构建统一开放、竞争有序的有效资本市场是实现经济发展的关键(Chen等,2022),也是党的二十大强调市场高质量发展的核心要义。证券基本法是构建有效资本市场的根本大法,是规范资本市场参与主体行为,引导资本市场持续高质量发展的生命线(陈运森等,2020)。考虑到证券基本法对于保障资本市场稳步发展的重大意义,各国开始针对证券基本法的合理制定和有效实施等相关问题进行探索和实践。我国在借鉴国际范式的基础上充分扎根本土,于1998年12月29日颁布了第一部《中华人民共和国证券法》。这是我国探索证券监管立法的重大实践,也是资本市场制度顶层设计的重要一环,对促进资本市场有序高质量发展具有深远意义(邢会强,2021)。但在长期实践中,随着我国经济发展环境的变化,资本市场的生态环境也在相应改变。诸如“康得新”“康美药业”等重大违法违规案件严重干扰了资本市场的有序构建,也意味着之前版本的《证券法》已经无法满足现阶段资本市场发展的内在要求。为了进一步指明资本市场发展方向,全新修订的《中华人民共和国证券法》(以下简称新《证券法》)于2019年12月28日颁布。新《证券法》是我国监管立法的里程碑,是在总结资本市场长期发展经验的基础上对资本市场法律的进一步完善与创新。
信息是市场起到决定性配置作用的核心要素(王梓凝和钱玉林,2022),其有效传递更是资本市场有序发展的关键,为了保障信息传递的真实性和可靠性,需要借助市场力量。社会审计正是这一背景下的衍生物,是经过制度性授权的受托责任履行形式(Albawwat,2022)。对信息进行审计鉴证是会计师事务所及注册会计师(以下简称审计师)的基本职能。作为专业的第三方市场力量,审计师通过对公司披露的财务等信息进行合理鉴证,提高了信息传递的透明度,在保护投资者等利益相关者合法权益、防范资本市场系统性风险等方面具有重要作用(蔡利等,2015)。这就意味着,审计师是新《证券法》规制的重要对象之一。其中,审计环境是审计师完成审计工作、实现生存和发展的背景(Ryu等,2019)。那么,在新《证券法》实施改变了证券市场审计环境后,审计师的行为是否会做出相应反馈?特别地,对于具有营利性质的审计师而言,费用是审计服务供求关系的核心价值物之一,是其能够有效完成审计业务责任履行的重要保障,致使审计收费成为审计师行为的重要表征之一(Widmann等,2021)。因此,审计收费在新《证券法》的规制下会发生何种变化,值得深入研究。但遗憾的是,目前对新《证券法》实施的文献探讨大多局限于法理层面的规范性研究(邢会强,2021;赖黎等,2022),部分非法理层面的研究也鲜有专门针对审计行业市场,特别是审计收费进行系统探讨(陈运森等,2020;Li等,2022;易玄和吴蓉,2023)。而已有关于审计收费影响因素的研究,也更多是从审计师自身(李明辉等,2012)和服务的客户(Oradi,2021;杜亚光等,2023)等微观层面开展,部分外部环境层面的影响因素(李晓等,2022;仲怀公等,2023)也未从新《证券法》实施这一法律基础建设层面进行系统性探讨。基于此,遵循前期文献的研究脉络,本文试图探讨新《证券法》实施对审计收费水平的影响。这一工作不仅有助于揭示新《证券法》实施的经济效果,还能够促进审计服务市场秩序的持续优化,提升资本市场有效性。
本研究可能的边际贡献在于:第一,本文针对新《证券法》实施影响审计师收费行为进行系统研究。尽管易玄和吴蓉(2023)基于盈余操纵的视角研究了新《证券法》实施后,市场准入放松能够提高审计师执业质量,但对于审计行业市场中的整体服务收费水平会产生何种影响,却并未开展系统性探讨。本文丰富了新《证券法》实施对审计行业市场影响效果的相关研究,在补充审计收费影响因素研究的同时,也为认真贯彻执行新《证券法》,优化审计服务市场秩序提供了新的经验证据。第二,本文依据审计收费模型,全面深入地探究了新《证券法》实施对审计收费影响的路径机制,深化了对新《证券法》实施如何影响审计师行为内在机理的认识,提高了新《证券法》实施影响审计收费的研究深度。第三,本文探究了“非行政性”监督主体对新《证券法》实施影响审计师行为的协同机制,完善了新《证券法》实施监督主体的协同理论体系,为资本市场监督各方依据新《证券法》进一步规范审计市场收费行为、优化审计市场秩序提供参考。第四,本文对于审计师严格执行新《证券法》、合理收取审计服务费用、有效防控审计风险、提高自身审计质量、促进资本市场有效性具有重要的现实意义。
二、文献回顾与假设提出 (一) 文献回顾作为资本市场发生的“大事件”,新《证券法》颁布后引起了学术界和实务界的持续关注。纵观现有研究,可以大致分为以下两类。
第一类文献侧重于从某些条款变更等法理层面进行规范性研究。首先,在投资者保护制度改革方面,已有研究关注了虚假陈述内部责任人认定(邢会强,2021)、律师服务主体等中介机构勤勉尽责(张逸凡和郑依彤,2022)、证券相关信息披露原则性要求与内容规范(徐文鸣和刘圣琦,2020)等相关条款变更所产生的积极效果。其次,在企业行为和市场反应方面,姜华东和黄波(2021)发现新《证券法》实施有效降低了企业内幕交易行为发生的概率。集体诉讼“代表人”制度(杨志强等,2021)、注册制的全面推行(曹凤岐,2020)、投服中心法律地位的明确(陈运森等,2021)也会诱发不同的市场反应。最后,在资本市场定价效率和监管部门监管效力方面,已有研究发现新《证券法》注册制的实施能够显著提升资本市场定价效率(赖黎等,2022),特别是在缓解IPO抑价、改善IPO定价效率方面的积极效果更为明显(梁鹏,2021)。
