2018, Vol. 44
文章信息
 | 财经研究 2018年44卷第11期 |
- 谢裕慧, 刘文军, 石德金,
- Xie Yuhui, Liu Wenjun, Shi Dejin.
- 股权激励实施前的审计意见购买行为研究
- The investigation on opinion shopping before the implementation of equity incentives
- 财经研究, 2018, 44(11): 33-46
- Journal of Finance and Economics, 2018, 44(11): 33-46.
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文章历史
- 收稿日期：2018-01-19
2018第44卷第11期
一、引 言
实施股权激励的目的在于留住有能力的管理人员，并激励其采取股东价值最大化的行为，从而优化投资结构，降低成本费用，提升企业业绩（Fang等，2015；吕长江和张海平，2011）。中国证监会在2006年出台《上市公司股权激励管理办法（试行）》（以下简称《办法》），鼓励和引导上市公司实施股权激励机制以完善内部治理结构，实现上市公司的规范运作和持续发展。《办法》规定，拟实施股权激励计划的上市公司不得出现“最近一个会计年度财务报告被注册会计师出具否定意见或者无法表示意见的审计报告”，而这可能引致其采取策略性的审计意见购买行为。审计意见购买是指审计实务中通过提高审计费用、审计师变更或其他手段来实现审计意见改善的行为（Lennox，2000；唐跃军，2007）。审计意见购买损害了审计师的独立性，降低了财务报表的盈余质量（DeFond和Zhang，2014；Chen等，2016）。
目前，国内外学者主要关注上市公司股权激励实施前的盈余操纵行为（肖淑芳等，2013），鲜有文献关注股权激励计划和《办法》实施对上市公司审计意见购买的影响。鉴于此，本文将利用2006—2016年中国沪深两市非金融类A股上市公司数据，以《办法》中的审计意见规定为视角，检验企业是否存在为实施股权激励而操纵审计意见的行为。本文可为证监会等监管部门提供现实依据，并帮助其准确把握监管重心和关键时点，以进一步完善上市公司股权激励实施前的配套监管政策，从而具有重要的现实意义。
企业是否实施股权激励不是随机选择的结果，从而可能存在选择性偏误（周建波和孙菊生，2003）。为了减少选择性偏误对研究结果的影响，本文利用Lennox（2000）的审计意见购买模型，采用双重差分倾向得分匹配法，分析了股权激励实施前的审计意见购买行为。研究结果显示，为了满足《办法》中的审计意见规定，企业在股权激励实施前进行了审计意见购买，股权激励实施前一年审计质量偏低，且实施了负向的应计利润操纵来调低企业业绩。Lennox（2000）以及Chen等（2016）发现企业存在会计师事务所层面和签字审计师层面的审计意见购买行为。本文发现企业会在股权激励实施前一两年强化签字审计师层面的审计意见购买，但只会在股权激励实施前一年强化会计师事务所层面的审计意见购买。股权激励在国有企业和非国有企业的实施动机有所不同，国有企业更偏向于福利型股权激励（邵帅等，2014）；此外，会计师事务所的组织形式不同，签字审计师的法律责任和审计服务质量会不同。因此，本文进一步区分了企业的产权性质和事务所的组织形式。研究发现，股权激励实施前的审计意见购买行为在非国有企业中更加显著。当审计市场上存在合伙制和有限责任制两种组织形式的会计师事务所时，合伙制会计师事务所能抑制股权激励实施前的审计意见购买；而当审计市场上只存在合伙制一种组织形式的会计师事务所时，合伙制会计师事务所不能抑制股权激励实施前的审计意见购买行为。
本文的贡献主要体现在：第一，基于《办法》中的审计意见规定，从签字审计师和会计师事务所两个层面探究了股权激励实施前的审计意见购买行为，揭示了股权激励刺激企业从事审计意见购买的事实。第二，以往的研究从政治关系（郑军等，2010）、审计委员会（唐跃军，2007）和分析师跟踪（翟胜宝等，2016）等角度分析了审计意见购买的影响因素。本文基于股权激励视角的研究丰富了股权激励和审计意见购买两个方面的文献。
二、文献综述
现有研究主要集中于探讨股权激励实施后的盈余管理、投资行为、风险承担和信贷契约等（吕长江和张海平，2011；王栋和吴德胜，2016；谢德仁，2018；杨慧辉等，2018），而关于股权激励实施前行为的研究较少。吕长江等（2011）发现，我国上市公司实施股权激励计划存在激励和福利两种动机，管理层因不完善的治理结构而拥有过大的权力时，会出于福利动机选择股权激励。由于受到较多的政策限制、存在内部人控制等问题，国有企业的股权激励偏向于福利型（邵帅等，2014）。肖淑芳等（2013）发现，管理层通过真实经营盈余管理方式来压低基期业绩，降低行权达标的难度，而且管理层权力与盈余管理程度正相关。吴育辉和吴世农（2010）发现，我国上市公司的股权激励考核指标设计比较宽松，表现出明显的管理层自利现象。因此，股权激励只有在强有力的监督下才能有效发挥积极作用，审计是缓解企业信息不对称的重要监督机制，与其他监督机制相比，审计监督的独立性和专业性更强。
