企业杠杆操纵行为会影响审计师定价吗

李伟 朱厚宇 唐洋

【摘要】以2007 ～ 2019年我国A股非金融类上市公司为研究样本， 基于审计投入及两类代理冲突的视角， 探讨审计师对具有杠杆操纵行为的上市公司提高审计定价的作用路径。 研究结果表明， 对于进行杠杆操纵的上市公司， 审计师会增加审计投入， 并考虑两类代理冲突激化可能产生的风险， 进而收取审计成本补偿和风险溢价补偿， 最终提高对这类上市公司的审计定价。 并且， 上市公司的控制权与现金流量权分离程度越高， 其越有可能实施杠杆操纵等会计信息调整行为， 从而导致审计师加大审计定价的提高程度。 此外， 审计师还可以通过获取更多的分析师研报信息， 更加全面合理地识别和评估上市公司杠杆操纵行为带来的风险， 从而降低审计定价的提高程度。

【关键词】杠杆操纵；审计定价；代理冲突；审计投入

【中图分类号】F239.1      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2022）21-0101-10

一、引言

2008年金融危机席卷全球， 我国的经济发展受到了强烈冲击， 为破解此经济困境， 促进经济恢复平稳并较快增长， 我国政府出台了应对此危机的一揽子计划， 其中在金融方面放开了对商业银行的信贷限制， 并加大了对各类产业的信贷支持， 这也导致企业的杠杆率开始大幅攀升。 有统计数据显示， 2013年我国企业杠杆率达到峰值， 且银行的不良贷款率也已连续多年上涨[1] ， 这将不利于银行与企业的稳定运行。 为防范化解系统性金融风险， 自2015年以来， 我国政府便联合财政部、国家税务总局、中国人民银行等多个部门， 连续数年密集出台了多部要求企业“去杠杆”的相关政策文件， 这便产生了迫使企业降低杠杆率的政策压力。 并且随着地方政府债务规模的不断扩大， 企业可获得的部分信贷资源逐渐被挤占[2] ， 导致银行提高了对企业的信贷标准， 减少了放贷。 而银行信贷又是企业最常用的筹资手段， 这便加大了企业的融资难度。

面对“去杠杆”政策及债务融资困难的双重压力， 企业需要努力降低自身的账面杠杆率。 企业降低账面杠杆率的方式大致包括“增权”和“减债”两大类。 就“增权”方式来说， 在我国经济市场上， 对企业上市融资有着繁复并严苛的要求， 目前能够上市的企业的也仅有几千家， 而这些已进行过股权融资的企业如果要增发， 也需通过股东大会的决策以及证券交易所的资格审查， 从而导致我国企业通过增资扩股的“增权”方式来降杠杆较为艰难。 当然， 企业也可能采取直接还债的“减债”方式从根本上减少自身债务， 但这种方式会迫使企业放弃已获取的债务资金， 使占用该部分资金的项目无法开展或维持， 进一步加重自身财务困境。 因此， 在“增资”与“减债”都不便实施的情况下， 企业要应对“去杠杆”的政策压力和融资约束压力， 就可能采取非常规方式虚假降低账面杠杆率。 有学者也已证实， “去杠杆”政策、融资约束压力[3] 和地方政府债务规模增加[4] 确实会引发企业的杠杆操纵行为， 而这种虚假降杠杆的手段主要是采用名股实债、表外负债及会计手段等方式， 可以使企业在不增加自身账面杠杆率的情况下缓解自身融资约束压力。 但这会使企业原本面临的隐性高偿债风险更加严峻， 并且上述非常规方式也有悖于政府实施“去杠杆”政策的初衷， 甚至会导致经济市场的系统性金融风险不降反升， 造成更为严重且难以预防的后果。

杠杆操纵作为企业降低账面杠杆率的特殊手段， 会使企业的财报信息失真， 影响财报信息使用者的使用效率和效果。 但在财报信息对外披露前， 审计师作为法定的审阅者， 有责任按照《中国注册会计师审计准则》的要求， 将审计风险控制在合理的范围内， 并对上市公司的财务报表提供合理保证。 所以， 审计师在面临具有杠杆操纵行为的上市公司时， 会采取一些措施来应对审计风险和其他额外风险。 已有研究发现， 审计师在面临被审计客户运用真实活动盈余管理[5] 、应计盈余管理[6] 、财务重述[7] 、商誉减值[8] 等方式对自身财报信息进行调整时， 均会增加对该类客户的审计收费。 并且， 审计师也会对出现债务违约风险的审计客户提高审计收费[9] 。 而杠杆操纵则是同时影响上市公司财报信息质量和债务违约风险的特殊手段， 这势必也会引发审计师提高对此类企业的审计收费， 且有学者已加以验证[10] 。 但现有研究并未明确上市公司的杠杆操纵行为促使审计师提高审计定价的具体路径。 审计师是否会通过增加审计投入的方式来降低企业杠杆操纵带来的风险， 并因此提高审计定价？ 上市公司的杠杆操纵行为是否会影响其控股股东与中小股东的代理关系以及股东与债权人的代理关系， 从而引发审计师采用提高审计定价的风险应对措施？ 以上问题尚需进一步的证据支持。

