金融市場發(fā)展與獨立審計論文范文

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一、研究設(shè)計

（一）模型建立和變量定義本文的研究假設(shè)通過混合面板模型進(jìn)行驗證，模型的基本形式如下：其中FROEt表示t期的預(yù)期凈資產(chǎn)收益率，由于預(yù)測數(shù)據(jù)無法獲得，這里FROEt采用曾穎和陸正飛（2006）、蔣琰和陸正飛（2009）的方法，由t期期末每股收益與t期期初每股凈資產(chǎn)的比值獲得。GLS模型要求采用至少12期的預(yù)測數(shù)據(jù)計算權(quán)益資本成本，本文設(shè)定T=12的預(yù)測區(qū)間，對于終值的前三期采用實際數(shù)據(jù)計算獲得，而對于后9期采用遞延或者迭代的方式求得預(yù)測數(shù)據(jù)。其中，F(xiàn)ROEt從t+3期開始向行業(yè)平均水平直線回歸，從t+12期開始保持在行業(yè)均值水平。而Bt在有實際數(shù)據(jù)的年份以實際數(shù)據(jù)替代預(yù)測數(shù)據(jù)，此后以迭代的方式求得，公式如下：Bt=Bt-1+Bt-1×FROEt×（1-K)。其中k為近5年的股利分派率平均水平。GLS模型的含義在于股權(quán)融資成本是使得企業(yè)未來各期凈現(xiàn)金流的現(xiàn)值總和等于當(dāng)前公司股票價格的內(nèi)含收益率。（2）解釋變量。本文的解釋變量包括審計意見（adopinion）、審計質(zhì)量（adquality）與金融市場環(huán)境。其中，參考朱凱和陳信元（2009）、魏鋒（2012）、魏志華等（2012）將審計意見分為標(biāo)準(zhǔn)無保留意見與非標(biāo)準(zhǔn)意見，以虛擬變量衡量，其中保準(zhǔn)無保留意見為1，其他意見為0。由于公司審計的統(tǒng)計截止日期為年末，但披露時間為下一年第一季度，故而選取審計意見的滯后一期作為解釋變量；雒敏和麥海燕（2011）、徐壽福（2012）、張鳴等（2012）以會計事務(wù)所的實力即“國際四大”或者“國內(nèi)十大”作為審計質(zhì)量的度量，本文借鑒前人觀點，對公司進(jìn)行審計的事務(wù)所為國際四大則審計質(zhì)量為1，其他為0；金融市場環(huán)境則引用樊綱等（2011）《中國市場化指數(shù)報告》中的市場化指數(shù)衡量。（3）控制變量。綜合相關(guān)文獻(xiàn)的研究（D.Henry，2009；支曉強和何天芮，2010；Z.Lin，et.al，2011；CF.Baum，et.al，2011；張宗益和駱垠杏，2012；楊興全等，2012），選取企業(yè)性質(zhì)（cqxz）、資產(chǎn)規(guī)模（lnasset）、資產(chǎn)負(fù)債率（lev）、盈利水平（roa）、成長能力（growth）、賬面市值比（btom）、風(fēng)險系數(shù)（beta）、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（captur）、股票轉(zhuǎn)手率（stotur）等反映企業(yè)特征的控制變量，同時設(shè)置行業(yè)、年度虛擬變量控制行業(yè)、年度差異。變量定義如表（1）。

（二）樣本選取和數(shù)據(jù)來源本文選擇2007年至2009年滬深A(yù)股有審計意見的上市公司為基本樣本，由于股權(quán)融資成本的計量需要未來3年預(yù)測數(shù)據(jù)，本文以實際數(shù)據(jù)的計算值替代，故而實際樣本為2007年至2011年。樣本刪減的過程中：（1）剔除股權(quán)融資成本在［0，1］范圍之外以及存在數(shù)據(jù)缺失的公司；（2）剔除ST、PT公司、金融業(yè)公司，由于注冊地在西藏的公司市場化水平與其他地區(qū)差異過大，同時刪去注冊地在西藏的上市公司；（3）剔除各個變量數(shù)據(jù)存在異常與極端值的公司。經(jīng)處理得出1195家公司每年的平衡面板數(shù)據(jù)。市場化指數(shù)源自樊綱等（2011）《中國市場化指數(shù)———各地區(qū)市場化相對進(jìn)程2011年報告》，公司的財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，股權(quán)融資成本通過財務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行計算獲得，通過Matlab編程獲得批量股權(quán)融資成本數(shù)據(jù)。文章實證過程采用Stata12軟件。

