企业政治关联与外部审计需求——基于机构持股和经理自主权两重角度的研究

熊婷　程博　王菁

企业政治关联与外部审计需求
——基于机构持股和经理自主权两重角度的研究

熊婷程博王菁

本文以我国A股上市公司为研究样本，考察了企业政治关联对外部审计需求的影响，以及这种影响如何因机构持股比例和经理自主权的不同而发生改变。研究结果表明：第一，相比没有政治关联的公司而言，具有政治关联的公司支付了较高的审计费用，对高质量的外部审计需求意愿较强；第二，机构持股比例与外部审计需求显著正相关，经理自主权与外部审计需求显著负相关；第三，企业政治关联对外部审计需求的影响随机构持股比例和经理自主权的不同而变化，机构持股比例越高，经理自主权越小，企业政治关联对外部审计需求的正向作用越强；第四，机构持股有利于降低股东和经理人之间的信息不对称，缓解代理冲突。

政治关联审计需求代理成本机构持股经理自主权

一、引言

审计是现代公司治理的重要工具，是委托代理的产物，也是公司治理中不可或缺的一种制度安排形式，借助高质量的外部审计加大对经理人的监控力度，可以有效抑制经理人的道德风险和逆向选择，减少股东和经理人的信息不对称，提高会计盈余的信息含量和可信度，降低公司的代理成本（Gul et al.，2003）。基于Jensen & Meckling（1976）提出的代理理论之后，研究者逐步开始有关代理成本与外部审计师选择方面的研究。代理冲突问题导致上市公司对审计等外部监督或约束机制产生内在需求，代理冲突问题越严重，委托人降低代理成本的动力越强，对高质量的外部审计需求就越强，上市公司会更倾向于聘请高质量的审计师提供审计服务。

政治关联的作用具有两面性，对企业的经营活动和经济后果产生重要影响，同样也可能影响到公司对外部审计需求意愿（雷光勇等，2009）。Gul（2006）检验了审计师对于政治关联的反应，发现政治关联影响了东南亚国家审计师的相关决策。而近期的一些关于政治关联对外部审计需求的影响研究并未得到一致的结论。这些研究认为，一方面，有政治关联的企业降低了对高质量的外部审计需求意愿，倾向于选择低质量的审计师（Wang et al.，2008；雷光勇等，2009；杜兴强等，2011）；另一方面，相对于没有政治关联的企业而言，有政治关联的企业可能有更高审计风险，或是处于“租金”维护动机，借助审计师声誉传递企业信号，从而提升了对高质量的外部审计需求（潘克勤，2010；梁莱歆等，2011）。

中国资本市场是一个新兴市场，宏观层面来看，政治关联通过直接或间接影响政府政策的制定进而影响公司行为；微观层面来看，政治关联通过对企业融资行为、经营行为和股权结构来影响企业绩效和公司价值（雷光勇等，2009）。那么，在这个新兴市场上，具有中国特色的政治关联是否会影响上市公司外部审计需求呢？这种影响是否会因其他外部监督和内部激励机制产生变化呢？厘清企业政治关联与外部审计需求之间的关系及其内在机制是非常值得研究的问题，而现有的文献并没有作出很好的回答。本文采用我国上市公司的数据，对上述问题进行了实证检验。

