珞珈青年學者經(jīng)濟與管理論壇

1、珞珈青年學者經(jīng)濟與管理論壇系列論文之八十二luojia young scholars seminar on economics and managementworking paper series no.82 法律制度變遷、審計師選擇與企業(yè)價值摘要：本文利用2004-2009年民營上市公司的數(shù)據(jù)，運用雙差分模型對2006年我國將控股股東的掏空行為列入刑法這一事件對上市公司的審計師選擇和上市公司的價值所產(chǎn)生的影響進行了實證研究。研究發(fā)現(xiàn)在加大對控股股東掏空行為的處罰力度后，掏空風險較高的公司聘請小會計事務所概率顯著增加。同時控股股東“非法“占用上市公司資金的行為有所減少。刑法調整后，控股股東與中

2、小股東的代理問題得到了有效的緩解，存在掏空風險的公司的價值有了顯著的提升。進一步研究發(fā)現(xiàn)：如果法律治理在增加控股股東掏空成本的同時能顯著的減少掏空被發(fā)現(xiàn)后中小投資者的損失，那么法律治理作用與審計師治理作用對公司價值的影響有著相互增強的效果，這一推論也得到了實證的初步支持。關鍵詞：審計師選擇；掏空；企業(yè)價值；法律制度一、引言上市公司控股股東或者其實際控制人“掏空”上市公司，是中國經(jīng)濟體制轉軌和證券市場建設發(fā)展過程中較為特殊的現(xiàn)象。涉及的上市公司數(shù)量之多、占用資金數(shù)額之大、持續(xù)時間之長，在境外證券市場亦不多見。為了緩解這一問題，刑法修正案（六）第九條在原刑法第一百六十九條的規(guī)定后針對上市公司增加一

3、條： “上市公司的董事、監(jiān)事、高級管理人員違背對公司的忠實義務，利用職務便利，操縱上市公司從事下列行為之一，致使上市公司利益遭受重大損失的，處三年以下有期徒刑或者拘役，并處或者單處罰金；致使上市公司利益遭受特別重大損失的，處三年以上七年以下有期徒刑，并處罰金”。增加的這一條直接將上市公司中存在的高管人員及實際控股人掏空上市公司，使上市公司遭受重大損失，侵害投資人的行為列為刑法打擊的對象。刑法的這一變化無疑將提高違法行為人的違法成本，使中小股東的利益得到更好保護，緩解控股股東與外部中小股東之間的代理問題。由la porta等（1998）開創(chuàng)的“法與金融”文獻在國家層面上分析了各國的法律和金融發(fā)展

4、間的關系，結果表明，法律對投資者和債權人的保護能促進經(jīng)濟的增長。而franklinet al（2005）卻研究發(fā)現(xiàn)，中國雖對投資者保護不是很好，但中國卻是世界上增長最快的經(jīng)濟體之一。并得出結論：中國存在著眾多替代法律的機制諸如聲譽，關系以及地方政府保護等支撐著中國經(jīng)濟的高速增長。此外，fan and wong（2005）以東亞為例，研究發(fā)現(xiàn)獨立審計對掏空也具有治理作用。而且中國學者以中國的數(shù)據(jù)對此進行了研究。且大多得出一致結論（王燁，2009，周中勝和陳漢文，2006）。在以往文獻的基礎上，本文試圖回答以下兩個問題：在存在眾多替代機制的中國，法律制度的嚴格化是否依然具有顯著的治理作用？這一治理

5、作用是否具有顯著的經(jīng)濟后果？這一專門針對掏空行為的“法律”與獨立審計的治理作用的相互關系如何？在代理理論框架下，獨立審計治理與法律治理一樣被視為是降低企業(yè)代理成本的機制。代理沖突越嚴重，公司降低代理成本的動機越強，對高質量的審計需求的動機也就越強（chow，1982）?，F(xiàn)有國內外的文獻已從各個角度對審計師選擇的問題予以了探討，如：fan&wong（2004）從股權結構的角度研究得出，大股東與小股東代理問題越嚴重的公司，聘請國際五大的可能性越高，高強和伍利娜（2007）發(fā)現(xiàn)大股東資金占用與高質量的審計師選擇顯著正相關。shleifer和vishny（1997）從公司治理的角度指出擁有獨立，勤勉的

6、董事會結構的公司更傾向于聘請高質量的會計師事務所。董南雁和張俊瑞（2009）通過構建公司所有者與外部審計師間的博弈模型也得出了類似的結論。此外，還有一些文獻研究了公司的基本特征如公司規(guī)模（chow，1982），財務杠桿（曾穎和葉康濤，2005）與審計師選擇的關系。企業(yè)是契約的聯(lián)結體, 而契約的履行是需要成本的, 當這種成本大到一定程度后, 用法律制度對投資者的保護來代替契約履行,或許是更有效的手段（llsv， 2000)。法律制度與獨立審計一樣具有公共物品的性質，且都能緩解企業(yè)的代理問題，減少公司的對獨立審計的需求。drobetz et al（2004） 通過對德國資本市場的研究發(fā)現(xiàn)，投資者對

