蔡春 赵莎

一、文献综述

独立审计是一种降低代理成本的机制。大量西方经验研究发现，在IPO市场上对高质量审计师具有较大的需求，以便为投资者提供关于公司价值的信息（Simunic和Stein，1987；Datar等，1991）和降低抑价（Beatty，1989；Balvers等，1988）。这些研究都表明，当IPO公司特有风险上升时，选择高质量审计师能比选择低质量审计师带来更大的边际收益，然而，选择高质量审计师的边际成本也可能较大。国内关于审计市场的研究大多集中于考察供给方行为，本文以2001—2004年间在沪深两市上市的296家上市公司为研究样本，试图站在审计市场需求方角度，通过自选择分析检验成本效益因素对我国上市公司在IPO市场上的审计师选择行为的影响。研究结果发现，高质量审计可以降低由抑价和审计收费构成的总成本。随着上市公司与会计师事务所特征的变化，审计收费与抑价水平也在相应发生变化，上市公司表现出一种根据其自身特点进行成本最小化决策的行为。

Feltham等（FHS，1991）检验了Datar等（1991）关于被审客户特有风险越高，越要求较高审计质量的命题，然而他们并没有发现公司特有风险与审计质量间的强相关性。FHS认为这可能是出于公司特有风险对审计收费的影响，如果“八大”收取的风险溢价高于“非八大”，则增加的这部分成本可能高于选择“八大”带来的收益。这种现象表明上市公司对审计师的选择依赖于成本效益的权衡，并且审计质量与风险间的关系可能是非线性的。Hogan（1997）检验了1990年1月至1992年3月首次公开发行的692只股票，发现在IPO市场上，公司的审计师选择行为明显考虑了成本效益的权衡，并根据其自身的规模，风险因素做出成本最小化决策。

（一）审计质量与审计定价。

一旦企业决定向公众发行股票，就要选择会计师事务所（审计师）对招股说明书中的财务信息进行审计。审计师的鉴证可以降低所有者与投资者间的信息不对称程度，从而降低股票初始抑价给所有者造成的成本。Balvers等（1988）、Beatty（1989）和Datar等（1991）的研究表明高质量的审计师能比低质量审计师更大程度地降低信息不对称。如果公司决定上市的决策增大了对高质量审计的需求，那么可能导致公司审计师变更。Menon和Williams（1991）观察到IPO前两年6.4%的公司存在审计师变更，其中大部分都是变更为规模更大的会计师事务所。

IPO公司选择低质量审计师的一种解释是聘请高质量审计师的成本可能高于收益。如果高质量审计师的风险溢价收费高于低质量审计师，则市场可能会选择低质量审计师。大量研究都认为审计成本由两个要素构成：“生产成本”和期望损失成本（Scott，1973；O’Keefe等，1994；Dye，1995）。这些成本要素依赖于审计质量水平和客户特征，比如“生产成本”取决于客户规模和复杂性。而期望损失包括诉讼和修复声誉的潜在成本损失，这些成本随着诉讼风险的提高而增加（Bell等，1994）。对于大会计师事务所来说，修复声誉的潜在成本将会高于小事务所，因此大会计师事务所对于高风险客户的收费也会更高。Clarkson和Simunic（1994）发现加拿大市场上的IPO审计师选择行为与Datar（1991）模型的预测一致，即法律监管环境导致了审计供给方定价机制的形成。

（二）审计质量与IPO抑价。

IPO抑价的主要根源在于投资者、发行公司和投资银行间的信息不对称。从理论上讲，高声誉的主承销商和会计师事务所能提供高质量的信息，从而减少信息不对称引起的不确定性，并降低IPO抑价幅度。Beatty和Ritter（1986）指出，随着发行公司事先不确定性的增加，投资者遭受损失的可能性会增大。当投资者购买事先不确定性大的股票时，要求更大幅度的抑价。因此，发行公司事先不确定性越大，IPO抑价幅度越大。Titman和Trueman（1986）认为，首次公开发行公司选择会计师事务所的行为就是在向潜在投资者传递公司价值信号。聘请不同类型的会计师事务所将影响IPO定价。高质量审计能为潜在投资者提供更为可靠和有效的会计信息，从而降低首次公开发行公司和投资者之间的信息不对称，进而降低新股抑价幅度。Simunic和Stein（1987）、Beatty（1989）、Feltham（1991）对Titman和True-man的模型进行了实证检验，结果表明，选择高质量审计的新股发行公司的股票抑价程度显著降低。

