股权质押、券商持股与审计费用

2023-01-07王伟佳

国际商务财会 2022年23期

王伟佳

（上海对外经贸大学会计学院）

一、引言

近年来，股权质押成为中国资本市场中普遍的融资方式，其在保留控制权的基础上进行融资（谢德仁等，2016），因而广受控股股东的青睐。与此同时，股权质押也带来了巨大的财务压力和经营风险。若股价跌至平仓线且股东无力追加抵押物或其它保险措施，质权人则有权处置质押股票，进而影响股东对公司的控制权和公司的稳健经营（王斌等，2013）。因此，股权质押股东有动机维持股价，已有研究证明股权质押公司会通过向上盈余管理（谢德仁和廖珂，2018）、及时披露好消息而推迟发布坏消息（钱爱民和张晨宇，2018）等方式进行市值管理，以此避免股价下降所导致的平仓风险。因此，审计人员作为信息鉴证的第三方，投资者和债权人赋予其信息风险减少者和保险人的双重身份，即审计人员既要出具公允的审计报告来降低信息不对称，也要承担不公允报告对投资者和债权人造成的损失（潜力和葛燕妮，2021）。那么审计师对于股权质押公司的风险评判几何？本文试图通过审计费用来探究审计师对股权质押公司的态度，拓展了股权质押经济后果的研究，为审计费用的影响因素研究提供了新的视角。

二、文献回顾

（一）股权质押的经济后果

现有文献关于股权质押的经济后果多集中于公司行为、股东决策和外部利益相关者行为三个角度。关于公司行为方面，股权质押加强公司市值管理行为动机，如向上操纵盈余、更高程度的真实盈余管理（谢德仁和廖珂，2018）、及时披露好消息而延迟释放坏消息（钱爱民和张晨宇，2018），甚至发生审计意见购买行为（曹丰和李珂，2019），信息不对称程度进一步提升。关于股东决策方面，由于股权质押存在丧失控制权风险，股东往往倾向于留存更多的现金，如选择“高送转”的利润分配形式以回避或降低现金股利（廖珂等，2018）、缩减企业研发投入（李常青等，2018）。关于外部利益相关者行为方面，股权质押导致的信息不对称加剧了融资约束（唐玮等，2019；翟胜宝等，2020），提高了发债融资成本（张雪莹和王聪聪，2020），在股价上则表现出更高的股价崩盘风险（谢德仁等，2016；夏常源和贾凡胜，2019）。

（二）审计费用的影响因素

现有文献关于审计费用的影响因素多从审计产品成本和审计事务所特征两个方面阐述。关于审计产品成本层面，审计人员往往从被审计单位的特征着手考虑其审计风险，如公司的资产规模（Simunic ，1980）、公司的治理结构（潘克勤，2008）、公司的盈利能力（王百强等，2021）、公司与投资者的信息互动（苏坤和杨婼涵，2021）、公司的竞争地位（邢立全和陈汉文，2013），并依据审计风险的高低程度判断审计投入多少，进而影响审计费用。关于审计事务所特征层面，已有研究发现事务所规模（李明辉等，2012；刘笑霞等，2012）、事务所声誉、事务所行业专长（陈智和徐泓，2013；李爽等，2011）会影响审计定价，规模越大、声誉越高、行业专长优势越明显，议价能力越强，审计定价越高。

三、理论分析与研究假设

（一）股权质押与审计费用

审计费用反映了审计师对被审计单位的态度，一定程度上是审计师对审计风险的考量。因此，本文基于重大错报风险和检查风险两个方面来探讨股权质押和审计费用的关系。

第一，股权质押加剧了信息不对称和经营风险，提高了公司的重大错报风险。一方面，为了避免控制权转移，股权质押公司倾向于进行盈余管理（谢德仁和廖珂，2018），发布好消息隐藏坏消息以稳定股价（钱爱民和张晨宇，2018），因而降低了公开披露信息的信息含量，信息不对称程度进一步提升。另一方面，股权质押行为往往伴随着强化侵占效应（郝项超和梁琪，2009），公司价值因而受损，经营风险扩大。信息不对称程度和客户的经营风险加剧了公司的重大错报风险，促使审计师在审计时采取更加谨慎的态度，提高专注程度，因而审计费用提高。

第二，股权质押提高了检查风险，其风险溢价迫使审计师收取更高的审计费用以补偿风险。虽然审计人员通过提高勤勉程度、采取各种审计形式等降低检查风险，但较高的重大错报风险使得审计师仍然在很大程度上面临着较高的审计风险。股权质押公司的重大错报风险增加了审计的难度，也在一定程度上提高了审计失败的概率。特别是在质押物价值下跌明显时，控股股东通常会放弃股权的控制权以转嫁股价下跌风险。如果发生审计失败，股权质押公司的债权人可能从审计师处获取补偿。该种情况下，诉讼风险的提升使得审计费用增加。

综上，本文提出以下假设：

H1：存在股权质押的公司审计费用更高。

H2：股权质押比例越高，审计费用越高。

（二）券商持股对股权质押与审计费用的调节效应

券商旗下分析师的首要职责是挖掘、分析企业信息（何捷和陆正飞，2020），因此，相较于其他投资者而言，券商获取私有信息的能力具有天然优势。基于更多的私有信息，券商在投资时能更加准确地判断公司价值。因此券商持股在一定程度上暗示着良好的发展前景和较低的经营风险。同时，对于持有股票的公司，券商会提高对该公司的关注度，进行更多分析师跟踪和研报发布，在一定程度上可以减少盈余管理（李春涛等，2014），形成外部治理作用。因此，被券商持股的公司其信息不对称和经营风险相对较低，审计风险较低，进而审计费用较低。由此，本文提出假设：