学者围绕股权激励对审计的影响开展了一系列研究。Kim等（2015）基于美国数据的研究显示，由于将企业业绩与CEO个人财富相联系，股权激励提高了企业的盈余管理风险，导致审计收费提高。Billings等（2014）研究发现，对CEO的股权激励不会导致审计费用提高，对CFO的股权激励则会导致审计费用提高，且审计费用的增加在内部控制较弱的企业中更加明显。倪小雅等（2017）基于中国数据的研究表明，股权激励与审计收费负相关，审计费用的降低主要是通过减少违规错报实现的。陈效东（2017）发现，审计师能够通过内部控制来识别股权激励的动机，对于激励型股权激励，内部控制水平的提高会降低审计费用；对于非激励型股权激励，由于盈余管理行为增加，审计收费提高。Efendi等（2007）研究发现，股权激励提高了企业发生财务重述的可能性，降低了企业的审计质量；而Archambeault等（2008）的研究表明，审计委员会的股权激励能够减少企业的财务重述。Jayaraman和Milbourn（2015）发现，股权激励所导致的企业财务报表操纵现象仅发生在审计师专业胜任能力不强时。
综上所述，现有研究较少结合我国的制度背景来探讨股权激励实施前的管理层自利行为；同时，现有文献较少着眼于研究股权激励实施前的企业审计行为。因此，本文以《办法》中的审计意见规定为视角，检验企业是否存在为顺利实施股权激励而操纵审计意见的行为。
三、理论分析与研究假设
在两权分离的现代企业制度下，由于契约的不完备性和信息的不对称性，委托人不容易或不能完全观察到代理人的行为，这为代理人进行盈余操纵和编制利己的财务报告提供了可行空间。作为协调股东与管理层利益的管理制度，股权激励需要强有力的监督来保证其有效实施，与缺乏专业性的股东外部监督和独立性不足的内部监督相比，第三方审计是更有效的外部监督手段。
管理层权力理论认为，由于信息的不对称和治理结构的不完善，股权激励并不能起到完善公司内部治理机制的作用，反而会提高代理成本（Bebchuk和Fried，2003）。由于将个人财富与业绩挂钩，股权激励会引致管理层的机会主义行为。那么，在股权激励实施前，是否也存在管理层的机会主义行为呢？首先，《办法》规定，拟实施股权激励计划的上市公司，不得出现最近一个会计年度财务报告被注册会计师出具否定意见或者无法表示意见的审计报告的情形。为了避免不利审计意见的影响，在实施股权激励计划前，企业可能会进行审计意见购买。其次，《股权激励有关事项备忘录3号》中规定，在股票期权等待期或限制性股票锁定期内，各年度归属于上市公司股东的净利润及归属于上市公司股东的扣除非经常性损益的净利润均不得低于授予日前最近三个会计年度的平均水平，且不得为负。这很可能诱致管理层进行盈余管理。管理层在股权激励实施前会利用资产减值政策来调低企业盈余（张海平和吕长江；2011），而存在大额资产减值损失的企业审计收费更高，被出具非标准审计意见的可能性更大（段远刚和陈波，2017）。但为了保证下一年度成功实施股权激励，企业必须满足《办法》中的审计意见规定，不得被出具否定意见或者无法表示意见的审计报告，因而可能在实施股权激励前一年强化审计意见购买。我国审计市场的集中度较低，竞争激烈，审计师可能被迫与管理层合谋，卷入审计意见购买。由此，本文提出以下假设：
假设1：其他条件不变时，在股权激励计划实施前一年，企业更可能进行审计意见购买。
福利型股权激励计划及较低的业绩指标设定都体现了股权激励实施前管理层的机会主义行为，业绩型股权激励的行权标准与股权激励实施前的业绩密切相关。在实施股权激励前，出于降低行权解锁条件和隐藏利润的目的，管理层会进行负向盈余管理来压低业绩（肖淑芳等，2013）。张海平和吕长江（2011）发现，在股权激励实施前一年，股权激励公司的资产减值率显著高于非股权激励公司；而在股权激励实施当年及下一年，股权激励公司的资产减值率又显著低于非股权激励公司。股权激励实施前的管理层负向盈余管理扭曲了企业的财务信息，而且注册会计师对负向的盈余管理不够敏感，从而可能造成股权激励实施前的审计质量偏低。企业会通过“收买”或“威胁”注册会计师进行审计意见购买，而审计意见购买又会降低盈余质量（Chen等，2016）。由此，本文提出以下假设：
假设2：其他条件不变时，在股权激励计划实施前一年，企业财务报表的审计质量更低。
四、研究设计
（一）倾向得分匹配模型。倾向得分匹配模型是解决样本选择偏误的有效方法。本文首先采用Logit模型，使用是否为股权激励企业这个虚拟变量，分年度对2006—2016年A股上市企业进行最近邻1∶1匹配，然后选择企业实施股权激励前一年匹配的未实施股权激励的企业作为配对企业。比如，甲企业在2010年实施股权激励，则选择2009年匹配的未实施股权激励的企业作为2006—2016年其配对企业。本文参照倪小雅等（2017）的研究模型来选择控制组样本，具体模型如下：
| $ \begin{aligned}IN{C_{it}} = & {\alpha _0} + {\alpha _1}S \! IZ{E_{it}} + {\alpha _2}D{E_{it}} + {\alpha _3}GROWT{H_{it}} + {\alpha _4}RO{E_{it}} + {\alpha _5}T \! AN{G_{it}} + {\alpha _6}MPA{Y_{it}}+ {\alpha _7}DIR{S_{it}} \\ & + {\alpha _8}S \! HR{Z_{it}} + {\alpha _9}DULIT{Y_{it}} + {\alpha _{10}}S \! O{E_{it}} + {\alpha _{11}}T \! EC{H_{it}} + Y \! EAR + INDUSTRY + v_{it}\end{aligned} $ | (1) |
