高管持股、审计定价与股权集中度实证研究

2016-08-05冯均科西北大学经济管理学院陕西西安7027西安外国语大学商学院陕西西安7028

河南社会科学 2016年3期

许　瑜，冯均科（.西北大学　经济管理学院，陕西　西安　7027；2.西安外国语大学　商学院，陕西　西安　7028）

高管持股、审计定价与股权集中度实证研究

许瑜1，2，冯均科1
（1.西北大学经济管理学院，陕西西安710127；
2.西安外国语大学商学院，陕西西安710128）

摘要：以2011—2014年A股制造业上市公司为样本，从股权集中度的角度实证检验了高管股权激励与审计定价的关系。高管持股比例的提升会显著降低审计定价，高管股权激励与审计定价的负向关系会受到股权集中度的正向调节。这意味着高管股权激励与审计定价的显著负向关系，会随着股权集中度的提高而减弱。因此加大高管股权激励比例对于规避企业审计风险、降低审计定价起重要作用，但高管与全体股东的利益趋同效应在股权集中度过高的企业效果会有所降低。

关键词：审计定价；高管股权激励；股权集中度；外部审计

随着全球经济一体化的快速发展，外部审计（本文所指的外部审计或者审计，如果没有特殊说明，一律是指由注册会计师所从事的民间审计，而不包括国家审计和内部审计）作为独立第三方对企业经营管理起着不可或缺的监督作用，在经过大量财务舞弊案件之后，外部审计逐渐触发了公众的关注和思考（曹琼，等，2013）［1］。Simunic（1980）最早提出了审计定价的经典模型，使审计研究逐渐进入公众的视野。作为会计师事务所与被审计企业的重要经济联系，审计定价一直是审计领域的重要研究内容，合理的审计定价有助于独立审计发挥外部监督的作用。审计定价是客户给予审计人员付出的回报，不仅反映出审计服务的供求关系，还影响到注册会计师的工作积极性和独立性，最终作用于审计服务质量（Michael Ettredge，等，2014），而审计质量的高低直接决定了资本市场中公司财务报告信息的真实性。审计定价的高低不仅与审计过程中的投入有关，还取决于被审计公司的特征。在委托—代理关系下，作为企业决策主体的高级管理者（以下简称高管），对企业控制环境有着直接影响。而企业控制环境的好坏最终决定了审计人员的预期投入与风险，构成审计定价的重要因素（何威风、刘巍，2015）［2］。可见，高管的行为对企业整体风险的影响将直接作用于审计风险，最终影响审计定价。

现代企业中所有权与经营权分离造成股东与高管间的信息不对称，从而产生了道德风险与逆向选择问题。激励相容理论认为对高管进行适当股权激励，使得高管与股东间的利益趋同，可以大大减少高管的私利行为（Jensen、Meckling，1976），这有利于优化企业控制环境，最终影响审计定价。在现有研究中，由于中国高管持股比例较低，大多数学者仅关注高管薪酬激励对审计定价的影响，而忽略高管股权激励的作用。鉴于此，研究高管股权激励与审计定价间的关系，对于完善高管激励机制、充分发挥审计市场的监督作用具有重要意义。另外，与西方股权高度分散的现代公司制度不同，目前中国上市公司中股权集中度较高，“一股独大”现象较为普遍，中国上市公司既要解决全体股东与经营者之间的利益冲突，又要解决股权集中造成的大股东侵占小股东利益的问题，双重代理问题使得中国上市公司利益冲突更加激烈。在第二类代理问题上，高管持股对优化控制环境的显著影响是不是依旧有效呢？西方经典理论在这一问题上并不能很好地加以解释。那么，现阶段在中国上市公司中，高管股权激励与审计定价之间存在怎样的联系？面对股权集中度不同的公司，这种联系是否稳定成立？本文结合中国上市公司现有情况试图回答上述问题。本文的研究意义在于，弥补传统研究忽略高管股权激励影响审计定价的不足，同时考虑股权集中度的调节作用，拓宽了高管股权激励与审计定价的研究视角，研究结论更适合中国国情的上市公司，进一步论证了股权分散对于企业整体控制环境的重要影响，为中国当前高管薪酬改革提供了新的参考，也为进一步完善公司治理机制、优化企业控制环境提供了重要参考。