表1　变量定义与说明

表2　变量的描述性统计

二、理论分析与研究假说

（一）企业政治关联与外部审计需求

表3　多元回归结果

高质量的外部审计具有公司治理功能，已有文献发现外部审计需求受到企业政治关联的影响。然而，现有文献就企业政治关联如何影响外部审计需求尚存有较大的争议。一些文献认为具有政治关联的企业降低了高质量的外部审计需求意愿，倾向于选择低质量的审计师，这是因为：首先，我国资本市场是一个新兴市场，市场机制还不够完备，政府行为尚不够规范，为促进地方经济发展，企业行为会更多地受到政府行为的影响，有政治关联的企业可能受到政府“庇护”而降低高质量的外部审计需求（雷光勇等，2009）。其次，政治关联是一项“关系”资源，企业通过建立政治联系目的是寻得政府管制下的“租金”（Faccio，2006），但依靠政治关联获取“租金”（如优惠、特权等形式）往往是隐形的，难以直接反映在财务报表上，最终导致公司粉饰财务报表，往往使得有政治关联的公司信息透明度较差，为减少“问题”被发现的概率，降低高质量的外部审计需求（杜兴强等，2011）。第三，企业的政治关联影响审计师的执业风险，审计师和事务所在评价这类客户时，为避免将来出现法律诉讼以减少赔偿责任，会降低其诉讼风险的预期，进而减少审计收费、以采取较少的审计程序降低审计成本，从而导致审计质量下降；具有政治关联公司即使存在财务报告舞弊等行为被监管者处罚时，公司往往通过政治关联使企业受到政府的“庇护”，从而减轻处罚或免于处罚。

表4　企业政治关联与外部审计需求关系检验结果

另一些文献却有截然不同的观点，认为具有政治关联的企业并未降低高质量的外部审计需求意愿，反而是提升了高质量的外部审计需求意愿，倾向于选择高质量的审计师，这是因为：首先，具有政治关联的公司高管很多都是“政治明星”，头顶多重“光环”，出于个人和企业声誉的考量，往往借助审计师声誉传递给监管机构、资本市场和媒体一个高质量的审计信号（杜兴强等，2011）；公司高管也可能为掩盖利用政治关联获取利益的行为，会主动降低公司财务透明度，并利用政治关联“俘获”审计师或购买审计意见以达到掩盖和隐藏目的。其次，随着国家法律制度和监管体系的完善，通过政治关联获取的资源和好处将逐步受限，企业的这种“租金”优势不具有持续性；具有政治关联的企业深受社会和媒体关注，利益相关者可能怀疑公司上市资格的获得、经营业绩等都是利用政治关联便利进行寻租的结果，其盈利的持续性、财务信息的真实性也容易受到利益相关者的怀疑。上市公司为了缓解信息不对称，使利益相关者相信公司的经营能力、盈利能力以及财务信息的真实性，会选择声誉良好、高质量的审计师，向市场传递对自身有利的信号，避免了资本市场上的逆向选择行为（Fan & Wong，2005；梁莱歆等，2011）。第三，具有政治联系的公司可能给企业带来负面影响，对公司治理和企业长期绩效产生较大的负效应（Fan et al.，2007；徐业坤等，2013）；企业通过政治关联获取的资源，通常是依靠“潜规则”、寻租、地下交易获取的，并非企业真实经营的成果，有政治关联的公司风险较高，要求审计师审计时选择和实施更多的审计程序，将重大错报风险降低至可接受的水平，从而导致较高的审计费用。

注：*** p〈0.01，** p〈0.05，* p〈0.10，N=6641，上述模型均是经过Driscoll-Kraay标准误调整后的结果，括号内为t值。

综合上述分析，提出如下两个对立的假说：

假说1A：限定其他条件，具有政治关联的公司比没有政治关联的公司支付了较低的审计费用，对高质量的外部审计需求意愿较弱。

假说1B：限定其他条件，具有政治关联的公司比没有政治关联的公司支付了较高的审计费用，对高质量的外部审计需求意愿较强。

（二）企业政治关联与外部审计需求关系的调节机制

进一步地，本文认为企业政治关联与外部审计需求之间的上述关系会受到机构持股与经理自主权的影响而随之变化。机构持股作为重要的外部监督机制，出于维护自身利益考虑，他们有能力和意愿运用自身的影响力去影响公司高质量的外部审计需求意愿；赋予经理人一定自主权则能有效激励经理人的竞争意识和创造性，可以在一定程度上缓解股东与经理人之间的代理冲突，降低公司代理成本，进而影响公司高质量的外部审计需求。因此，本文从机构持股和经理自主权两重视角分析企业政治关联与外部审计需求关系之间的调节机制。