式（1）中i表示公司，t表示年度；INCit为虚拟变量，实施股权激励计划的企业取1，未实施股权激励计划的企业取0；SIZEit为企业资产总额的自然对数，控制企业规模；DEit为企业的负债市值比，GROWTHit为主营业务收入增长率，控制企业的成长性；ROEit为净资产收益率，控制企业的盈利能力；TANGit为固定资产与资产的比值，控制企业的资产结构；MPAYit为高管薪酬前三名总额的自然对数，DIRSit为管理层持股比例，SHRZit为第一大股东与第二大股东持股比例的比值，DULITYit反映两职合一情况，控制公司治理特征；SOEit为虚拟变量，表示是否为国有企业，控制产权性质；TECHit为是否属于高科技行业，控制不同行业对人力资本的需求；YEAR和INDUSTRY分别为年度和行业虚拟变量。
（二）审计意见购买的测度：Chen等（2016）扩展的Lennox（2000）模型。Lennox（2000）模型的优点是将会计师事务所更换的动机和行为联系起来分析企业的审计意见购买。Lennox（2000）模型首先测算企业在当前情况下更换会计师事务所（Sit=1）得到非标准审计意见的概率P（Sit=1），然后测算企业留任当前会计师事务所（Sit=0）得到非标准审计意见的概率P（Sit=0），两者相减为获得非标准审计意见概率之差（OPit）。分析获得非标准审计意见概率之差（OPit）与会计师事务所更换（Sit）之间是否存在负向关系，判断企业是否存在审计意见购买行为。如果某年某企业获得非标准审计意见概率之差（OPit）为正，即当年留任当前会计师事务所得到非标准审计意见的概率低，而企业实际上留任了当前会计师事务所，则认为该企业进行了审计意见购买；如果某年某企业获得非标准审计意见概率之差（OPit）为负，即变更当前会计师事务所得到非标准审计意见的概率低，而企业实际上变更了当前会计师事务所，则认为该企业当年进行了审计意见购买。我国会计师事务所之间的竞争激烈，企业的议价能力较强。同时，由于面临的法律风险较低，我国注册会计师很可能参与审计意见购买。我国注册会计师之间的审计质量存在显著差异（Gul等，2013），使得企业可以通过留任或更换签字审计师进行审计意见购买。相对于更换会计师事务所，更换签字审计师更加隐蔽，更能迷惑监管层和投资者。因此，通过研究签字审计师更换与审计意见的关系来分析企业的审计意见购买行为更有意义。Chen等（2016）将会计师事务所更换扩展到签字审计师更换层面，发现我国确实存在签字审计师层面的审计意见购买现象。本文通过分析签字审计师更换与审计意见之间的关系来研究审计意见购买，具体模型如下：
| $ \begin{aligned}{Q_{it}} = & {r_0} + {r_1}S_{it}+ {r_2}LE{V_{it}} + {r_3}RO{C_{it}} + {r_4}C \! {F_{it}} + {r_5}DIR{S_{it}} + {r_6}LAR{S_{it}} + {r_7}BIG{4_{it}}+ {r_8}{Q_{{it} - 1}} \\ & + {\sum\nolimits_{j = 9}^{15} {{r_j}INT \! ERACTIONTERMES}_{it}} + YEAR + INDUSTRY + v_{it}\end{aligned} $ | (2) |
式（2）中被解释变量Qit表示企业的当期审计意见类型，获得标准无保留审计意见取0，否则取1；Sit表示企业是否发生签字审计师变更，存在签字审计师变更取1，否则取0。控制变量的选取参照Lennox（2000）的研究，LEVit为资产负债率，ROCit为资本利润率，CFit为经营活动现金流净额与总资产的比值，DIRSit的定义同上。LARSit表示外部股权，等于持股比例大于0.05的非高管持股比例总和减去持股比例大于0.05的非高管股东个数与0.05的乘积；BIG4it表示是否为“四大”，控制事务所规模；Qit-1表示企业上一年度的审计意见类型。INTERACTIONTERMESit为Sit与其他控制变量的交互项。根据式（2），我们可以得到P（Sit=1）和P（Sit=0），前者减去后者得到获得非标准审计意见的概率之差OPit（P（Sit=1）－P（Sit=0）），然后利用式（3）分析企业是否进行了审计意见购买。若式（3）中的系数θ1为负，则表明上市公司进行了审计意见购买。
| $ \begin{aligned}S_{it}= & {\theta _0} + {\theta _1}O{P_{it}} + {\theta _2}LE{V_{it}} + {\theta _3}RO{C_{it}} + {\theta _4}C{F_{it}} + {\theta _5}DIR{S_{it}} + {\theta _6}LAR{S_{it}}\\& + {\theta _7}BIG{4_{it}} + Y \! EAR + INDUSTRY + v_{it}\end{aligned} $ | (3) |
为了验证假设1，我们参考卢闯等（2015）的研究，选定股权激励的窗口期为3年，即股权激励前三年为实施前期间。由于本文只研究股权激励实施前的审计意见购买行为，我们剔除了股权激励实施后的实验组和控制组样本。设定一个股权激励前一年变量（BEFORE1it），如果拟实施股权激励的企业处于实施前一年，则变量BEFORE1it取值为1，否则为0。控制组的BEFORE1it采用与相匹配的实验组企业相同的值。我们在式（3）的基础上引入股权激励（INCit）和股权激励前一年变量（BEFORE1it），得到如下双重差分模型：
