“监督效应”VS“掏空效应”：高管纵向兼任与审计决策

宋衍蘅 毕煜晗 文 雯

一、引言

高管纵向兼任是指“上市公司董事长或总经理在控股股东或其实际控制人处任职”的情形(潘红波和韩芳芳，2016[1]；闫珍丽等，2019[2])。高管纵向兼任是控股股东与上市公司之间的一种纵向联结形式，有助于加强控股股东对上市公司的监督，但是，在存在利益冲突的情况下，也可能加剧控股股东对中小股东的利益侵占。为解决这个问题，中国证监会要求“上市公司的高级管理人员在控股股东不得担任除董事、监事以外的其他行政职务(1)资料来源：中国证监会《上市公司治理准则》(2002年出台、2018年修订)第六章第六十九条。同时，该准则规定“……控股股东高级管理人员兼任上市公司董事、监事的，应该保证有足够的时间和精力承担上市公司的工作”。”。也就是说，中国证监会一方面认可控股股东在上市公司发挥监督作用，另一方面，又试图规避可能产生的利益侵占问题。那么，高管纵向兼任是否可以更好地发挥监督作用？又是否会带来利益侵占问题？这仍然是一个有待实证检验的问题。

我国自2006年起，确定了风险导向型的审计模式，审计师需全面、客观地识别被审计单位的经济活动风险，保证不存在重大错报风险，审慎做出审计决策。本文探究高管纵向兼任对审计决策的影响，从审计投入、审计费用、审计意见三个方面探讨公司会计信息的鉴证者——审计师对高管纵向兼任现象的理解。

从理论上，高管纵向兼任对审计决策将产生怎样的影响并不确定。一方面，高管纵向兼任是大股东加强对上市公司监督的一种方式，可以发挥“监督效应”。大股东在上市公司兼职，可以通过参加上市公司的董事会或日常经营管理，加强对高管的监督，抑制高管的机会主义行为，从而减轻了公司大股东和管理层间信息不对称程度。高管纵向兼任可以加强大股东与上市公司之间的联系，使得上市公司获得大股东的更多支持和资源。现有研究发现，高管纵向兼任提高了上市公司的会计信息质量(潘红波和韩芳芳，2016[1])和投资效率(韩金红和余珍，2019[3])，减少了高管的短视行为，提高了企业的风险承担水平(佟爱琴和李孟洁，2018[4])，并最终提升了公司价值(Arnoldi 等，2013[5])。也正因为如此，国资委在央企改革过程中力推集团公司董事长兼任上市公司“一把手”(2)如中国石油天然气集团公司董事长、党组书记王宜林，兼任中石油上市公司董事长，中石化集团董事长戴厚良兼任中国石化(上市公司)董事长，国家能源集团董事长、党组书记王祥喜兼任中国神华能源股份有限公司董事长等。，以更好地实现国有资产保值增值的目标。

另一方面，高管纵向兼任还可能助长大股东对中小股东的利益攫取行为，发挥“掏空效应”。现代企业的金字塔型控股使得控制权与现金流权相偏离，大股东较大的控制权使其有能力侵占公司资源，而较小的现金流权则降低了侵占成本。高管纵向兼任作为大股东加强控制权的一种方式，方便了大股东直接干预上市公司决策，也为大股东掏空上市公司资源开了一扇门。现有文献发现，高管纵向兼任增强了大股东的机会主义行为，增加了公司现金被滥用的风险(Chen 和 Yang，2021[6])，同时抑制了企业创新(闫珍丽等，2019[2])。2019年曝光的康得新122亿资金离奇“失踪”事件，将大股东与上市公司在资金管理和使用上的混乱局面公之于众，重新将大股东掏空问题推到前台。

