大股东减持背景下,关于外部审计对掏空行为治理作用的研究还比较有限。本文以2007~2011年沪深两市发生减持的A股公司为样本,研究了大股东大力度减持背景下外部审计对大股东通过盈余管理和掏空行为攫取控制权私人收益的治理效应。研究发现,在大股东减持力度较大的情况下,公司盈余管理越严重,外部审计签发非标准审计意见的概率就越低;在大股东减持力度较大的情况下,掏空越严重,外部审计签发非标准审计意见的概率也越低。这一研究结果表明,在我国较弱的投资者保护环境下,股票全流通时代的大股东为了实现控制权私利最大化,存在购买审计意见的可能,并且“购买”审计意见的主要目的是获取更大的减持收益。本文的研究架构如下图所示:本文的贡献主要有以下几个方面:(1)从外部审计治理的角度研究了股权分置改革的政策后果,丰富了相关的研究文献;(2)研究发现,在大股东减持力度较大的情况下,公司盈余管理越严重,外部审计签发非标准审计意见的概率就越低,而在大股东减持力度较大的情况下,掏空越严重,外部审计签发非标审计意见的概率也越低,这从大股东减持的角度验证了伍丽娜和朱春艳(2010)、张利红和刘国常(2013)的推测,并就外部审计在股改后是否弱化了对掏空行为的治理效应提供了新的证据;(3)研究结果表明,在股票全流通时代,掏空与减持均为大股东攫取控制权私人收益的重要方式,但大股东通过减持获取私利的动机更为强烈;(4)本文认为,股权分置改革只是为资本市场的发展创造了必要条件,在实现股票全流通的过程中,需要建立和完善相应的中小投资者利益保护机制,以规范和约束大股东行为,发挥外部审计应有的治理效应,从而保障资本市场的健康发展。本文的结构安排如下:第一部分为引言,第二部分为文献回顾,第三部分为理论分析与研究假设,第四部分为研究设计,第五部分为实证结果及分析,第六部分为研究结论与政策建议。二、文献回顾(一)盈余管理的动机内部控制人具有某种程度上报告财务绩效的自由裁量权,他们会利用这样的机会管理盈余(Christie和Zimmerman,1994)。盈余管理是内部人在会计准则框架内为实现潜在的经济绩效或者影响基于会计数字的契约结果,“蓄意”采取一些措施改变财务报告,从而误导投资者的行为(Healy和Wahlen,1999)。上市公司盈余管理的目的可能是向市场传递私人信息(Subramanyam,1996),迎合或达到分析师的预期(Abarbanell和Lehavy,2003;Burgstahler和Eames,2006),或者高价位出售所持公司的股票(Dechow等,1996;Rangan,1998)。控股股东或内部人会通过盈余管理的方式来获取控制权私人收益。其之所以会利用盈余管理来获取控制权私人收益,主要有两方面的原因:一方面,利用应计盈余操纵利润,会比真实经营和利用投资决策操纵利润的成本低,并且投资者、财务分析师甚至审计师都不易察觉到盈余管理行为(Bagnoli和Watts,2000);另一方面,内部人管理盈余的动机来自于运用专业知识进行托管决策(colocatingdecision)所增加的收益,内部人的托管决策权和专业知识能阻止私人知识向竞争对手的泄露,避免了知识转换的成本,从而降低了披露和报告盈余的透明度(Fan和Wong,2002;Dyck和Zingales,2004)。Leuz等(2003)通过对1990~1999年31个国家8000个跨国公司进行研究,发现盈余管理与控制权私人收益呈正向关系,而与投资者保护程度呈反向关系。在相对分散的股权结构、较强的投资者保护及发达的资本市场上,公司一般具有较低的盈余管理水平,而在具有相对集中的股权结构、弱的投资者保护及不发达的资本市场上,公司一般具有更高的盈余管理水平。盈余管理行为在中国上市公司中普遍存在(Liu和Lu,2007),而盈余管理的目的主要是获得IPO权利、发行新股和避免退市等,即迎合监管政策是盈余管理的主要动机。