鉴于此， 本文利用我国A股非金融类上市公司2007 ～ 2019年的数据， 就上市公司的杠杆操縱行为促使审计师提高审计定价的作用路径进行检验。 结果发现， 审计师在面对具有杠杆操纵行为的审计客户时， 会增加自身的审计投入来降低因杠杆操纵提高的审计风险， 并依据自身付出的审计投入成本来提高审计定价。 此外， 上市公司的杠杆操纵行为加大了企业的控股股东与中小股东之间的代理冲突以及股东与债权人之间的代理冲突， 导致审计师在开展审计活动时面临更高的审计风险， 并在出具审计报告后面临更高的诉讼、赔偿及声誉损失等风险， 因此审计师会对此类风险收取更高的风险溢价， 从而提高审计定价。 进一步研究发现， 上市公司的控制权与现金流量权的分离程度越高， 审计师对具有杠杆操纵行为的上市公司提高审计定价的作用越强。 此外， 审计师还会通过获取更多的分析师研报信息， 更合理地估计上市公司杠杆操纵行为带来的风险， 从而降低对审计定价的提高程度。

本文可能的研究贡献有： 第一， 拓展并深化了审计师应对上市公司杠杆操纵行为带来的风险方面的文献。 已有关于审计师应对上市公司杠杆操纵行为的文献较少， 现有研究主要发现了审计师会采用增加审计收费或超额审计收费、提高出具非标审计意见的概率等措施， 而本文验证了审计师会通过增加审计投入来降低杠杆操纵行为带来的风险， 从而丰富了审计师对杠杆操纵行为应对措施方面的文献。 第二， 丰富了上市公司杠杆操纵行为影响审计定价的作用路径研究。 现有文献仅明确了审计师会采取提高审计定价的方式来应对上市公司的杠杆操纵行为， 并没有深入分析上市公司的杠杆操纵行为对审计定价影响的作用路径， 而本文基于审计投入、控股股东与中小股东的代理冲突以及股东与债权人的代理冲突视角， 揭示了审计投入和两类代理冲突在上市公司杠杆操纵行为与审计定价之间的中介作用。 第三， 具有一定的现实意义。 本文的研究发现为审计师识别及应对上市公司杠杆操纵行为带来的风险并合理确定审计定价提供了新的经验证据， 也提示具有此类行为的企业里的中小股东与债权人要更加关注上市公司的资产负债表信息质量， 对财报信息使用者发现和防范上市公司的杠杆操纵行为具有重要的意义。

二、文献回顾与研究假设

（一）杠杆操纵相关文献回顾

杠杆操纵作为近年来新兴的研究领域， 现有研究文献总量较少， 这些文献按照研究方向可以分为杠杆操纵的诱因、杠杆操纵的经济后果以及对杠杆操纵的治理三类， 本文的综述也按上述几个研究方向展开。

关于杠杆操纵的诱因， 有研究发现， 上市公司会迫于“去杠杆”政策压力、融资约束压力以及自身账面杠杆率高的压力而实施杠杆操纵行为[3] ， 并且若企业所在地的地方政府债务规模较大， 企业的信贷资源会被地方政府所挤占， 从而促使企业采用杠杆操纵的方式加快降低自身杠杆率来提升信贷能力[4] 。 此外， 存在控股股东股权质押的企业也会采用杠杆操纵的方式来误导投资者、提高自身债务融资能力以及降低媒体关注度， 从而保证控股股东已质押股权的股价稳定[11] ， 并且上市公司在机构投资者监督弱化时会实施更多的杠杆操纵行为[12] 。 关于杠杆操纵的经济后果， 有研究发现， 上市公司的杠杆操纵行为会提高审计师所面临的审计风险， 从而引发审计师采取增加审计收费或超额审计收费， 并通过提高对被审计单位出具非标审计意见的概率等方式来加以应对[10] 。 但也有学者发现， 上市公司的杠杆操纵行为会加强隐性债权人对企业管理层的监督， 使管理层的行为更加符合企业的整体利益， 有利于减小企业股东与管理层之间的代理冲突， 并因此提高上市公司的投资效率[13] 。 关于对杠杆操纵的治理， 有研究发现， 在国有企业中党组织成员通过担任董监高职务的方式参与公司的治理， 能够提高企业的信息透明度， 并抑制管理层的机会主义动机， 从而对上市公司的杠杆操纵行为产生治理作用[14] 。

综上所述， 现有杠杆操纵的相关文献研究方向较为明确， 但各方向的研究不够深入完备。 其中， 审计师与企业杠杆操纵行为方面的研究比较缺乏， 而本文正是在现有学者对杠杆操纵引发的审计师反应的研究基础上， 对审计师的杠杆操纵风险应对措施及其提高审计定价的作用路径进行了拓展和深化， 有助于丰富和完善现有杠杆操纵经济后果方面的研究， 也为审计师应对杠杆操纵风险和设置合理定价提供了更细致的经验参考。

（二）理论推理与假设

杠杆操纵是企业在面临外部压力或出于自身的某种目的时， 通过名股实债、表外负债或会计手段等方式对自身账面杠杆率进行调整的一种手段[3] 。 具体而言， 杠杆操纵主要是通过对现有法律法规中没有十分明确的确认条件或者企业自身具有较高程度自我估计权限的项目， 进行安排或调整而实现的。 而这些经过企业精心设计后的项目相较于一般财务处理会更加隐蔽， 这便会给审计师的审查带来较大的阻碍， 继而引发更高的审计风险。 但审计师作为具有极强财务、审计等专业能力的群体， 应当能够在审计准则的框架下发现上市公司的杠杆操纵行为。 而且上市公司的杠杆操纵并不一定会造成违法违规[11] ， 这也在一定程度上保证了审计师有足够的权限能够调查企业的杠杆操纵行为。 因此， 审计师在足够的专业能力和审查权限的支持下， 可以通过审计工作辨认出企业的杠杆操纵行为。 但由于上市公司的杠杆操纵行为通常较为隐蔽， 且又暗含着很大的风险， 所以审计师要做到全面识别和评估上市公司的重大错报风险， 就会采用扩大审计范围、增加审计程序以及获取更多的审计资料等增加审计投入的方式。 况且随着审计投入的增加， 审计师所面临的检查风险也会下降， 从而使上市公司的审计风险降至可接受的低水平。 因此， 增加审计投入的做法既是审计师在应对上市公司杠杆操纵行为带来的风险时合理履行自身职责的体现， 也是其降低自身审计失败风险的重要举措。 而審计投入的成本又是审计定价中的主要考虑因素之一， 所以审计师在增加对杠杆操纵上市公司的审计投入后， 也会收取对应的费用， 并通过提高审计定价的形式体现。 基于此， 本文提出如下假设：