7、監(jiān)督、審計以及其他形式的治理成本，需要通過股權收益來補償。在未來現(xiàn)金流量相同的情況下，較高的期望收益率會降低企業(yè)的價值。因此代理成本的降低可以降低股東對股權收益補償要求，提升企業(yè)的價值。沿著這一思路國內外的學者從股權治理，債權治理，法律治理等角度進行了大量的研究：wei、xie 和zhang( 2005) 發(fā)現(xiàn)國家股和法人股與外資股相比，往往會產(chǎn)生嚴重的代理問題因此與企業(yè)價值值顯著負相關。曾穎和葉康濤（2005）研究發(fā)現(xiàn)債務治理具有降低代理成本提升企業(yè)價值的作用。la porta（2002）指出法律制度完善的地區(qū)，企業(yè)的價值更高?？偟膩碚f，上述文獻還缺乏針對解決某一具體委托代理問題的法律法規(guī)行

8、為影響的研究，本文在借鑒上述研究成果的基礎上，可能從以下幾個方面豐富已有的文獻：（一） 本文檢驗了2006年刑法修正案的經(jīng)濟后果，具有一定的現(xiàn)實意義。（二）考察的法律制度變遷對審計師選擇所產(chǎn)生的影響，豐富了審計師選擇的文獻。（三）探討了獨立審計治理作用與法律治理作用的相互關系。二、模型構建與假設提出本文模型假定：公司實際控制人，外部中小股東皆為風險中性, 并且不同時點收益的折現(xiàn)因子為1;為了行文的方便，假設公司的初始價值為1，收益率為0假設初始價值為i,收益率為r不會對本文的推斷產(chǎn)生影響。公司實際控制人的持股比例為外生變量，公司實際控制人持股比例會受到過去的持股比例，財富稟賦以及企業(yè)生命的周期

9、以及其他外界因素的影響，其并不能任意的決定自己持股的比例（la porta et al,2002）公司實際控制人有計劃的進行掏空安排，因此其會通過調整審計師的質量和掏空比例來最大化自己的收益，其目標函數(shù)為： (1）其中p(k)為掏空行為被審計師發(fā)現(xiàn)的可能性, k為審計質量指標,審計質量越高的事務所,發(fā)現(xiàn)掏空行為的可能性越大,即 p(k)為k的增函數(shù).為實際控制人持股比例，c(l)s2為掏空行為被發(fā)現(xiàn)后受到法律處罰的函數(shù)，為法律指數(shù)，法律越嚴格，掏空行為被發(fā)現(xiàn)后受處罰的程度越高，即c(l)為增函數(shù)。由于每個實際控制人對法律風險的偏好不同，c(l)為實際控制人的私人信息。為掏空比例，掏空的比例越高

10、，受處罰的越重，而且隨著掏空的比例的提高，大股東進行掠奪承擔的邊際處罰會上升（la porta et al ，2002，俞紅海等，2010，曾穎和葉康濤，2005），在邊際處罰降低的情況下，實際控制人一但掏空會有激勵進行更多的掏空。如果掏空行為被發(fā)現(xiàn)，那么實際控制人會被要求退回掏空部分并會被處以c(l)s2的罰款，但其依然擁有公司的部分，因此其收益函數(shù)為ac(l)s2。如果掏空未被發(fā)現(xiàn)，那么實際控制人的收益由兩部分組成第一部分是掏空所得的收入，另外一部分為公司剩下部分的，即（1s）a。其收入函數(shù)為（1s）a）。如果掏空所得到的收益小于a，那么實際控股股東會選擇不進行掏空，這種情況下實際控股股東

11、所獲得的收益為a。（）式可以看作實際控制人期望收益。在實際控制人選擇進行掏空的情況下，實際控制人通過對審計師選擇和掏空比例選擇來最大化自己的收益，在均衡狀態(tài)下，必有： （2） （3）對（），（）式,對l求導可得： （4） （5）由（）得： 帶入（）可解得： 從中可以看出，k均為的減函數(shù)。即控股股東的掏空行為隨著法律對掏空處罰力度的增加而下降。審計需求隨著法律對掏空處罰力度的增加而下降。從中我們可以以下兩個假設：h1，在其他條件相同的情況下，法律環(huán)境的嚴格將降低實際控制人“非法”資金占用的比例。h2，在其他條件相同的情況下，法律環(huán)境的嚴格將降低企業(yè)的審計需求。本文從不能獲取任何控制權收益的外部中

12、小股東的角度來考慮企業(yè)的價值（la porta et al,2002）?？梢杂嬎愠霰疚乃龅哪Ｐ蛯χ行」蓶|來說tobins q為： 本式中的各個函數(shù)與（1）中不一定相同，即實際控制人與中小股東都擁有自己的私人知識。根據(jù)前文的假定審計質量，與法律指數(shù)對中小股東來說都是外生的變量。其中為中小股東對實際控制人掏空可能性的判斷，為現(xiàn)金流權與控制權的分離程度，實際控制人的聲譽，財富稟賦等。p(k)為中小股東對審計師發(fā)現(xiàn)掏空行為可能性的判斷，k為審計質量指標。p(k)為k的增函數(shù)，審計質量越高，中小股東認為發(fā)現(xiàn)掏空的可能性越大。相應的1p(k)為掏空行為未被發(fā)現(xiàn)的可能性。m(l)為實際控制人掏空行為被發(fā)現(xiàn)