1.机构持股比例的调节作用

根据前面的分析，企业政治关联可能会显著影响公司高质量的外部审计需求。那么，机构持股作为重要的外部治理机制之一，它会对公司外部审计需求以及对企业政治关联与外部审计需求之间的关系产生何种影响呢？本文认为，随着机构持股比例的增加，公司支付了较高的审计费用，对高质量的外部审计需求意愿增强，同时调节企业政治关联与外部审计需求之间的关系，这是因为：首先，机构持股能够改变上市公司股权结构，凭借持有的股权对大股东和管理层的行为进行监督，机构持股比例越高，对上市公司经营决策产生的影响越大。尽管机构投资者在监督方面可能存在“搭便车”的问题，但是当大股东或管理层严重侵害到外部股东的利益时，机构投资者由于利益的一致性很容易缔结联盟，共同抵制大股东或管理层的侵占行为（高雷等，2006；唐清泉等，2009）。其次，与个人投资者相比，机构投资者在投资理性、操作专业性、信息上都具有优势，他们聘请投资理财专家进行投资分析和专业操作，拥有先进的信息平台和渠道，通过分析证券市场公开信息能获得更多的有用信息，能够对宏观环境、行业和公司未来发展进行全面科学分析、预测和决策；机构投资者拥有雄厚的经济实力，持股规模相对较大，持股比例高的股东拥有着更多的话语权，使得机构投资者有能力参与公司治理（Davis and Thompson，1994）。第三，随着我国资本市场的发展和完善，机构投资者规模不断壮大，他们正在逐步由“投机者”向“投资者”转变，使得机构投资者的利益和公司的长期发展息息相关，因而机构投资者有意愿参与公司治理；同时，随着机构持股比例的增加导致他们面临着较大的流动性风险，通常他们不会频繁地改变投资组合，否则会容易引起资产价格大幅波动，增加交易成本，从而促使长期持有股票，更加关注公司的长期发展并加强对公司监督的动机（蔡庆丰、宋友勇，2010）。第四，机构投资者基于维护自身利益出发，有能力和意愿参与公司治理，审计师选择决策正是他们发挥公司治理作用的重要途径之一，他们通过参加董事会、股东大会和监事会等方式去影响公司的外部审计需求；机构持股比例越高，公司选择高质量的审计师可能性越大（张敏等，2012）。此外，机构投资者并不直接参与公司的经营管理，而是通过股东大会、董事会等制度安排发挥监督作用，通过行使投票权、表决权、股东行为及选择董事会成员来影响公司治理层和管理层，当对董事会表现或者公司绩效不满意时，机构投资者可能出售股份向公司施加压力，或是把他们的意见体现在董事会中，进而影响企业行为；吴晓晖和姜彦福（2006）研究发现，引入机构投资者后独立董事治理效率发生显著的提升，机构投资者持股比例与独立董事比例存在显著的正相关关系，通过独立董事影响审计委员关于审计师选择的决策。

综合上述分析，提出如下两个对立的假说：

假说2A：限定其他条件，机构持股比例正向调节政治关联与外部审计需求之间的负相关关系。即相对于机构持股比例较低的公司，机构持股比例较高公司的政治关联与外部审计需求之间的负相关关系有所减弱。

假说2B：限定其他条件，机构持股比例正向调节政治关联与外部审计需求之间的正相关关系。即相对于机构持股比例较低的公司，机构持股比例较高公司的政治关联与外部审计需求之间的正相关关系有所增强。

2.经理自主权的调节作用

现代企业两权分离导致了股东和经理人之间严重的代理问题，股东期望经理人以最小的管理成本获得最大的股东财富，经理人希望为股东提高财富的同时攫取更多的私有利益，双方不同的诉求，必然带来股东与经理人之间的利益冲突（Jensen & Meckling，1976）。然而，这一代理冲突问题可以通过赋予适当的经理自主权安排来解决。所谓经理自主权，又称“经理自由裁量权”，反映了经理人以个人效用最大化为目标控制或消费企业资源及其自身人力资本的能力（Williamson，1967）；具体表现为经理人运用法定权力、契约权力及非契约影响力对企业经营决策活动进行有效管理的影响程度和自主行为空间。经理自主权越大，经理人对公司战略、组织结构、研发投资、慈善捐赠和经营业绩等各项决策影响程度越大（Waldman et al.，2001；Hambrick，2007）。