那么，与上市公司进行直接沟通和交流、为上市公司会计信息提供鉴证服务的专业人士——审计师又是如何看待高管纵向兼任的呢？尚无文献针对这一问题展开讨论。本文以2004—2018年中国非金融类A股上市公司为研究样本，从审计投入、审计费用和审计意见三个角度探讨高管纵向兼任对审计决策的影响。本文的主要研究结论是：(1)审计师的行为表现认可了高管纵向兼任的“监督效应”，主要表现在审计师对存在高管纵向兼任的公司审计投入更少，审计收费更低，出具标准无保留审计意见的可能性更高。(2)机制检验结果表明，高管纵向兼任提高了上市公司的内部控制质量、降低了股东与管理层之间的代理成本，从而发挥了良好的“监督效应”。(3)拓展性研究显示，大股东控制权较弱的企业和国有企业中，高管纵向兼任对审计决策的影响更加显著；区分纵向兼任高管的职位特征后发现，董事长纵向兼任对审计决策的影响更强。

本文的研究贡献主要体现在以下三个方面：第一，本文从审计师视角拓展了高管兼任的经济后果研究。以往研究较多关注了高管横向兼任多家企业的管理职位(如连锁董事)的影响和溢出效应，对中国企业中普遍存在的高管纵向兼任问题关注较少。仅有的几篇文献主要关注了高管纵向兼任对上市公司投资决策和绩效的影响，如企业创新、会计信息质量和企业价值等(Arnoldi 等，2008[5]；潘红波和韩芳芳，2016[1]；闫珍丽等，2019[2])。但是，资本市场参与者众多，很多投资者并没有对公司进行深入调研，其决策和看法不一定客观理性。本文从审计专业人士的角度重新审视这个问题，考察专业信息鉴证者深入公司调查以后的判断结果，希望可以提供一个不同维度的经验证据。第二，本文探究了高管纵向兼任发挥监督作用的机制，即主要是通过提高上市公司内部控制质量和降低股东与管理层之间的代理成本实现的，为加深对这个问题的理解提供了经验证据。第三，本研究丰富了有关审计决策的影响因素研究。已有关于审计决策的研究大多关注公司财务风险和审计风险，本文探讨了公司治理方式的可能影响，拓展了审计决策作用机理领域的研究。

二、文献回顾与研究假设

现有公司治理研究关注两类代理问题：其一是股东(委托人)与管理层(代理人)之间的第一类代理问题；其二是拥有实际控制权和私有信息的大股东和无法进入董事会、只能通过公开信息进行决策的中小股东之间的第二类代理问题(郑志刚和孙娟娟，2009[7])。高管纵向兼任的直接目的是大股东通过在上市公司兼任职务，来强化其对上市公司的控制力和监督能力，发挥“监督效应”，降低股东与管理层之间的代理成本。但是，高管纵向兼任反过来也会成为大股东掏空上市公司的“帮凶”，加剧大小股东之间的代理问题，形成“掏空效应”。本文综述高管纵向兼任领域两种观点的文献，并分析其对审计决策的影响。

(一)高管纵向兼任的“监督效应”

在第一类代理问题中，主要的利益冲突方是股东和管理层(Jensen 和Meckling，1976[8])，降低此类代理成本的主要方式有两种，一种是通过股权激励方式使高管的利益与股东趋于一致，另一种是通过公司治理机制监督管理层行为。由于大股东很难通过分散投资减少风险，因此，大股东对管理层的监督就显得尤为必要，而大股东手中集中掌握的股权也提高了其监督管理层的能力(La Porta 等，1999[9])。高管纵向兼任是大股东深入公司内部，通过参与公司管理和相关决策来监督管理层行为的一种方式。

已有支持“监督效应”的经验证据表明，高管纵向兼任能加强公司治理，提升企业价值。例如，La Porta 等(1999)[9]发现，在股东权益保护不尽完善的国家中，家族企业更倾向于委派家族成员担任高管职位；Arnoldi 等(2013)[5]认为纵向兼任董事长有利于企业价值的提升；潘红波和韩芳芳(2016)[1]认为高管纵向兼任有助于提高企业会计信息质量，是大股东加强对上市公司管理者监督的一种有效手段；佟爱琴和李孟洁(2018)[4]发现，高管纵向兼任能够抑制管理层的短视行为，并为企业带来更多的资源，从而提高企业风险承担水平。此外，高管个人声誉与上市公司绩效还可能通过纵向兼任联结起来，制约大股东的掏空行为，变相实现“监督效应”。如姜付秀等(2017)[10]发现，控股家族退居“幕后”，即家族成员不再担任董事长以后，上市公司出现问题导致家族声誉受损的成本降低，反而会增加控股股东的资金占用、关联交易等私利行为，使公司的业绩表现更差。