H1： 上市公司的杠杆操纵程度越高， 审计师对其增加的审计投入越多， 从而导致审计定价越高。

上市公司实施杠杆操纵行为是为了调整其账面杠杆率， 从而对财报信息使用者的决策产生影响， 而股东作为财报信息使用者中的重要代表， 其决策不免会受到企业杠杆操纵行为的影响。 尤其是企业的中小股东， 由于其股权较为分散且个体所持份额少， 导致其基本无法参与上市公司的重要决策， 仅能通过公开的财报信息对企业的经营状况做出判断， 从而会受到财报信息失真的影响。 而拥有企业大部分控制权的控股股东， 则可以通过参与公司决策来获取更多的信息， 从而免受杠杆操纵行为的影响。 因此， 由于信息获取能力方面的差距， 导致上市公司的杠杆操纵行为加大了上市公司控股股东与中小股东之间的代理冲突。 并且在上市公司采用名股实债或表外负债的方式进行杠杆操纵后， 企业的管理层也会受到来自隐性债权人更严格的监督， 从而减小上市公司股东与管理层之间的代理冲突[13] ， 使管理层的行为更加符合股东的利益。 在此条件下， 原本就拥有重大决策权的控股股东便更有机会与管理层合谋， 并出于自利的目的来实施侵害中小股东的行为， 这也将进一步加大控股股东与中小股东之间的代理冲突。

债权人也是上市公司财报信息的主要使用者之一， 并且财报信息是债权人判断企业违约风险的主要信息来源， 若财报信息质量较低， 则会提高债权人所持债权价值的不确定性， 从而迫使其利用更加严格的契约条款来保护自身利益[15] 。 因此， 若作为债务人的上市公司存在杠杆操纵行为， 便会对其会计信息质量产生影响， 使上市公司的债权人无法准确地判断企业的真实财务状况， 增加其债权价值的不确定性， 从而导致债权人通过设置限制性条款或者提高债务资金的使用成本来保护自身的债权权益[16] ， 这会加大上市公司股东与债权人之间的代理冲突。

综上所述， 上市公司的杠杆操纵行为会加大控股股东与中小股东之间的代理冲突以及股东与债权人之间的代理冲突， 而审计师在面对具有严重代理问题的企业时， 通常会对此类企业的重大错报风险（固有风险和控制风险）做出更高的估计[17-19] 。 因此， 被审计单位的代理冲突问题会加大审计师面临的审计风险和审计工作的复杂程度[18] ， 从而提高审计师审计失败的概率[17，20] ， 并导致审计师更可能因审计失败而面临监管机构调查、财报信息使用者索赔以及会计师事务所声誉受损等风险[20，21] 。 而审计师除了通过采用增加审计投入的方式尽可能地履行好自身职责来降低审计风险， 还会通过收取风险溢价的形式来弥补其可能面临的诉讼、赔偿及声誉损失等风险[22，23] ， 所以审计师在考虑到具有杠杆操纵行为上市公司的代理冲突激化可能产生的风险后， 也会对此类企业收取更高的风险溢价， 并通过提高审计定价的形式来体现。 基于此， 本文提出如下假设：

H2： 上市公司的杠杆操纵程度越高， 其控股股东与中小股东之间的代理冲突问题越严重， 从而导致审计定价越高。

H3： 上市公司的杠杆操纵程度越高， 其股东与债权人之间的代理冲突问题越严重， 从而导致审计定价越高。

上市公司的杠杆操纵行为影响审计定价的作用路径如图1所示。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取2007 ～ 2019年的A股上市公司作为研究样本， 并借鉴许晓芳等[11] 、翟淑萍等[14] 以及吴晓晖等[12] 的做法对样本做如下筛选： ①剔除ST、?ST以及PT样本， 因为此类企业均不同程度地触及了证交所的退市风险警示规定， 其更可能采用调整财报信息的方式来避免退市， 导致财务数据失真从而影响回归预测的准确性。 此外， 证交所的退市风险警示规定中并没有对杠杆率的明确要求， 所以应当少有因面临退市风险而进行杠杆操纵的企业。 虽然面临退市风险的企业进行盈余管理的动机更强， 且盈余管理也是企业杠杆操纵的主要方式之一， 但许晓芳等[24] 发现企业会仅为操纵杠杆而不为操纵盈余而进行盈余管理， 所以剔除面临退市风险的企业并不会剔除样本中仅为了操纵杠杆而进行盈余管理的企业。 ②剔除金融类企业样本， 因为此类企业的资产负债信息不同于非金融类企业。 ③剔除财务报表年末没有有息负债余额但当年存在利息支出发生额的样本， 以及财务报表年末及年初均有有息负债余额但当年不存在利息支出发生额的样本， 从而避免数据库中偏误数据对研究结果产生影响。 ④剔除对应变量数据缺失的样本。 按上述条件筛选后共得到19025个年度—样本观测值。 为了减少极端值的影响， 本文还对实证模型中所有连续型变量在1%和99%分位进行了缩尾（Winsorize）处理。 本文所采用的上市公司的利息支出数据来自锐思（RESSET）数据库， 其他数据均取自国泰安（CSMAR）数据库。