二、實證檢驗分析

（一）描述性統(tǒng)計通過樣本描述性統(tǒng)計表（3）可以發(fā)現(xiàn)，各上市公司股權(quán)融資成本差異較大，最大值為0.8400，而最小值僅有0.0002；獨立審計方面，從上市公司的審計意見均值為0.9598可看出絕大多數(shù)公司都能得到標(biāo)準(zhǔn)無保留意見，其財務(wù)信息披露與實際情況基本一致，由于差異不大看不出審計意見對股權(quán)融資成本的影響，于是做出審計意見與股權(quán)融資成本的分組描述，由表（3）發(fā)現(xiàn)，審計意見為0時股權(quán)融資成本均值為0.0458高于審計意見為1的股權(quán)融資成本均值0.0419，初步符合本文假設(shè)。然而對比審計質(zhì)量，僅0.0675的均值說明只少數(shù)公司在信息披露時聘請高質(zhì)量會計事務(wù)所，審計質(zhì)量并不是上市公司普遍采取的外部治理方式。市場化指數(shù)最大值為11.8，最小值為3.25說明我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡顯著，不同注冊地的上市公司處于不同發(fā)展水平的金融環(huán)境中，很可能成為影響股權(quán)融資成本的因素之一。

（二）回歸分析首先進(jìn)行是全樣本的多元回歸，同時為了考察不同企業(yè)性質(zhì)是否會影響金融市場發(fā)展、獨立審計與股權(quán)融資成本的關(guān)系，本文還按照企業(yè)性質(zhì)進(jìn)行分組回歸，結(jié)果如表（4）和表（5）所示?？梢缘贸鋈缦路治鼋Y(jié)論：（1）表（4）的6種回歸模型與表（5）的結(jié)果均表明，審計意見均與股權(quán)融資成本負(fù)相關(guān)，即獲得標(biāo)準(zhǔn)無保留意見的上市公司比獲得非標(biāo)準(zhǔn)意見的上市公司承擔(dān)更低的股權(quán)融資成本，并且審計意見在1%的水平上顯著影響股權(quán)融資成本，該結(jié)果說明審計意見作為外部治理的一項方式能夠有效補充內(nèi)部公司治理，促進(jìn)上市公司的信息披露，影響投資者的預(yù)期與資金投向進(jìn)而作用于公司的股權(quán)融資成本，驗證了假設(shè)1。（2）表（4）的模型2、4表明審計質(zhì)量與股權(quán)融資成本負(fù)相關(guān)，即聘請國際四大會計事務(wù)所的上市公司承擔(dān)更低的股權(quán)融資成本，但是二者關(guān)系不顯著。然而在表（5）的分組回歸結(jié)果中，審計質(zhì)量與股權(quán)融資成本正相關(guān)。出現(xiàn)兩種迥異的原因可能是，審計質(zhì)量與公司治理存在兩種效應(yīng)：一是高質(zhì)量審計能夠提供更有效的信息披露，對于公司而言是一種治理機制，能夠降低企業(yè)內(nèi)部的管理層與股東沖突，提高企業(yè)營運效率進(jìn)而降低企業(yè)融資成本（雒敏和麥海燕，2011；魏鋒，2012）；二是問題越突出的公司越有聘請高質(zhì)量的外部獨立審計的傾向（曾穎和葉康濤，2005），故而高質(zhì)量審計同時反映企業(yè)內(nèi)部治理問題，影響投資者的預(yù)期進(jìn)而影響股權(quán)融資成本。綜述所述，審計質(zhì)量與股權(quán)融資成本的關(guān)系不確定，由治理效應(yīng)與信息披露效應(yīng)的相互作用決定。假設(shè)2沒有得到驗證。（3）金融市場環(huán)境對股權(quán)融資成本的影響包括兩個方面，一是金融市場環(huán)境直接影響股權(quán)融資成本，發(fā)達(dá)的金融市場環(huán)境具備更加效率的競爭、交易機制，更暢通的信息傳播渠道，更完善的法律、監(jiān)督體系，進(jìn)而減少企業(yè)融資的效率損失，降低股權(quán)融資成本；二是金融市場環(huán)境通過加強獨立審計的治理作用影響股權(quán)融資成本，發(fā)達(dá)的金融市場環(huán)境使得投資者更為全面的考察企業(yè)的經(jīng)營狀況、發(fā)展能力，作為信息披露的一種方式獨立審計能夠引起足夠的關(guān)注進(jìn)而影響企業(yè)的股權(quán)融資成本。表（4）模型5中，金融市場環(huán)境對權(quán)融資成本的直接影響系數(shù)為-0.0004，并且二者關(guān)系并不顯著；而模型6中，審計意見與金融市場環(huán)境的交叉變量的系數(shù)為0.0056，并且審計意見、金融市場環(huán)境、二者的交叉變量均與股權(quán)融資成本關(guān)系在1%的水平上顯著，說明金融市場環(huán)境主要通過第二個途徑影響股權(quán)融資成本。假設(shè)3得到驗證，但關(guān)系不顯著，假設(shè)4得到驗證，關(guān)系顯著。（4）性質(zhì)不同的企業(yè)，其股權(quán)融資成本受到獨立審計、金融市場發(fā)展的影響程度并不相同，國有控股公司比民營控股公司承擔(dān)更高的股權(quán)融資成本。由此，按照企業(yè)性質(zhì)對金融市場環(huán)境、獨立審計與股權(quán)融資成本進(jìn)行分組回歸，得到表（5）。可以發(fā)現(xiàn)，一是國有控股公司的審計意見系數(shù)、金融市場發(fā)展系數(shù)的絕對值為0.0811和0.0085，分別大于民營企業(yè)的0.0197和0.0021，并且審計意見、金融市場發(fā)展與股權(quán)融資成本的關(guān)系更顯著，即獨立審計、外部治理環(huán)境對國有控股公司的影響更甚。這意味著和民營企業(yè)相比，國有控股公司的內(nèi)部治理水平與信息披露強度較低、問題更突出，外部治理的改善能夠顯著降低其股權(quán)融資成本。二是國有控股企業(yè)與民營企業(yè)的審計質(zhì)量與股權(quán)融資成本正相關(guān)，再次證明了審計質(zhì)量與股權(quán)融資成本的關(guān)系不確定。