本文认为，赋予经理人一定的自主权，可以将经理人和股东的利益密切地联系在一起，使二者利益趋于一致产生协同效应，一定程度上缓解股东与经理人之间的代理冲突，降低公司代理成本，导致公司对高质量的外部审计需求意愿有所减弱，同时也将调节企业政治关联与外部审计需求之间的关系，这是因为：首先，在委托代理关系下，经理自主权是游离于大股东监督之外的经理所获得的实际控制权，而在大股东监督范围内的经理活动本质上是被有效控制的经理行为；由于环境不确定性和股东的有限理性，大股东不可能也没必要完全监控或约定经理的所有行为，反而赋予一定程度的自主权更能激励经理人发挥经营才能与创新潜能（张长征等，2006）。现代企业有效的内部治理就是权衡如何配置经理自主权，一方面可以激发经理人的竞争意识和创造性，使其与股东利益趋同，并承受着他们决策所带来的后果；另一方面又减少了花费高昂成本监督公司经理人的需要，降低了股东所面临的代理成本，符合激励相容理论（肖星、陈婵，2013）。其次，所有权和经营权分离产生了现代企业股东和经理人之间的委托代理问题，而所有权是约束经理自主权的关键因素，股权集中度和经理持股比例是从所有权方面衡量经理自主权的代理变量（李有根、赵锡斌，2004）。股权集中度越高，大股东越有能力行使经理选择权，经理自主权将受限；经理持股比例越高，经理自主权越大。随着经理持股比例的增加，代理成本冲突会随之降低，经理人与股东的利益逐渐趋同，从而使得经理人有足够的动机使股东财富最大化，导致公司对高质量的外部审计需求意愿有所减弱（Jensen & Meckling，1976）。第三，股权集中度越小，经理持股比例越高，可以克服经理人的短视行为，促使经理人勤勉尽职工作，一方面可以通过提高企业绩效来提高自己的报酬；另一方面，可以约束经理人的投机行为，降低盈余管理最终提高公司的长期价值，有利于企业长期稳定持续发展（沈红波等，2012）。第四，公司高管不仅需要与合作伙伴建立商业关系，而且还需要与政府官员建立政治联系寻得政府管制下的“租金”，在转轨经济环境下，与政府官员建立政治联系对企业生存、发展尤为重要（Faccio & Parsley，2009）。政治关联是企业与政府建立的非正式联系，这些政治联系依赖于经理人的个体互动和社会网络（Li et al.，2009），经理自主权的大小势必影响企业政治关联的建立，进而影响公司高质量的外部审计需求。

综合上述分析，提出如下两个对立的假说：

假说3A：限定其他条件，经理自主权负向调节政治关联与外部审计需求之间的负相关关系。即相对于经理自主权较低的公司，经理自主权较高公司的政治关联与外部审计需求之间的负相关关系有所增强。

假说3B：限定其他条件，经理自主权负向调节政治关联与外部审计需求之间的正相关关系。即相对于经理自主权较低的公司，经理自主权较高公司的政治关联与外部审计需求之间的正相关关系有所减弱。