一、文献回顾

Simunic（1980）最早提出审计定价的经典模型，后续学者对该模型的影响因素进行了多方面的研究，使经典模型及结论不断地得到丰富和完善（Taylor和 Baker，1981；Firth，1985；Johnson，等，1995；Houston，等，1999；Houston，等，2005），并发展成为一个较为成熟的研究框架。自2001年证监会颁布了对公开披露审计费用的相关要求以后，中国审计费用影响因素的研究才真正起步。外部审计是对管理层行为进行监督的有效工具之一，因此高管行为势必会影响到审计定价。高管持股作为高管激励的一个重要组成部分，能够直接影响高管行为，而审计人员会识别公司间行为差异，并进行差别定价。因此，有关高管股权激励对审计定价影响的研究逐步进入众多学者的视野。现有文献中单独针对高管股权激励与审计定价之间关系的研究很少，研究大多集中于公司治理因素与审计定价关系。

（一）审计定价影响因素的研究

审计费用是会计师事务所与企业之间审计服务供求关系的价值表现，主要包含审计资源成本和正常利润、风险溢价及品牌溢价等。在中国证券市场中，审计定价研究主要关注企业财务特征以及特定风险对审计定价的影响（潘克勤，2008）［3］。国内外学者总体上认为审计定价与会计师事务所的人力投入和风险补偿密切相关。审计定价影响因素中，被审计企业的自身特征包括：公司规模（Simunic，1980；Anderson和Zeghal，1994；张宜霞，2011）、公司业务复杂程度（Francis，1984；Firth，1985）、公司业绩情况（Simunic，1980）、公司经营风险（张天舒、黄俊，2013）等，这些因素会显著影响会计师投入的精力，其成本自然会作用于审计定价。

审计风险由于计量困难从而逐步成为理论界研究的热点。审计风险是指会计报表中存在重大错误或漏报，进而导致审计人员误读财务资料、提供不当审计意见的风险。2007年颁布的《中国注册会计师执业准则》中核定了审计风险模型，即“审计风险=固有风险×控制风险×检查风险”。企业内部公司治理和内部控制状况，必然会影响审计风险的大小。一般认为，公司治理缺陷是导致审计风险的重要原因。公司治理越规范，监管体系对于高管的监督越到位，越有助于减少财务报告发生重大错报的可能性（中国注册会计师协会，2006），进而使得控制风险和固有风险均保持在较低水平。潘克勤（2008）以“中国上市公司治理100佳”的公司治理指数为公司治理质量的替代变量进行研究，发现公司治理质量与审计定价存在显著负向关系，这一结论也被其他学者所证实（刘明辉、胡波，2006）［4］。同样，内部控制风险是外部审计人员定价时必须考虑的一个因素，内部控制风险增加了外审人员的工作量和风险程度（Raghunandan和Rama，2006），内部控制风险越高的公司审计定价越高（戴捷敏、方红星，2010；张敏、朱小平，2010；刘成立、韩新新，2012）［5］［6］。在美国随着《萨班斯-奥克斯利法案》的颁布，增加了外部审计人员审计风险的敏感度，使得外部审计人员更加关注企业的内部控制缺陷。张旺峰等（2011）以2008～2009年深沪两市公司为研究样本，指出完善的内部控制制度对于降低审计风险和审计成本具有显著作用。李越冬等（2014）研究发现内部控制存在重大缺陷的企业，审计定价也较高，该现象在国有企业更加显著。而且，内部控制缺陷程度不同对审计定价的影响也不同［7］。盖地、盛常艳（2013）研究发现，与一般内部控制缺陷相比，特定缺陷对审计定价的影响更大［8］。可见，高质量的内部控制对于降低审计定价具有显著作用（王守海、杨亚军，2009；马士振，等，2012）。