13、后，中小股東所能獲得的收益, m(l)0,0。即：法律制度越嚴格，審計質量越高，中小股東認為實際控制人掏空比例越低,但是法律與獨立審計對掏空的抑制的邊際作用遞減。且有1s(k,l)m(l)，即：掏空行為被發(fā)現(xiàn)后，中小股東的損失要小于掏空行為未被發(fā)現(xiàn)的損失；大于0，審計治理與法律治理都通過增加實際控制人的掏空成本來減低實際控制人的掏空比例。就降低實際控制人掏空比例而言兩者具有替代性。隨著法律的增強，審計監(jiān)督降低掏空的邊際作用遞減，在法律嚴格國家，掏空行為已被高法律成本有效的約束，高質量的審計監(jiān)督，雖然能進一步增加掏空的成本，但此時對掏空的約束作用必定弱于法律約束不嚴格的國家。fan&wong（2

14、005）研究得出在法制不嚴格東亞，高質量的審計可以作為終極控制人不掏空的信號。而在以美國資本市場為背景的，對代理問題與審計師選擇的研究中,并沒有發(fā)現(xiàn)顯著相關性。 （6） （7）根據(jù)（6），（7）可以判斷出，均大于0，也就是說企業(yè)的價值為k,l的增函數(shù)，我們得出假設3.h3，在其他條件相同的情況下，法律環(huán)境的嚴格，將提高企業(yè)的價值。為了進一步探討獨立審計保護機制與法律保護機制的相互關系，我們對（6）式兩邊同時對l求導得： （8）雖然（8）式的符號取決于各個函數(shù)的具體形式，即中小股東私人知識，但是我們仍能從中獲得有意義的推斷。如果顯著大于，那么的符號為正。即如果法律的嚴格對減少掏空行為發(fā)生后中小股

15、東的損失也有很強的邊際效果的話。那么法律治理與獨立審計的治理作用表現(xiàn)為相互增強，而且這種增強邊際效果與正相關。如果=0，從（8）易推知法律治理與獨立審計的治理作用會相互替代。將“掏空”列入刑法后，掏空行為將受到檢察院的起訴，公權力的介入一方面將減少中小股東的訴訟成本，另一方面會增加其勝訴的可能性。這都將減少中小股東的損失 我國刑事訴訟法第七十七條規(guī)定：“被害人由于被告人的犯罪行為而遭受物質損失的，在刑事訴訟過程中，有權提起附帶民事訴訟?！边@就是說，對受害人因犯罪行為而遭受的經(jīng)濟損失，受害人有權提起附帶民事訴訟，被告人應承擔相應的賠償責任。由于缺少對m(l)的了解，我們無法做出肯定的判斷。從以上

16、的分析可以得出以下兩個可以實證檢驗的假設：h4a，在其他條件相同的情況下，刑法調整所產(chǎn)生的治理作用與獨立審記的治理作用相互增強。h4b，在其他條件相同的情況下，刑法調整所產(chǎn)生的治理作用與獨立審記的治理作用相互替代。三、研究設計與描述性統(tǒng)計1.研究設計本文運用雙差分模型對各個假設進行檢驗?？紤]到其他應收科目中含有正常的資金往來，對于假設1的檢驗，我們用其他應收款的中位數(shù)將樣本分為兩組。其他應收款與資產(chǎn)的比值高于所在行業(yè)中位數(shù)的為高比例資金占用組，其他應收款與總資產(chǎn)比值低于中位數(shù)的為低比例資金占用組。根據(jù)前文的分析，法律嚴格后，實際控制人違規(guī)占用資金的比例將系統(tǒng)性的下降。相應的，實驗組中違規(guī)資金占

17、用情況將會緩解，反之，如果能驗證得出高比例資金占用組中違規(guī)占用資金的情況得到緩解，我們可推出實際控制人違規(guī)占用資金的比例出現(xiàn)了系統(tǒng)性的下降。 （1）我們用模型1，來檢驗假設1。如果終極控制人對上市公司的資金占用并非正常的商業(yè)往來，那么這一資金占用行為必定會增加審計師的風險，審計師出具非標準審計意見的概率也會增加（周中勝和陳漢文，2006）。反之，在 “資金占用”為正常的資金往來的情況下，審計師出具非標審計意見概率與“資金占用”不會有顯著的正相關關系。如果在刑法調整后，高比例資金占用組中，實際控制人資金占用與審計師出具非標準審計意見的概率正相關關系減弱。那么我們有理由相信，違規(guī)的高比例資金占用情