三、研究设计

（一）数据来源

本文以我国2006-2012年A股非金融类上市公司为研究样本。本文按照以下原则对原始样本进行筛选：（1）剔除ST、*ST公司样本；（2）剔除所需研究的主要数据缺失和数据变化极端的上市公司。根据以上筛选原则筛选后最终获得6641个样本观测值。为了能够最大限度地保证政治关联样本的准确性，本文政治关联的数据通过上市公司年报查阅出实际控制人、董事长、副董事长、总经理和副总经理的姓名，逐条手工搜集整理之后再通过百度搜索查询并详细地甄别是否以及何时担任政府官员、人大代表或政协委员等职务，对于不确定的样本则首先通过登录注册地所在城市的人大或政协网搜索人大代表或政协委员名单进行比对；然后利用WIND数据库中的高管深度资料进行一一对比确定。本文其他数据主要来源于 数据库以及上市公司年报披露，对于无法用数据库提取和计算的部分变量，通过手工搜集整理。同时，为确保数据的准确性，本文利用新浪财经网、金融界、巨潮资讯网、沪深证券交易所等专业网站披露的信息对研究数据进行了核实和印证。为了保证数据有效性并消除异常样本对检验结果的影响，本文采用Winsorization的方法对主要的连续变量进行缩尾处理。

（二）模型设定及变量定义

为了检验本文的假说1，将待检验的回归模型设定为：

为检验假说2至假说3的调节效应，将待检验的回归模型设定为：

在回归中，考虑尽可能降低同期所致的内生性，所有自变量均滞后一期，为简洁起见，模型中因变量用t+1下标表示。模型各变量定义如表1所示。

四、实证检验及分析

为避免变量多重共线性的影响，对交互项测量的变量进行了中心化处理，并对变量进行了相关统计分析，如表2和3所示，同时对所有进入模型的解释变量和控制变量进行方差膨胀因子（VIF）诊断，结果显示VIF均小于2，由此可以排除多重共线性问题。此外，本文的数据是具有时间序列和横截面数据的非平稳面板数据，由于非平稳面板数据可能存在异方差、序列相关和截面相关等问题，使用通常的面板数据估计方法会低估标准误，同样也会导致计量结果有偏，使用Driscoll和Kraay（1998）的方法估计得到的标准误才具有无偏性、一致性和有效性。因此，本文采用Driscoll-Kraay标准差进行稳健性估计，来消除异方差、时间序列相关和截面相关问题。

表4列出的是企业政治关联（Pc）与外部审计需求（Fee）之间关系的检验结果，模型1为基本模型，包含了控制变量和调节变量；模型2包含了控制变量、调节变量和解释变量，模型3和模型5则进一步包含了各调节变量的交互作用，模型6为全模型检验，各模型都具有显著（p〈0.01）的解释力。模型2报告了企业政治关联（Pc）对外部审计需求（Fee）的影响，检验结果显示，限定其他条件，企业政治关联（Pc）与外部审计需求（Fee）之间呈显著的正相关关系（beta=0.04369，p〈0.05），并且在后续的模型3至模型5检验中依旧稳健，这表明具有政治关联的公司比没有政治关联的公司支付了较高的审计费用，对高质量的外部审计需求意愿更强，从而假说1B得到了验证。

模型3检验了机构持股比例（Institutionshare）的调节作用，检验结果表明，限定其他条件，机构持股比例（Institutionshare）与企业政治关联（Pc）的交互项（Institutionshare×Pc）与外部审计需求（Fee）是显著的正相关关系（beta=0.01718，p〈0.01），这表明，相对于机构持股比例较低的公司，机构持股比例较高公司的政治关联与外部审计需求之间的正相关关系有所增强。这一结果意味着机构投资者具备了参与公司经营治理的能力和动机，随着机构持股比例的增加，具有政治关联的公司比没有政治关联的公司对高质量的外部审计需求意愿有所增强，所以本文的假说2B得到了验证。