第二类文献则侧重于从非法理层面上展开讨论,但将新《证券法》作为综合事件背景进行的实证研究却相对较少。已有研究发现,新《证券法》实施后,企业的盈余操纵行为能够得到明显抑制(Li等,2022),业绩预告信息披露质量有所改善(孙洁和王梓臣,2023),特别是民营企业业绩预告中有关风险提示信息和预测的稳健性显著增加(唐雪松等,2023)。此外,违规风险低、信息披露质量高和注重投资者保护的企业在新《证券法》颁布后会产生显著积极的市场反应(陈运森等,2020)。然而,尽管易玄和吴蓉(2023)从企业盈余操纵改善的角度发现新《证券法》实施能够提升审计质量,但整个审计行业市场中的服务收费水平会发生何种改变,却尚未有文献进行系统探究。
审计收费是审计师责任履行、提供高质量鉴证服务的重要保障。围绕其影响因素,学者们已进行了大量讨论,研究视角囊括了审计师、客户自身和外部环境等层面。具体而言,首先,审计师层面的研究发现,会计师事务所规模越大,审计收费越高(李明辉等,2012)。其次,客户层面的研究发现,当盈余操纵现象严重(蔡利等,2015)、控股股东存在股权质押(翟胜宝等,2017)、配备有独立审计委员会(Nekhili等,2020)、CEO内聘(Oradi,2021)、工业机器人应用(杜亚光等,2023)、经营杠杆水平较高(郑明晖等,2023)、创新成本与风险较高(李秀丽等,2023)以及企业对数据资源的信息披露水平较高(张俊瑞等,2023)时,审计师会提高服务的收费水平。最后,外部环境层面的研究发现,新会计准则(戴文涛等,2017)和行业信息披露指引(李晓等,2022)等制度环境建设的完善、媒体报道(刘笑霞等,2017)和非财报性质问询函发放(仲怀公等,2023)等监督压力的提高,以及在金融危机(张天舒和黄俊,2013)和市场供需失衡(程璐和陈宋生,2016)等宏观环境发生改变的情况下,审计师会显著提升服务费用。然而,新《证券法》实施带来的法律基础建设完善是否会对审计师行为,尤其是对审计收费产生影响,却少有文献进行系统关注。此外,新《证券法》实施影响审计收费的具体作用机制也亟待深入探讨。
(二) 假设提出供求关系理论认为,资本市场中契约关系的形成是基于双方能够获取彼此所需的价值物作为条件。在审计业务的契约关系中,对客户而言,审计服务产品就是价值物;而对审计师而言,这种价值物则是审计服务费用(Widmann等,2021)。审计工作具有营利性质,审计师在选择接受客户委托后,需要向客户收取一定的服务费用以获取收益。根据审计收费模型,由于市场综合势力很难受到审计师个体控制,使得审计成本和审计风险成为影响审计收费水平的核心要素(Simunic,1980)。
据此,本文认为,新《证券法》实施影响审计收费,可能主要体现在审计市场集中度降低造成的审计成本增加,以及惩戒风险增大引致的审计风险提升两方面。原因在于:新《证券法》实施后,审计市场集中度的下降会造成行业竞争压力增加,使得审计师应当以高成本资源的投入取得服务质量的提高,实现市场竞争的生存与发展。并且,新《证券法》实施后,对惩戒风险的增大也强化了审计师的执业风险敏感度,使得审计师需要更高的风险溢价补偿,以应对未来高风险发生带来的不利影响。具体分析如下:
第一,新《证券法》实施能够降低审计市场集中度,进而提高审计师的服务收费水平。新《证券法》实施后,审计鉴证业务资格认定从“双批准”制变为“双备案”制。执业门槛的降低,致使原先审计行业市场中只有少数审计师能够从事上市公司审计鉴证业务的境况发生改变。由于上市公司的相关业务具有高收益特征,执业门槛的降低使得审计师纷纷进军鉴证服务领域,进而引致审计市场集中度的下降
第二,新《证券法》实施能够增大惩戒风险,进而提高审计师的服务收费水平。惩戒风险增大主要表现为惩戒概率和惩戒力度的增加。首先,新《证券法》中增设的投资者权益保护专章体现了我国集体诉讼特色制度,“默示加入,明示退出”的诉讼原则使得利益受损主体均可参与诉讼,庞大诉讼规模产生的社会影响和监管介入,致使发生违规行为的相关利益主体(例如审计师),受到牵连的概率大大增加(杨志强等,2021)。其次,新《证券法》针对未能勤勉尽责的中介服务机构,惩戒处罚达到业务收入10倍以及责任人员200万元上限标准水平,并增加了无业务收入处罚500万元的上限标准。这些新规致使在审计风险发生后,审计师除了可能需要承担损失赔偿的连带责任外,还需接受高额行政处罚,惩戒力度大大增加。那么在此情况下,一方面,新《证券法》“注册制”实施后,客户需求量增加,其中难以避免地会出现低质量信息披露企业的混杂,惩戒风险增大会使得审计师出于执业谨慎,整体评估的重大错报风险水平增加。另一方面,惩戒风险的增大还强化了审计师的执业压力,使其更加审慎考虑审计程序执行效果带来的风险水平增加,即面临的检查风险会明显加大。由此,根据审计风险模型,审计风险显著提升,基于风险敏感性的溢价收费也会相应提高(Simunic,1980)。
基于上述分析,本文提出如下假设:
假设1:新《证券法》实施能够提高审计收费水平;