18、況有所緩解。根據(jù)前文的邏輯，假設1成立，那么應該顯著為負。由于law設置的特殊性（2006年前取0，2006年后取1），其系數(shù)為2006年前后系統(tǒng)的變化，這里不做預測，后同。模型中加入了應收賬款占總資產(chǎn)的比例以及存貨占總資產(chǎn)的比例（王愛國和尚兆燕，2010），總資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負債率（bell 和tabor，1991）,公司規(guī)模、會計師事務所類型（fan &wong，2005）作為控制變量。 （2） 用模型（2）來檢驗假設2。根據(jù)已有的研究，企業(yè)終極控制人的控制權與現(xiàn)金流權控制權的分離程度越大，終極控制人掏空的可能性越大（la porta et al ，2002，俞紅海等，2010，王 燁，2

19、009）。其一，當控制權與現(xiàn)金流權的分離程度增大時, 控制性股東獲取公司控制權所需持有的現(xiàn)金流權比例隨之減少, 控制權私人收益對控制權共享收益的抵銷作用隨之降低(wolfenzon, 1999)。其二，控制權與所有權的分離層度常常與控制鏈的長度正相關。復雜的控制鏈會為控制性股東實施其侵占行為提供便利的條件和隱蔽的途徑。這些都會增加實際控制人掏空的收益。結合（1）式可以推知，兩權分離度越高，實際控制人采取掏空行為的可能性越大，受刑法調整影響的可能性也就越大。我們將取得的樣本以控制權與現(xiàn)金流權分離程度的中位數(shù)將樣本分為兩組。以控制權與現(xiàn)金流權分離層度較大的組為實驗組，控制權與現(xiàn)金流權分離層度較小的

20、組為控制組采取掏空行為的概率為，掏空收益越高采取掏空行為的可能性越大。由于控制組受刑法修正案的影響要小于處理組。本文通過比較兩者的邊際變化的差異通過兩者的差異可以部分消除其他影響因素。來檢驗假設2.如果假設2成立，即：法律制度的嚴格，能緩解終極控制人與中小股東的代理問題，降低企業(yè)的審計需求。那么我們預期 顯著為負。結合已有的實證研究加入了董事會規(guī)模（鄭志剛和呂秀華，2009），公司規(guī)模，資本結構，盈利能力（fan and wong,2005）作為控制變量。在我國特殊的制度背景下，一部分民營企業(yè)是直接上市，發(fā)起上市時便由是自然人或民營企業(yè)控股；另一部分是間接上市，指發(fā)起上市時為國家控股,但后來由

21、于股權轉讓等由自然人或民營企業(yè)控股，由于企業(yè)的價值有可能受到企業(yè)上市方式的影響，本文也控制了企業(yè)上市方式。 （3） （4）用模型3檢驗假設3，與假設2的檢驗方法相同，將樣本分為兩組，兩全分離度越高終極控制人掏空的可能性越大，由（7）可以推出，掏空可能性大的組受刑法調整的邊際影響將更大。本文通過比較兩者的邊際變化的差異來檢驗假設3。在將“掏空”列入刑法打擊的對象后，終極控制人與中小股東間的代理問題得到緩解，而代理成本的降低會促進公司績效（王躍堂等，2006）,如果實驗組的邊際變化高于控制組的邊際變化由于，如顯著，則顯著。，即：顯著為正，我們預期假設3成立。用模型4檢驗假設4a，以及4b，借鑒 c

22、remers&nair（2005）以及鄭志剛和呂秀華（2009）年的研究,我們用最小值函數(shù)min（auditor，law）來捕捉兩種治理機制的相互依賴關系（互補），用最大值函數(shù)max（auditor，law）來測試是否兩種治理機制獨立發(fā)揮作用（互替）。這2個函數(shù)以簡單的形式實現(xiàn)了上述兩種交互關系的檢驗：如果兩種機制獨立發(fā)揮作用（互替），任何一種機制水平的提升都會帶來業(yè)績的改善，最大值函數(shù)max的系數(shù)將顯著為正；如果除了最大值函數(shù)max，最小值函數(shù)min的系數(shù)同時顯著為正，這表明，一種機制的增加，將帶來另一種機制對業(yè)績提升的邊際效應的增加，從而兩者作用互相加強（互補）。為了結論的穩(wěn)健性，我們也采

23、用auditor*law的邊際變化對假設4a和4b進行了檢驗。從（8）式可以看出與成正比，即掏空可能性越大法律治理與獨立審計治理的互替或者互補的作用就會越強。本文從法律與獨立審計在控制組與實驗組的治理差異來探討二者的相互關系。檢驗所使用的是法制環(huán)境差的樣本 根據(jù)前文的模型顯著大于，法律治理作用可能與獨立審計的治理作用相互增強。而為l的減函數(shù)。可推知在法律保護好的地區(qū)，刑法調整的治理作用與獨立審計治理作用更可能是相互替代。為了檢驗刑法調整是否能有效的較少掏空被發(fā)現(xiàn)后的中小股東的損失，本文選取了投資者保護較差的樣本組進行了檢驗。本文根據(jù)樊綱指數(shù)中的法律環(huán)境指數(shù)的中位數(shù)對全樣本進行劃分。也根據(jù)金融環(huán)