Ding等(2007)认为,控股股东与中小股东之间的利益冲突是中国上市公司进行盈余管理的根本原因,控股股东侵占越严重,真实盈余就越低,从而可以避免侵占信息的泄露。在股权集中的情况下,大股东实际上是企业内部人,其有可能采取“流窜匪帮战略”,即通过操纵相关信息和企业间的关联交易来掠夺中小股东和债权人的财富,而会计信息失真又是其必备工具(谢德仁,2001)。股改前,上市公司发布虚假信息的主要动机是使其财务指标达到上市或再融资的标准;股权分置改革完成后,大股东追求资产市值最大化的强烈动机会使信息披露和透明度出现更加严重的问题,上市公司披露虚假信息的动机可能更为强烈(吴晓求,2006)。因此,控股股东谋取私利的一个重要方面就是操纵盈余,以实现自身收益的最大化。由于盈余管理行为具有隐蔽性,被发现和受到监管部门处罚的概率都很小,在全流通时代,为了配合大股东获取控制权私利,上市公司更有可能进行盈余管理。蔡宁和魏明海(2009)以上交所截至2007年12月31日解禁和减持事件所涉及的175家上市公司为研究对象,发现在“大小非”减持前的季度期间,上市公司具有正向盈余管理的倾向,解禁或减持的规模越大,盈余管理的程度就越高。袁渊(2010)以2006年8月至2008年3月31日1448个解禁减持公告作为研究样本进行了研究,发现公司治理机制较差的公司、行业调整的市盈率和市净率较高的公司以及盈余质量较低的公司,大股东减持的可能性较大。林川和曹国华(2012)以2007~2010年沪深532家上市公司的减持事件为样本,检验了盈余管理的非年报效应,发现上市公司的盈余管理程度越高,大股东减持的力度就越大,且大股东减持具有明显的非年报效应,选择在中期报告或季度报告期间减持的大股东减持力度更大,尤其是“三季度效应”最为明显。关于大股东减持和盈余管理方面的文献一般都认为,盈余管理与大股东减持之间存在正向关系,即盈余管理越严重,大股东减持的力度就越大,并且在减持之前大股东会通过季报等中期报告进行盈余管理,从而为减持做好充分准备,大股东会利用其控股地位操纵盈余,以获取控制权私人收益。(二)对上市公司盈余管理行为的影响一般认为,外部审计人员更倾向于怀疑管理层向上的盈余管理,因为在这种情况下审计人员更有可能被诉讼,并且预期的诉讼成本会很高(Lys和Watts,1994;Heninger,2001)。早期的研究一般都是立足于美国等投资者保护比较完善的制度环境,而在其他国家外部审计能否发挥抑制盈余管理的作用,与这些国家的制度环境和投资者保护程度有很大的关系(VanTendeloo和Vanstraelen,2008)。在弱的投资者保护制度环境下,由于审计师面临的诉讼概率和诉讼成本很低,外部审计不能有效发挥对盈余管理的约束和监督作用。Chen等(2001)以沪深1995~1997年的上市公司为研究样本,分析了审计意见与盈余管理之间的关系。他们发现,非标准审计意见与边际ROE(即ROE处于10%~11%或者0~1%之间)在统计上具有显著的正相关关系,说明审计师揭示出了盈余管理。夏立军和杨海斌(2002)以2000年的财务报告为研究对象,对监管政策诱导性盈余管理进行了实证研究,发现注册会计师并没有揭示出上市公司的盈余管理行为。徐浩萍(2004)以1998~2001年沪深1448个上市公司为研究样本,考察了盈余管理与外部审计质量之间的关系,发现注册会计师在对以操控非经营性应计利润为手段的盈余管理行为的审计中显示出较高的审计质量,并且注册会计师对负向盈余管理行为比正向盈余管理行为更加敏感,说明注册会计师能够在一定程度上鉴别盈余管理的程度。李维安等(2004)的研究结果表明,盈余管理程度越高的公司,收到非标准审计意见的概率就越大。