模型4和5检验了经理自主权的调节作用，本文采用经理持股比例（Ceoshare）和股权集中度（Balance_ five）为经理自主权的代理变量。模型4检验结果显示，限定其他条件，经理持股比例（Ceoshare）与企业政治关联（Pc）的交互项（Ceoshare×Pc）与外部审计需求（Fee）是显著的负相关关系（beta=-0.03317，p〈0.05），这表明，相对于经理持股比例较小的公司，在经理持股比例较大的公司中，企业政治关联与外部审计需求之间的正相关关系有所减弱。模型5检验结果显示，限定其他条件，股权集中度（Balance_five）与企业政治关联（Pc）的交互项（Balance_five×Pc）与外部审计需求（Fee）是显著的正相关关系（beta=0.01148，p〈0.01），这表明，相对于股权集中度较小的公司，在股权集中度较大的公司中，企业政治关联与外部审计需求之间的正相关关系有所增强。综合模型4和模型5的结果来看，经理持股比例较大，股权集中度较小，意味着经理自主权较高；与经理自主权较低的公司相比，经理自主权较高公司的政治关联与外部审计需求之间的正相关关系有所减弱。因此，本文的假说3B也得到了验证。

此外，据表4的检验结果可知，机构持股比例（Institutionshare）与外部审计需求（Fee）显著正相关（除模型3外），表明机构持股比例越高，公司支付了较高的审计费用，对高质量的外部审计需求意愿越强；经理持股比例（Ceoshare）与外部审计需求（Fee）显著负相关，股权集中度（Balance_ five）与外部审计需求（Fee）显著正相关，这表明经理自主权与外部审计需求显著负相关，即经理自主权越小，公司支付了较高的审计费用，对高质量的外部审计需求意愿越强。

为了保证结果的稳健性，本文采取以下方法进行稳健性检验：

第一，重新对企业政治关联（Pc）变量进行了定义，如果公司实际控制人、董事长、副董事长、总经理和副总经理为前任或现任省级及省级以上政府官员、人大代表或政协委员时，判断其有政治关联取1，否则，不具有政治关联取0检验的结果与前文一致。

第二，本文以管理层持股（Mangershare）和股权集中度（Balance_three）分别代替前文测量经理自主权的两个代理变量进行了重新检验。其中，管理层持股（Mangershare）根据公司总经理、总裁、CEO、副总经理、副总裁等年报上公布的其它管理人员持股数量总和占总股数的百分比确定；股权集中度（Balance_three）根据公司第一大股东持股比例与二至三大股东持股比例之比确定。检验的结果与前文结果未发生显著变化。

第三，考虑样本选择可能产生误差，本文以2006-2012年3476个制造业为研究样本重新检验，结果未发生实质性变化。此外，采用2006-2011年、2006-2010年、2007-2011年、2008-2012年不同年份的数据组合进行稳健性检验，结果与前文结论一致。

五、结论

本文以我国2006-2012年A股非金融类上市公司为研究样本，从理论与实证角度分析了企业政治关联对外部审计需求的影响，进一步考察了这种影响如何因机构持股比例和经理自主权的不同而发生改变。研究发现：（1）与没有政治关联的公司相比，具有政治关联的公司支付了较高的审计费用，对高质量的外部审计需求意愿较强；（2）机构持股比例与外部审计需求之间存在显著的正相关关系，意味着随着机构持股比例的增加，公司对高质量的外部审计需求意愿增强；（3）经理自主权与外部审计需求之间存在显著的负相关关系，意味着股权集中度越小，经理持股比例越高，企业经理自主权越大，公司对高质量的外部审计需求意愿越小；（4）企业政治关联对外部审计需求的影响随机构持股比例和经理自主权的不同而变化，机构持股比例越高，经理自主权越小，企业政治关联与外部审计需求的正相关关系越强；（5）机构持股有利于降低股东和经理人之间的信息不对称，缓解代理冲突。随着机构持股比例增加，机构投资者积极参与公司治理的意愿越强，公司对高质量的外部审计需求越大。经理持股比例越高，股权集中度越小，经理自主权越大，这样既有利于激发经理人的竞争意识和创造性，又能一定程度上缓解股东与经理人之间的代理冲突，降低公司代理成本，从而使得公司对高质量的外部审计需求意愿有所减弱。

本文系浙江农林大学暨阳学院预研项目（TMYY1305）的阶段性成果，同时得到国家社会科学基金青年项目（12CGL121）的资助。

作者单位：浙江农林大学暨阳学院

上海财经大学

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