风险投资持股影响IPO审计收费吗？——基于盈余管理中介效应的研究

刘 圻 王聪聪

(中南财经政法大学 会计学院，湖北 武汉 430073)

一、引言

风险投资(venture capital)始于19世纪40年代的美国，兴于20世纪70年代。我国风险投资机构是在政府扶植下发展起来的，其主要通过IPO、并购重组、管理层回购以及清算等方式退出，其中IPO是最主要的退出方式，通过IPO退出，风险投资机构既能获得最大的退出收益，又能建立行业声誉，获得更多的融资机会。虽然作为专业投资机构，风险投资机构对企业的真实价值具有认证监督作用，可以显著降低上市费用以及IPO期间的信息不对称程度，提高会计信息质量，实现IPO的合理定价[1]。但是，风险投资机构的有限寿命及其特殊的组织形式，使其过于关注被投资企业的短期业绩，仓促推动尚未成熟的企业上市，这必然导致风险投资机构与其他股东和外部投资者之间的代理冲突，引发道德风险问题[2][3]，从而降低会计信息质量[4]。总之，无论风险投资机构在IPO过程中发挥什么作用，均会影响企业的会计信息质量。审计师作为资本市场上保护投资者利益的重要力量，其基本职能是验证客户提供的会计信息的真实性和可靠性，约束管理层的机会主义行为，保护投资者的合法权益[5]。客户的会计信息质量将直接影响审计师的审计风险以及实施的审计程序、付出的时间和精力等，而这些工作的外在表现即为审计收费。那么，风险投资机构在企业IPO过程中会对审计收费产生什么影响呢？

现有文献对风险投资的研究主要集中在风险投资对创新企业成功IPO的选择能力、IPO折价、IPO后股票长期表现、股权激励及撤换CEO、投融资行为、股利支付行为、盈余管理行为以及公司创新行为的影响等方面。对审计收费的研究主要从公司独立董事构成、董事会规模、高管薪酬和盈余管理、会计稳健性、会计信息可比性以及会计税收差异等方面展开，鲜有学者把风险投资与审计市场结合起来研究。尽管权小锋和徐星美研究了风险投资对审计收费的影响，验证了风险投资能够显著降低被投资企业的审计收费[6]，但其关注的是风险投资对企业IPO后年报审计收费的影响，我们将研究阶段前移，从新的视角研究风险投资持股对IPO审计收费的影响。本文层层深入地回答了下面三个问题：(1)风险投资持股影响IPO审计收费吗？(2)不同特征的风险投资对IPO审计收费的影响有什么不同呢？(3)风险投资持股对IPO审计收费的作用路径是什么？

本文的边际贡献在于：(1)将风险投资与审计市场结合起来，拓展了风险投资与审计市场的相关研究。(2)现有文献主要关注IPO后审计收费的影响因素，本文主要研究风险投资对IPO审计收费的影响，将研究阶段前移，这对构建审计收费理论模型有重要意义。(3)本文研究发现风险投资显著提高了IPO审计收费，其中盈余管理起到了部分中介效应，验证了风险投资的“逐名”动机在审计市场上发挥了显著的作用。

本文余下部分安排如下：第二部分为文献回顾与假设提出；第三部分为研究设计；第四部分为实证分析；第五部分为稳健性检验；第六部分为研究结论。

二、文献回顾与假设提出

(一)风险投资“逐名”动机

在成熟的资本市场上，风险投资在IPO过程中主要发挥认证监督作用。作为被投资企业的股东，为了减少代理成本，获得更高的退出收益，风险投资会对被投资企业的会计信息进行认证，因此有风险投资支持的企业在IPO期间的盈余管理程度更低[1]。国外相关文献已有一定程度的积累，Morsfield和Tan发现，有风险投资支持的企业在IPO前和IPO时的超常应计显著低于无风险投资支持的企业，并且较低盈余管理水平也解释了风险投资支持的企业在IPO后市场业绩更佳的部分原因[7]。Ball和Shivakuma也发现，在英国风险投资支持的企业上市时的可预见性和盈余质量更高，损失披露也更加及时[8]。