（二）变量定义

1. 被解释变量。 本文采用样本公司当年审计费用的自然对数来度量企业的审计定价（Tcost）。

2. 解释变量。 本文借鉴许晓芳等[3] 的研究， 采用扩展的XLT—LEVM法（直接法）测度上市公司的杠杆操纵程度。 此方法中包括了上市公司主要的三种杠杆操纵方式： 表外负债、名股实债和会计手段。 该种衡量方式的具体计算方法是采用（1）式对上市公司i在t年的杠杆操纵程度进行测算。

EXPLEVMIi，t=（DEBTB_TOTALi，t+

DEBT_OBi，t+DEBT_NSRDi，t）÷（ASSETB_TOTALi，t+DEBT_OBi，t-DAi，t）-LEVBi，t （1）

其中， EXPLEVMIi，t代表企业的杠杆操纵程度， ASSETB_TOTALi，t与DEBTB_TOTALi，t分别代表企业的年末总资产与年末总负债， LEVBi，t代表企业的资产负债率， DEBT_OBi，t代表企业的表外负债估计值， DEBT_NSRDi，t代表企业的名股实债估计值， DAi，t则代表企业的操纵性应计的估计值。 表外负债（DEBT_OBi，t）、名股实債（DEBT_NSRDi，t）和操纵性应计（DAi，t）均需要通过回归模型的方法加以估计， 具体的计算方式如下： 表外负债（DEBT_OBi，t）是先通过相关变量构建回归模型， 再通过分年度分行业的Tobit回归计算出回归系数， 来预计企业真实的总资产周转率， 然后将营业收入总额除以真实的总资产周转率， 得到企业真实总资产， 并计算出其与账面总资产的差， 得到表外资产， 最后根据表外资产等于表外负债的原则估计出表外负债的金额； 名股实债（DEBT_NSRDi，t）的估计方法与表外负债的估计方法类似， 也是先通过构建回归模型进行分年度分行业的Tobit回归， 计算出回归系数来预计企业真实的有息负债利息率， 然后将真实有息负债利息率与账面有息负债相乘， 得到企业的真实利息支出总额， 并计算出其与账面利息支出总额的差， 得到异常利息支出总额， 最后将其除以真实有息负债利息率， 估计出名股实债的金额； 操纵性应计（DAi，t）则是按照Dechow等[25] 提出的修正琼斯模型进行回归， 在估计出回归模型的残差后将其乘以企业上年末的总资产， 从而得到企业操纵性应计的估计值。

3. 中介变量。 本文借鉴翟胜宝等[26] 的方法， 采用企业会计期末（12月31日）至下一年审计工作结束日之间的间隔天数的自然对数值来度量企业的审计投入（ARL）； 借鉴姜国华等[27] 的研究， 采用其他应收款与年末总资产的比值来度量控股股东与中小股东代理冲突（Tunnel）， 该值越大， 表示控股股东与中小股东之间的代理冲突问题越严重； 借鉴李海燕等[28] 的研究， 采用利息支出/（短期借款+长期借款+应付债券）来度量股东与债权人代理冲突（AC）， 该值越大， 表示股东与债权人之间的代理冲突问题越严重。

4. 控制变量。 参照已有文献， 本文在回归模型中控制了如下变量： 资产负债率（LEVB）、企业规模（SIZE）、Z值（ZScore）、应收账款周转率（Receive）、存货周转率（Inventory）、净资产收益率（ROE）、审计意见类型（OPINION）、存货及应收账款占比（AR_IN）、托宾Q值（Q）、企业上市年限（FIRMAGE）、第一大股东持股比例（FIRST）、产权性质（SOE）、营业收入增长率（GROWTH）、资产收益率（ROA）、董事会规模（Bsize）、董事会独立性（Indb）、董事长与总经理是否两职合一（DUAL）、管理层持股比例（Msha）、现金持有规模（CASH）、流动比率（CURRENT）、银行贷款规模（LNloan）、是否为国内“十大”（DomesticTop10）、是否亏损（LOSS）、未来预期盈余好坏（UE）。 此外， 本文还在模型中控制了年份和行业固定效应。

主要变量及其定义如表1所示。

（三）研究模型

本文借鉴温忠麟等[30] 的中介效应检验方法构建以下模型， 分别用以验证审计投入、控股股东与中小股东代理冲突、股东与债权人代理冲突在上市公司的杠杆操纵（EXPLEVMI）与审计定价（Tcost）之间的中介作用。

Tcosti，t=β0+β1EXPLEVMIi，t+β iCONTROLSi，t+YEAR+INDUSTRY+ε （2）

ARLi，t=β0+β1EXPLEVMIi，t+β iCONTROLS i，t+YEAR+INDUSTRY+ε （3）

Tcosti，t=β0+β1EXPLEVMIi，t+β2ARLi，t+

βi CONTROLSi，t+YEAR+ INDUSTRY+ε （4）

模型（2）、（3）、（4）用以联合验证审计投入（ARL）的中介作用。 具体而言， 模型（2）、（3）分别用以验证杠杆操纵对审计定价及审计投入的影响， 模型（3）则用来验证在控制了杠杆操纵对审计定价的影响后， 审计投入对审计定价的影响。 若模型（2）、（3）中杠杆操纵（EXPLEVMI）的系数均显著为正， 并且模型（4）中杠杆操纵（EXPLEVMI）及审计投入（ARL）的系数也均显著为正， 则表明审计投入在杠杆操纵与审计定价之间发挥部分中介作用， 即假设1成立。 其中， CONTROLS代表控制变量， YEAR和INDUSTRY分别代表年份与行业虚拟变量， 下同。