章立军(2005)采用博弈模型和实证分析的方法研究了2002年深沪295家上市公司盈余管理与外部审计之间的关系,发现在中国特殊的制度背景下,审计市场供需力量的失衡导致审计师被盈余管理程度高的上市公司收买,而盈余管理程度低的上市公司则不收买审计师。蔡春等(2005)以2002年沪市制造业343家上市公司为研究对象,按照是否实行双重审计进行分类,并分别对两组样本的可操纵应计利润进行比较,发现非双重审计公司的可操纵应计利润显著高于双重审计公司的可操纵应计利润,非“前十大”会计师事务所审计的公司可操纵应计利润显著高于“前十大”会计师事务所审计的公司。刘继红(2009)发现,盈余管理程度越高,审计师出具非标意见的可能性就越大,说明审计师能够鉴别上市公司的盈余管理程度。陈小林和林昕(2011)将盈余管理按照属性划分为决策有用性盈余管理和机会主义盈余管理,发现在同样进行盈余管理的样本中,审计师能够区分不同属性的盈余管理,并且其对高风险的机会主义盈余管理应计额出具非标意见的概率要高于低风险的决策有用性盈余管理。伍丽娜和朱春艳(2010)以2000~2008年A股数据为研究样本,研究了股权分置改革对审计质量的影响。研究结果表明,股权分置改革以后,审计师对于同样的盈余管理程度出具非标审计意见的概率更低。股改以后审计师在一定程度上配合上市公司实现了向上的盈余管理及审计意见购买,这可能是出于大股东获取减持收益的目的。张奇峰等(2010)通过对比股权分置改革前后的审计市场结构与审计报告情况,实证分析了股权流通性改善对审计市场的影响,发现股权分置改革后审计市场的集中度有所提高,公司被出具非标准审计意见的比例显著上升,并且与未股改的公司相比,审计师对股改公司的盈余管理迹象更为敏感。盈余管理与外部审计之间的关系一直是国内研究的热点,但由于在研究目的与背景、数据资料、盈余管理计量等方面存在诸多差异,研究结论也不相同。一般认为,盈余管理程度越高,审计师出具非标准意见的可能性就越大。只有夏立军和杨海滨(2002)认为,审计师没有甄别出上市公司的盈余管理。国内学者在研究盈余管理与外部审计之间的关系时都设定了一定的研究场景,如从上市公司IPO(李仙、聂丽洁,2006)、交叉上市(辛清泉、王兵,2010)、内控设置(杨德明、胡婷,2010)等方面考察外部审计与盈余管理之间的关系,但以股票全流通、大股东减持为背景研究两者之间关系的文献很少。(三)外部审计对公司治理的作用Johnson等(2000)将控股股东转移公司资产的行为称为“掏空”(Tunneling),认为掏空行为普遍存在,尤其是在大部分新兴市场国家,投资者保护机制的不完善加剧了大股东的掏空行为,1997~1998年的亚洲金融危机就是由于掏空行为导致的。LaPorta等(1999)研究认为,大股东对上市公司的掏空行为在东欧、亚洲和拉丁美洲的上市公司中普通存在。掏空行为不仅损害了中小投资者的利益,而且影响了资本市场的健康发展。Claessens和Fan(2002)认为,在亚洲弱的投资者保护环境下,掏空问题由于信息透明度低、公司结构复杂以及财务结构多样化而被放大。外部审计作为公司治理的重要外部治理机制,对于降低代理成本、改善公司治理具有重要的意义。Newman等(2005)认为,保护外部投资者就是要揭示和惩罚内部人转移公司资产的行为。他们研究了外部审计对投资者保护的重要作用,发现在审计失败和对公司内部人转移资产行为惩罚力度更大的市场上,可以获得更大的投资规模、更高的外部人持股水平、更多的审计资源投入和更高的投资回报。Fan和Wong(2005)研究了外部审计在新兴市场国家能否发挥降低代理成本的作用,发现所有权与控制权分离程度高的东亚国家企业更倾向于聘请“五大”,而具有“壕沟效应”的企业聘请“五大”会带来更小的股票折价,说明“五大”在新兴市场国家的确发挥了公司治理的作用。