24、境指數(shù)對其進行劃分進行了穩(wěn)健性檢驗。本文沒有報告投資者保護較好的地區(qū)的檢驗結果，在投資者保護好的地區(qū)沒有發(fā)現(xiàn)增強作用。結合已有的研究本文選擇以下控制變量：財務杠桿，公司規(guī)模，企業(yè)盈利能力（fan and wong,2005）；董事會規(guī)模（鄭志剛和呂秀華，2009）；公司成長性（雷光勇等，2010），在我國特殊的制度背景下，一部分民營企業(yè)是直接上市，發(fā)起上市時便由是自然人或民營企業(yè)控股；另一部分是間接上市，指發(fā)起上市時為國家控股,但后來由于股權轉讓等由自然人或民營企業(yè)控股，由于企業(yè)的價值有可能受到企業(yè)上市方式的影響，本文也控制了企業(yè)上市方式。表1為變量名稱、符號及定義。表1變量名稱、符號及定義變

25、量名稱符號變量描述審計質量auditor當年公司選擇十大會計師事務 根據(jù)當年中注協(xié)公布的會計事務所綜合排名確定。所則取1，否則取0審計意見類型opinion標準無保留意見則取0，其他類型的意見取1企業(yè)價值tbqtbq =市場價值/期末總資產(chǎn)，為了可比性，非流通股都以流通股的市值計算 如果以每股凈資產(chǎn)進行計算，可能會低估股改前公司價值，這樣有可能會導致高估刑法修正案對公司價值的影響。為了結論的穩(wěn)健性，穩(wěn)健性測試中也采用每股凈資產(chǎn)計算非流通股的價值。掏空變量tunneldumb控制權與所有權的分離層度。該公司控制權/所有權在所有公司的中處于中位數(shù)以上則取1，否則去0.法律變遷law刑法修正案前取0

26、，刑法修正案后取1.資金占用dumbother資金占用水平高于本行業(yè)的中位數(shù)則取1，否則取0。資金占用水平為其他應收款/期末資產(chǎn)增強作用minmin（director，law）替代作用maxmax（director，law）增強作用與掏空的交互作用min*tunneldumbmin與tunneldumb的乘積替代作用與掏空的交互作用max*tunneldumbmax與tunneldumb的乘積資金占用與法律變遷的交互項dumbother*lawdumbother與law的乘積掏空與法律變遷的交互項tunneldumb*law掏空變量與法律制度變遷的乘積董事會規(guī)模logdirector董事會人數(shù)

27、的對數(shù)存貨inventory存貨/期末資產(chǎn)應收賬款receivable應收賬款/期末資產(chǎn)資產(chǎn)負債率leverage總負債/總資產(chǎn)公司規(guī)模size公司總資產(chǎn)的的對數(shù)盈利能力roa凈利潤/總資產(chǎn)股權結構firsthold大股東持股比例公司成長性growth用總資產(chǎn)的增長率來表示上市方式primed1=直接上市，指發(fā)起上市時便由是自然人或民營企業(yè)控股；2=間接上市，指發(fā)起上市時為國家控股,但后來由于股權轉讓等由自然人或民營企業(yè)控股2.描述性統(tǒng)計本文選取了2004-2009 由于大股東占用上市公司的資金情況比較嚴重，中國證監(jiān)會2003 年頒布了關于規(guī)范上市公司與關聯(lián)方資金往來及上市公司對外擔保若干問題

28、的通知，對控股股東及其關聯(lián)方無償占用上市公司資金問題進行規(guī)范,并在當年對這一情況進行了清查。因而在本文的研究中沒有包括2003 年數(shù)據(jù)。年在滬深交易所a股上市的所有民營企業(yè)作為研究樣本。剔除了家金融類上市公司以及由于交叉持股 交叉持股，主要是為了防止惡意收購與加強銀行與企業(yè)之間關系。公司常出于公司治理而非掏空的目的引入這一機制。2003年8 月，全國人大常委會副委員長成思危在“中國市長高峰論壇”上提出，國有企業(yè)之間可以通過互相參股來解決我國上市公司中存在的“一股獨大”問題。而導致控制權與現(xiàn)金流權分離的6家公司，為了減少樣本剔除導致的誤差，本文對所有的回歸模型都使用了可獲得的最大樣本進行了回歸。

29、回歸方法采用了peterson（2009）的方法，進行了企業(yè)層面和年度層面的兩聚類回歸（cluster2，logit2），這一回歸方法能顯著的緩解截面相關和時間序列相關的問題，其結果較ols更加的穩(wěn)健。為了避免極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量上下1%的極值進行了winsorize處理，本文的數(shù)據(jù)均來自csmar數(shù)據(jù)庫。本文回歸所使用的軟件為stata11。 各個變量的描述性統(tǒng)計如表2：表2 各變量描述性統(tǒng)計變量名均值標準差最小值中位數(shù)最大值tbq1.8551.0370.9271.4634.832min（auditor，law）0.1010.301001max（auditor，law）0.638

30、0.48011tunneldumb0.4980.5001dumbother0.5030.5011growth0.1040.294-0.5630.0191.678leverage0.5080.2380.1360.4921.107roa0.0120.185-1.4090.0360.355size20.8531.06811.34820.84424.459primed1.3860.486112law0.6040.489011auditor0.1480.355001logdirector2.1440.21602.1972.890opinion0.1190.323001inventory0.1780.16