假设2:新《证券法》实施降低了审计市场集中度,进而提高审计收费水平;
假设3:新《证券法》实施增大了审计师惩戒风险,进而提高审计收费水平。
三、研究设计 (一) 样本选取与数据来源本文以2016—2021年沪深A股上市公司作为研究样本。企业及相应财务数据来源于CSMAR、Wind和CNRDS等数据库,部分涉及企业基本状况和财务数据等缺失的情况,本文通过查阅上市公司财务报告和审计报告等年度报告进行手工补充整理。
在进行回归分析之前,本文剔除了观测期间新上市、数据缺失严重、ST和*ST等存在经营异常以及金融保险行业的企业样本,并将连续指标变量进行上下1%的缩尾处理,最终得到企业—年度观测值15270个。
(二) 变量定义1.新《证券法》实施。为了尽可能缓解内生性问题产生的干扰,本文以新《证券法》实施作为准自然实验,构建DID变量。具体规则如下:首先,新《证券法》于2019年12月28日通过修订,2020年3月1日起开始实施。但需要说明的是,在2019年期间,《证券法》最终修订版本确定之前,经历了两次修订稿审议,审计师实则于2019年就接收到有关《证券法》新修订内容传递的信号,审计行为已开始有所调整。此外,2020年公开呈现的审计报告是对企业2019年财务等信息的鉴证结果,所以,审计师行为能够被观测到最先受到的影响年份应当为2019年。因此,参照杨志强等(2021)的研究,为了能够综合反映新《证券法》的实施效果,本文设定虚拟变量NSL来衡量新《证券法》的实施年度,2019年之前NSL设定为0,2019年及之后年份NSL设定为1。其次,借鉴赵婷婷等(2021)的研究,本文以审计师受到新《证券法》实施影响程度作为实验组和对照组的界定依据。审计师受到证监会等部门处罚与否反映了审计师面临的监管风险水平,相较于未受过监管处罚的审计师,受过处罚的审计师往往面临着更大的监管压力。由此分析,在新《证券法》提高审计师责任履行要求、加大审计师竞争压力以及强化对审计师行为监管的情况下,受到过监管处罚的审计师在开展执业活动时就应当会表现出更强的谨慎性,即这一类型的审计师受到新《证券法》实施的影响程度更大。因此,本文以审计师是否受到过监管处罚作为界定依据,将其对应企业设定为实验组,并将Treat设定为1,否则为0。最后,将NSL与Treat交乘构成DID变量,记为NSL×Treat。
2.审计收费。借鉴戴文涛等(2017)的研究,本文以审计师收取的审计服务总费用的自然对数来测量审计收费Fee。
3.审计市场集中度。本文借鉴赵宜一和赵嘉程(2021)的研究衡量审计市场集中度,首先构建如下模型:
$ Concentration = {\sum\nolimits_{c = 1}^n {\left( {\frac{{Sjss{r_c}}}{{Sjssr}}} \right)} ^2} $ | (1) |
其中,Sjssrc表示审计师c在某一行业内为所有客户提供审计服务的总收入水平;Sjssr表示某一行业内为所有企业提供审计服务的审计师收入水平总和;n表示某行业内提供审计服务的审计师数量。模型(1)分年度计算的结果即为审计师当年在某行业内所面临的审计市场集中度(Concentration),该数值越大,表明审计市场集中度越高。
4.惩戒风险。借鉴朱松和柯晓莉(2018)的研究,本文设定Discipline变量衡量审计师面临的惩戒风险。若企业或审计师当年受到了财政部和证监会等监管部门的处罚,或者审计师当年在诉讼案件中承担了连带责任,则Discipline设定为1,否则Discipline为0
5.控制变量。参照李秀丽等(2023)和张俊瑞等(2023)的研究,本文进一步控制了可能影响审计师收费行为的其他干扰因素,具体如表1所示。
名称 | 符号 | 定义方式 |
企业规模 | Size | 企业总资产的自然对数 |
产权性质 | Soe | 若企业的实际控制人性质为国有股权,则设定为1,否则为0 |
企业年龄 | Age | 截至当年的企业成立时间 |
财务杠杆 | Lev | 企业当年负债总额与资产总额的比值 |
现金流量比率 | Cashflow | 企业当年经营活动净现金流量与资产总额的比值 |
净资产收益率 | ROE | 企业当年净利润与平均净资产的比值 |
盈利状况 | Profit | 若企业当年的利润水平为负则设定为1,否则为0 |
企业成长性 | Growth | 企业当年营业收入相较于上一年的增长率水平 |
业务复杂程度 | Business | 企业当年应收账款和存货总额与资产总额的比值 |
股权集中度 | Top1 | 企业当年第一大股东的持股比率水平 |
独董比例 | Indep | 企业当年独立董事人数与董事会总人数的比值 |
二职合一 | Dual | 若企业当年董事长兼任总经理,则设定为1,否则为0 |
上年审计师任期 | Term | 截至上一年为企业提供审计服务的会计师事务所服务年度 |
审计专长 | Expertise | 利用行业市场份额法,基于审计客户的营业收入水平计算得出 |
上年审计意见 | Opinion | 若企业上一年被出具标准审计意见,则设定为1,否则为0 |
地区市场化 | Market | 根据历年《中国分省份市场化指数报告》设定 |