然而，风险投资也可能引发道德风险问题，存在“逐名”动机，这一观点最早由Gompers提出[2]。所谓“逐名”是指风险投资机构急于通过推动不成熟的企业尽快上市、上市后快速退出以及给予资金提供者高额回报等形式建立行业声誉。为了推动不成熟的企业尽快上市，风险投资机构需要做许多准备工作，对企业财务信息进行包装是不可避免的，因此，风险投资机构有动机推动和纵容管理层进行盈余管理，这是“逐名”的表现。目前，我国已有一些学者验证了风险投资的“逐名”动机。蔡宁验证了风险投资“逐名”动机对会计信息质量的影响，发现有风险投资持股的企业在IPO时的盈余管理程度显著高于无风险投资持股的企业，考虑锁定期的影响后，这一结论仍然成立[9]。刘景章和项江红研究发现，在深圳和香港创业板市场上，风险投资持股的企业均存在正向的盈余管理行为，风险投资的认证监督作用在中国市场并没有发挥显著作用[10]。

与西方发达资本市场不同，风险投资在我国起步较晚，成熟度不高是其主要特征，无论是新一代风险投资还是老一代风险投资，他们大多数都处于急于建立行业声誉的阶段，存在强烈的“逐名”动机[9]。根据清科私募通数据，2006～2018年上半年，中国股权投资机构累计投资45684起，而退出的却只有16587起，约占投资总数的1/3，这说明股权投资机构在管项目庞大。面对如此庞大的在管项目，风险投资机构的监管精力是有限的，其监督职能将大打折扣。此外，我国创业板上市门槛低，对投资者保护较弱，信息不对称程度较高，盈余管理空间大，因此风险投资“逐名”动机在创业板市场表现得更加突出，这也是本文选择创业板市场进行研究的主要原因。

(二)风险投资“逐名”动机与IPO审计收费

根据现代风险导向型审计收费模式，审计风险=重大错报风险×检查风险。其中，重大错报风险包括两个层次：财务报表层次重大错报风险以及各类交易类别、账户余额和披露认定层次重大错报风险。财务报表层次重大错报风险与财务报表整体存在广泛联系，并可能同时影响多项认定，它通常与控制环境和其他环境因素相关；交易类别、账户余额和披露认定层次重大错报风险又可以进一步细分为固有风险和控制风险，固有风险和控制风险独立于财务报告审计，是审计师不能改变的风险，但审计师可以通过实施风险评估程序，评估固有风险和控制风险。检查风险是审计师唯一可以加以控制和管理的风险因素。因此我们将从重大错报风险和检查风险两个方面分析风险投资对IPO审计收费的影响。

首先，对管理层诚信的认可以及对被审计单位及其环境的了解是审计师进行风险评估的基础条件之一。基于理性经纪人假说，在经济环境不景气时，两权分离的委托代理机制使管理层产生了机会主义倾向，为了迎合投资者对企业未来前景的预期，管理层可能会通过盈余管理活动达到业绩标准，这一倾向在IPO期间表现得更为明显。因为管理层通常持有公司上市前的原始股，公司一旦上市，不仅可为管理层在经理人市场建立职业声誉，还可为其获得股票收益。风险投资作为专业机构投资者，其在运作公司上市方面具有更加丰富的经验，在“逐名”动机驱使下，他们一方面会运用自己的行业专长与管理层合谋对拟上市公司进行盈余管理；另一方面，为了避免被投资企业在IPO后业绩变脸而面临证监会的严厉处罚，影响风险投资机构的行业声誉，风险投资机构也会要求管理层提供符合市场预期的盈余信息。最终，管理层在个人利益驱动以及风险投资的协助和压力下，很可能会进一步加剧对公司实施盈余管理，从而对管理层诚信造成重大瑕疵，增加了财务报表层次的重大错报风险[11]。同时，相关研究发现，盈余管理所涉及的会计科目具有高度不确定性，这增加了审计的固有风险[12]，导致认定层次重大错报风险增加。因此有风险投资参与的企业，财务报告的重大错报风险更高。