Zerni等(2010)对瑞典公司进行研究后发现,为了预防“壕沟效应”带来的利益侵占问题,董事会成员的持股水平和少数强势股东的存在都会提高聘用严格的外部审计的概率,并且聘用高质量的审计可以降低“壕沟效应”所带来的权益资本折价。大股东对上市公司的掏空一直是我国资本市场的“顽疾”,国内关于外部审计能否改善公司治理和降低掏空所带来的代理成本的研究文献较多。岳衡(2006)通过对1997~2002年的上市公司数据进行分析,发现大股东资金占用越严重,审计师出具非标准审计意见的概率就越高,尤其是在大股东资金占用最多的10%的公司年度中,审计师出示非标准意见的概率接近50%。在控制了其他因素后,大股东资金占用程度仍是决定审计意见的一个非常重要的因素。周中胜和陈汉文(2006)研究了2000~2002年A股上市公司的数据,发现大股东资金占用越严重的公司越不倾向于聘请高质量的审计,同时,大股东资金占用越严重,越有可能被出具非标准审计意见。Gao和Kling(2008)对中国控股股东侵占上市公司资产的问题进行了研究,发现审计师通过签发标准审计意见向市场传递了公司治理良好的信息,降低了资产被侵占的程度,而审计师所签发的非清洁审计意见会起到警示少数股东的作用。王烨(2009)利用2002~2003的A股市场上市公司数据,研究了外部审计对大股东资金侵占所带来的代理问题及治理效应,认为代理冲突越严重的上市公司越倾向于聘请国际“四大”进行审计,聘请国际“四大”能够缓解代理冲突和减少大股东的资金侵占,说明外部审计能够发挥公司治理的作用,尤其是在公司内部治理机制不完善的情况下,高质量的外部审计具有一定的替代治理作用。杜兴强等(2010)利用2002~2006年的沪深A股上市公司数据,研究了外部审计与大股东资金占用的问题,发现高质量的审计能够显著抑制公司大股东的资金占用,但大股东资金占用越严重,越不倾向于选择高质量的审计师。张利红和刘国常(2013)对沪深两市A股上市公司股改前后的数据进行了对比,实证研究了股权分置改革前后外部审计对大股东掏空的治理效应变化,发现股改前外部审计对大股东掏空具有显著的揭示和抑制作用,而股改后这种揭示和抑制作用不显著,说明大股东为了达到减持目的,具有更强烈的动机购买审计意见。外部审计作为公司治理机制的一个重要组成部分,其对于资本市场发展和投资者利益保护均具有重要的作用。当前关于外部审计治理效应的研究都是针对股权分置改革前的数据,而股权分置改革完成之后,在股票全流通时代,大股东会采取新的方式获取控制权私利,此时,作为重要监督机制的外部审计能否起到应有的作用,对于该问题的研究还相对较少。三、审计意见的可能性假设在我国“一股独大”和弱的投资者保护制度环境下,大股东拥有公司的绝对控制权。由于在股权分置时期积聚了强烈的减持动机,随着解禁期的到来,大股东会大力度地减持其所持股份。大股东减持股份的另一个原因是,其之前获得流通权时支付的对价很低,一旦股票价格超过原来获取流通权时所支付的对价,就会引发处置效应(沈红波等,2011),而大股东出售解禁股本质上是由代理问题所支配的对投资者利益的侵占(贾明等,2009)。追求自身利益最大化的大股东为了实现收益的最大化,在减持过程中会通过操纵公司盈余来抬高股价。外部审计的作用就是强制企业采用恰当的会计政策,并通过发表非标准审计意见发挥其对盈余管理的治理效应,但这种治理效应的发挥还与审计市场发展、投资者保护环境改善等因素密切相关。首先,审计师的审计意见是上市公司、外部审计师和监管机构三方决策主体之间相互博弈的结果。这种三方博弈关系会使外部审计师处于两难的境地:一方面,证券监管部门、外部投资者、职业准则和审计师自身的诉讼压力要求审计师必须保持独立、客观和公正的立场;另一方面,上市公司的大股东作为内部人,为了得到“理想”的审计意见,又有与审计师合谋的强烈意愿。其次,审计意见的出具不仅与审计师的能力和素质有关,还与审计市场的竞争状况密切相关。