上述研究表明，高管纵向兼任可以在一定程度上发挥“监督效应”。本文认为，高管纵向兼任加强大股东对上市公司的监督，有效降低股东与管理层之间的代理成本，因而可能对审计决策产生影响。首先，从审计投入的角度，如果高管纵向兼任发挥了“监督效应”，那么公司的内部控制水平相应提高。审计师在执行审计程序前，需先确定内部控制的可信赖程度，然后根据公司的内部控制水平确定实质性测试范围(杨肃昌和马亚红，2020[11])。对于内部控制水平较高的公司，审计师会减少审计范围、执行更少的审计程序，因此审计师的审计投入会减少。其次，从审计收费的角度，Simunic(1980)[12]将审计收费分为两部分，固有费用和风险溢价。审计投入的减少会降低固有费用，高管纵向兼任的“监督效应”使得审计师对公司的治理环境的判断比较好，对公司存在重大错报风险的疑虑也会比较少，由此会收取更低的风险溢价，因此，审计师的审计收费会降低。再次，从审计意见的角度，根据现行审计准则，审计师有责任对财务报表整体是否不存在由于舞弊或错误导致的重大错报做出合理保证。如果审计师认为高管纵向兼任具有“监督效应”，审计师对公司的风险判断会比较低，审计意见会相对乐观，审计师也会出具更多的标准无保留意见。综上，本文提出了假设H1a：

H1a：如果“监督效应”成立，当上市公司存在高管纵向兼任时，审计师会减少审计投入、收取更低的审计费用、更有可能出具标准无保留审计意见。

(二)高管纵向兼任的“掏空效应”

在第二类代理问题中，主要的利益冲突方是大股东和中小股东。大股东可能通过金字塔结构、交叉持股等方式，使其在上市公司中的现金流权和控制权相偏离，进而通过相对较小的现金流权获得较大的控制权来控制上市公司(La Porta 等，1999[9])。在这种情况下，大股东有动机利用自己的控制权来侵占中小股东利益。高管纵向兼任有利于大股东对上市公司的控制，也可能成为大股东侵占中小股东利益的一种工具。

部分文献认为高管纵向兼任发挥了“掏空效应”。例如，郑杲娉等(2014)[13]发现，存在高管纵向兼任的公司发生了更多与担保相关的关联交易，而且这些关联交易规模更大，信息披露质量更低，因此，高管纵向兼任显著降低了公司价值；闫珍丽等(2019)[2]发现，高管纵向兼任更可能是大股东掏空上市公司的一种手段，增加了关联交易和资金占用等利益攫取行为，显著降低了企业的创新水平；冉秋红和周宁慧(2018)[14]同样发现，存在高管纵向兼任的公司，其创新活力更低；Chen 和 Yang(2021)[6]发现，从投资者的角度来看，高管纵向兼任增加了第二类代理成本，增加了公司持有现金的风险，进而降低了公司现金的市场价值。

上述经验证据表明，高管纵向兼任还可能是大股东侵占中小股东利益的一个途径，可能会带来“掏空效应”，增加公司的第二类代理成本。本文认为，如果审计师认为高管纵向兼任具有“掏空效应”，那么其对这类公司出现重大错报和舞弊风险可能性的判断就比较大、对公司治理环境的判断比较差、对公司内部控制有效性的判断比较低，从而会增加对公司审计风险的判断。首先，从审计投入的角度，审计师会通过增加审计程序、扩大审计范围等方式来降低审计风险，增加审计投入。其次，从审计收费的角度，由于审计投入的增加，审计收费的固有费用会增加，审计师对风险的评估使其收取更多的风险溢价来规避审计失败或被诉风险，从而增加审计收费。再次，从审计意见的角度，审计师对高风险公司发表更加严格的审计意见，更有可能出具非标准无保留意见的审计报告，向外界释放该公司财务报告不可靠的信号。综上，本文提出了与“监督效应”假设完全相反的“掏空效应”假设H1b：