本文构建如下DID模型,检验新《证券法》实施影响效果的净效应:
$ Fe{e_{i,t}} = {\beta _0} + {\beta _1}NS{L_t} + {\beta _2}Trea{t_i} + {\beta _3}NSL \times Trea{t_{i,t}} + \beta Control{s_{i,t}} + Fir{m_i} + {\varepsilon _{i,t}} $ | (2) |
其中,下标i代表个体,t代表年份,Controls为一系列控制变量集合,Firm表示个体固定效应,εi,t为随机误差项。
四、实证分析 (一) 描述性统计表2为描述性统计分析结果。Fee的均值为14.016,标准差为0.677,最小值为12.429,最大值为16.259,说明审计收费在不同样本间存在一定差异。NSL的均值为0.500,说明政策实施后样本占比为50%。Treat的均值为0.756,说明实验组个体占比为75.6%。其他变量的描述性结果均在合理范围之内,此处不再赘述。
变量 | N | Mean | SD | Min | P50 | Max |
Fee | 15270 | 14.016 | 0.677 | 12.429 | 13.911 | 16.259 |
NSL | 15270 | 0.500 | 0.500 | 0.000 | 0.500 | 1.000 |
Treat | 15270 | 0.756 | 0.430 | 0.000 | 1.000 | 1.000 |
Concentration | 15270 | 1.077 | 0.720 | 0.158 | 0.950 | 2.928 |
Discipline | 15270 | 0.181 | 0.385 | 0.000 | 0.000 | 1.000 |
Size | 15270 | 22.509 | 1.331 | 19.551 | 22.354 | 26.136 |
Soe | 15270 | 0.376 | 0.484 | 0.000 | 0.000 | 1.000 |
Age | 15270 | 3.026 | 0.266 | 1.946 | 3.045 | 3.497 |
Lev | 15270 | 0.442 | 0.202 | 0.057 | 0.436 | 0.914 |
Cashflow | 15270 | 0.048 | 0.068 | −0.183 | 0.046 | 0.249 |
ROE | 15270 | 0.031 | 0.199 | −1.240 | 0.060 | 0.355 |
Profit | 15270 | 0.137 | 0.344 | 0.000 | 0.000 | 1.000 |
Growth | 15270 | 0.417 | 1.199 | −0.776 | 0.146 | 9.891 |
Business | 15270 | 0.256 | 0.162 | 0.006 | 0.238 | 0.742 |
Top1 | 15270 | 0.322 | 0.144 | 0.085 | 0.299 | 0.746 |
Indep | 15270 | 0.379 | 0.074 | 0.250 | 0.364 | 0.600 |
Dual | 15270 | 0.257 | 0.437 | 0.000 | 0.000 | 1.000 |
Term | 15270 | 7.974 | 5.770 | 1.000 | 7.000 | 23.000 |
Expertise | 15270 | 0.071 | 0.075 | 0.001 | 0.051 | 0.420 |
Opinion | 15270 | 0.956 | 0.204 | 0.000 | 1.000 | 1.000 |
Market | 15270 | 8.499 | 1.783 | 3.078 | 9.175 | 10.960 |
本文采用均值T检验方法,以新《证券法》实施前后作为界定标准,对审计收费、审计市场集中度和惩戒风险进行了单变量分析,结果如表3所示。T检验结果初步表明,假设1-假设3成立。
变量 | 新《证券法》实施前 | 新《证券法》实施后 | T检验 | ||
N | Mean | N | Mean | ||
Fee | 7635 | 13.934 | 7635 | 14.097 | −0.163*** |
Concentration | 7635 | 1.168 | 7635 | 0.987 | 0.181*** |
Discipline | 7635 | 0.173 | 7635 | 0.189 | −0.015** |
注:* 、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平,下表同。 |
表4为新《证券法》实施对审计收费的影响及其路径机制的回归分析结果。首先,根据列(1)结果可知,NSL×Treat与Fee的系数为0.015,且在1%的水平下显著,表明新《证券法》实施能够提高审计收费水平,假设1得到验证。其次,根据列(1)-(3)的结果可知,审计市场集中度的路径机制作用成立,假设2得到检验。最后,根据列(1)、(4)和(5)的结果可知,惩戒风险的路径机制作用成立,假设3得到数据支持。