品牌溢价效应是由会计师事务所特征所决定的。规模大的事务所比规模小的事务所审计定价要高（Francis、Stokes，1986；王良成、陈汉文，2010；曾建光、武利娜，2011；刘笑霞，等，2012；沈辉、肖小凤，2013），这可能是由于大型事务所拥有品牌溢价效应，而且大事务所可能投入更多的品牌创建成本与人力培训成本等，因此需要收取更高的审计费用（漆江娜，等，2004）［9］。当然也有学者认为，规模大的会计师事务所可能会带来规模经济效应，审计定价不一定高（Simunic，1980），甚至两者之间没有关联（刘斌，等，2003；张继勋、徐奕，2005）［10］。会计师事务所的行业专长也意味着专业化程度越高，具有专家能力的事务所审计定价自然也就高（Defond，等，2000；李哲，2009；苏文兵，等，2010）［11］。事务所合并也会引发审计定价的提高（Lee，2005）。李明辉等（2012）以10起事务所合并案为对象研究发现，事务所合并之后审计收费显著提高，而且合并后第1年审计收费的提高比第2年更明显，四大事务所合并对审计定价的影响更为显著［12］。曾亚敏、张俊生（2012）研究发现“强强联合”的事务所合并后审计定价显著增加。当然也有学者认为，事务所合并并未导致审计定价的提高（Pong、Burnett，2006；Chan、Wu，2011），甚至还有降低的可能性（Ivancevich、Zardkoohi，2000）。

（二）高管股权激励对审计定价的影响研究

高管是现代企业持续发展的关键力量，股权激励在一定程度上缓解了股东与管理者之间的委托—代理冲突，这已经成为企业对高管激励机制中的一种普遍安排。吕长江、张海平（2011）通过实证研究发现，施行了股权激励的公司与未实施股权激励的公司相比更能成功地抑制过度投资行为，缓解投资不足的问题，说明管理层股权激励有助于缓解委托—代理问题，发挥了有效的公司治理作用。O’Sullivan（2000）、刘明辉、胡波（2006）、Mitra等（2007）通过实证研究均得出了高管持股比例与审计定价呈显著负相关的结论。根据利益趋同假说，管理层持股对高管具有明显的激励效果，有助于减少非价值最大化的私利行为（Jensen、Meckling，1976），也使代理冲突得到了一定程度的缓解。对于高管股权激励与审计质量之间的关系，Datar等（1991）认为，高管持股与外部审计具有替代作用，即当高管股权激励比例较高时，会降低对审计质量的要求，这一结论也得到了DeFond（1992）的支持。Mervi Niskanen等（2010）也发现，随着管理层持股比例的上升，公司聘请四大会计师事务所的可能性逐渐降低。这可能是由于高管股权激励起到了完善公司内部治理的作用，从而降低了对外部审计质量的要求。也有学者研究发现，高管的过量持股，会导致审计定价的升高。壕沟假说认为，高管的过量持股会对公司治理产生负面影响，可能造成董事会不能对高管进行有效监督（Jensen，1993）。而且，随着高管持股比例的增加，壕沟效应会逐渐加强（Stulz， R.，1988）。因此，随着高管持股比例的提升，外部审计人员需要增大审计范围用来应对可能产生的壕沟效应，审计费用会随之升高。考虑到高管持股对代理问题的双向影响，Morck等（1998）研究发现高管持股产生的治理效率是非线性的，即高管持股比例太低不具有激励效应，而太高又会导致高管控制权过大，产生壕沟效应。马晨、张俊瑞（2012）研究发现，管理层持股比例与财务重述呈现“U形”关系，即当高管持股较比例低时，持股比例的增加会对财务重述现象具有明显抑制作用；而当高管持股比例超过一定界限以后，继续增加高管持股比例会对财务重述产生激励作用，也印证了高管持股产生的治理效应是双向的结论。因此，高管股权激励带来的双向治理效应最终作用于审计定价，高管持股比例与审计定价之间呈现出非线性关系（蔡吉普，2007；郭梦岚、李明辉，2009；张莹，等，2014）［13］［14］，即在一定范围内高管持股会产生利益趋同效应，高管与所有者的利益捆绑使得审计定价降低；当高管持股比例超过一定界限时，壕沟效应会使得审计费用提升。可见，高管的适度持股既可以缓解与股东的利益冲突，也更容易采取符合股东利益的行为决策，对企业经营绩效产生积极的影响（Smith，1990；Hanlon，等，2003；张维迎，1995；游春，2010），这对于企业控制环境的优化以及企业整体风险的降低具有显著促进作用。