Tunneli，t=β 0+β 1EXPLEVMIi，t+

β iCONTROLSi，t+YEAR+INDUSTRY+ε （5）

Tcosti，t=β0+β1EXPLEVMIi，t+β2Tunneli，t+

βiCONTROLSi，t+YEAR+INDUSTRY+ε （6）

模型（2）、（5）、（6）用以联合验证控股股东与中小股东代理冲突（Tunnel）的中介作用。 具体而言， 模型（2）、（5）分别用以验证杠杆操纵对审计定价及控股股东与中小股东代理冲突的影响， 模型（6）则用来验证在控制了杠杆操纵对审计定价的影响后， 控股股东与中小股东代理冲突对审计定价的影响。 若模型（2）、（5）中杠杆操纵（EXPLEVMI）的系数均显著为正， 并且模型（6）中的控股股东与中小股东代理冲突（Tunnel）及杠杆操纵（EXPLEVMI）的系数也均显著为正， 则表明控股股东与中小股东代理冲突在杠杆操纵与审计定价之间发挥部分中介作用， 即假设2成立。

ACi，t=β0+β1EXPLEVMIi，t+βiCONTROLSi，t+YEAR+INDUSTRY+ε （7）

Tcosti，t=β0+β1EXPLEVMIi，t+β2ACi，t+

βiCONTROLSi，t+YEAR+ INDUSTRY+ε （8）

模型（2）、（7）、（8）用以联合验证股东与债权人代理冲突（AC）的中介作用。 具体而言， 模型（2）、（7）分别用以验证杠杆操纵对审计定价及股东与债权人代理冲突的影响， 模型（8）则用以验证在控制了杠杆操纵对审计定价的影响后， 股东与债权人代理冲突对审计定价的影响。 若模型（2）、（7）中杠杆操纵（EXPLEVMI）的系数均显著为正， 并且模型（8）中的股东与债权人代理冲突（AC）及杠杆操纵（EXPLEVMI）的系数也均显著为正， 则表明控股股东与中小股东代理冲突在杠杆操纵与审计定价之间发挥部分中介作用， 即假设3成立。

四、实证结果及分析

（一）描述性统计

表2报告了模型（2） ～ （8）中各变量的描述性统计结果。 其中： 审计定价（Tcost）的均值为13.8， 与中位数13.71相近， 说明上市公司的审计定价从高到低分布较为均匀， 但由于审计定价以自然对数形式表示， 且其最大值16.45与最小值12.43之间的差距较大， 表明各上市公司的审计定价之间存在很大差异； 杠杆操纵（EXPLEVMI）的均值为0.11， 说明上市公司杠杆操纵的平均水平为11%， 且均值0.11位于中位数0.053与3/4分位数0.163之间， 最大值0.86与最小值0之间的差异也较大， 说明少部分上市公司存在较大程度的杠杆操纵行为； 审计投入（ARL）的均值为4.533， 与中位数4.595非常接近， 且各分位数之间的差异较小， 表明上市公司的审计投入程度分布较为均匀， 不存在巨大差异， 这可能是证交所规定报告截止时间所致； 此外， 控股股东与中小股东代理冲突（Tunnel）和股东与债权人代理冲突（AC）的均值分别为0.017和0.062， 均处于其各自的中位数与3/4分位数之间， 且更接近各自的3/4分位数， 表明上市公司两类代理冲突间的差异较大， 在少部分企业中两类代理冲突更严重； 其他变量的描述性统计结果与现有文献较为一致。

（二）回归结果分析

1. 审计投入在上市公司杠杆操纵行为与审计定价之间的中介作用。 本文用以验证假设1的模型（2）、（3）、（4）， 其各自的回归结果分别对应表3中的列（1）、（2）、（3）。 其中： 列（1）显示杠杆操纵（EXPLEVMI）对审计定价（Tcost）的回归系数在1%的水平上显著为正， 这表明审计师会采用提高审计定价的方式来应对上市公司杠杆操纵行为带来的风险； 列（2）显示杠杆操纵（EXPLEVMI）對审计投入（ARL）的回归系数在5%的水平上显著为正， 表明审计师会通过提高审计投入的方式来控制上市公司杠杆操纵行为带来的风险； 列（3）显示审计投入（ARL）与杠杆操纵（EXPLEVMI）的回归系数均在1%的水平上显著为正， 这表明在控制了杠杆操纵对审计定价的影响后， 审计投入的增加也会提高审计定价。 三个模型的结果相结合则可以表明， 审计投入在上市公司的杠杆操纵行为与提高审计定价之间发挥部分中介作用， 即审计师会对具有杠杆操纵行为的上市公司增加审计投入， 并依据增加的审计投入成本提高审计定价， 假设1得以验证。