其次，管理层的财务背景和事务所工作经历使得他们熟知审计师的工作流程，加之风险投资专业机构从旁协助，这不仅为管理层实施盈余管理活动提供了更多的便利，也使管理层实施盈余管理的行为更加隐蔽，审计师的检查风险大幅提高。此外，根据审计保险假说，审计师对审计报告使用者负有合理保证义务和赔偿责任，当企业盈余管理行为更加多样和隐蔽时，会增加财务报表错报的概率[13]，误导投资者的决策，给投资者利益造成损失[14]，这必然会提高审计师的诉讼风险以及被监管部门处罚的风险[15]，审计风险随之增加。

综合以上分析，风险投资参与提高了财务报告的重大错报风险和检查风险，审计师为了将审计风险控制在可接受的低水平，必然会增加更多的审计测试程序，融入更多的职业判断，甚至高薪聘请更多专业人士，审计成本随之增加，最终导致审计收费增加[16]。基于此，本文提出如下假设：

假设H1：与无风险投资持股的企业相比，风险投资持股能够显著提高被投资企业IPO审计收费。

(三)风险投资特征与IPO审计收费

1.持股比例

风险投资的持股比例越高，对被投资企业的参与权和决策权也就越大，其在推动被投资企业IPO后，也将获得更多的退出收益。因此，风险投资的持股比例越高，对被投资企业进行盈余管理的动机越强[9]，这将对企业IPO期间的会计信息质量造成非常不利的影响，从而导致审计师提高审计收费。根据以上分析，本文提出如下假设：

假设H2：风险投资持股比例越高，被投资企业IPO审计收费越高。

2.声誉

通过IPO退出可以为风险投资建立行业声誉。一方面，为了巩固行业地位或者扩大行业影响力，声誉越高的风险投资越有可能允许被投资企业进行盈余管理，使得被投资企业的IPO审计收费更高[9]。另一方面，声誉作为重要的无形资产，获得不易，摧毁却在朝夕之间，风险投资辛苦建立起来的声誉一旦失去，就会失去客户的信心，失去更多的未来业务[17]，因此，声誉越高的风险投资越会珍惜自己的羽毛，主动约束管理层的盈余管理行为，IPO审计收费也会更低。根据以上分析，本文提出如下竞争性假设：

假设H3a：风险投资声誉越高，被投资企业IPO审计收费越高。

假设H3b：风险投资声誉越高，被投资企业IPO审计收费越低。

3.联合投资

联合投资，是指两个或两个以上的风险投资机构投资于同一创业企业，包括在同一轮次中投资于同一企业和在不同轮次中投资于同一企业。不同的风险投资机构承受着来自各自有限合伙人的不同压力[18]，风险投资机构之间存在利益冲突，这些冲突可能会抑制风险投资机构联合实施盈余管理的动机，最终降低IPO审计收费。但是，推动企业尽快上市的利益诉求在不同风险投资机构之间是高度一致的，因此风险投资机构之间也可能会联合起来对被投资企业进行盈余管理[19]，最终导致IPO审计收费增加。根据以上分析，本文提出如下竞争性假设：

假设H4a：相较于单一风险投资，联合投资支持的企业IPO审计收费更高。

假设H4b：相较于单一风险投资，联合投资支持的企业IPO审计收费更低。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文选取2009～2016年在创业板上市的571家上市公司作为研究对象，除上市公司子公司数目来自招股说明书外，其余数据均来自CSMAR数据库。本文对初始样本进行了如下处理：(1)删除审计收费数据缺失的公司；(2)剔除金融行业以及其他变量数据缺失的公司，最终得到515个观测样本。为了避免极端值对实证结果的影响，本文对所有连续变量进行了1%和99%的缩尾处理。数据处理过程在Excel和Stata15.0中进行，并建立多元线性回归模型验证假设。