（三）股权集中度对高管行为的影响研究

股权集中度衡量了公司股权分布状态，在一股一票和简单多数的原则下，企业的股权情况直接表明了控制权的分布。Fan和Wong（2001）指出，国际五大会计师事务所在审计定价过程中会考虑被审计对象的所有权结构。监督假说认为大股东的存在会减少高管机会主义行为，减弱股东与管理者的代理冲突（Shleifer和Vishny，1986）。大股东的利益与公司运行情况息息相关，因此大股东相对于中小股东更具有动力来监督管理者行为。随着大股东持股比例的增加，大股东监督管理者的动力也随之加强（Jensen和Meckling，1976），也越有能力管控高管的机会主义行为（肖作平，2006）。股权集中度的提高也会使大股东更看重外部审计的作用，选择四大会计师事务所的可能性增大（韩东京，2008）［15］，对高质量审计服务的需求更强烈（曾颖、叶康涛，2005），进而愿意支付较高的审计费用。而掠夺假说认为，当企业股权集中度较高时，容易导致剥夺少数股东权利的问题，更容易发生“隧道效应”或“掏空行为”，使资源从企业向控股股东转移。例如，利用关联交易转移企业资产和利润、签订对大股东有利的转移价格以及为大股东提供信用担保等（Johnson，等，2000）。尤其当控股股东的股权比例达到垄断控制权的时候，控股股东会利用手中的权力来掠夺中小股东的财富，从而加剧代理冲突，而这一代理问题在某些国家比管理者与分散股东之间的利益冲突更值得关注（Shleifer、Vishny，1997）。当股权集中度较高时，股东本人通常会出任企业的董事长或公司高管（Holderness，等，1998），其他中小股东对大股东的制约效果较差，更容易产生大股东为追求自身利益而损害中小股东利益的行为（刘绍娓、万大艳，2013）［16］，容易出现损害甚至掏空公司的行为（杨林，2014）。Gopalan和Jayaraman（2012）研究发现，当大股东股权达到一定比例后，往往会通过盈余管理来攫取控制权收益。而且，随着控股股东持股比例越高，发生掠夺的可能性越大（Faccio、Lang，2002）。蔡宁、梁丽珍（2003）研究发现股权集中度高的企业发生财务报告舞弊的可能性更大。因此，依据掠夺假说，企业股权集中度的上升会弱化企业内部治理效果，加大外部审计人员的审计风险。然而，大股东的这些侵占行为，只能通过高管实际控制运行企业来实现。与此同时，过高的股权集中度使得大股东过多地干预高管行为，抑制了管理者的创新能力和积极性（La Porta.R，等，1999），甚至增加了高管非正常变更的概率。

综上，影响审计定价因素的研究很多，虽然相关文献成果对研究高管股权激励与审计定价的关系提供了有益探索，但并未形成统一的研究结论，而且现有结论大多都是针对西方企业，该研究结论是否同样适用于转型经济中的我国上市公司还值得探讨。另外，从上述文献可以看出，在股权集中度高的企业中，大股东有足够的能力来影响高管行为最终达到控制企业的目的，对审计定价具有足够的影响力，但对于股权集中度是否会影响高管股权激励与审计定价的关系，还没有得到学界应有的关注。