31、00.1360.758receivable0.1230.10700.10.574從表2可以看出，(1)有10.1%的公司在刑法調整后聘請了十大（min（auditor，law）=0.101）(2) 在刑法調整前約有8.6%的公司聘請了十大。總的來說聘請十大的公司有所增加。（3）聘請十大的樣本占總樣本量的14.8%。（4）刑法調整前樣本占總樣本的39.6%，刑法調整后的樣本占總樣本的60.4%（law=0.604）。（5）民營企業(yè)中有大約38.6%的公司是為國家股改制而成。（6）11.9%的公司被出具了非清潔審計意見。四、實證研究1、多元回歸結果假設1，2，3的回歸結果如表3所示：表3 假設1，

32、2，3的回歸結果(1)(3)(2)opinionauditortbqdumbother*law-0.699*(-2.10)dumbother0.735*(3.39)law0.1800.4040.913*(1.63)(1.22)(2.81)inventory-3.609*(-3.13)receivable0.138(0.13)leverage5.476*-0.525-0.0330(10.51)(-1.59)(-0.24)roa-5.276*-0.310-0.148(-6.93)(-1.12)(-0.87)size-0.501*0.289*-0.411*(-3.23)(2.23)(-7.34)au

33、ditor0.2590.0326(0.66)(0.73)primed0.181-0.437*0.151*(0.87)(-2.45)(1.91)tunneldumb*law-0.177*0.125*(-1.74)(2.68)tunneldumb-0.0811-0.0509*(-0.46)(-1.87)growth0.157*(1.74)logdirector0.292-0.0429(0.77)(-0.37)l0.0899*0.0336*（2.03）（3.96）_cons4.828*-7.762*9.753*(1.41)(-2.86)(10.10)wald chi2/f值386.76*190.08

34、*67.82*pseuo r2/adjr20.4610.3580.0313n297229722896注：括號中的為t值， * p 0.1, * p 0.05, * p 0.01。l為根據(jù)（2）計算出的逆米率，用以控制內生性。2、模型一回歸結果以及2*2分析如表四所示：表四 模型（1）回歸結果刑法修正前刑法修正后刑法修正前與刑法修正后之差高資金占用組5.5635.0431-0.5199*n=676n=786低資金占用組4.8285.0080.18n=500n=1010實驗組與控制組組之差0.735*0.0351-0.6999*從表四可以看出，在刑法調整以前，高比例資金占用組與非標準審計意見正相關

35、關系顯著的高于低資金占用組（0.735，p0.01）,但是在刑法調整以后，二組并不存在顯著的差異(0.0351，不顯著）。刑法調整后，在高比例資金占用組與非標意見的正相關關系與刑法調整前相比有了顯著的降（-0.5199，p0.1),而低資金占用組在刑法修正的前后并沒有顯著的變化（0.18，不顯著）。兩組的邊際變化的差異在1%的水平下顯著（-0.6999）。從邊際變化的差異可以看出：非法的資金占用在刑法調整后，有了顯著的減少，支持了假設1.資產(chǎn)負債率與是否出具非標審計意見顯著正相關,當上市公司的資產(chǎn)負債率較高時,注冊會計師會認為公司償債能力不佳,存在較大的財務風險和經(jīng)營風險,因此更傾向于出具非標

36、意見（呂先锫和王偉，2007），公司規(guī)模與出具非標審計意見顯著負相關,，公司的資產(chǎn)收益率與被出具非標意見顯著負相關,與理論的預測是一致的，存貨占總資產(chǎn)的比重與被出具非標意見顯著負相關,這與理論的預期剛好相反,這也許是因為在目前的法律環(huán)境下,注冊會計師的訴訟風險還不高,審計師的風險意識還比較薄弱,在出具審計報告是并沒有過多地考慮此類風險因素（周中勝和陳漢文，2006）。3、模型二回歸結果以及2x2分析 表四，五，六各個差值都在回歸的過程中進行了顯著性檢驗。*為10%顯著，*為5%顯著，*為1%顯著如表五所示：表五 模型（2）回歸結果刑法修正前刑法修正后刑法修正后與刑法修正前之差實驗組-7.843

37、1-7.61610.227n=676n=786控制組-7.762-7.3580.404n=500n=1010實驗組與控制組組之差-0.0811-0.2581*-0.177*從表五中可以看出刑法修正前實驗組與掏空組對審計需求并沒有顯著的區(qū)別（-0.0811，但是不顯著）,而在刑法修正案后，實驗組對高質量的審計需求顯著低于控制組（-0.2581，p0.1）。在刑法修正后實驗組與控制組受系統(tǒng)的影響都更傾向于聘請高質量的會計師事務所（0.227,0.404），但是都不顯著。其邊際變化的差值-0.177，在5%的水平下顯著。從邊際變化的差異可以看出：刑法修正，降低企業(yè)的審計需求，支持了假設2.從表三中可