一直以来,由“一股独大”的公司控制权局面以及外部审计市场激烈竞争所促成的买方市场特征,使得外部审计更可能受制于大股东的威胁而与之合谋。再次,信息不对称会加剧这种“合谋”倾向。弱的投资者保护环境以及投资者、管理层和注册会计师三者之间的信息不对称,使得外部审计与大股东合谋会带来可观的收益,而付出的成本却相对较小,在这样的利益驱动下,外部审计师更倾向于与大股东联合起来,实现各自收益的最大化。因此,在大股东操纵盈余进行大力度减持的情况下,控股股东减持比例越高,盈余管理越严重,外部审计发表非标准审计意见的可能性就越低。由此,本文提出研究假设1。假设1:在大股东减持比例越高的情况下,盈余管理越严重,审计师发表非标准审计意见的可能性就越低。在我国新兴加转轨的制度环境下,大股东与其他中小股东之间的代理成本是公司治理所要解决的主要代理问题。在弱的投资者保护环境下,由于法律监管和执行机制不完善,中小投资者的利益诉求往往得不到保障,大股东获取控制权私利的成本很低。在股权分置改革之前,大股东主要通过掏空上市公司侵占中小股东的利益。股改之后,大股东可以通过择机减持股份来获取控制权私利。因此,股权分置改革完成后,大股东的占优决策就是在掏空上市公司的同时大力度减持上市公司的股份,从而获取最大化的收益。在股票全流通时代,高度集中的股权结构使得大股东可以放心减持所持股份而不用担心丧失控制权。另外,大股东对上市公司的掏空是普遍存在的问题(Johnson等,2000)。股权分置改革从本质上降低了上市公司非流通股的交易费用,这使得除控股股东掏空上市公司之外,股权转让成为另一种实现产权收益的方式,而在现行的制度环境下,更大金额的侵占是控制性股东的占优策略(贾明等,2010)。外部审计作为缓解代理冲突的公司外部治理机制和投资者保护机制,应该对大股东攫取私利、损害其他中小股东利益的行为具有一定的监督和约束作用。那么,在股票全流通时代,大股东利用两种方式攫取私利时外部审计能否发挥应有的作用呢?外部审计对大股东掏空行为具有一定的抑制作用,但股权分置改革后外部审计对大股东掏空行为的约束力在下降(张利红、刘国常,2013),其原因是,在大股东减持的背景下,为了配合大股东减持,外部审计更倾向于签发标准审计意见。因此,在大股东大力度减持的背景下,强势的大股东为了实现收益的最大化,更倾向于购买审计意见,而审计市场的买方市场特征和较低的审计失败成本,也使得外部审计更倾向于配合大股东而发表标准审计意见。由此,本文提出研究假设2。假设2:在大股东减持比例越高的情况下,大股东掏空越严重,审计师发表非标准审计意见的可能性就越低。四、研究设计(一)其他数据的获取本文所使用的减持数据来自于WIND金融资讯数据库,各年度的大股东排名来自于色诺芬数据库,计算盈余管理所使用的相关数据来自于国泰安CS-MAR数据库,其他财务数据来自于色诺芬CCER数据库。本文以所有发生减持的A股公司作为初始研究样本,由于研究的重点是股改后的减持效应,故剔除了非股改因素的减持数据,而金融类公司的财务数据与其他公司存在较大差异,也将其剔除。另外,本文还剔除了当年配股、增发以及实际控制人缺失的公司。最后,本文共得到1710个公司-年度观测值,其中,2007年为334家,2008年为318家,2009年为443家,2010年为370家,2011年为245家。(二)变量选择和模型配置1.变量选择本文以审计师出具的审计意见AUDITOP为因变量,如果上市公司当年的审计意见为非标准审计意见,则AUDITOP为1,否则为0。2.各行业资产的模型计算及验证(1)DA1:利用横截面Jones(1991)模型计算得到。Jones(1991)模型在估计正常性应计利润时,成功地控制了公司经济环境的变化对正常性应计利润的影响。