对于上市公司是否有风险投资持股，我们按照如下方法进行认定：(1)若上市公司十大股东的名称中含有“风险投资”“创业投资”“创业资本投资”，则界定为具有风险投资持股的上市公司；(2)剩余股东则通过对比中国科学技术促进发展研究中心创业投资研究所编制的2009～2016年度《中国创业(风险)投资行业发展报告》以及清科研究中心收录的VC/PE名录逐一确认，若该股东被收录，则认定上市公司有风险投资持股。按照上述方法，2009～2016年在创业板上市的公司中，有风险投资持股的公司有310家，约占样本总数的60%。

(二)模型设定和变量定义

本文通过模型(1)检验假设H1，具体模型如下：

LnFee=α+β0VC+β1LnSize+β2LEV+β3ROC+β4ROA+β5REC+β6INN+β7Listyear+

β8SEG+β9Growth+β10QR+β11Big4+β12State+β13UW+ε

(1)

在模型(1)中，被解释变量LnFee表示IPO审计收费。解释变量VC表示风险投资虚拟变量，回归结果用于检验假设H1。当VC替换为VC_share、VC_rep和VC_synd时，回归结果分别用于检验假设H2～H4，其中VC_share表示风险投资持股比例，VC_rep表示风险投资声誉虚拟变量，VC_synd表示联合投资虚拟变量。其余变量为控制变量。各变量定义如下：

1.被解释变量

IPO审计收费(LnFee)：在我国，上市公司在IPO时，需要提供经审计的三年(或者三年又一期)财务报告，部分国企不足三年[20]。因此，我们将上市公司招股说明书中披露的财务报告期间定义为IPO期间，将会计师事务所在上市公司IPO期间的审计收费定义为IPO审计收费。

2.解释变量

风险投资(VC)：虚拟变量，若上市公司前十大股东中含有风险投资，则取值为1，否则为0。

风险投资持股比例(VC_share)：被投资企业中风险投资总持股比例。

风险投资声誉(VC_rep)：虚拟变量，按照清科研究中心公布的2009～2016年中国股权投资年度排名报告，尽管2009年之后VC/PE的排名越来越细致，但为保持口径统一，我们将VC机构前20强和PE机构前10强定义为高声誉风险投资，取值为1，否则为0。

联合投资(VC_synd)：虚拟变量，联合投资取值为1，否则为0。

3.控制变量

在参照相关文献的基础上[6][20][21]，本文对以下可能影响IPO审计收费的变量进行了控制：公司规模(LnSize)、资产负债率(LEV)、经营现金流量(ROC)、总资产收益率(ROA)、应收账款比率(REC)、存货比率(INN)、公司上市年限(Listyear)、子公司数目(SEG)、公司成长性(Growth)、速动比率(QR)、是否国际“四大”(Big4)、企业产权性质(State)以及承销商声誉(UW)。同时，由于上市公司在IPO时公告的招股说明书中并没有披露财务报告每年的审计收费，而是一个合计数，因此，在做回归分析时，我们对IPO期间的资产负债率、经营现金流量、总资产收益率、应收账款比率、存货比率、公司成长性和速动比率取平均值。具体变量描述及定义见表1。

表1 变量描述及定义

四、实证分析

(一)描述性统计

表2列示了各变量的描述性统计结果。A栏描述全样本相关变量的均值和标准差，B栏和C栏描述有风险投资样本和无风险投资样本相关变量的均值和标准差，BC栏描述有风险投资样本和无风险投资样本相关变量的均值T检验结果。从表2中可以看出，有风险投资参与样本LnFee的均值为14.751，无风险投资参与样本LnFee的均值为14.590，两组样本LnFee的均值差异(T值)为0.161，并在1%的水平下显著，说明有风险投资参与的企业IPO审计收费显著高于无风险投资参与的企业。此外，LnSize、SEG、Growth、UW变量的T检验结果均显著为正，说明有风险投资参与的企业在IPO时的公司规模、子公司数目、成长性以及主承销商声誉等方面均显著高于无风险投资参与的企业。同时，ROA在1%的水平下显著为负，说明有风险投资参与的企业在IPO时的总资产收益率显著低于无风险投资参与的企业，其他变量并没有显著差别。此外，本文对各变量进行了相关性分析，从LnFee和VC的相关系数看，两者存在显著的正相关关系。限于篇幅，不再列示结果。