国内关于审计质量与IPO抑价关系的研究相对较少。李常青和林文荣（2004）选取1999年7月1日至2002年12月31日在上海和深圳两交易所首次公开发行A股的312个公司作为样本，发现会计师事务所声誉并不能降低IPO抑价程度。陈海明和李东（2004）以1996年1月至2003年3月在沪市发行上市的A股为样本，发现中介机构声誉假说在我国并不完全成立，聘请中外合资和合作的知名会计师事务所作为主审计师的发行公司的新股发行抑价显著低于聘请普通会计师事务所的新股发行抑价，而聘请国内知名的十大会计师事务所作为主审计师的发行公司的新股发行抑价却显著高于聘请普通会计师事务所作为主审计师的发行公司的新股发行抑价。

（三）公司特有风险的衡量。

Francis等（1993）、O’Brien和Hodges（1993）发现公司规模与诉讼风险存在正相关关系，且某些高风险行业中的的公司更易面临诉讼。Alexander（1991）也发现大公司更可能成为起诉的目标。Tinic（1988）认为总发行量和每股发行价格是对公司初始不确定性的替代指标。投机性的公司倾向于较小的发行量和较低的每股发行价格，而越是成熟的公司越是倾向于较大的发行量，因为这些公司的信息不对称程度较低。然而，小公司即便失败，也不足以使投资者提起诉讼。

在IPO研究中，还有其他一些变量被用来作为公司特有风险的替代变量，包括招股说明书中的风险因素个数、组合发行等。Simunic和Stein（1987）假设风险随招股说明书中的风险因素个数增加而增大，并发现了风险因素个数与审计师可靠性间的倒数关系。Schultz（1993）发现组合发行的抑价程度高于股票发行，也就是说组合发行的风险较高。Le-land和Pyle（1977）认为在公司价值同等的条件下，风险随流通比例的增加而增大。Menon和Williams（1991）发行流通比例与承销商报销正相关。

（四）审计师与承销商角色。

审计服务的价值依赖于承销商在多大程度上能取代其降低不确定性的作用。审计师与承销商所提供的服务有着明显的差别。审计师对财务报表的鉴证有助于投资者和承销商估计公司未来现金流，而承销商提供市场认证。承销商对于类似证券和潜在投资者的认识有助于确定发行价格，对于缺少财务信息的刚起步的公司来说，承销商的角色比审计师更为重要。Logue（1973）检验了美国1965—1969年间的250个新股样本，发现普通投资银行承销的新股定价偏低程度要大得多。Neuberger和Hammond（1974）采用816家新股作为样本，发现两类投资银行承销的新股上市后第一周的价格升水存在显著差异，知名投资银行承销的新股定价偏低程度明显小于普通投资银行。Beatty和Ritter（1986）、Carter和Manas-ter（1990）、Michael和Shaw（1994）的实证研究结果表明，知名投资银行承销的新股定价偏低程度小于普通投资银行。

在国内研究方面，刘江会等（2003）对承销商与IPO质量间的关系进行了研究，认为投资银行甄别IPO企业质量的认证功能是失效的。金晓斌等（2003）发现1999年后的IPO质量与投资银行的声誉存在明显的正相关关系。

在本文的实证检验中，承销商质量被引入作为控制变量，以与审计质量相区别，并分别考察了不同的承销商质量组，因为高质量的承销商往往会要求公司选择高质量审计，从而限制公司的审计质量选择。