| $ \begin{aligned}S_{it}= & {\beta _0} + {\beta _1}O{P_{it}} + {\beta _2}IN{C_{it}} + {\beta _3}O{P_{it}} \times IN{C_{it}} + {\beta _4}BEFORE{1_{it}} + {\beta _5}O{P_{it}}{\rm{ \times }}BEFORE{1_{it}}\\ & + {\beta _6}IN{C_{it}} \times BEFORE{1_{it}} + {\beta _7}O{P_{it}} \times IN{C_{it}}{\rm{ \times }}BEFORE{1_{it}} + {\beta _8}LE{V_{it}} + {\beta _9}RO{C_{it}}\\ & + {\beta _{10}}C \! {F_{it}} + {\beta _{11}}DIR{S_{it}} + {\beta _{12}}LAR{S_{it}} + {\beta _{13}}BIG{4_{it}} + Y \! EAR + IN \! DUSTRY + v_{it}\end{aligned} $ | (4) |
若式（4）中系数β7为负，则表明在股权激励前一年，企业更可能进行审计意见购买，假设1成立。
为了验证假设2，我们仍采用倾向得分匹配后的样本构造一个双重差分模型来分析股权激励实施前的审计质量。张宏亮和文挺（2016）研究发现，审计机构是否为国内“十大”会计师事务所和以Jones模型为基础的可操纵性应计利润这两个指标能够较好地反映审计质量。本文选择可操纵性应计利润（DACCit）的绝对值（ABSDAit）作为审计质量的代理变量，采用修正的Jones模型（式（5））来计算可操纵性应计利润（DACCit）。
| $ T \! {A_{it}}/{A_{{\rm{i}}t - 1}} = {a}{}_{\rm{1}}(1/{A_{it -1}}) + {a}{}_{\rm{2}}[(\Delta RE{V_{it}} - \Delta RE{C_{it}})/{A_{it - 1}}] + {a}{}_{\rm{3}}(PP{E_{it}}/{A_{it - 1}}) $ | (5) |
式（5）中，TAit为总应计利润，等于净利润减去经营活动产生的现金流量净额，Ait-1为企业上一年度末的总资产，△REVit为企业当年的营业收入增加值，△RECit为企业当年的应收账款增加值，PPEit为企业当年的固定资产。我们借鉴曾建光等（2013）的研究选择控制变量，构建如下模型分析股权激励实施前的审计质量：
| $ \begin{aligned}ABS \! DA_{it}= & {\beta _0} + {\beta _1}IN{C_{it}} + {\beta _2}BEFORE{1_{it}} + {\beta _3}IN{C_{it}}{\rm{ \times }}BEFORE{1_{it}} + {\beta _4}AGENC{Y_{it}}\\ & + {\beta _5}DEBT \! RAT{E_{it}} + {\beta _6}IS \! S \! UERAT{E_{it}} + {\beta _7}C \! {F_{it}} + {\beta _8}S \! O{E_{it}} + {\beta _9}BIG{4_{it}}\\ & + {\beta _{10}}LOS \! {S_{it}} + {\beta _{11}}LE{V_{it}} + {\beta _{12}}GROWT{H_{it}} + {\beta _{13}}RO{A_{it}} + {\beta _{14}}S \! IZ{E_{it}}\\ & + {\beta _{15}}AG{E_{it}} + {\beta _{16}}ARLN{V_{it}} + {\beta _{17}}DUALIT{Y_{it}} + {\beta _{18}}TOPON{E_{it}}\\ & + {\beta _{19}}MARKE{T_{it}} + YEAR + INDUSTRY + v_{it}\end{aligned} $ | (6) |
式（6）中，AGENCYit表示代理成本，等于经年度行业中位数调整的管理费用与销售总额之比；DEBTRATEit为负债总额变动比；ISSUERATEit为发行的股票数变动比；ROAit为总资产回报率；AGEit为公司上市年限；ARLNVit衡量公司业务复杂程度，等于存货和应收账款占总资产的比重；TOPONEit为第一大股东持股比例；MARKETit为市场化指数，数据来源于王小鲁等（2017）。其他变量定义同上。
（三）样本选择与数据来源。本文的研究样本为2006—2016年沪深两市A股非金融行业上市公司。本文的股权激励数据来自Wind资讯，其他数据来自国泰安数据库（CSMAR）。我们剔除了数据缺失的样本，并参照倪小雅等（2017）的研究，从未实施股权激励的样本中剔除了资产负债率大于1、主营业务增长率大于1.5以及ST和*ST观测值。为了避免异常值的影响，我们对连续变量进行了上下1%的缩尾处理。我国从2004年开始实行注册会计师5年强制轮换制度，为了避免签字审计师强制轮换对审计意见购买测度的影响，我们参照Chen等（2016）的研究，从倾向得分匹配后的样本中剔除了强制轮换审计师的样本。
倾向得分匹配模型（式（1））的回归结果显示，①除了两职合一变量（DUALITYit）不显著外，其他变量都显著。企业规模（SIZEit）、主营业务收入增长率（GROWTHit）、净资产收益率（ROEit）、高管货币薪酬（MPAYit）、管理层持股（DIRSit）和是否属于高科技行业（TECHit）与企业实施股权激励呈正相关关系，而负债市值比（DEit）、固定资产占总资产比重（TANGit）、第一大股东与第二大股东持股比例的比值（SHRZit）和产权性质（SOEit）与实施股权激励负相关，各个变量的显著性和符号与倪小雅等（2016）的研究一致。