二、理论分析及研究假设

所有者与高管人员以及外部审计机构之间存在着多重代理关系：一是由于所有权与控制权分离而引发的所有者与经营者之间的委托—代理关系，二是所有者为了有效监督高管行为而与审计机构形成的委托—代理关系。绝大多数审计权威人士均认为，审计出现的基本前提是受托经济责任的存在。由于所有权与经营权的分离以及专业知识方面的缺乏等若干限制，委托人通常不能直接全面了解受托人的责任履行情况以及会计报告质量，必须借助独立的第三方来实现这种控制。因此，审计的基本目标是保证受托经济责任得到全面有效的履行（蔡春，1998）。在信息不对称、激励约束不到位以及合约不完全的情况下，所有者为了防止高管利用信息优势进行盈余管理，会聘请高质量的外部审计人员约束高管行为（瞿旭等，2012）。高管股权激励作为最有效的协调股东与高管利益的方法（Jensen、Murphy，1990），既加大了对高管的激励作用，又增强了约束效果，从而有效地减少了委托—代理成本，减少了高管操纵利润的可能（Warfield，等，1995；Richardson和Waegelein，2002）。在我国现有情况下，高管股权激励比例普遍较低（肖作平，2006；Yubo Li，等，2013），壕沟效应产生的可能性不大，利益趋同效应更适合中国国情。依据利益趋同假说，高管持股作为企业长期激励制度将高管与股东利益捆绑，减少了所有权与控制权分离而引发的代理成本，加剧了高管对企业风险的厌恶，抑制了机会主义盈余管理行为，有效地避免了高管的短期行为，使高管更加关注企业长期绩效。这种所有权与经营权的成功绑定，最终使得审计定价有效降低。整体来看，无论是高管适度持股会造成企业整体风险的减少还是对审计质量的要求降低，都会减少审计人员的工作时间。同时，适度的高管持股降低了代理成本，完善了内部公司治理结构，减少了外部审计人员的审计风险，从而产生降低审计定价的效果。基于以上分析，本文提出以下假设。

假设H1：在其他条件都相同的情况下，高管持股对审计定价具有负向影响

随着我国股权分置改革政策的实施，股权过于集中的问题得到一定程度的缓解，但“一股独大”现象依然普遍存在。在股权集中度高的企业中，大股东可以按照个人意愿来选聘高管人员，这必将对高管行为产生影响。高管最终的行为表现并不是体现个人意志，而是沦为大股东的代言人，甚至会产生大股东与高管联手进行盈余管理，达到侵吞上市企业资金的目的。与此同时，由于中国上市公司中高管持股比例普遍较低，薪酬体系仍然以现金薪酬为主，股权激励产生的高管与企业整体利益捆绑的激励效果变得微不足道，高管人员可能会做出有利于大股东而无益于整个企业的决策。因此，在股权集中度不同的上市公司中，高管股权激励对于降低企业整体风险的作用也将有所差异。另外，无论是出于监督假说使得大股东监管高管的动力越强，从而选择更高质量的外部审计来监督高管的机会主义行为（肖作平，2006），还是出于掠夺假说使得外部审计人员花更多的精力来甄别大股东侵占小股东利益而进行的盈余管理行为，都需要聘请更高质量的外部审计人员或者使审计人员投入更多的时间，势必会对审计定价产生影响。

假设H2：不同股权集中度情况下，高管股权激励与审计定价相关性不同，即与股权高度集中的企业相比，股权集中度低的企业高管股权激励对审计定价的影响更有效

三、样本来源与方法设计

（一）样本选择

本文以2011—2014年为研究样本的选择期间，选取中国深沪两地A股制造业上市公司为初始样本。为了更有效地对研究假设进行验证，本文对样本进行进一步的筛选：（1）为了更好地研究中国内地上市公司情况，删除B股或H股的上市公司；（2）为了考察正常公司股权集中、高管股权激励与审计定价的关系，删除ST、*ST及PT公司样本；（3）为了剔除极端数据对研究结果的影响，本文对所有连续变量都进行了头尾1%Winsorize处理；（4）删除资料不全的样本。经过上述筛选过程，最终获得5264个研究样本，其中2011年1089个，2012年1413个，2013 年1426个，2014年1336个。企业纳入财务报表的子公司数量以及是否存在外币业务等数据是笔者通过年报手工搜集获得，其余数据来自国泰安数据库（CSMAR）和锐思数据库（RESSET）。本文运用SPSS17.0对研究数据进行处理。