H1b：如果“掏空效应”成立，当上市公司存在高管纵向兼任时，审计师会增加审计投入、收取更高的审计费用、更有可能出具非标准无保留审计意见。

三、研究设计

(一)样本与数据来源

本文的初始样本为2004—2018年中国A股上市公司。由于高管纵向兼任数据最早可获得的年份为2004年，因此，本文的样本区间从2004年开始。借鉴已有研究，进行如下样本处理：(1)剔除金融行业上市公司；(2)剔除已退市和ST公司；(3)剔除净资产为负的公司；(4)剔除研究数据有缺失的样本。最终分别得到26 404、24 915和23 355个公司-年度观测值(3)因为模型的被解释变量和控制变量不同，因而样本量也存在差异，审计投入、审计收费、审计意见的样本量分别为26 404、24 915和23 355。。在此基础上，本文对连续变量进行了1%和99%水平上的缩尾处理，以消除异常值对实证结果的影响。研究所用的高管兼任数据、财务与公司治理等数据均来自CSMAR数据库。

(二)研究模型与变量定义

1.高管纵向兼任与审计投入。

借鉴Knechel和Payne(2001)[15]、翟胜宝等(2017)[16]、粟立钟等(2019)[17]的研究，本文采用OLS模型(1)检验高管纵向兼任对审计投入的影响：

AINVESTi,t=α0+α1AMi,t+α2SIZEi,t+α3LEVi,t

+α4ROAi,t+α5INVi,t+α6RECi,t

+α7ACHi,t+α8BIG10i,t+α9GROWTHi,t

+α10CURi,t+α11OCFi,t+α12AGEi,t

+α13TOP1i,t+α14ABSACCi,t

+∑IND+∑YEAR+ε

(1)

其中，下标i代表个体公司，t代表年份。AM代表高管纵向兼任哑变量，与现有文献(闫珍丽等，2019[2]；潘红波和韩芳芳，2016[1])一致，本文将其界定为上市公司董事长或总经理在控股股东或其实际控制人处任职。如果存在上述兼任现象，则虚拟变量AM取值为1，否则为0。AINVEST代表审计投入，参考Mao和Yu(2015)[18]、翟胜宝等(2017)[16]的研究，采用审计延迟来衡量审计投入。具体来说，审计投入等于年末至次年审计报告签署日之间的天数取自然对数。如果H1a成立，预期α1的估计系数显著为负；如果H1b成立，预期α1的估计系数显著为正。

2.高管纵向兼任与审计收费。

参考Hay等(2006)[19]、翟胜宝等(2017)[16]、陈婧等(2018)[20]的研究，本文采用OLS模型(2)检验高管纵向兼任对审计收费的影响：

AFEEi,t=β0+β1AMi,t+β2SIZEi,t+β3LEVi,t+β4ROAi,t

+β5AINVESTi,t+β6INVi,t+β7RECi,t

+β8BIG10i,t+β9GROWTHi,t+β10OCFi,t

+β11AOPi,t+β12EHOLDi,t+β13COMPi,t

+β14SEOi,t+β15MAi,t+β16MIi,t

+∑IND+∑YEAR+ε

(2)

其中，AFEE代表审计费用。借鉴伍利娜(2003)[21]和O’Keefe 等(1994)[22]的做法，用公司当年度收取的审计费用的自然对数来表示。如果H1a成立，预期β1的估计系数显著为负；如果H1b成立，预期β1的估计系数显著为正。