2. 控股股东与中小股东代理沖突在上市公司杠杆操纵行为与审计定价之间的中介作用。 本文用以验证假设2的模型（2）、（5）、（6）， 其各自的回归结果分别对应表3中的列（1）、（4）、（5）， 其中： 列（1）同上文解释； 列（4）显示杠杆操纵（EXPLEVMI）对上市公司控股股东与中小股东代理冲突（Tunnel）的回归系数在5%的水平上显著为正， 表明上市公司的杠杆操纵行为会加大控股股东与中小股东之间的代理冲突； 列（5）显示控股股东与中小股东代理冲突（Tunnel）与杠杆操纵（EXPLEVMI）的回归系数均在1%的水平上显著为正， 这表明在控制了杠杆操纵对审计定价的影响后， 控股股东与中小股东代理冲突加剧也会提高审计定价。 三个模型的结果相结合则可以表明， 控股股东与中小股东之间的代理冲突在上市公司的杠杆操纵行为与审计定价之间发挥部分中介作用， 即审计师会考虑到具有杠杆操纵行为的上市公司控股股东与中小股东代理冲突加剧可能引发的风险， 并加大风险溢价的收取而提高审计定价， 假设2得以验证。

3. 股东与债权人代理冲突在上市公司杠杆操纵行为与审计定价之间的中介作用。 本文用以验证假设3的模型（2）、（7）、（8）， 其各自的回归结果分别对应表3中的列（1）、（6）、（7）， 其中： 列（1）同上文解释； 列（6）显示杠杆操纵（EXPLEVMI）对上市公司股东与债权人代理冲突（AC）的回归系数在1%的水平上显著为正， 表明上市公司的杠杆操纵行为会加大股东与债权人之间的代理冲突； 列（7）显示股东与债权人代理冲突（AC）与杠杆操纵（EXPLEVMI）的回归系数均在1%的水平上显著为正， 这表明在控制了杠杆操纵对审计定价的影响后， 股东与债权人代理冲突加剧也会提高审计定价。 三个模型的结果相结合则可以表明， 股东与债权人之间的代理冲突在上市公司的杠杆操纵行为与审计定价之间发挥部分中介作用， 即审计师会考虑到具有杠杆操纵行为的上市公司股东与债权人代理冲突加剧可能导致的风险， 并加大风险溢价的收取而提高审计定价， 假设3得以验证。

（三）内生性检验

为了解决样本自选择问题， 本文采用倾向得分匹配法（PSM）构造配对样本进行内生性检验， 从而进一步控制具有杠杆操纵行为上市公司与没有杠杆操纵行为上市公司的其他差异对审计定价的影响。 选取第一大股东持股比例（FIRST）、标准化现金流（CFO）、托宾Q值（Q）、董事会独立性（INdp）、总资产净利率（ROA）、上市年限（FIRMAGE）、资产规模（SIZE）、管理层持股比例（Msha）和资产负债率（LEVB）作为匹配变量， 在卡尺0.05的范围内按照一对一近邻匹配， 构建与具有杠杆操纵行为上市公司样本特征相近的非杠杆操纵公司样本。 按照模型（2） ～ （8）依次进行回归， 回归结果与表3的回归结果基本一致， 说明在控制了有杠杆操纵行为公司与没有杠杆操纵行为公司之间其他的差异后， 前文中三个假设依然成立。 限于篇幅， 内生性检验结果未予列示。

（四）稳健性检验

1. Sobel检验。 为了确保三步法中介效应检验结果的可靠性， 本文也采用了Sobel检验， 检验结果显示， 三个中介效应检验的Sobel_Z值均在5%的水平上显著， 再次验证了审计投入（ARL）、控股股东与中小股东代理冲突（Tunnel）、股东与债权人代理冲突（AC）在杠杆操纵（EXPLEVMI）与审计定价（Tcost）之间的中介作用， 表明本文结论在采用其他中介效应检验方法后依旧稳健。

2. 采用LEVM度量杠杆操纵。 在上文中， 本文采用扩展的XLT—LEVM法（直接法）测度上市公司的杠杆操纵程度， 而许晓芳等[3] 指出， 表外负债与名股实债是杠杆操纵最常用的两种手段， 所以本文在稳健性检验中采用XLT—LEVM法测度上市公司的杠杆操纵程度， 具体计算方式如（9）式所示：

LEVMi，t=（DEBTB_TOTALi，t+DEBT_OBi，t+DEBT_NSRDi，t）÷（ASSETB_TOTALi，t+

DEBT_OBi，t）-LEVBi，t （9）

本文采用（9）式测度的上市公司杠杆操纵程度重新对模型（2） ～ （8）进行回归验证， 回归结果与表3的回归结果基本一致， 说明审计投入（ARL）、控股股东与中小股东代理冲突（Tunnel）、股东与债权人代理冲突（AC）在杠杆操纵（EXPLEVMI）与审计定价（Tcost）之间的中介作用依然显著， 即本文的结论在更换了解释变量度量方式后依然稳健。

限于篇幅， 稳健性检验结果均未列示。

五、进一步分析

（一）基于两权分离程度的调节作用

已有研究发现， 企业的控制权与现金流量权比例相差越大， 控制股东对中小股东实施利益侵占行为的动机越强， 且终极控制股东会更偏向于与其利益目标一致的管理者合谋， 并利用其财报编制者的身份调整企业的会计信息， 从而使企业内外部之间的信息差距加大[31] 。 其他学者也得到了相似的结论， 即企业的控制权与现金流量权之间的差距越大， 终极控股股东采用滞后披露信息、披露不真实信息或无关信息的方式来破坏企业内外部之间正常信息环境平衡的动机就越强， 并由此隐藏控股股东的机会主义行为[32] 。 由此， 本文预期， 若上市公司的控制权与现金流量权之间的分离程度越高， 上市公司的控股股东就越有可能与管理层形成合谋， 并通过实施杠杆操纵行为对企业的财报信息进行调整， 加大企业内部股东和管理层与企业外部信息使用者之间的信息差距， 从而促使审计师通过加大风险溢价及审计成本补偿的形式提高审计定价。 本文借鉴 La Porta等[33] 和Claessens等[34] 的做法， 采用每条控制链条上的最低持股比例之和来度量企业的控制权， 并采用每条控制链条上的持股比例乘积之和来度量企业的现金流量权， 通过控制权与现金流量权做差的结果来度量两权分离程度（CS）， 在模型（2）中加入该变量， 并加入该变量与杠杆操纵（EXPLEVMI）的交乘项， 回归结果如表4中列（1）所示。 结果显示， 两权分离程度（CS）与杠杆操纵（EXPLEVMI）的交乘项对审计定价（Tcost）的回归系数在1%的水平上显著为正。 这表明上市公司的控制权与现金流量权分离程度越高， 其越有可能实施杠杆操纵等会计信息调整行为， 从而导致审计师加大审计定价的提高程度。