38、以看出，leverage的符號顯著為負，與國有企業(yè)相比，中國民營企業(yè)進行負債融資時，會受到市場機制的約束。 因此對民營企業(yè)而言，債務融資治理可以作為有效降低企業(yè)代理成本的一種機制( jensen, 1986等),減少民營企業(yè)的外部審計需求（曾穎和葉康濤，2005）。size的系數(shù)為0.302（p0.05），規(guī)模較大的企業(yè)往往有較高的代理成本，因此有高質量的審計需求（高強和伍利娜，2007）。由國企股改而成的民營企業(yè)，由于其特殊的背景，融資更為容易，因此審計需求低于其他的民營企業(yè)。4、模型三回歸結果的以及2x2的分析如表六所示：表六 模型（3）回歸結果刑法修正前刑法修正后刑法修正前與刑法修正后之

39、差實驗組9.702110.74011.038*n=676n=778控制組9.75310.6660.913*n=500n=942實驗組與控制組組之差-0.0509*0.07410.125*在刑法修正前實驗組企業(yè)價值顯著的低于控制組（-0.0509，,p0.1）,而在刑法修正后，兩組的企業(yè)價值并不存在顯著的差別（0.0248，不顯著）。刑法修正后兩組的企業(yè)價值都有了顯著的提高（1.038，p0.01；0.913，p0.01），但是實驗組企業(yè)價值的增加顯著的高于控制組（0.125，p0.01）.在兩組受其他系統(tǒng)影響相同的假設前提下，從邊際變化的差異可以推出假設3成立。即：在其他條件相同的情況下，法律

40、環(huán)境的嚴格，將提高企業(yè)的價值。從模型3的回歸結果可以看出企業(yè)規(guī)模越大，代理問題越嚴重，企業(yè)的價值越低，另一個可能解釋是一個可能的解釋是，中國證券市場上投資者看好的公司往往并非規(guī)模較大、發(fā)展成熟的公司，而是一些規(guī)模雖小但發(fā)展?jié)摿^大的公司（雷光勇，2009），primed的系數(shù)為正，說明發(fā)起上市時是國家控股的公司，市場往往會給于更高的評價。公司的成長性越高（growth的系數(shù)顯著為正），企業(yè)的價值越大，與理論預期一致。5、模型4的回歸結果如表7所示：表7 模型（4）的回歸結果(1)(2)(3)(4)(5)(6)tbqtbqtbqtbqtbqtbqauditor0.2690.2120.171(1.

41、11)(1.79)(0.73)auditor*law-0.400*0.0937-0.308*(-2.57)(0.52)(-1.96)law1.193*1.293*1.177*(2.66)(3.16)(2.62)tunneldumb*law0.0887(1.26)tunneldumb*auditor*law0.517*(2.60)auditor*tunneldumb-0.0855(-0.36)min-0.08810.423*-0.0931(-0.81)(2.65)(-0.88)max1.113*1.141*1.107*(2.62)(3.02)(2.57)tunneldumb*min0.502*(

42、2.84)tunneldumb*max0.0263(0.25)tunneldumb0.04330.0347(0.81)(0.61)change0.3290.2330.457*0.350*0.2800.455*(1.71)(0.99)(3.10)(1.91)(1.26)(3.14)leverage0.293*0.381*0.2350.3070.430*0.212(1.69)(1.89)(1.12)(1.75)(2.17)(0.99)roa0.00303-0.02930.1120.07120.06640.127(0.01)(-0.06)(0.37)(0.15)(0.12)(0.42)size-0.

43、709*-0.716*-0.699*-0.711*-0.721*-0.697*(-4.22)(-4.75)(-3.29)(-4.26)(-4.84)(-3.28)logdirector0.254-0.06440.6020.193-0.1380.543(1.08)(-0.24)(1.57)(0.79)(-0.52)(1.37)primed-0.01470.0506-0.08960.008400.0746-0.0645(-0.19)(0.59)(-1.24)(0.10)(0.75)(-0.84)l0.006420.004320.009750.01290.01380.0139(0.69)(0.31)

44、(0.69)(1.31)(0.89)(1.00)_cons15.18*15.89*14.34*15.33*16.10*14.42*(4.86)(4.75)(4.00)(4.95)(4.87)(4.01)f值34.41*27.10*20.74*36.99*27.08*21.88*adjr20.39310.43340.35160.37390.40840.3397obs1508851657 從樣本數(shù)的分布可以看出，在法制不完善的地區(qū)兩權分離的現(xiàn)象越嚴重。這與la porta（2002）的研究是一致的.1508851657括號中的為t值， * p 0.1, * p 0.05, * p 0.01，1，4

45、列為對全樣本進行回歸，2，5列為對實驗進行回歸。3，6列為對控制組樣本進行回歸。l為根據(jù)（2）計算出的逆米率，用以控制內生性。 從表7的第2列可以看出，law與auditor存在相互增強的作用（系數(shù)為0.0937），但是不顯著。這有可能是以為2006年后的公司其他的治理機制與law存在較強的相互替代作用。因此law與auditor的增強作用被“抵銷”。從第3列可以得出支持這一判斷的推斷（law*auditor的系數(shù)顯著為負）。如果其他治理機制對兩組具有相同的影響，那么在其他機制的影響剔除就可以得出刑法調整的治理作用。從第1列我們可以看出tunneldumb*auditor*law的系數(shù)顯著為正