3.高管纵向兼任与审计意见。

参考翟胜宝等(2017)[16]、王娟和潘秀丽(2018)[23]的研究，本文采用Logit模型(3)检验高管纵向兼任对审计意见的影响：

AOPi,t=γ0+γ1AMi,t+γ2SIZEi,t+γ3LEVi,t+γ4ROAi,t

+γ5AFEEi,t+γ6INVi,t+γ7RECi,t+γ8ACHi,t

+γ9BIG10i,t+γ10GROWTHi,t+γ11CURi,t

+γ12AGEi,t+γ13TOP1i,t+γ14ABSACCi,t

+γ15COMPi,t+γ16INDEPi,t+γ17Zi,t

+γ18AINVESTi,t+∑IND+∑YEAR+ε

(3)

其中，AOP代表审计意见。如果当年审计师出具了非标准无保留审计意见，则AOP取值为1，否则为0。如果H1a成立，预期γ1的估计系数显著为负；如果H1b成立，预期γ1的估计系数显著为正。本文的变量定义见表1。

四、实证结果及分析

(一)描述性统计

由表2主要变量描述性统计可知，存在高管纵向兼任的样本约占全样本的48.0%。样本公司审计投入(AINVEST)的均值为4.491，相当于样本公司的审计时滞平均为89天，25分位数和75分位数分别为4.394和4.700，分别相当于81天和110天，说明审计师对不同公司的审计投入具有较大差异。审计费用(AFEE)均值为13.456，换算成金额约为69.8万元，25分位数和75分位数分别为13.017和13.816，相当于约45万元和100万元，表明不同公司的审计费用存在明显差异。审计意见(AOP)的均值为0.033，说明约有3.3%的公司被出具非标准无保留意见的审计报告。本文其他变量的分布均在合理范围之内，不再赘述。

表2 主要变量描述性统计

(二)多元回归结果分析

表3报告了高管纵向兼任对审计决策影响的多元回归分析结果。如表3所示，列(1)中，高管纵向兼任(AM)的估计系数为-0.011，且在5%的水平上显著为负，说明审计师显著降低了存在高管纵向兼任公司的审计投入；列(2)中，高管纵向兼任(AM)的估计系数为-0.022，且在5%的水平上显著为负，说明在控制了其他因素以后，存在高管纵向兼任公司的审计费用仍然显著较低；列(3)中，高管纵向兼任(AM)的估计系数为-0.217，且在10%的显著性水平上显著为负，说明存在高管纵向兼任公司获得了更多的标准无保留审计意见，被出具非标准无保留意见的可能性降低了19.5%(由未报告的odds ratio计算得来)。以上研究结果说明，审计师对存在高管纵向兼任公司降低了审计投入、收取了更低的审计费用、更有可能出具标准无保留意见的审计报告。因此，从审计师的角度来看，高管纵向兼任更多地发挥了“监督效应”，而不是“掏空效应”，支持了假设H1a。

表3 高管纵向兼任与审计决策

五、稳健性检验

(一)内生性检验

本文研究高管纵向兼任与审计决策之间的因果关系，这一关系可能会受到内生性问题的干扰。例如，存在高管纵向兼任的公司更倾向于聘请特定类型的审计师，这类审计师更愿意减少审计投入、降低审计收费、出具更多标准无保留意见，即存在自选择问题。因此，本文采用一系列检验来缓解潜在的内生性问题。

1.倾向得分匹配模型(PSM)。

为保证控制变量在处理组与控制组之间不存在显著差异，本文选取模型(1)～模型(3)的所有控制变量作为匹配的协变量，采用一对一有放回的半径匹配方法(r=0.01)，生成配对样本。处理组和控制组样本不存在显著差异，配对结果满足平衡性检验的要求。采用PSM配对样本的回归结果如表4所示。可以看出，在采用倾向评分匹配样本进行回归时，AM在各模型中依然显著为负，与表3的结果较为一致。

表4 PSM检验

2.Heckman两阶段模型。

本文采用Heckman两阶段模型控制自选择问题。采用同年度、同省份、同行业的高管纵向兼任的平均值(IV)作为工具变量。同行业同年度的公司在经营环境和公司治理特征上较为相似，其他公司的高管纵向兼任情况会对本公司高管聘任决策产生影响，但是行业内其他公司的高管纵向兼任情况不会影响到本公司的审计决策，符合工具变量的相关性和外生性要求。在第二阶段中，将逆米尔斯比率(IMR)作为一个控制变量加入模型(1)～模型(3)中重新进行回归。