图1显示了倾向得分匹配前后实验组和控制组的倾向得分分布情况，左图表示匹配前的分布，右图表示匹配后的分布。从中可以发现，匹配前实验组和控制组的倾向得分基本上满足“重叠假定”，但是倾向得分的分布存在显著的差异，表明股权激励企业存在自选择现象；而匹配后两组的倾向得分分布接近，表明倾向得分匹配有效控制了股权激励企业的自选择问题。
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| 图 1 匹配前后实验组和控制组的倾向得分分布图 |
五、实证结果与分析
（一）股权激励实施前的审计意见购买。表1列示了倾向得分匹配后关键变量的描述性统计结果。其中，审计意见类型（Qit）的均值为0.0239，表明匹配后的样本中有2.39%获得非标准审计意见，低于Chen等（2016）的9.2%和翟胜宝等（2016）的5.57%。获得非标准审计意见概率之差（OPit）的均值和中位数都大于零，表明大部分企业更换审计师获得非标准审计意见的概率更高。因此，仅仅通过检验审计师更换与审计意见之间的联系来分析审计意见购买存在偏差。审计师转换（Sit）的均值为0.6149，表明有61.49%的样本发生了签字审计师更换。操纵性应计利润绝对值（ABSDAit）的均值为0.1212，高于曾建光等（2013）的0.083，表明样本的审计质量较低。事务所规模（BIG4it）的均值为0.0260，表明有2.6%的企业由国际“四大”审计。
| 变量 | 均值 | 中位数 | 标准差 | 最小值 | 最大值 |
| Qit | 0.0239 | 0.0000 | 0.1528 | 0.0000 | 1.0000 |
| OPit | 0.0144 | 0.0045 | 0.0403 | −0.0043 | 0.6757 |
| Sit | 0.6149 | 1.0000 | 0.4868 | 0.0000 | 1.0000 |
| ABSDAit | 0.1212 | 0.0461 | 1.7644 | 0.0000 | 0.6044 |
| INCit | 0.5962 | 1.0000 | 0.4908 | 0.0000 | 1.0000 |
| BIG4it | 0.0260 | 0.0000 | 0.1591 | 0.0000 | 1.0000 |
表2中列（1）列示了式（3）的回归结果。列（1）中OPit的系数显著为负，表明为了避免非标准审计意见的不利影响，企业会通过更换或者留任当前签字审计师来减小获得非标准审计意见的概率，即企业进行了签字审计师层面的审计意见购买。表2中列（2）列示了式（4）的回归结果，列（2）中OPit×INCit×BEFORE1it的系数显著为负，表明股权激励企业在实施前一年更可能进行审计意见购买。即在股权激励实施前一年，如果签字审计师变更会使企业获得非标准审计意见的概率减小，那么拟实施股权激励的企业会通过更换签字审计师来降低获得非标准审计意见的概率；如果留任当前签字审计师会使企业获得非标准审计意见的概率减小，那么拟实施股权激励的企业会通过留任当前签字审计师来降低获得非标准审计意见的概率。这说明企业在股权激励实施前一年强化了签字审计师层面的审计意见购买，假设1得到验证。
| （1） | （2） | （3） | |
| OPit | −4.5894*** | −3.9010*** | −11.2216*** |
| （−5.56） | （−3.03） | （−3.57） | |
| INCit | 0.0284 | 0.0505 | |
| （0.32） | （0.37） | ||
| OPit×INCit | −5.2257** | 5.2616 | |
| （−2.47） | （1.43） | ||
| BEFORE1it | 0.0428 | 0.0094 | |
| （0.41） | （0.07） | ||
| OPit×BEFORE1it | 2.7380 | 9.8863*** | |
| （1.44） | （2.89） | ||
| INCit×BEFORE1it | 0.1202 | 0.0998 | |
| （0.90） | （0.59） | ||
| OPit×INCit×BEFORE1it | −15.3183*** | −26.4252*** | |
| （−3.52） | （−4.94） | ||
| BEFORE2it | −0.0209 | ||
| （−0.15） | |||
| OPit×BEFORE2it | 9.2590*** | ||
| （2.67） | |||
| INCit×BEFORE2it | 0.0050 | ||
| （0.03） | |||
| OPit×INCit×BEFORE2it | −24.0649*** | ||
| （−4.37） | |||
| Con | 1.7408*** | 1.6445** | 1.6934** |
| （2.75） | （2.56） | （2.57） | |
| Controls | 控制 | 控制 | 控制 |
| Year和Industry | 控制 | 控制 | 控制 |
| Observations | 1 921 | 1 921 | 1 921 |
| Pseudo R2 | 0.0370 | 0.0528 | 0.0628 |
| 卡方值 | 94.87 | 135.17 | 160.99 |
| 注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著，下表同。 | |||