其中,TAit为i公司t年的总应计利润,△CAit为流动资产增加额,△CASHit为现金及现金等价物增加额,△CLit为流动负债增加额,△CLDit为一年内到期的长期负债增加额,DEPit为固定资产折旧额,Ait-1为上年末总资产,△REVit为销售收入增加额,PPEit为厂场、设备等固定资产原值(其他模型中的变量定义与此相同),β1、β2、β3为各行业特征参数。我们先将各行业财务数据分别带入方程(1)求出β1、β2、β3,再分行业估算出各公司的可操控应计,回归方程(1)的残差ε1it即为DA1。(2)DA2:利用Dechow等(1995)修正的横截面Jones模型计算得到。其中,△RECit为应收账款净值增加额,其余变量的含义同方程(1)。β1、β2、β3的计算方法同DA1,估计出系数后带入方程(2)即可求出ε2it,即为DA2。(3)DA3:利用Raman和Shahrur(2008)修正的横截面Jones模型计算得到可操纵性盈余,即在方程(1)的基础上加入公司资产收益率ROA和成长性指标BM,其余变量与方程(1)相同。估计出系数后带入方程(3)即可求出ε3it,即为DA3。(4)DA4:利用Louis(2004)的流动应计利润横截面Jones模型计算得到。TCAit为流动应计利润,△CLDit为一年内到期的长期负债增加额。回归方程(4)的残差ε4it,即为DA4。(5)DA5:利用Louis等(2008)修正的横截面Jones模型计算得到。考虑到前期的总应计利润可用于推测当期的总应计利润,故有如下方程(5):计算残差的方法同上,残差ε5it即为DA5。3.应收/期值BIG1_RATE为当年大股东减持比例,即当年大股东累计减持股份数量占总股本的比例。TUNNELING为大股东掏空程度,用其他应收款/期末资产总额来衡量。由于大股东侵占上市公司的资产主要通过其他应收款科目来反映(姜国华、岳衡,2005),所以本文采用其他应收款/期末资产总额来衡量大股东的掏空程度,这与姜国华(2005)、杨德明等(2009)的研究一致。另外,本文还采用(其他应收款-其他应付款)/总资产作为掏空程度的衡量指标(王烨,2009),以检验研究结论的稳健性。4.上市公司参与审计市场的风险Lennox(1999、2000)认为,资本回报、财务杠杆和现金流量是影响审计意见的重要财务指标。Bao和Chen(1998)也发现,总资产收益率、盈利或亏损、资产负债率等因素对审计意见具有显著影响。朱春艳和伍丽娜(2009)认为,公司的规模越大,越不容易被出具非标准审计意见;负债率越高,审计师越保守。唐跃军(2006)认为,负债越多的上市公司越具有粉饰财务和造假的倾向,但强势的债权人也可能对第一大股东发挥监督制衡作用。参考刘继红(2009)、杨德明和胡婷(2010)关于审计风险、审计收费和审计意见之间关系的分析,本文用LNFEE表示当年审计收费的自然对数,以控制审计收费对审计意见的影响。本文的ROE表示公司净资产收益率,LEVERAGE表示资产负债率,SIZE表示公司总资产的自然对数,GROWTH表示公司营业收入的增长率,LNCF表示公司经营活动净现金流量的自然对数,分别控制资本回报、财务杠杆、公司规模、成长性和现金流量对审计意见的影响。Wang等(2008)发现,国有企业更可能发生审计合谋。因此,本文用HOLDER_DUM表示上市公司实际控制人的性质,如果实际控制人为政府,则其赋值为1,否则为0。本文还采用樊纲等(2011)编写的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告》中各地的市场化指数(MARKET_IN)来衡量各上市公司所在地的市场化程度,以控制各地区市场化程度的差异对审计意见的影响。另外,本文还控制了年度(YEAR)和行业(IND)的影响。5.模型的建立和推广本文采用如下模型1和模型2进行实证分析,模型中各变量的含义见表1。