Heckman两阶段回归结果如表5所示。在控制了潜在的自选择问题以后，AM的估计系数依然全部显著为负，说明审计师对存在高管纵向兼任的公司减少了审计投入、收取了更低的审计费用、出具了更多的标准无保留审计意见。上述研究结果有力地支持了假设H1a，表明本文的研究结论没有受到潜在的自选择问题的影响。

表5 Heckman两阶段回归

3.工具变量法。

为了解决潜在的遗漏变量和反向因果问题，本文采用工具变量法进行回归。在利用工具变量控制潜在的内生性问题后，审计师对存在纵向高管兼任的公司依旧减少了审计投入，收取了更低的审计费用，但是对审计意见的回归结果不显著。上述结果总体说明高管纵向兼任能够影响审计决策。限于篇幅，该结果未予列示。

(二)其他稳健性检验

为进一步保证回归结果的可靠性，本文尝试改变审计决策的度量方法以及改变模型的估计方法。首先，参考翟胜宝等(2017)[16]的做法，采用未经对数化处理的审计时滞、异常审计费用和审计意见类型序数(4)审计意见类型序数取值规则：标准无保留意见取值为0，带强调事项段的无保留意见取值为 1，保留意见、保留意见加事项段或强调段取值为 2，无法发表意见取值为3。采用定序Logit回归方法。重新对主模型进行了回归；其次，参考Petersen(2009)[25]的研究，在公司和年份层面上对标准误进行了双向聚类调整；再次，将模型(3)由Logit回归调整为Probit回归。上述结果显示AM的估计系数依然全部显著为负，本文研究结论依旧稳健。限于篇幅，其他稳健性检验结果未予列示。

六、机制检验和拓展性分析

(一)影响机制

本文的研究结果表明，从审计师的视角看，高管纵向兼任更多地发挥了“监督效应”，因此，审计师减少了审计投入、降低了审计收费、更有可能出具标准无保留意见的审计报告。那么，高管纵向兼任是通过何种渠道对审计决策产生影响的？下面，本文分别从高管纵向兼任对内部控制和代理成本的影响两个角度，对其影响机制进行了检验。

1.内部控制在高管纵向兼任与审计决策关系中的作用分析。

已有文献表明，健全的内部控制能够减少企业的控制风险，缓解公司与审计师之间的信息不对称。审计师对内部控制健全的公司降低了审计收费(牟韶红等，2014[26])、更有可能出具标准无保留审计意见(徐玉霞和王冲，2012[27])。高管纵向兼任是大股东深入公司内部约束管理层的一种手段，有助于提升公司的内部治理水平，最终影响到了审计决策。为了验证这一影响路径，借鉴Baron和Kenny(1986)[28]、蒋德权等(2018)[29]的中介效应检验方法，本文的具体模型如下(以审计投入为例)：

AINVESTi,t=β0+β1AMi,t+∑CONTROLSi,t

+∑IND+∑YEAR+ε

(Path A)

ICi,t=α0+α1AMi,t+α2SIZEi,t+α3LEVi,t+α4ROAi,t

+α5OCFi,t+α6AGEi,t+α7DUALi,t

+α8INDEPi,t+∑IND+∑YEAR+ε

(Path B)

AINVESTi,t=μ0+μ1AMi,t+μ2ICi,t+∑CONTROLSi,t

+∑IND+∑YEAR+ε

(Path C)

其中，IC表示内部控制水平，采取内部控制指数度量，数据来源于迪博数据库。路径模型Path B的设定及控制变量选取参考Stanley(2011)[30]的研究，具体包括公司规模(SIZE)、负债水平(LEV)、盈利能力(ROA)、经营现金流占比(OCF)、公司年龄(AGE)、两职合一(DUAL)和董事会独立性(INDEP)。Path A和Path C的控制变量与前文一致。