变量 | (1) | (2) | (3) | (4) | (5) |
Fee | Concentration | Fee | Discipline | Fee | |
NSL | 0.005*(1.693) | −0.478*(−1.865) | 0.004*(1.835) | 0.033**(1.981) | 0.005*(1.697) |
Treat | 0.031(0.354) | −0.044(−1.270) | −0.031(−1.369) | −0.021(−1.130) | −0.031(−1.339) |
NSL×Treat | 0.015***(3.675) | −0.056**(−2.082) | 0.013***(2.951) | 0.011**(1.994) | 0.014***(3.066) |
Concentration | −0.003**(−2.404) | ||||
Discipline | 0.006**(2.394) | ||||
Controls① | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
Firm | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
N | 15270 | 15270 | 15270 | 15270 | 15270 |
R2 | 0.281 | 0.036 | 0.281 | 0.002 | 0.281 |
注:括号内为T值,下表同。 |
尽管本文在控制变量的选取中已经从多个层面尽可能控制了影响审计收费的因素,但仍然可能存在潜在遗漏变量而产生的内生性问题。本文借鉴Nunn和Wantchekon(2011)的研究,采用遗漏变量偏误推断法,检验遗漏变量可能对回归结果产生的影响程度
变量 | (1) | (2) | (3) |
Fee | Fee | Fee | |
NSL | 0.005*(1.693) | 0.005*(1.661) | 0.038**(2.229) |
Treat | 0.031(0.354) | 0.033(0.322) | 0.071(1.039) |
NSL×Treat | 0.015***(3.675) | 0.016***(3.527) | |
Controls | 是 | 是 | 是 |
Firm | 是 | 是 | 是 |
回归类型 | 非受限 | 受限 | |
NSL×Treat−2 | 0.049(0.248) | ||
NSL×Treat−1 | 0.074(0.835) | ||
NSL×Treat0 | 0.037**(2.501) | ||
NSL×Treat1 | 0.038**(2.332) | ||
NSL×Treat2 | 0.032*(1.944) | ||
N | 15270 | 15270 | 15270 |
R2 | 0.281 | 0.279 | 0.286 |
1.平行趋势检验。本文重新构造了新《证券法》实施的时间虚拟变量进行平行趋势检验,具体方式为根据新《证券法》实施前两个年度至后两个年度分别设定NSL×Treat-2、NSL×Treat-1、NSL×Treat0、NSL×Treat1、NSL×Treat2变量,将其代入模型进行回归。结果如表5列(3)所示,可知,以上DID方法的采用满足平行趋势假设前提。
2.更换变量测量方式。本文对审计市场集中度和惩戒风险的测量方式进行更换。第一,借鉴武恒光等(2020)的研究,将模型(1)中以行业计算基准变更为以省份作为计算基准重新测量审计市场集中度,记为Concentration_N。第二,借鉴吴伟荣等(2017)的研究,对企业或审计师当年受到证监会等监管部门的处罚方式按照9到1进行赋值
变量 | (1) | (2) | (3) | (4) | (5) |
Fee | Concentration_N | Fee | Discipline_N | Fee | |
NSL | 0.005*(1.693) | −3.695***(−4.779) | 0.005*(1.758) | 0.087***(3.634) | 0.003*(1.852) |
Treat | 0.031(0.354) | −1.341(−1.532) | −0.029(−1.011) | −0.026(−0.949) | −0.039(−0.938) |
NSL×Treat | 0.015***(3.675) | −0.397**(−2.340) | 0.012***(3.013) | 0.033**(2.456) | 0.011***(4.068) |
Concentration_N | −0.001**(−2.501) | ||||
Discipline_N | 0.008**(2.409) | ||||
Controls | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
Firm | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