（二）基于被研报关注程度的調节作用

有学者研究发现， 审计师会将其获取的分析师对外释放的分析信息作为拟定被审计单位审计定价的考虑因素。 具体而言， 分析师对某企业各方面情况的跟进人数越多， 有关分析师对企业经营状况信息的传播范围就会越广， 传播的速度也会越快， 所以分析师发出的信息有利于审计师更有效地获取审计证据、节约审计资源、降低审计成本， 从而降低审计收费[35] 。 其他学者也有类似发现， 审计师会将分析师对被审计单位盈利等财务状况的预测结果作为衡量被审计单位审计风险的依据， 并将其作为合理估计审计收费的重要因素之一[36] 。 基于此， 本文预期， 分析师对上市公司的研报成果越多， 表明分析师对缩小上市公司与企业信息使用者之间信息差距的作用越强， 从而使审计师可以更加理性地分析被审计单位的风险， 不再盲目过高预测风险程度以及过度增加审计投入， 而是更加合理地确定审计定价， 即上市公司的被研报关注度越高， 审计师对具有杠杆操纵行为企业的审计定价提高程度越低。 本文采用一年内对上市公司进行过跟踪分析的研报总数来测度被研报关注程度（RA）。 在模型（2）中加入该变量， 并加入该变量与杠杆操纵（EXPLEVMI）的交乘项， 回归结果如表4中列（2）所示。 结果显示， 被研报关注程度（RA）与杠杆操纵（EXPLEVMI）的交乘项对审计定价（Tcost）的回归系数在5%的水平上显著为负， 这表明上市公司的被研报关注程度越高， 审计师在应对此类企业的杠杆操纵行为带来的风险时会做出更加全面合理的判断， 从而降低其审计定价的提高程度。

六、研究结论与启示

（一）研究结论

本文采用2007 ～ 2019年我国A股非金融类上市公司作为研究样本， 检验了上市公司杠杆操纵行为对其审计定价产生影响的作用路径。 研究发现， 审计师会采用增加审计投入的方式来应对上市公司杠杆操纵行为带来的风险， 并依据增加的审计投入提高上市公司的审计定价。 此外， 审计师也会考虑到具有杠杆操纵行为的上市公司控股股东与中小股东代理冲突以及股东与债权人代理冲突激化可能引发的风险， 并通过收取风险溢价从而提高审计定价。 并且， 上市公司的两权分离程度越高， 审计师在应对此类企业的杠杆操纵行为带来的风险时， 越会加大其提高审计定价的程度。 而上市公司的被研报关注程度越高， 审计师在应对此类企业的杠杆操纵行为带来的风险时则会做出更加全面合理的判断， 从而降低其审计定价的提高程度。 在控制了可能存在的内生性问题以及通过更换中介效应检验方法和替换解释变量的稳健性检验后， 本文的研究结论依然成立。

（二）启示

本文的研究具有以下三点启示： 其一， 审计师在制定审计定价时需要关注被审计单位的杠杆操纵行为本身所产生的审计风险， 并警惕该行为对两类代理冲突的激化作用， 在执业过程中加大审计投入水平， 并以审计成本补偿及风险溢价补偿的形式适度提高审计定价。 其二， 审计师还应当关注上市公司实际控制人的两权分离程度和被研报关注程度， 从而更加全面地把握上市公司的杠杆操纵行为并合理定价， 在增大审计成本及风险补偿的同时， 也减少上市公司的非必要审计支出。 其三， 中小股东及债权人等外部信息使用者应更加关注企业的资产负债表信息， 警惕上市公司杠杆率的异常波动， 提早察觉控股股东及管理层进一步实施的利益侵占行为。

【 主 要 参 考 文 献 】

［1］ 陆正飞．打开天窗说亮话：“去杠杆与杠杆操纵”研究之缘起及展望［ J］．当代会计评论，2020（2）：1 ～ 10．

［2］ Huang Y.，M. Pagano，U. Panizza. Local Crowding-out in China［ J］． The Journal of Finance，2020（6）：2855 ～ 2898．