Path A的检验结果已经报告在表3中，表6报告了Path B和Path C的检验结果。可以看出，在Path B(中介因子检验)中，AM的系数显著为正，表明高管纵向兼任显著提升了内部控制水平，从而影响到审计决策；在Path C(包含中介因子)中，控制内部控制水平(IC)以后，AM的系数在审计投入、审计费用、审计意见中均显著为负，同时SobelZ检验均在1%的水平上显著。中介因子内部控制水平均显著为负。以上结果说明内部控制水平在高管纵向兼任和审计决策的关系中发挥了部分中介作用。

表6 内部控制中介效应检验结果

2.代理成本在高管纵向兼任与审计决策关系中的作用分析。

高管纵向兼任影响审计决策的第二个可能路径是影响了公司的代理成本。高管纵向兼任能够强化控股股东对上市公司的控制力，有效缓解第一类代理问题；但是，控股股东对上市公司控制力的增加，也可能加剧其对中小股东的利益侵占行为，从而增加大小股东之间的第二类代理问题。为此，本文检验了代理成本在高管纵向兼任与审计决策中的作用。借鉴戴亦一等(2016)[31]的研究，本文用经营费用率，即管理费用与销售费用之和除以营业收入来衡量股东与管理者之间的代理成本(第一类代理成本，AGCOST)；借鉴胡茜茜等(2018)[32]的研究，采用其他应收款占总资产的比重来衡量大股东的利益侵占(第二类代理成本，TUNNEL)。

表7 代理成本中介效应检验结果

表7的第一组和第二组分别报告第一类和第二类代理成本中介效应检验结果。在第一组的Path B中，高管纵向兼任显著降低了经营费用率，表明高管纵向兼任通过降低第一类代理成本，影响了审计决策；在第一组的Path C中，控制了经营费用率以后，AM的估计系数在审计投入、审计费用和审计意见中均显著为负，同时SobelZ值均在1%的显著性水平上显著。这说明第一类代理成本在高管纵向兼任和审计决策的关系中发挥了部分中介作用。相反，在第二组的Path B中，AM的估计系数在统计上不显著，中介效应检验终止，说明高管纵向兼任并未显著影响第二类代理成本。上述对两类代理成本的测试说明，高管纵向兼任发挥“监督作用”的路径是降低了第一类代理成本，但是并没有影响第二类代理成本。

(二)拓展性分析：大股东控制力的影响

上文研究结果表明，从审计师的视角来看，高管纵向兼任发挥了监督作用，降低了审计风险。那么，不同类型公司的高管纵向兼任效果是否存在差异？本部分探讨了大股东控制力对于高管纵向兼任和审计决策关系的影响。

如果高管纵向兼任能够发挥有效的治理作用，那么，大股东对上市公司的控制力越强，通过高管纵向兼任来监督上市公司的必要性就越小。这是因为，如果大股东对上市公司的控制能力较强，能够通过管理层聘任和薪酬决策等来与管理层建立更加紧密的联系，达到降低第一类代理成本的目的。由于大股东在上市公司的董事会席位与持股比例相关，即持股比例越高，董事会席位越多，对上市公司的控制力越强。因此，我们预期，高管纵向兼任对审计决策的影响在大股东持股比例较低的公司更加显著。

本文根据大股东持股比例的行业-年度中位数将样本公司分为大股东控制权较强和较弱两组重新回归，表8报告了实证结果。在大股东控制权较弱的子样本中，AM的估计系数分别在1%、5%和5%的显著性水平上显著为负；但是，在大股东控制权较强的样本中，AM均不显著。这说明，从审计师视角来看，高管纵向兼任的“监督作用”只存在于大股东控制能力较弱的样本中。

表8 高管纵向兼任、大股东控制力与审计决策

(三)拓展性分析：区分纵向兼任高管的职位特征

参考前人研究，本文将上市公司董事长或总经理在控股股东或其实际控制人处任职界定为纵向兼任高管。上市公司的董事长与总经理在职责方面存在较大差异，董事长是董事会的领导者，负责召集董事会会议、提名高级管理人员、审查经理层的发展计划；总经理是管理层的最高代表，负责制定和执行上市公司的日常经营计划及投资决策。那么，董事长兼任和总经理兼任对审计决策的影响是否存在差异呢？