股权激励计划的制定是一个长期的过程，在股权激励计划尚未完全确定时，管理层一定会知道企业即将推行股权激励计划，只是实施的具体时间还不确定。那么，管理层是否会在股权激励计划尚未完全确定时，出于保证股权激励计划实施的目的，提前进行审计意见购买？为了验证以上假设，我们进一步设定股权激励实施前两年变量（BEFORE2it），如果股权激励企业处于实施前两年，则BEFORE2it取值为1，否则为0。控制组的BEFORE2it采用与相匹配的实验组企业相同的值。回归结果见表2中列（3）。
表2列（3）中OPit×INCit×BEFORE1it的系数符号和显著性都没有发生变化，表明控制了管理层提前知晓将要实施股权激励计划之后，假设1依然成立。同时，OPit×INCit×BEFORE2it的系数显著为负，表明股权激励企业在实施前两年也会强化签字审计师层面的审计意见购买。这印证了上文的猜想，即管理层知晓企业即将实施股权激励计划，出于保证顺利实施的目的，会在实施前两年进行签字审计师层面的审计意见购买。
（二）股权激励实施前的审计质量。表3中列（1）列示了式（6）的回归结果，INCit×BEFORE1it的系数显著为正，表明在实施股权激励计划前一年，企业的可操纵性应计利润绝对值更高，审计质量更低，假设2得到验证。同时，我们还将股权激励实施前两年变量（BEFORE2it）纳入分析中，回归结果见表3中列（2）。INCit×BEFORE1it的系数符号没有发生变化，表明控制了管理层提前知晓企业将实施股权激励计划之后，股权激励实施前一年的审计质量仍然偏低，这进一步支持了假设2。列（2）中OPit×INCit×BEFORE2it的系数不显著，表明管理层即使提前知晓股权激励计划，但是在不确定激励计划的实施时间时，不会损害审计质量。
| ABSDAit | DACCit | |||
| （1）前一年 | （2）前一两年 | （3）DACCit>0 | （4）DACCit<0 | |
| INCit | −0.0286*** | −0.0288* | 0.0006 | 0.0213* |
| （−2.59） | （−1.73） | （0.09） | （1.73） | |
| BEFORE1it | −0.0224* | −0.0245 | −0.0046 | 0.0102 |
| （−1.69） | （−1.46） | （−0.56） | （0.86） | |
| INCit×BEFORE1it | 0.0396** | 0.0398* | 0.0026 | −0.0266* |
| （2.44） | （1.95） | （0.26） | （−1.86） | |
| BEFORE2it | −0.0034 | |||
| （−0.20） | ||||
| INCit×BEFORE2it | 0.0003 | |||
| （0.01） | ||||
| Con | −0.0962 | −0.0957 | −0.0862 | −0.2281 |
| （−0.71） | （−0.71） | （−0.98） | （−1.45） | |
| Controls | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Year和Industry | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Observations | 1 873 | 1 873 | 1 129 | 740 |
| R2 | 0.4612 | 0.4612 | 0.3962 | 0.1189 |
上述分析表明，在股权激励实施前一年，企业的审计质量偏低。那么，企业究竟是正向盈余操纵提升业绩，还是负向盈余操纵降低未来行权指标呢？为了回答这一问题，我们对操纵性应计利润大于零和小于零的样本分别进行回归。由于只在股权激励实施前一年审计质量偏低，我们只分析股权激励实施前一年的盈余操纵方向，回归结果见表3中列（3）和列（4）。列（3）中INCit×BEFORE1it的系数不显著，表明股权激励计划不会影响实施前企业的正向盈余操纵；而列（4）中INCit×BEFORE1it的系数显著为负，表明在股权激励实施前一年，企业的负向盈余操纵幅度变大，即企业负向调节了自身业绩以降低未来行权指标。
六、稳健性检验
（一）会计师事务所层面的审计意见购买。上文基于Chen等（2016）的研究，采用签字审计师变更来测度审计意见购买。为了进一步研究股权激励与审计意见购买的关系，我们采用会计师事务所变更来测度审计意见购买，当会计师事务所发生变更时，Sit取值为1，否则为0。表4中Panel A列示了会计师事务所层面的回归结果。列（1）中OPit×INCit×BEFORE1it的系数显著为负，表明在股权激励实施前一年存在会计师事务所层面的审计意见购买，这也支持了假设1。同时，参照上文的研究，我们将股权激励实施前两年变量（BEFORE2it）也纳入分析中，回归结果见Panel A中列（2）。OPit×INCit×BEFORE1it的系数符号和显著性都没有发生变化，进一步验证了假设1。而OPit×INCit×BEFORE2it的系数不显著，表明企业在股权激励实施前两年没有进行会计师事务所层面的审计意见购买。这可能是因为与签字审计师层面相比，会计师事务所层面的审计意见购买风险更大，更容易引起监管层和投资者的关注。②
| Panel A：会计师事务所层面的审计意见购买 | （1）前一年 | （2）前一两年 |
| OPit×INCit×BEFORE1it | −30.4434*** | −28.8670*** |
| （−4.62） | （−3.89） | |
| OPit×INCit×BEFORE2it | 2.2417 | |
| （0.40） | ||
| Panel B：货币薪酬的影响 | （1）前一年 | （2）前一两年 |