N | 15270 | 15270 | 15270 | 15270 | 15270 |
R2 | 0.281 | 0.005 | 0.281 | 0.003 | 0.281 |
3.更换回归估计方法。为了防止回归结果可能存在时序相关、横截面相关以及异方差等问题,本文采用D-K标准误估计方法重新进行检验。结果如表7所示,可以发现,本文回归结果依然稳健。
变量 | (1) | (2) | (3) | (4) | (5) |
Fee | Concentration | Fee | Discipline | Fee | |
NSL | 0.005*(0.003) | −0.478*(0.257) | 0.004*(0.002) | 0.033**(0.010) | 0.005*(0.003) |
Treat | 0.031(0.057) | −0.044(0.049) | −0.031(0.060) | −0.021(0.022) | −0.031(0.252) |
NSL×Treat | 0.015***(0.004) | −0.056**(0.025) | 0.013***(0.003) | 0.011**(0.005) | 0.014***(0.004) |
Concentration | −0.003**(0.001) | ||||
Discipline | 0.006**(0.003) | ||||
Controls | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
Firm | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
N | 15270 | 15270 | 15270 | 15270 | 15270 |
R2 | 0.281 | 0.036 | 0.281 | 0.002 | 0.281 |
注:括号内为D−K标准误。 |
4.排除新冠疫情干扰。考虑到本文回归结果可能会受到新冠疫情发生的干扰,借鉴杨子晖和王姝黛(2021)的研究,以公司注册所在地年度新增确诊病例数设定新冠疫情控制变量,并做对数化处理(COVID),将其代入回归模型中重新进行检验。结果如表8所示,回归结果稳健。
变量 | (1) | (2) | (3) | (4) | (5) |
Fee | Concentration | Fee | Discipline | Fee | |
NSL | 0.003*(1.852) | −0.430*(−1.906) | 0.003*(1.899) | 0.031**(2.020) | 0.004*(1.726) |
Treat | 0.026(0.965) | −0.039(−1.309) | −0.029(−1.102) | −0.019(−1.302) | −0.030(−1.499) |
NSL×Treat | 0.012***(4.852) | −0.048**(−2.355) | 0.010***(3.531) | 0.010**(2.105) | 0.011***(3.268) |
Concentration | −0.002**(−2.500) | ||||
Discipline | 0.005**(2.426) | ||||
Controls | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
Firm | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
COVID | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
N | 15270 | 15270 | 15270 | 15270 | 15270 |
R2 | 0.283 | 0.038 | 0.283 | 0.004 | 0.283 |
资本市场的有序运作离不开市场参与主体之间的协调配合(Castañer和Oliveira,2020)。财政部和证监会等具有监管权力,是推进《证券法》具体实施、保障资本市场参与主体有效执行法律规定最直接的监管者,属于典型的“行政性”监管。但除“行政性”监管以外,诸如证交所、中注协以及新闻媒体等监督主体依据《证券法》等法律法规进行的“非行政性”监督也受到了广泛关注与认可(吴溪等,2014)。
证交所是为我国证券集中交易提供设施和平台的场所,应当对证券交易活动的参与者进行监督管理。问询函制度则是我国为改善公司信息披露质量的一项监管创新(王艳艳等,2020),其问询内容往往与审计师的鉴证信息密切相关。《中国注册会计师协会》(下文简称“中注协”)是我国具有监管职能的行业协会组织,负责审计师从业许可和执业质量的自律检查。监管约谈机制则是中注协直接提示审计师执业风险防范、强化执业质量的重要方式(黄益雄和李长爱,2016)。随着信息化技术的蓬勃发展,新闻媒体凭借着信息传播和舆论导向功能,能够对关注对象的信息披露起到监督治理作用。在这一过程中,这些监督主体往往也会对审计师产生直接冲击(Ang等,2021)。它们监督作用的发挥也是党的十九大提出的创新监管方式,党的二十大进一步强调提高监管效率、适应新时代经济发展要求的具体体现。那么,新《证券法》实施后,依据新《证券法》开展监督活动的各方,能否对新《证券法》实施作用于审计收费的效果产生影响?如何监督才能促进审计师行为的进一步优化?本文从与审计师行为具有密切相关关系的证交所问询、中注协约谈和媒体关注视角,深入研究资本市场多方监督主体对于新《证券法》实施的协同机制。