为探究这一问题，本文将纵向兼任高管细分为董事长纵向兼任(AM_Chairman)与总经理纵向兼任(AM_CEO)两种情形，并分别考察其对审计决策的影响。从表9结果可以看出，当上市公司存在董事长兼任时，审计师减少了审计投入，降低了审计收费，并且出具了更多的标准无保留审计意见；但是，总经理纵向兼任对审计决策并无显著影响。上述结果表明，董事长纵向兼任与总经理纵向兼任的效果并不一致，在中国上市公司的实际情况下，纵向兼任董事长的权力更大，更能有效发挥监督职能。

表9 董事长纵向兼任vs总经理纵向兼任

(四)拓展性分析：区分产权性质

进一步地，本文探讨产权性质在高管纵向兼任对审计决策的影响中的调节效应。国有企业和民营企业由于经营目标和管理体制的差异，其代理问题的表现形式并不相同。相比于民营企业，由于上市公司财富转移并不会增加国有企业的控股股东(包括国资委、地方政府等)的私人收益，因此国有企业的大股东通过违规担保、关联交易等行为侵占中小股东利益的掏空动机更弱，第二类代理问题并不严重；相反，国有企业的经理人权限较大，由于缺乏有效的监督和制约机制，由内部人控制引发的第一类代理问题更加严重。高管纵向兼任作为大股东强化监督的一种手段，能够有效缓解第一类代理问题，并降低审计风险。因此，本文预期高管纵向兼任对审计决策的影响在国有企业中更加显著。

本文根据产权性质将样本分为国有企业和民营企业两组，重新回归，结果报告在表10中。回归结果表明，审计师对存在高管纵向兼任的国有企业，降低了审计投入，并收取了更低的审计费用；相反，此效应在民营企业中并不显著。在对审计意见的回归中，AM的估计系数在国有企业和民营企业两个子样本中均不显著。上述结果表明，对于存在高管纵向兼任的公司，审计决策在国有企业与非国有企业存在差异，审计师对国有企业降低了审计投入，收取了更低的审计费用，但在出具审计意见方面未表现出显著的差异。

表10 高管纵向兼任、产权性质与审计决策

七、研究结论与讨论

高管纵向兼任是我国资本市场上的一个普遍现象，高管纵向兼任的经济后果在理论界和实务界都备受关注，但目前并未得出一致的结论。本文基于2004—2018年间中国A股上市公司数据，实证检验高管纵向兼任对审计决策的影响。研究结果发现：从审计决策的角度来看，高管纵向兼任更多地发挥了“监督效应”。对于存在高管纵向兼任的上市公司，审计师会减少审计投入、降低审计收费，更有可能出具标准无保留意见的审计报告。机制检验表明，高管纵向兼任能够提高上市公司内部控制水平，降低股东与管理层之间的代理成本。此外，高管纵向兼任对审计决策的影响只在大股东控制力较弱的样本和国有企业样本中显著。

本文从上市公司专业信息鉴证者的视角，验证了高管纵向兼任的积极作用。这说明，从监管的角度来讲，可能没有必要限制高管的纵向兼任。特别是对于大股东控制力较弱的公司，更应该通过高管纵向兼任来有效监督管理层，在不增加第二类代理成本的基础上，降低第一类代理成本。

本文也具有一定的局限性。一方面，本文仅从代理成本的角度思考高管纵向兼任对审计决策的影响，高管纵向兼任通过其他渠道对审计决策的影响也不容忽视；另一方面，与其他手段相比，大股东通过高管纵向兼任来监督上市公司的有效性本文也未探讨。未来，针对高管纵向兼任的经济后果，还有诸多有趣的话题有待深入探讨。例如，高管纵向兼任会给上市公司带来更多的资源，减少公司的融资约束吗？存在高管纵向兼任的公司能够提高公司业绩承诺的可靠性吗？这些都是未来值得研究的方向。