（二）模型构建

在检验高管股权激励对审计定价的影响时（假设H1），本研究用模型（1）来完成。

在考虑到高管股权激励在不同股权集中度环境下对审计定价的影响差异时，本文加入了高管股权激励与股权集中度的交互项，用以检验高管集中度的调节作用（假设H2）。

变量定义：

2.自变量：高管股权激励（Share）。高管股权激励用高管持股比例来衡量，数值越大说明高管股权激励越高。此处高管范围按照国泰安数据库的界定为准。高管股权激励=高管持股数量/总股数，预期符号为“-”。

3.调节变量：股权集中度（Hold）。股权集中度分别采用第一大股东持股比例（Top1hold）、前三大股东持股比例（Top3hold）、前五大股东持股比例（Top5hold）和前十大股东持股比例（Top10hold）来衡量，数值越大说明股权集中度越高。Top1hold=第一大股东持股数量/总股数；Top3hold=前三大股东持股数量/总股数；Top5hold=前五大股东持股数量/总股数；Top10hold=前十大股东持股数量/总股数，预期符号为“+”。

4.控制变量（Controls）。借鉴已有研究成果，为了使研究结论更具可靠性，笔者对其他可能影响审计定价的非高管持股因素进行了控制。控制变量选取方面，本文在李越冬等（2014）对于审计定价研究模型的基础上进行了调整，认为在企业风险（指企业经营风险，而非审计风险）中应该体现应收账款与存货的情况，审计复杂性中还应该考虑公司规模。

Forgn：是否有外币业务=存在外币业务取1，否则取0，被审计公司如果有外币业务意味着审计复杂性提升，审计成本也就越高，预期符号为“+”。

SUB：子公司数目=纳入合并财务报表的子公司数量取平方根，被审计公司如果纳入合并财务报表的子公司数目越多意味着审计复杂性提升，审计成本也就越高，预期符号为“+”。

LnAsset：企业规模=年末资产总额取自然对数，公司规模越大意味着被审计单位业务越复杂，外部审计人员进行实质性测试的精力越多，审计成本越高，预期符号为“+”。

Current：流动比率=年末流动资产与流动负债的比值，流动比率越高意味着企业短期偿债能力越强，企业经营风险水平越低，预期符号为“-”。

LEV：资产负债率=年末负债总额与资产总额的比值，该指标反映企业的偿债能力和经营风险水平，预期符号为“+”。

ROA：资产净利润率=年末净利润与资产总额的比值，利润空间的上升可能会减少高管利润操作的可能，但也有可能是由于高管先进行了利润操作才有了高额的利润，因此该变量与审计定价关系无法预测。

这三个月，我带着他们逛街，吃吃喝喝、旅行，他们就像两个小孩一样全程跟着我，甚至怕在车来车往中走丢，他们不会用ATM取钱，不会交水电费，不会用滚筒洗衣机，不会用电脑智能高压锅，甚至不会开装了小米盒子的电视。他们操着一口方言，不喜欢与人交流，害怕和外界接触，甚至不敢坐公交车，也不知道怎么乘地铁。

ARINV：应收账款与存货占总资产的比重=年末应收账款与存货之和占资产总额的比重，应收账款和存货反映了资产状况和质量，数额越大意味着企业进行盈余管理的空间越大，审计人员需要的实质性测试也越多，因此，该指标越高说明审计人员需要投入的精力也越多，预期符号为“+”。

Big4：事务所特征=会计师事务所为四大会计师事务所时取1，否则取0，通常认为四大会计师事务所声誉好审计质量高，审计收费较高，预期符号为“+”。

OP：审计意见类型=标准无保留意见审计报告取1，非标准审计报告取0，存在诉讼仲裁和违规处分的上市公司被出具非标准审计意见的可能性大，审计意见越好审计收费越低，预期符号为“-”；