(一) 证交所问询的协同机制证交所问询函的发放,意味着对企业有关财务和经营等信息内容提出疑问。这对审计师而言,是一种风险信号的传递。具体来看,若收到问询函,则可能代表着企业没有充分对重要信息予以披露,或者披露信息存在合规性问题。而作为对客户信息提供鉴证保证的第三方责任主体,审计师会意识到未来也可能由于自身未能勤勉尽责而导致客户受到证交所的问询。并且,收到问询函的客户往往也代表着其经营状况的不确定性以及惩戒风险的提高,这使得审计师自身受到的责任监管风险压力也在增加。因此,在新《证券法》实施增大惩戒风险的现状下,证交所问询会进一步强化审计师对于审计风险的感知程度,进而提高审计收费。此外,证交所问询的信息内容会成为审计师的重点关注对象。为了规避在新《证券法》实施下的审计失败风险并取得市场竞争优势,审计师会尽可能开展高质量的执业工作,对问询的相关信息投入更多的审计资源并扩大审计执业程序,收集更多的证据以保障其合规性和真实性(米莉等,2019)。这将直接增大审计师的审计投入,最终提高审计收费。
为了验证上述分析,本文设定虚拟变量Inquiry衡量证交所问询。若企业当年收到了证交所发放的问询函,则Inquiry设定为1,否则为0。同时,本文也以企业当年收到问询函数量的自然对数进行重新测量,记为Inquiry_N。回归结果如表9列(1)-(2)所示,可以发现新《证券法》实施提高审计收费的影响效应在证交所问询的协同配合下更强。
变量 | (1) | (2) | (3) | (4) |
Fee | Fee | Fee | Fee | |
NSL | 0.005*(1.662) | 0.005*(1.705) | 0.004*(1.785) | 0.008*(1.811) |
Treat | 0.031(1.024) | 0.032(1.110) | 0.028(0.957) | 0.034(0.932) |
NSL×Treat | 0.010**(2.036) | 0.006*(1.822) | 0.022*(1.909) | 0.015**(2.125) |
Inquiry | 0.019(1.032) | |||
NSL×Treat×Inquiry | 0.018**(2.263) | |||
Inquiry_N | 0.001(0.992) | |||
NSL×Treat×Inquiry_N | 0.012*(1.879) | |||
Interview | 0.008(1.325) | |||
NSL×Treat×Interview | 0.035**(2.515) | |||
Interview_N | 0.006(1.209) | |||
NSL×Treat×Interview_N | 0.026***(2.806) | |||
Controls | 是 | 是 | 是 | 是 |
Firm | 是 | 是 | 是 | 是 |
N | 15270 | 15270 | 15270 | 15270 |
R2 | 0.282 | 0.281 | 0.283 | 0.283 |
中注协约谈是对审计师可能面临的审计风险增加进行的预先风险性提示(吴溪等,2014)。作为审计行业的自律协会组织,其应当通过约谈方式进行预先提醒,强化审计师对持续经营能力等特别风险信息进行充分的职业关注,以尽可能规避新《证券法》实施下,审计失败发生的可能性。对于审计师而言,这种潜在风险信号的接收更为直接。具体而言,一方面,在新《证券法》实施增大惩戒风险的现状下预先性约谈提示能够直接增加审计师对于审计风险提升的感知程度,提高审计收费。另一方面,中注协对审计师进行约谈往往是察觉到审计师的服务客户存在重大错报和经营问题等的潜在可能性(莫冬燕和赵敏,2019)。新《证券法》实施使得竞争压力增大,审计失败责任强化。那么审计师在被约谈后,会对被审计客户的相关信息投入更多的审计资源,通过获取充分的审计证据回应中注协约谈的风险提示并取得竞争优势,这导致了审计成本的增加,进而提高审计收费。
为了验证上述分析,本文设定虚拟变量Interview衡量中注协约谈。若审计师被中注协针对当年审计业务进行了约谈,则Interview设定为1,否则为0。同时,本文也以审计师历年被中注协约谈的次数进行重新测量,记为Interview_N。回归结果如表9列(3)-(4)所示,可以发现,新《证券法》实施提高审计收费的影响效应在中注协约谈的协同配合下更强。