模型1是针对假设1的研究设计,如果假设1成立,则模型1中交乘项BIG1_RATE×DA的回归系数应显著为负。模型2是针对假设2的研究设计,如果假设2成立,则模型2中交乘项BIG1_RATE×TUNNELING的回归系数应显著为负。(1)模型1。(2)模型2。五、结果表明和分析(一)da1和up0的计算从表2的描述性统计以及表3各年度的变化情况中可以看出,AUDITOP的均值为0.0779,其在2008年达到最大(0.1028),在2008年到2011年呈下降趋势;按照Jones(1991)模型计算的DA1均值为-0.0173,其在2008年到2010年逐年递增;BIG1_RATE的均值为1.051,最大值为35.01,标准差为2.536,说明各公司的大股东减持力度存在较大差异,BIG1_RATE的均值在2009年为最大(1.2714),2008年为最小(0.5593);TUNNELING的均值和中位数分别为0.0286和0.0131,2007年到2011年TUNNELING呈逐年递减趋势,这与廖理等(2008)、刘浩等(2010)的研究结论一致,即股权分置改革抑制了大股东的掏空行为,减少了上市公司的利益输送行为。(二)治理效应检测从表4中的Pearson线性相关系数来看,BIG1_RATE与AUDITOP显著正相关,相关系数为0.0741,显著性水平为5%;TUNNELING与AUDITOP显著正相关,相关系数为0.255,显著性水平为1%,说明外部审计能够在一定程度上揭示大股东的掏空行为,发挥外部审计的治理效应;LNCF、LNFEE、SIZE等控制变量与非标准审计意见显著负相关,显著性水平分别为1%、10%、1%,而ROE和LEVERAGE与非标准审计意见显著正相关,显著性水平分别为5%和1%。从Spearman秩相关系数来看,DA1与AUDI-TOP显著负相关,显著性水平为1%,说明盈余管理越严重,非标准审计意见的签发概率就越低,这在一定程度上验证了假设1;BIG1_RATE与TUNNEL-ING、AUDITOP显著正相关,分别在5%和1%的水平上显著;LNCF、LNFEE、GROWTH、ROE、SIZE与AUDITOP显著负相关,而LEVERAGE与AUDITOP显著正相关。从Spearman秩相关系数和Pearson线性相关系数分析中可以看出,解释变量之间存在一定的相关性,在进行多元回归分析时应注意这些解释变量之间的多重共线性问题。(三)审计意见的发生率和审计概率表5是按照审计意见分组后各变量均值T检验和中位数Wilcoxon(Mann-Whitney)Z检验的结果。从检验结果中可以看出,在五个盈余管理衡量指标中,DA1、DA2、DA5的均值和中位数均存在显著差异,其他变量BIG1_RATE、TUNNELING、LNCF、LN-FEE、HOLDER_DUM、GROWTH、ROE、LEVERAGE、SIZE、MARKET_IN的均值和中位数也存在显著差异,说明收到非标准审计意见的样本公司和收到标准审计意见的样本公司,其在盈余管理程度、大股东减持比例、大股东掏空程度、经营活动净现金流量、审计收费、实际控制人性质、公司成长性、净资产收益率、资产负债率、公司规模和市场化指数等方面均存在显著差异。(四)解释变量的共线性检验为了诊断和分析解释变量之间的多重共线性问题,笔者计算了各解释变量的VIF值和容忍度,发现回归模型中所有解释变量的VIF值都小于10,均值为1.40,说明解释变量之间不存在严重的多重共线性问题。本文采用了Logit回归,考虑到可能会存在异方差问题,回归时采用了稳健标准差估计。表6为模型1的回归结果,用来检验假设1;表7为模型2的回归结果,用来检验假设2。1.审计意见与盈余管理指标的关系对于假设1,本文采用模型1进行回归分析,结果见表6。