| OPit×INCit×BEFORE1it | −15.4436*** | −26.4575*** |
| （−3.54） | （−4.88） | |
| OPit×INCit×BEFORE2it | −24.1045*** | |
| （−4.32） | ||
| MPAYit | −0.0039 | 0.0071 |
| （−0.07） | （0.13） | |
| OPit×MPAYit | 1.1928 | −0.1367 |
| （0.66） | （−0.07） |
（二）货币薪酬的影响。管理层的薪酬主要由货币薪酬和权益薪酬两部分构成，上文分析了股权激励对审计意见购买的影响。为了保证研究结果的稳健性，我们将货币薪酬也纳入分析中，在式（4）中加入高管货币薪酬（MPAYit）及其与获得非标准审计意见概率之差（OPit）的交互项（OPit×MPAYit），回归结果见表4中Panel B。上述主要研究结论没有发生变化，企业在股权激励实施前一两年会强化签字审计师层面的审计意见购买行为，这进一步支持了假设1。OPit×MPAYit的系数为负但不显著，表明货币薪酬对签字审计师层面的审计意见购买没有影响。
（三）延长窗口期。上文的分析以股权激励实施前三年作为窗口期，由于股权激励计划的制定是一个长期的过程，管理层在股权激励实施前几年就可能有所行动，因此我们采用股权激励实施前的所有样本进行了回归分析，结果见表4中Panel C。结果与上文一致，同样支持假设1。
（四）审计意见购买模型的稳健性检验。上文中控制变量的选择基于Lennox（2000）的审计意见购买模型，为了保证结果的可靠性，我们采用Chen等（2016）模型中的控制变量，分析了股权激励实施前一年签字审计师层面的审计意见购买行为。具体模型如下：
| $ \begin{aligned}{Q_{it}} = & {\gamma _0} + {\gamma _1}{S_{it}} + {\gamma _2}{S_{it}} \times {Q_{it - 1}} + {\gamma _3}{Q_{it - 1}} + {\gamma _4}RO{A_{it}} + {\gamma _5}LOS{S_{it}} + {\gamma _6}C{F_{it}} + {\gamma _7}LE{V_{it}}\\ & + {\gamma _8}RPTLEN{D_{it}} + {\gamma _9}C{R_{it}} + {\gamma _{10}}SIZ{E_{it}} + {\gamma _{11}}ARLN{V_{it}} + {\gamma _{12}}AG{E_{it}} + {\gamma _{13}}RE{T_{it}}\\ & + \sum\nolimits_{{j = 14}}^{23} {{\gamma _{j}}INTERACTIONTERM{S_{it}}} + INDUSTRY + YEAR + {v_{it}}\end{aligned} $ | (7) |
式（7）中，RPTLENDit表示关联方借贷，等于其他应收账款与总资产的比值；CRit为流动比率，等于流动资产除以流动负债；RETit为经市场调整的股票年收益率；INTERACTIONTERMESit为Sit与其他控制变量的交互项。我们进一步采用以下模型来测度审计意见购买：
| $ \begin{aligned}{Q_{it}} = & {\mu _0} + {\mu _1}O{P_{it}} + {\mu _2}RO{A_{it}} + {\mu _3}LOS \! {S_{it}} + {\mu _4}C{F_{it}} + {\mu _5}GROWTH{H_{{\rm{it}}}} + {\mu _6}RE{T_{it}}\\ & + {\mu _7}LE{V_{it}} + {\mu _8}ARLN{V_{it}} + {\mu _9}AG{E_{it}} + {\mu _{10}}S \! IZ{E_{it}} + {\mu _{11}}S \! E{O_{it}} + {\mu _{12}}TENUR{E_{it}}\\ & + {\mu _{13}}PTRT \! ENNR{E_{it}} + {\mu _{14}}PT \! REX{P_{it}} + INDUS \! TRY + Y \! EAR + {v_{it}}\end{aligned} $ | (8) |
式（8）中，SEOit表示企业在下一年度是否增发股票，增发取1，否则取0；TENUREit为会计师事务所持续审计该企业的年限；PTRTENUREit为两位签字审计师审计该企业的平均年限；PTREXPit表示审计师行业特长，按照被审计企业的总资产测算，如果会计师事务在所审计行业中排名第一或第二，则PTREXPit为1，否则为0。
我们在式（8）的基础上加入股权激励相关指标，回归结果见表4中Panel D。列（1）中OPit×INCit×BEFORE1it的系数不显著，而列（2）中OPit×INCit×BEFORE1it和OPit×INCit×BEFORE2it的系数都显著为负，表明企业在股权激励实施前一两年强化了签字审计师层面的审计意见购买行为，这支持了假设1。
七、进一步分析
（一）企业产权性质的影响。新制度经济学认为，产权是约束经济主体行为的重要条件之一，产权约束改变，经济主体的行为也会发生变化。我国上市公司中相当一部分是国有企业，吕长江和赵宇恒（2008）认为两权分离对不同产权性质公司绩效的影响是不同的。邵帅等（2014）比较了上海家化由国有企业转变为民营控股企业过程中的股权激励设计方案，发现国有企业的股权激励方案偏向于福利型，而民营控股企业的股权激励方案更具有激励效果。林大庞和苏冬蔚（2011）发现，股权激励能够提升非国有企业的业绩，但对国有企业的业绩却没有影响。上述研究表明，股权激励的作用效果受到企业产权性质的影响。本文进一步分析了不同产权企业在股权激励实施前一年的审计意见购买行为。