Location：企业注册地经济发展程度=上市公司位于东部地区取3，中部地区取2，西部地区取1，公司所在地越发达，各项服务的收费也就越高，预期符号为“+”。

State：企业产权性质=国有企业取1，否则取0，国有企业的所有者缺位可能会弱化股东对高管的监管力度，导致审计风险增加，也有可能会由于其特殊市场地位受到政府的庇护而降低了审计收费，因此该变量与审计定价关系无法预测。

Year=年度效果哑变量。

Industry=制造业二级分类哑变量。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

笔者对文中的主要变量进行了描述性统计，结果见表1。尽管研究样本已经进行过Winsorize处理，但研究数据仍表现出主要变量差异较大的特征。审计定价（LnFee）方面，均值为13.4729，最小值为12.4292，最大值为15.5472，表明审计定价存在较大的差异。高管股权激励（Share）方面，样本均值为0.0798，可见高管股权激励比例在样本企业中普遍较低，前期假设推导符合现实情况；最小值为0，最大值为0.6390，反映出高管股权激励的实施力度在各公司之间存在明显差异。股权集中度方面，原则上说持股比例达到30%以上即可实现对公司的控制，样本公司中第一大股东持股比例（Top1hold）样本均值为0.3574，表明第一大股东控制权优势不容小觑，“一股独大”现象比较严重，第一大股东对审计定价非常可能产生影响；最小值为0.0909，最大值为0.7430，表明股权集中度在样本企业中差异较大，而类似结论也存在于前三大股东持股比例（Top3hold）、前五大股东持股比例（Top5hold）以及前十大股东持股比例（Top10hold）中。

（二）回归结果分析

在回归分析前，本文对各变量进行了Pearson相关性分析（因篇幅原因，未列示相关系数表），变量之间的相关性系数较低，均未超过0.5，VIF均远远低于10的界限，可见变量之间不存在严重多重共线性。相关性分析初步发现，高管股权激励比例越高的企业审计定价越低，呈现显著负相关关系，初步判定研究假设H1成立。在所有变量中，除了“应收账款+存货占总资产的比重”与审计定价之间关系不显著以外，其余变量均与审计定价呈现不同程度的显著相关关系，表明模型构建基本合理。

表1 描述性统计

表2显示了高管股权激励、股权集中度对审计定价的影响。在第（1）列中，高管股权激励（Share）回归系数为-0.124（t值为-3.504），且在1%水平上显著，表明高管持股比例越高的企业审计定价越低，假设H1得到验证。可见，高管在审计定价中起到关键性作用，在高管股权激励这一利益捆绑手段下，利益趋同效应使得企业控制环境得到优化，降低了审计风险。这一结论也间接印证了钱颖一（1995）提出的“内部人控制”的观点。在第（2）—（5）列中，考察了股权集中度的调节作用。高管持股比例与股权集中度的交互项变量的回归系数在第一大股东持股比例列（Share*Top1hold）为0.717（t值为2.873），且在1%的水平上显著；在前三大股东持股比例列（Share*Top3hold）为0.734（t值为2.776），且在1%的水平上显著；在前五大股东持股比例列（Share*Top5hold）为0.978（t值为3.497），且在1%的水平上显著；在前十大股东持股比例列（Share*Top10hold）为1.296（t值为4.218），且在1%的水平上显著。这一系列数据表明在股权集中度高的企业中，高管股权激励对审计定价的负向影响显著减弱，假设H2得到验证。可见，高管股权激励对企业控制环境的改善作用会随着股权集中度的提高而减弱，而且这一结果在不同衡量股权集中度的指标中稳定。

在控制变量方面，企业是否存在外币业务（Forgn）、纳入合并报表的子公司数目（SUB）、资产规模（LnAsset）、企业盈利能力（ROA）、会计师事务所特征（Big4）、审计意见类型（OP）、企业注册地经济发展程度（Location）均与审计定价呈现显著关系，而流动比率（Current）、资产负债率（LEV）、应收账款与存货（ARINV）以及企业性质（State）等因素对审计定价的影响效果并不明显。这些不显著的因素大多来自“企业风险”，可见外部审计人员在判断企业存在的审计风险程度时并不太关注企业自身的经营风险。