二、研究假设与研究方法

（一）审计质量的自选择问题。

本研究假设发行公司在选择高质量审计时会对其收益（比如降低抑价幅度）和较高的审计收费进行权衡，以降低抑价与审计收费之和。由于这种选择是IPO公司自我行为的结果，是一个自选择的过程，本文主要采用Maddala（1983）的自选择分析方法对上述假设进行检验，将审计质量作为一个同时影响审计收费和抑价幅度的外生选择变量，以矫正自选择问题。

发行公司正确选择知名会计师事务所时的平均总成本可以表述如下：

参数μi和Z通过下面的Probit模型回归得出：

其中：

i当选择知名会计师事务所时为1，否则为0；

TC为抑价（收盘价减发行价）与审计收费之和除以收盘价；

ALRATIO为发行公司资产负债率；

GAP为上市时间间隔（天数）；

INDCD5为发行公司所处行业为工业时为1，否则为0的虚拟变量；

INVOWN为发行公司的IPO流通比例；

LNASSETS为总资产的自然对数；

INOFFVAL为总发行价值的自然对数；

PRESTIGE1为虚拟变量，承销商排名为1—10时取1，否则取0；

PRESTIGE2为虚拟变量，承销商排名为11—30时取1，否则取0；

Wi为对截尾正态分布误差项期望值进行修正的选择变量。

发行公司资产负债率、上市时间间隔、行业变量、流通比例、总资产自然对数、总发行价值的自然对数、承销商声誉构成了对总成本造成潜在影响的控制变量。其中，资产负债率、上市时间间隔、行业变量、流通比例、总发行价值的自然对数是对发行公司特有风险的衡量指标。根据新股发行抑价理论，发行公司风险越大，公司未来盈利前景越具有不确定性，与投资者的信息不对称情况越严重，因此，作为衡量公司风险水平的一个重要因素，资产负债率被引入作为代表投资者与发行人间信息不对称的因素之一。并且由于投资者对小盘股公司了解较大盘股公司少，所以小盘公司与投资者间的信息不对称程度更大（公司规模大小不同也可能造成类似的信息不对称情况）。因此，本文将发行规模（总发行价值的自然对数）也作为代表投资者与发行人间信息不对称的因素。根据“上市时间间隔假说”，如果新股定价时以当时二级市场的情况作为参考依据，发行定价与上市之间的时间间隔越长，未来股市状况的不确定性越大，发行公司面临的风险也就越大，因此上市时间间隔被用来作为代表这种不确定性的替代变量。根据“流动性需要假说”，大量分散的小股东既可以增加公司的流动性，又可以防止公司被收购的风险（Booth和Chua，1996），因此首次公开发行时的流通股比例被引入作为发行公司特有风险的替代变量之一。行业变量反映了行业风险对发行公司风险的影响，是衡量公司风险的一个重要指标。

不同会计师事务所组别的总成本差异β′Z可通过下述Probit模型进行估计：

其中AUDQUAL是虚拟变量，选择知名会计师事务所时取1，否则取0，其他变量定义同上。

假设1 发行公司的审计质量选择中存在自选择偏差（λ0，λ1≠0）。

假设2 发行公司选择不同的审计质量组以使抑价和审计收费构成的总成本最小化（λ0＜λ1）。

（二）错误选择审计质量组的期望总成本。

三、样本选择与描述统计

（一）研究样本。

2001年至2004年，沪深两市A股共有301只首次公开发行（IPO）的新股，其中“富通昭和”自2003年9月4日首次公开招股后至今仍未上市，剔除此样本及4个数据不全的样本后，共得到2001年1月至2004年8月在沪深两市首次公开发行A股的296个样本（其中2001年62个，2002年70个，2003年66个，2004年98个）。按照聘请知名/普通会计师事务所组别划分，共有82家IPO公司聘请知名会计师事务所，214家IPO公司聘请普通会计师事务所。