从表6中可以看出,在控制了大股东掏空指标TUNNELING、经营活动现金净流量的自然对数LNCF、审计费用自然对数LNFEE、实际控制人性质HOLDER_DUM、公司成长性GROWTH、净资产收益率ROE、杠杆率LEVERAGE、公司规模SIZE、市场化指数MAR-KET_IN以及年度YEAR和行业IND等变量以后,盈余管理和大股东减持比例的交乘项BIG1_RATE×DA与审计意见AUDITOP分别在5%、5%、5%、1%、5%的水平上呈显著的负相关关系,说明在大股东减持比例越高的情况下,盈余管理越严重,外部审计越不倾向于签发非标准审计意见,假设1得到了验证。大股东会通过操纵盈余择机减持股份已被一些学者的研究所证实(蔡宁、魏明海,2009;袁渊,2010;林川、曹国华,2012),而大股东要想通过操纵盈余和减持股份实现收益的最大化,还需要外部审计的支持与配合。上述检验结果表明,在大股东通过操纵盈余和减持获取控制权私利的过程中,外部审计配合了大股东减持时的盈余操纵行为,没有发挥出监督和约束大股东行为的治理效应。审计意见AUDITOP与盈余管理指标DA1、DA2、DA4、DA5分别在10%、10%、1%、5%的水平上显著负相关,说明公司的盈余管理越严重,外部审计师签发非标准审计意见的概率就越低。但是,审计意见AUDITOP与盈余管理指标DA3在5%的水平上显著正相关,这与DA1、DA2、DA4、DA5的回归结果不一致。大股东减持比例BIG1_RATE与审计意见AUDITOP呈显著的正相关关系,说明大股东减持比例越高,外部审计对其发表审计意见就越谨慎,签发非标准审计意见的概率也越高。大股东掏空变量TUNNELING与审计意见AUDITOP呈显著的负相关关系,这与周中胜(2006)、杜兴强等(2010)的研究结论一致,说明外部审计能够在一定程度上揭示大股东的掏空行为,发挥外部审计的治理效应。此外,LNCF、GROWTH、SIZE与审计意见显著负相关,说明经营活动现金净流量越充足、成长性越好、规模越大的公司,被出具非标准审计意见的概率就越低。LEVERAGE与审计意见显著正相关,说明杠杆率越高、财务风险越大的公司,外部审计越容易签发非标准审计意见。此外,假设1的回归结果显示,模型1的PseudoR2分别为0.2958、0.2963、0.2942、0.315、0.2893,Waldχ2值分别为111.75、111.67、106.47、119.20、104.29,相伴概率均为0.0000,且在1%的水平上显著,说明本文所构建的模型对审计意见具有较强的解释力度,模型的拟合度较好。2.外部审计治理作用弱化的原因对于假设2,本文采用模型2进行回归分析,结果见表7。在股权分置改革完成后的股票全流通时代,大股东不仅可以通过掏空上市公司获取控制权私利,还可以通过择机减持股份获取控制权私利。因此,在股票全流通时代,大股东在掏空上市公司的同时择机减持所持股份是其获取控制权私利的占优决策。为了考察掏空和减持的共同作用对审计意见的影响,模型2在模型1的基础上增加了一个交乘项BIG1_RATE×TUN-NELING。从表7的回归结果中可以看出,在控制了大股东掏空指标TUNNELING、经营活动现金净流量的自然对数LNCF、审计费用自然对数LNFEE、实际控制人性质HOLDER_DUM、公司成长性GROWTH、净资产收益率ROE、杠杆率LEVERAGE、公司规模SIZE、市场化指数MARKET_IN以及年度YEAR和行业IND等变量以后,交乘项BIG1_RATE×TUN-NELING与审计意见显著负相关,均在1%的水平上显著,说明在大股东减持比例越高的情况下,掏空越严重,外部审计签发非标准审计意见的概率就越低,假设2得到了验证。上述检验结果表明,在股权分置改革完成后的股票全流通时代,外部审计配合大股东同时利用掏空和减持