(三) 媒体关注的协同机制媒体关注通过信息交互功能产生的广泛传播力和舆论导向能够发挥对新《证券法》实施的协同作用。具体而言,一方面,新闻媒体强大的传播力会让企业的信息更为透明(尹美群和李文博,2018)。作为为企业信息披露提供鉴证服务的专业供给者,审计师会担心自身因未能及时识别并纠正企业财务等信息问题而受到媒体关注,这种外部压力将会提高审计师的风险感知度。此外,在新闻媒体强大的舆论导向下,企业财务和经营等信息问题更容易引起监管部门的介入调查(董天一等,2022)。一旦调查结果坐实违法违规问题是因审计师未能勤勉尽责所致,监管部门会依据新《证券法》对审计师进行严肃处罚,这增加了审计师卷入诉讼案件的概率和承担连带责任赔偿的数额。由此,风险感知程度的提高会加大审计师在审计收费中的风险弥补水平。另一方面,为了能够有效规避媒体关注带来的各类风险,提升社会声誉,审计师还将付出更大的执业努力以尽可能及时发现和纠正企业的信息问题。此外,新闻媒体的信息传播功能也为审计师的执业过程提供了诸如企业内幕交易和潜在违规行为等增量信息(Burke等,2019),这促使审计师需要对相关信息予以职业关注并投入审计资源进行辨别。上述审计成本的加大也会引致审计收费的提高。为了验证上述分析,本文借鉴尹美群和李文博(2018)的研究,采用网络媒体关注度和报刊媒体关注度衡量媒体关注指标。其中,网络媒体关注度(Media1)采用网络媒体报道数量的自然对数进行测度,报刊媒体关注度(Media2)采用报刊媒体报道数量的自然对数进行测度。同时,本文也以网络媒体负面报道数量以及报刊媒体负面报道数量的自然对数进行重新测量,记为Media3和Media4。回归结果如表10所示。可以进一步发现,新《证券法》实施提高审计收费的影响效应在媒体关注的协同配合下更强。
变量 | (1) | (2) | (3) | (4) |
Fee | Fee | Fee | Fee | |
NSL | 0.004*(1.802) | 0.005**(1.977) | 0.009*(1.729) | 0.005*(1.801) |
Treat | 0.031(0.152) | 0.026(0.196) | 0.033(1.021) | 0.029(1.162) |
NSL×Treat | 0.002(1.609) | 0.003*(1.712) | 0.028***(2.931) | 0.017*(1.930) |
Media1 | −0.011(−0.963) | |||
NSL×Treat×Media1 | 0.003*(1.875) | |||
Media2 | −0.003*(−1.669) | |||
NSL×Treat×Media2 | 0.006**(2.329) | |||
Media3 | −0.010(−1.326) | |||
NSL×Treat×Media3 | 0.007***(2.998) | |||
Media4 | −0.012(−1.452) | |||
NSL×Treat×Media4 | 0.006**(2.319) | |||
Controls | 是 | 是 | 是 | 是 |
Firm | 是 | 是 | 是 | 是 |
N | 15270 | 15270 | 15270 | 15270 |
R2 | 0.281 | 0.282 | 0.282 | 0.282 |
本文以2016—2021年沪深A股上市公司作为研究样本,考察新《证券法》实施对审计收费的影响效应。研究发现,新《证券法》实施能够显著提高审计师的服务收费水平,审计市场集中度降低和惩戒风险提高在其中发挥了路径机制作用。进一步研究发现,在证交所发放问询函、中注协行业自律约谈以及新闻媒体关注等资本市场监督主体的协同配合下,新《证券法》实施对于提高审计收费的影响效应会表现出更强的显著性。
基于上述研究结论,本文从以下几方面提出政策建议:第一,新《证券法》重点突出了审计师等中介服务主体的责任履行要求,在为审计师提供重要发展机遇的同时,也带来了执业挑战。为了切实保障审计服务质量,巩固自身市场地位,审计师应当积极对此做出回应,规范自身的审计执业行为,如提高对审计收费定价标准的合理性,并在以行业市场地位获取正常利润的前提下,增强对审计风险的感知程度以及增加对审计投入的成本考量。
第二,创新监管方式是实现市场健康发展的重要抓手,也是提高监管效率以促进资本市场经济高质量发展的重要内容。首先,在新《证券法》实施后,证交所作为证券交易基础性平台,应当充分利用自身优势预先发现企业信息问题,以发放问询函的形式向企业发出警示,并从侧面对履行信息鉴证责任的审计师进行风险提示。其次,在新《证券法》实施后,中注协应当强化审计师对责任履行要求提高的深刻认识和充分理解,通过约谈的方式对审计客户信息可能存在的合规性等问题进行风险告知,警示审计师应当重点关注相关领域的信息。最后,新《证券法》实施后,新闻媒体应当继续对企业内部信息进行充分挖掘,并利用其广泛的信息传播力向审计师传递增量信息,以加强审计师在信息合规性和真实性等方面的纠偏能力,并提高鉴证质量。
第三,投资者等信息使用者应当增加对审计师鉴证行为的敏感性,通过关注审计师服务收费水平变化,正确判断审计师行为的合理性,以甄别目标企业的风险水平,增加决策有效性。投资者还能充分利用“非行政性”监督的重要指示,以相关增量信息作为投资判断依据,切实保护自身合法权益。此外,保护投资者等信息使用者合法权益是新《证券法》修订的核心内容之一,投资者等应当合理利用集体诉讼“代表人”等权益保护制度,以新《证券法》赋予的权力,进一步提高审计师对惩戒风险的感知度,促进其服务行为优化,最终提升鉴证质量。
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