对于承销商声誉划分，本文借鉴刘江会等（2003）的研究方法，采用M-W法对我国承销商（1991—2004年情况）进行排名，并以此作为承销商声誉等级的衡量指标。根据各承销商承销业绩排名情况，将我国承销商分成三个等级，业绩排名前10位的为高声誉等级承销商，业绩排名在11位至30位的为中声誉等级承销商，业绩排名在30位以后的为低声誉等级承销商。其中高声誉等级承销商样本107家，中声誉等级承销商样本128家，低声誉等级承销商样本61家。

IPO数据来源于深圳国泰安公司CSMAR证券财务年投股票市场研究数据库及新浪财经网公布的IPO公司招股说明书和上市公告书。

（二）描述统计。

表1给出了抑价和审计收费等因素的描述统计结果。在选择高声誉等级承销商的107家IPO公司中，只有36家同时选择了知名会计师事务所，这初步说明，在我国承销商对IPO公司的会计师事务所选择行为影响并不明显。从表1可以看出，选择知名会计师事务所的IPO公司总发行价值的自然对数显著高于选择普通会计师事务所的公司。虽然两组样本未经发行数量调整的审计收费差异并不显著（此时的审计收费是一个单位值），但对AUDCOMP变量乘以一个发行数量后得到的两组调整后审计收费均值存在显著差异，描述统计结果显示知名会计师事务所的调整后审计收费均值显著高于普通会计师事务所。因此，审计收费的差异可能是由于发行规模差异引起的。这符合Chaney，Jeter和Shivakumar（2004）的研究结果，他们发现当对自选择偏差进行控制以后，“五大”会计师事务所相对于“非五大”不存在审计收费溢价。表1亦反映出选择知名会计师事务所的发行公司IPO抑价显著低于选择普通会计师事务所的发行公司，且选择知名会计师事务所的发行公司总成本（审计收费与抑价之和）也显著较低。这与高质量审计能有效降低新股抑价幅度的理论假设相一致，且说明选择不同会计师事务所类型会有不同的成本，符合IPO公司会计师事务所选择的成本最小化假设。

表2给出了各解释变量的相关系数矩阵，表2的第一部分是知名会计师事务所样本组的相关系数，第二部分是普通会计师事务所样本组的相关系数。各解释变量的相关系数都较低，证明模型不存在严重的多重共线性问题。表3列示了全部样本的行业分布情况。

四、自选择分析结果

本部分首先探讨前文所述的自选择分析模型的回归结果，进而比较IPO公司做出正确和错误的会计师事务所选择时的条件期望成本。

（一）二阶段自选择分析结果。

表4反映了回归方程（3）、（4）的自选择分析结果，并分别列出了总成本模型的最小二乘（OLS）估计值和最大似然（MLE）估计值。如果样本存在自选择问题，OLS结果会出现偏差，导致二阶段估计失败，因此本文只详细分析MLE估计结果。表4的第一部分是Probit模型的回归结果（包括总体似然对数和似然比检验统计量），第二、三部分是知名/普通会计师事务所样本组总成本模型的回归结果。

从表4的最大似然估计结果可见，知名会计师事务所样本组的选择变量W的系数并不显著，但普通会计师事务所样本组的W的系数显著。且λ0=0.269002＜λ1=18.23867，这与假设2一致，说明IPO公司在选择会计师事务所声誉类型（或者说选择审计质量）时会考虑使抑价与审计收费总成本最小。在知名会计师事务所样本组只有总发行价值自然对数的系数显著，并且对于选择知名会计师事务所和普通会计师事务所的IPO公司，总发行价值的规模都与总成本呈显著负相关关系，这与Tinic（1988）的观点一致。这种现象可能是因为在其他风险条件不变的情况下，发行规模越大的公司信息不对称程度越低，从而其抑价幅度也就越低，并最终呈现出总发行价值与总成本的负相关关系。在普通会计师事务所样本组，上市时间间隔的最大似然估计系数显示上市时间间隔与总成本显著正相关，符合“上市时间间隔”假说；而IPO流通比例与总成本显著正相关，符合Leland的Pyle（1977）的研究结果，即可解释为由于风险随流通比例的增加而增大，导致IPO抑价和审计收费都随风险增大而增加，从而使总成本上升。表4亦表明在普通会计师事务所样本组，行业（工业）变量与总成本显著负相关，这可能是由金融、房地产行业的高风险间接引起的。而无论在知名会计师事务所样本组还是在普通会计师事务所样本组，承销商声誉与总成本的关系都不显著。