表2 变量描述性统计

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

(二)回归结果分析

表3第(1)列列示了模型(1)的回归结果。从结果来看，VC的系数为0.109，在5%的水平下显著，说明有风险投资参与的企业IPO审计收费显著高于无风险投资参与的企业，假设H1得到验证。此外，我们注意到那些被风险投资选择的企业可能其本身IPO审计收费就高，并不是由风险投资“逐名”动机所造成的，这可能产生内生性问题[22][23]，我们采用Heckman两阶段回归解决内生性问题。在第一阶段，我们选择每股净资产、速动比率、公司成立至上市年限以及公司注册地是否在风险投资行业发达地区(我国风险投资多分布在北京、广东、江苏和浙江，若上市公司注册地在以上四个地方，则取值为1，否则为0)作为参与方程进行回归，得到逆米尔斯比率后，将其加入模型(1)，重新回归得到的结果列于表3第(2)列。结果显示，VC的系数为0.096，在5%的水平下显著，与上文结论一致，假设H1再次得到验证。

表3第(3)～(5)列列示了风险投资特征对IPO审计收费影响的回归结果。VC_share的系数为0.004，在10%的水平下显著，说明风险投资的持股比例越高，对被投资企业进行盈余管理的动机越强，从而使得IPO审计收费更高，假设H2成立。VC_rep的系数为0.141，在10%的水平下显著，说明在当前环境下，高声誉风险投资为了进一步巩固和扩大行业地位，更有可能允许被投资企业进行盈余管理，从而使得IPO审计收费更高，假设H3a成立。VC_synd的系数为-0.004，但并不显著，说明风险投资是否为联合投资对IPO审计收费没有显著影响，假设H4没有得到验证。这可能是因为风险投资在利益一致和利益冲突的共同作用下，有的风险投资联合总体表现为利益一致，而有的风险投资联合则更多的表现为利益冲突，从而使风险投资是否联合对IPO审计收费没有显著差别。

(三)风险投资对IPO审计收费的作用路径分析

上文回归结果分析表明，在其他条件不变的情况下，风险投资持股显著提高了被投资企业IPO审计收费。在提出假设H1时，我们是依据“风险投资‘逐名’动机→盈余管理→IPO审计收费”的作用路径提出的，因此，盈余管理可能是风险投资与IPO审计收费的内在作用路径，本文利用温忠麟等提出的检验中介效应的过程对其进行验证[24]。相关的中介效应检验模型如下：

aDA=α+δVC+γCV+ε

(2)

LnFee=α+λ1VC+λ2aDA+γCV+ε

(3)

式(2)和式(3)中，aDA为IPO期间的可操纵性应计盈余管理，用来衡量上市公司在IPO期间的盈余管理程度，我们采用修正的Jones模型回归得到。CV表示控制变量，包括LnSize、LEV、ROC、ROA、REC、INN、Listyear、SEG、Growth、QR、Big4、State以及UW。

表3 回归结果

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平，括号中数值为T值。

参照温忠麟等提出的检验中介效应的过程[24]，第一步，估计模型(1)中VC的系数β0，如果β0显著，按中介效应立论，否则按遮掩效应立论。第二步，估计模型(2)中VC的系数δ和模型3中aDA的系数λ2，若二者均显著，则间接效应显著，进行第四步；若二者至少有一个不显著，则进行第三步。第三步，直接用Bootstrap法检验如下假设：δ×λ2=0(Sobel检验已经被Bootstrap法检验取代)。如果该假设成立，也可证明间接效应显著，进而进行第四步；否则，停止检验。第四步，检验模型(3)中VC系数λ1，如果λ1不显著，说明直接效应不显著，只有中介效应；否则，直接效应显著，进行第五步。第五步，比较δ×λ2和λ1的符号，若同号，则属于部分中介效应；若异号，则属于遮掩效应。