（三）稳健性检验

为了提高研究的可靠性，本文进行了稳健性检验（由于篇幅限制，文中未显示）：①将审计定价这一连续变量转变为哑变量进行Logist回归，当审计定价超过样本中位数时取1，否则取0；②将高管持股比例这一连续变量转变为哑变量进行多元回归，当高管持股时取1，否则取0；③删除同时发行B股、H股的上市公司样本；④随机删除10%的样本。经过上述检验，主要研究结论一致，说明本研究具有较好的稳健性。

表2　高管股权激励、股权集中度对审计定价的回归结果

（续表2）

五、研究结论及展望

审计定价是客户给予审计人员付出的回报，不仅反映出审计服务的供求关系，还影响到注册会计师的工作积极性和独立性，最终作用于审计服务质量。合理的审计定价能够保证外部审计人员在审计过程中投入足够的时间和精力，而且还可以吸引高素质审计人才加入审计队伍，确保审计工作的专业能力。高管作为企业经营的实际执行者，直接影响企业控制环境，并最终作用于审计定价。建立完善的高管激励制度对于解决委托—代理问题至关重要。本文立足于中国上市公司现实背景，在“一股独大”普遍存在的环境下研究了高管股权激励对审计定价的影响，并分析了这种影响在不同的高管集中度下是否会发生变化。本文在有关高管股权激励、股权集中度以及审计定价之间关系的理论基础上进行实证研究，拓展了有关高管激励与审计定价的理论成果，也为进一步完善公司治理机制、优化企业控制环境提供了现实证据与重要参考。

本文的主要结论有：1.高管股权激励对审计定价具有显著负向影响。这说明高管股权激励的利益趋同效应更适合中国国情。审计定价充分考虑了高管股权激励所带来的审计风险的降低作用。高管持股比例越高，高管与股东利益的趋同效应越会改善企业的控制环境，审计风险就越低，进而审计定价也会相应减少。2.股权集中度会作用于高管股权激励对审计定价的影响关系，即股权集中度会弱化高管股权激励对审计定价的负向影响；在股权集中度较高的企业中，通过提高高管持股比例可显著降低审计定价。可见，股权集中度高带来的掠夺假说需要外部审计人员投入更多的精力。而高管股权比例较低时，高管与企业的利益捆绑并不能改变大股东侵害小股东利益以及企业整体风险增加的局面。甚至大股东侵占中小股东利益的行为是通过实际运行企业的高管来实现的。因此，进行进一步的股权分置改革、降低股权集中度形成股权制衡以及进行中小股东权利保护势在必行。

值得关注的是，中国股权激励遭遇高管离职套现的现象十分普遍，股权激励已经成为高管实现暴富的工具（张娟、黄志忠，2014）。盈余管理加大了CEO行权的概率，行权后更是出现公司业绩大幅下降的现象（苏冬蔚、林大庞，2010）［17］。因此，首先，在给予高管股权激励过程中要增加高管激励内容来限制高管的行为，例如给予高管股票期权并严格限制行权条件，既可以达到高管股权激励的目的，又可以有效防范高管离职套现行为。其次，完善相关法律法规，为高管股权激励提供健康的外在发展环境。再次，目前中国大多数上市公司都是有国企改制背景，资本市场还不太完善，基于此进一步的股权改革进程不可贪快。最后，审计服务与一般商品不同，由于存在较强的职业特征，对审计质量的判断非专业人员很难衡量，在市场中就很有可能存在“低价揽客”等现象。因此，合理化审计定价、提高审计服务质量、防止“柠檬市场”的出现，对于促进审计市场效率的提高、推动审计市场的健康发展也至关重要。

当然，本文也存在一些局限性：1.由于研究时间的限制，本文仅选取了深沪两市制造业作为初始样本，通过二手数据资料进行相应研究，未来研究可以将样本扩展为全部上市公司，并通过问卷调查来获取一手资料。2.本文只将股权集中度作为调节变量进行分析，当然高管股权激励与审计定价的关系同样会受到企业其他特征的影响，以期后续进一步的研究对现有结论做出有价值的深化和拓展。

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