普通会计师事务所样本组的自选择变量系数显著，且OLS与MLE估计系数存在差异，两组样本的截距项系数及LNOFFVAL变量系数都存在显著差异，证明IPO公司对审计质量存在自选择问题，但由于知名会计师事务所样本组的自选择变量系数不显著，分析结果只能表明自选择偏差仅存在于选择普通会计师事务所的样本组。下面对期望成本的分析进一步检验IPO公司审计质量选择的成本差异。

（二）错误选择审计质量组的期望总成本。

表5通过表4中的最大似然系数以及表1中的变量均值，分别计算出正确和错误选择会计师事务所时的条件期望总成本。

五、研究结论

IPO公司在发行股票时会面临诸多成本，其中抑价与审计收费在一定程度上取决于其对审计质量水平的选择。理论上讲，高质量审计虽能降低IPO抑价幅度，但其收费水平也较高。且对于高风险客户，会计师事务所也会增加收费以弥补潜在的诉讼和声誉损失。按照“理性经济人”假设，IPO公司会在审计质量水平带来的收益和成本之间进行权衡，以选择对其总成本最小的会计师事务所类型。这种权衡即可导致高风险的IPO公司选择较低声誉的会计师事务所。

在普通会计师事务所样本组，自选择分析结果与成本最小化假设一致。对于条件期望成本的分析又进一步证明两组样本公司的实际会计师事务所声誉类型选择都符合成本最小化假设。此外，研究结果在一定程度上反映了两组样本公司特有风险对审计质量选择成本的不同影响。

然而，知名会计师事务所样本组的自选择变量系数不显著，表明实际选择知名会计师事务所的IPO公司平均总成本与全部IPO公司都选择知名会计师事务所时的平均总成本不存在显著差异，即对于选择知名会计师事务所的公司，无论其有无选择会计师事务所声誉类型的自由，都不会显著影响其总成本，这可能是由我国目前审计市场现状直接导致的。在西方发达市场，“四大”等会计师事务所经过长期努力，形成了良好的声誉，被公认能够提供高质量的审计服务；但在我国尚不成熟的审计市场环境下，会计师事务所声誉等级的划分标准尚不严格，知名会计师事务所的审计质量是否显著高于其他会计师事务所也存在争议，这就可能导致本文的部分结果与假设不一致。然而，即便在美国这样的证券市场高度发达的环境下，Hogan（1997）对1990年1月至1992年3月首次公开发行的692只股票的研究也同样发现在选择“六大”审计的IPO公司样本组，审计质量与总成本关系不显著。

关于研究结果在普通会计师事务所样本组显著，而在知名会计师事务所不显著的现象，还有一种可能的解释就是IPO公司在选择知名会计师事务所时存在非理性行为。也就是说，IPO公司在选择知名会计师事务所时完全是出于对其名气的仰慕和认为其能够提供高质量审计，因为知名会计师事务所在塑造其自身良好形象上的投入明显大于普通会计师事务所。此时，IPO公司可能会出于非成本效益因素进行会计时师事务所的选择。而对于普通会计师事务所，形象和名气的光环大大削弱了，此时IPO公司在选择审计质量时则可能更多地考虑成本效益因素。可见，在知名会计师事务所样本组研究结果不显著的原因可能是多方面的，模型也有可能忽视了某些解释变量。

后续研究可以通过寻找能充分反映IPO公司风险以及会计师事务所选择影响因素的其他替代变量进一步完善模型。本文只考察了2001年1月至2004年8月首次公开发行A股的296个样本，研究结果的稳健性可通过扩大样本期间以增大样本规模进行检验。

（《中国会计评论》第6卷第1期2008年3月 略有删节）