［3］ 许晓芳，陆正飞，汤泰劼．我国上市公司杠杆操纵的手段、测度与诱因研究［ J］．管理科学学报，2020（7）：1 ～ 26．

［4］ 饶品贵，汤晟，李晓溪．地方政府债务的挤出效应：基于企业杠杆操纵的证据［ J］．中国工业经济，2022（1）：151 ～ 169．

［5］ 蔡利，唐嘉尉，蔡春.公允价值计量、盈余管理与审计师应对策略［ J］．会计研究，2018（11）：85 ～ 91．

［6］ 郝莉莉．盈余管理方式与审计师风险感知研究［ J］．财经理论与实践，2016（4）：71 ～ 77．

［7］ 高凤莲，张天宇．声誉激励、财务重述与审计费用［ J］．南京审计大学学报，2019（2）：1 ～ 9．

［8］ 李明辉，王宇，张晗，李苗苗．审计师对上市公司商誉减值的风险应对［ J］．系统工程理论与实践，2021（6）：1368 ～ 1382．

［9］ 陈婧，张金丹，方军雄．公司债务违约风险影响审计收费吗［ J］．财贸经济，2018（5）：71 ～ 87．

［10］ 徐亚琴，宋思淼．审计师能识别企业的杠杆操纵吗？——基于审计意见视角的实证检验［ J］．审计研究，2021（6）：102 ～ 115．

［11］ 许晓芳，汤泰劼，陆正飞．控股股东股权质押与高杠杆公司杠杆操纵——基于我国A股上市公司的经验证据［ J］．金融研究，2021（10）：153 ～ 170．

［12］ 吴晓晖，王攀，郭晓冬．机构投资者“分心”与公司杠杆操纵［ J］．经济管理，2022（1）：159 ～ 175．

［13］ 李世辉，邓来，雷新途．企业影子银行融资能够发挥债务治理效应吗？——来自中国上市公司的经验证据［ J］．管理评论，2021（12）：41 ～ 51．

［14］ 翟淑萍，毛文霞，白梦诗．国有上市公司杠杆操纵治理研究——基于党组织治理视角［ J］．证券市场导报，2021（11）：12 ～ 23．

［15］ 陶晓慧，柳建华．会计稳健性、债务期限结构与债权人保护［ J］．山西财经大学学报，2010（4）：93 ～ 99．

［16］ 谢盛纹，闫焕民．审计行业专业性、债务代理成本与违约成本——来自中国上市公司的经验证据［ J］．当代财经，2013（6）：110 ～ 120．

［17］ 朱荣，李霞．家族企业职业经理人与审计费用：代理成本效应与声誉效应的双重检验［ J］．审计与经济研究，2020（4）：38-46．

［18］ 魏志华，陈逸群．企业避税地直接投资与审计费用［ J］．审计研究，2019（3）：75 ～ 83．

［19］ 刘明辉，胡波．公司治理、代理成本与审计定价——基于2001-2003年我国A股上市公司的实证研究［ J］．财经问题研究，2006（2）：72 ～ 79．

［20］ 张阳，徐子慧，王晓丹．审计师会收取并购商誉风险溢价吗？——基于代理成本和经营风险视角［ J］．南京审计大学学报，2021（2）：1 ～ 10．

［21］ 黄贤环，王瑶．集团内部债务担保与审计定价：风险扩散还是风险中和［ J］．上海财经大学学报，2021（1）：107 ～ 121．

［22］ 张立民，彭雯，钟凯．宏观经济与审计定价：需求主导还是供给主导？［ J］．会计研究，2018（2）：76 ～ 82．

［23］ 颜恩点，孙安其，储溢泉，陈信元．影子银行业务、会计师事务所选择和审计特征——基于上市非金融企业的实证研究［ J］．南开管理评论，2018（5）：117 ～ 127+138．

［24］ 许晓芳，陈素云，陆正飞．杠杆操纵：不为盈余的盈余管理动机［ J］．会计研究，2021（5）：55 ～ 66．

［25］ Dechow P． M．，Sloan R． G．，Sweeney A． P.. Detecting Earnings Management［ J］．The Accounting Review，1995（2）：193 ～ 225．

［26］ 翟胜宝，许浩然，刘耀淞，唐玮．控股股东股权质押与审计师风险应对［ J］．管理世界，2017（10）：51 ～ 65．

［27］ 姜国华，岳衡．大股东占用上市公司资金与上市公司股票回报率关系的研究［ J］．管理世界，2005（9）：119 ～ 126+157+171 ～ 172．

［28］ 李海燕，厉夫宁．独立审计对债权人的保护作用——来自债务代理成本的证据［ J］．审计研究，2008（3）：81 ～ 93．

［29］ Altman E. I.. Financial Ratios，Discriminant Analysis and the Prediction of Corporate Bankruptcy［ J］． The Journal of Finance，1968（4）：589 ～ 609．

［30］ 温忠麟，叶宝娟．中介效应分析：方法和模型发展［ J］．心理科学进展，2014（5）：731 ～ 745．

［31］ Bao S. R.，Lewellyn K. B.. Ownership Structure and Ear-nings Management in Emerging Markets—An Institutionalized Agency  Perspective［ J］． International  Business  Review， 2017（5）：828 ～ 838．

［32］ Boubaker S.，Mansali H.，Rjiba H.. Large Controlling Shareholders and Stock Price Synchronicity［ J］． Journal of Banking and Finance，2014（40）：80 ～ 96．

［33］ La Porta R.，Lopez-De-Silanes F.，Shleifer A.. Corporate Ownership Around World［ J］． The Journal of Finance，1999（2）：471 ～ 517．

［34］ Claessens S.，Djankov S.，Lang L. H. P.. The Separation of Ownership and Control in East Asian Corporations［ J］． The Journal of Financial Economics，2000（1）：81 ～ 112．

［35］ 周冬華，赵玉洁．分析师跟进能够降低审计费用吗——来自中国证券市场的经验证据［ J］．证券市场导报，2015（1）：13 ～ 18+44．

［36］ 施先旺，李志刚，刘拯．分析师预测与上市公司审计收费研究——基于信息不对称理论的视角［ J］．审计与经济研究，2015（3）：39 ～ 48．

（责任编辑·校对： 罗萍  刘钰莹）