46、且在1%的水平下顯著。說明掏空風險較大的組，刑法調整與獨立審計的治理作用可以相互增強，即刑法調整在某種層度上增加了中小投資者的信心。為了結論的穩(wěn)健性我們也采用了另一種方法對這一假設進行了檢驗。從表7的第5列和第6列可以看出，在控制組審計治理與2006年頒布的其他治理機制僅僅具有替代作用（max的系數(shù)為1.107，p0.01）,而在實驗組審計治理與2006年頒布的其他治理機制具有相互增強的作用（max的系數(shù)為1.141，p0.05；min的系數(shù)為0.423，p0.01）。第4列的回歸結果進一步驗證了這一差別（tunneldumb*min的系數(shù)均顯著為正），在tunneldumb=0的時，使用任何

47、一種機制都會導致企業(yè)價值的增加。但是使用另一種機制時卻不能使已起作用的機制的邊際作用的增加（min系數(shù)不顯著），而在tunneldumb=1時，不僅任何一種機制會導致企業(yè)價值的增加，而且在使用另一種機制時已起作用的機制的邊際作用的也會得到進一步的加強（tunneldumb*min與min的系數(shù)之和為正，f檢驗p0.05）。在2006年后頒布的其他治理機制對兩組具有相同影響的前提下這一前提是本文推斷的基礎，事實上如果某一新頒布的治理機制對二者的作用存在顯著的差別，那么在解釋本文的結論時必須謹慎。，上述差異為假設4a提供了證據(jù)。結合前文的分析我們可以得出假設4a得到支持的結論。即：刑法調整的治理作

48、用與獨立審計的治理作用可以相互增強。其他控制變量系數(shù)與假設三的回歸結果基本一致，不再贅述。五、穩(wěn)健性檢驗對模型進行hausman檢驗，拒絕了隨機效應模型，為了結論的穩(wěn)健，本文也采用固定效應模型，運用最小二乘法對模型進行了回歸，主要結論基本一致。用每股凈資產(chǎn)計算非流通股的價值，然后計算tbq。對模型3，4進行回歸。主要結論基本一致。由于刑法修正案是在2006年年中，雖然審計師選擇決策都是在年初進行，但是2006年的審計師選擇的決策也有可能會受到刑法修正案的影響 根據(jù)前文的分析，這一影響會使得在2006年公司實際控制人更傾向于聘請小會計師事務所，造成對顯著性的低估。為了結論的穩(wěn)健，本文在剔除了20

49、06樣本后對各個模型進行了回歸，主要結論基本一致。2007年也有可能處于審計師選擇的調整階段，本文剔除2006年與2007年兩年的數(shù)據(jù)后，對各個模型進行回歸,主要結論基本一致。我們以金融發(fā)展指數(shù)對樣本進行劃分，對假設4的各個檢驗進行回歸，主要結論基本一致。在檢驗中，我們也采用大股東資金占用水平（較高的資金占用水平說明存在著較嚴重的代理問題（周中勝和陳漢文，2006，受刑法調整的影響也更大）作為分組的依據(jù)。主要結論基本一致。六、結論與政策建議本文利用2004-2009年民營上市公司的數(shù)據(jù)，運用雙差分模型對2006年我國將掏空行為列入刑法這一事件對上市公司的審計師選擇，上市公司的價值所產(chǎn)生的影響以

50、及其與獨立審計治理的相互關系進行了實證研究。研究發(fā)現(xiàn)在加大對控股股東掏空行為的處罰力度后，控股股東“非法”占用上市公司資金的行為有所減少，緩解了實際控制人與中小股東的代理問題，掏空風險較高的公司轉向聘請小會計事務所。在刑法調整后，控股股東與中小股東的代理問題得到了有效的緩解，存在掏空風險的公司的價值有了顯著的提升。這為我國法律治理效率提供了實證支持。進一步研究發(fā)現(xiàn)：如果法律治理在增加控股股東掏空成本的同時能顯著的減少中小投資者的損失，那么法律治理作用與獨立審計治理作用對公司價值的影響會有相互增強的效果，但是這一推論也只到了實證的初步支持。本文的政策建議是明顯的：制定維護金融市場穩(wěn)定的相關法律時

51、，我們一方面要加大對違法人處罰力度增加其違法成本，另一方面也要增加對中小投資者的保護，減少其損失。這樣才能使得各種治理機制相互增強發(fā)揮更大的綜合治理作用。參考文獻：bell, timothy b.; tabor, richard. 1991,empirical analysis of audit uncertainty qualifications.journal of accounting research (2): 350-370.drobetz, w., a.schillhofer and h. zimmermann. 2004 ,corporate governance and exp

52、ected stock returns: evidence from germany. european financial management (10): 67-93.heckman j. j. 1976, the common structure of statistical models of truncation, sample selection, and limited dependent variables anda simple estimator for such models , annals of economic and social measurement（5）：475 -492.josephp.h.fan and t.j.wong, 2005,do external auditors performa corporate governance role in emerging mark