表3第(6)～(7)列列示了模型(2)和模型(3)的回归结果。假设H1已证明VC的系数β0在5%的水平下显著，我们直接进入第二步。表3第(6)列中VC的系数δ为0.016，在10%的水平下显著，说明风险投资持股显著提高了被投资企业IPO期间的盈余管理程度。表3第(7)列中aDA的系数λ2为0.373，在5%的水平下显著，说明IPO期间的盈余管理程度越高，IPO审计收费越高。δ和λ2均显著，则间接效应显著，进行第四步。模型(3)中VC的系数λ1为0.103，在5%的水平下显著，同时，δ×λ2和λ1均为正，从而验证了在风险投资持股显著提高IPO审计收费过程中，盈余管理起到了部分中介效应。

五、稳健性检验

为了验证本文结果的可靠性，除第四部分回归结果分析中针对内生性问题所做的Heckman两阶段回归外，本文同时在以下三个方面进行了稳健性检验：

第一，使用工具变量两阶段回归来做进一步的稳健性测试。其中，使用VC_share与每股净资产、速动比率、公司成立至上市年限以及公司注册地是否在风险投资行业发达地区的回归作为第一阶段，而后检验VC_share与审计收费的关系，研究结果与上文基本一致。

第二，采用招股说明书中公告的审计费用与上市前一年期末资产总额之比衡量审计收费，重新回归，回归结果与上文基本一致。

第三，公司的董事会规模、独立董事占比以及股权集中度(第一大股东占比)可能会影响审计收费[25]，为防止遗漏变量对回归结果的影响，我们在模型中加入了以上三个控制变量，回归结果与上文基本一致。

限于篇幅，以上稳健性检验结果不再列示。

六、结论

本文利用手工搜集的创业板上市公司风险投资持股及其特征数据，研究风险投资对IPO审计收费的影响，研究发现：(1)有风险投资持股公司的IPO审计收费显著高于无风险投资持股公司，考虑样本自选择可能产生的内生性问题后，这一结论仍然成立。(2)风险投资的持股比例和声誉越高，IPO审计收费越高；而风险投资是否为联合投资，对IPO审计收费没有显著影响。(3)在风险投资持股对IPO审计收费的影响过程中，盈余管理起到了部分中介效应。本文将金融市场和审计市场结合起来进行研究，不仅丰富了风险投资和审计市场的相关研究，而且验证了风险投资“逐名”动机在审计市场发挥了显著的作用。

本文的研究具有重要的启示：首先，对于上市公司而言，尽管风险投资能为其提供发展所需的资金，但其有限寿命决定了其不可能与企业长期共存，因此上市公司在获得融资的同时，应注意风险投资可能带来的负面影响，结合自身各方面因素，综合考虑引入风险投资的必要性。在确需引入风险投资时，应采取相应的机制抑制风险投资在IPO时的“逐名”动机，如可考虑同时引入多家风险投资机构，使其相互之间形成约束制衡局势，适当降低风险投资可能带来的负面影响。其次，对于审计师而言，风险投资的持股比例及声誉会强化风险投资IPO时的“逐名”动机，因此，当审计客户中风险投资的持股比例和声誉较高时，应强化风险意识，主动追加审计程序，扩大审计范围，在审计程序中融入更多的不可预见性，以识别审计客户可能的盈余管理行为，从而降低审计风险，保护自身及投资者的合法权益。最后，对于监管部门而言，应加强对风险投资机构在IPO期间的法律和职业道德教育，引导其在获得高额退出收益的同时，承担相应的社会责任，促进资本市场的健康发展。