表5列（1）中OPit×INCit×BEFORE1it的系数不显著，表明国有企业的股权激励不会影响实施前一年的审计意见购买行为；列（2）中OPit×INCit×BEFORE1it的系数显著为负，表明在股权激励实施前一年，非国有企业强化了审计意见购买行为。系数差异检验结果表明，股权激励实施前一年的审计意见购买行为在非国有企业中更加显著。
| 产权性质 | 2006—2012年 | 2013—2016年 | |||
| （1）国有 | （2）非国有 | （3）有限责任制 | （4）合伙制 | （5）合伙制 | |
| OPit×INCit×BEFORE1it | 11.3863 | −33.4279*** | −10.2826 | 107.3255*** | −45.4703*** |
| （0.87） | （−5.23） | （−0.76） | （2.93） | （−5.02） | |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Year | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Industry | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Observations | 230 | 1 668 | 627 | 375 | 875 |
| Pseudo R2 | 0.1177 | 0.0666 | 0.0976 | 0.2027 | 0.0801 |
| 卡方值 | 35.79 | 148.78 | 80.96 | 101.65 | 94.88 |
| 系数差异（Chi2） | 10.22*** | 8.26*** | - | ||
（二）会计师事务所组织形式的影响。Levin和Tadelis（2005）认为，由于利润共享机制，合伙制比有限责任制能提供更高质量的服务。对于合伙制会计师事务所，合伙人要以其出资承担相应的经济责任，这能够增强合伙人之间的同业监督，有利于提高审计服务质量。Chen等（2016）发现，合伙制会计师事务所能够抑制企业的审计意见购买行为。那么，会计师事务所的组织形式是否会影响股权激励实施前的审计意见购买行为？
为了回答上述问题，我们根据会计师事务所的组织形式进行了分组检验。在2013年之前，我国从事证券期货相关业务的会计师事务有合伙制和有限责任制两种；而在2013年以后，从事上市公司审计业务的会计师事务所全部转制为合伙制。因此，本文以2013年为界限，2006—2012年按照会计师事务所的组织形式划分为合伙制和有限责任制两组，而将2013—2016年的企业样本单独作为一个分组。式（4）的分组回归结果见表5中列（3）—列（5）。
列（3）中OPit×INCit×BEFORE1it的系数不显著，表明有限责任制会计师事务所审计的企业在股权激励实施前一年没有强化签字审计师层面的审计意见购买行为。而列（4）中OPit×INCit×BEFORE1it的系数显著为正，表明在2006—2012年，合伙制会计师事务所抑制了股权激励实施前一年企业的审计意见购买行为。列（5）中OPit×INCit×BEFORE1it的系数显著为负，表明在2013—2016年，合伙制会计师事务所没能抑制企业在股权激励实施前一年的审计意见购买行为。
八、结论与建议
本文以沪深两市2006—2016年A股公司为研究对象，采用双重差分倾向得分匹配法，研究了企业是否为了满足《办法》中的审计意见规定而在股权激励实施前从事审计意见购买。结果表明，企业在实施股权激励前进行了审计意见购买以满足《办法》中的审计意见规定。在实施股权激励前一年，企业的审计质量明显降低，存在调低业绩的现象。在审计意见购买方式上，在股权激励实施前一两年存在签字审计师层面的审计意见购买，而会计师事务所层面的审计意见购买只存在于股权激励实施前一年。这可能是因为与签字审计师层面相比，会计师事务所层面的审计意见购买风险更高，更容易引起监管层的关注。在区分了企业的产权性质后，我们发现股权激励实施前的审计意见购买在非国有企业中更加明显，其原因可能在于国有企业的股权激励偏向于福利型，削弱了股权激励实施前的审计意见购买动机。同时，我们发现当存在合伙制和有限责任制两种组织形式的会计师事务所时，合伙制会计师事务所能够抑制企业在股权激励实施前的审计意见购买；而当只有合伙制一种组织形式的会计师事务所时，则不存在上述抑制作用。本文加深了《办法》中的审计意见规定对上市公司审计行为影响的理解，丰富了审计意见购买影响因素的相关文献，对于监管层和投资者具有一定的现实借鉴意义。
基于以上研究结果，本文提出以下建议：第一，准确把握监管时点，加大股权激励实施前的监管力度。企业股权激励草案公布日和授予日之间一般存在一定的时间间隔，有时甚至跨越一个会计年度。监管层应加强对公布股权激励草案企业的监督，防止其进行审计意见购买，保护投资者权益，维护资本市场秩序。第二，强制企业披露签字审计师变更的详细原因。与会计师事务所相比，签字审计师的变更更加隐蔽。对于披露股权激励草案和发生签字审计师变更的企业，要求其披露详细原因，便于监管层监管。
① 受篇幅限制，文中未列示回归结果，如有需要可向作者索取。
② 受篇幅限制，表中未列示控制变量的回归结果，如有需要可向作者索取。
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