H3：在其他条件相同时，券商持股对股权质押与审计费用的正向效应有抑制作用。

四、实证研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文研究所基于的数据均来自CSMAR数据库，选取2011—2020年沪深A股上市公司作为观察样本。其中，股权质押期间根据变动原因进行修正，对于变动日全部解押的公司修正结束日为变动日，对于结束日缺失的样本将2021年1月1日作为结束日，解押年份不计入股权质押期间。本文在剔除其他数据缺失或存在极端异常值的数据后，最终得到23 240个满足条件的观察样本。为消除异常数据对实证结果准确性与可靠性的不良影响，本文在回归分析之前对所有连续变量进行1%和99%的缩尾处理。

（二）变量与回归模型

本文研究股权质押是否影响审计费用，被解释变量为审计费用。为了检验假设H1，构建回归模型（1）：

其中，tcosti,t为某公司年度审计费用，以年度审计费用的自然对数表示。pledgei,t为公司是否股权质押，当年股权质押记为1，反之记为0。因此，模型（1）中pledgei,t的回归系数显著为正时，表明在控制其他因素的情况下，股权质押的公司审计费用更高。

为了检验假设H2，在模型（1）的基础上根据股权质押比例将股权质押公司进一步划分为高比例股权质押公司和低比例股权质押公司，分别用highi,t和lowi,t表示，构建回归模型（2）：

为了检验研究假设H3，在模型（1）中加入券商持股brokerholdi,t与股权质押与否pledgei,t的交乘项，得到模型（3）：

根据假设H3，我们预期模型（3）中的α3显著为负。

参照前人研究（张俊瑞等，2017），本文引入对审计收费有重要影响的因素作为控制变量，包括公司规模、资产负债率、总资产收益率、是否亏损、流动比率、存货占比、应收账款占比、成长性、交叉上市、事务所规模、上期审计意见，具体变量定义见表1。

表1 主要变量定义

五、实证分析

（一）假设的检验结果与分析

表2列示了是否股权质押和审计费用的回归结果。本文主要关注股权质押（pledge）的回归系数。如表2所示，是否股权质押（pledge）的系数为0.015，并在1%的水平上显著，说明股权质押的公司审计费用更高，验证了假设H1。对此，本文认为，股权质押的公司盈余管理动机更强，披露的信息质量较低，审计师信任度较低，因而会投入更多资源以减少审计失败的概率，因而审计费用提高。

表2 假设1的检验结果

本文认为股权质押公司的审计费用更高的原因在于股权质押引起的信息不对称和经营风险加大了重大错报风险和检查风险。由于不同程度的股权质押引起的信息不对称和经营风险是有所区别的，因此本文在是否股权质押的基础上，根据股权质押比例是否高于中位数进一步将股权质押样本分为高比例股权质押和低比例股权质押两组，进一步探究股权质押程度对审计风险的影响。表3列示了假设H2的研究结果。由表3中结果可知，高比例股权质押（high）的回归系数在1%的水平上显著为正，而低比例股权质押（low）的回归系数并不显著，且high和low的回归系数具备统计意义的差异。这个检验结果支持了我们的假设推断，即审计费用随着质押比例的提高而增加，高质押比例公司经营风险和财务风险更高，伴随着风险溢价的提高而收取更高的审计费用。

表3 假设2的检验结果

表4为假设H3的检验结果。根据券商是否持有将样本分为券商持股和券商未持股两组，tcost1和tcost2回归结果显示，在券商未持有的公司，股权质押在1%的水平上正向影响审计费用；而在券商持股的公司，股权质押和审计费用在10%的水平上负向相关。这初步验证了假设H3，为了增强结果的准确性，在模型中加入交乘项进行回归，得到tcost3模型。tcost3中的主要解释变量为交乘项（broker_ple），回归结果表明在1%的水平上负相关，进一步支持了假设H3。该检验结果说明，股权质押对审计费用的正向效应在券商未持有的公司更显著，即券商持股抑制了两者的正向关系。

表4 假设3的检验结果

六、稳健性检验

上文的基本结果检验时，本文对样本进行了三类划分：未进行股权质押，低股权质押比例和高股权质押比例。为了验证股权质押与审计费用的关系，本文重新定义股权质押，以股权质押比例（tcost）替换解释变量，通过多元回归实施稳健性检验，表5回归结果显示股权质押比例（pledge）在1%的水平上显著为正，与前文假设H1、假设H2基本结果一致。

表5 股权质押比例自然对数替代解释变量下假设1、2的检验结果

关于券商持股的抑制作用，本文在是否持有的标准上进一步以持有比例的高低定义券商持股(brokarhold)，即券商持股比例高于标准时，券商持股为1，反之为0。组（1）为组间平均值为标准的回归结果，组（2）为组间中位数为标准的回归结果。表6回归结果显示，无论是以均值还是中位数为标准进行券商持股比例划分，股权质押（pledge）和券商持股（brokerhold）的交乘项（broker_ple）均和审计费用显著负相关，这表明假设H3的研究结论是成立的。