（三）穩(wěn)健性檢驗為了考察研究的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗，包括：在計算股權(quán)融資成本時將預(yù)測期從12期延長到18期；對審計質(zhì)量的衡量從國際四大擴大到中國注冊會計師協(xié)會網(wǎng)站上公布的排名前十的會計事務(wù)所；增加公司治理的控制變量，如獨立董事比例、第一大股東持股比例、第二到第十大股東持股比例、兩權(quán)分離等；將金融市場發(fā)展的衡量指標(biāo)替換為金融業(yè)的競爭程度。不管是改變解釋變量、被解釋變量或是控制變量，研究結(jié)果沒有發(fā)生實質(zhì)變化，實證結(jié)果基本穩(wěn)健。

三、結(jié)論與啟示

本文研究得出如下結(jié)論：（1）獲得標(biāo)準(zhǔn)無保留意見的公司比獲得非標(biāo)準(zhǔn)意見的公司承擔(dān)較低的股權(quán)融資成本，說明審計意見能夠發(fā)揮信息披露作用反映公司價值，影響投資者預(yù)期進(jìn)而影響股權(quán)融資成本。不僅如此，審計意見作為有效外部治理機制，能夠彌補企業(yè)內(nèi)部治理的不足，減少成本進(jìn)而影響股權(quán)融資成本；（2）審計質(zhì)量與股權(quán)融資成本的關(guān)系存在兩種效應(yīng)：一是審計質(zhì)量的治理效應(yīng)能夠降低股權(quán)融資成本，二是高質(zhì)量審計的高度信息披露反映企業(yè)內(nèi)部治理問題改變投資者預(yù)期進(jìn)而提高股權(quán)融資成本，故而二者的關(guān)系取決于兩種效應(yīng)的相互作用，存在不確定性；（3）金融市場發(fā)展進(jìn)程作為企業(yè)融資活動的外部環(huán)境，對股權(quán)融資成本的影響主要在于通過改善信息不對稱提高融資效率。良好的金融市場環(huán)境使得投資者充分關(guān)注到獨立審計的信息披露作用，修正期望報酬率進(jìn)而作用于企業(yè)股權(quán)融資成本；（4）相比民營企業(yè)，國有控股企業(yè)由于信息披露程度低、管理層與股東的問題更為突出使得其股權(quán)融資成本更高，故而獨立審計與金融市場發(fā)展對其治理作用更為明顯。獨立審計能夠有效提高企業(yè)融資效率，降低股權(quán)融資成本，而良好的金融市場環(huán)境能夠降低信息不對稱，促進(jìn)獨立審計對企業(yè)的價值揭示與治理進(jìn)而降低股權(quán)融資成本。本文的政策建議如下：推進(jìn)金融改革，完善、平衡地區(qū)金融發(fā)展進(jìn)而改善信息披露機制，促進(jìn)獨立審計監(jiān)督職能的發(fā)揮為企業(yè)經(jīng)營、融資活動創(chuàng)造良好外部治理環(huán)境；不斷深化、完善審計制度，以國家審計的發(fā)展規(guī)范獨立審計即民間審計，充分發(fā)揮審計的信息揭示與治理作用進(jìn)而提高社會融資效率；提高社會對獨立審計的關(guān)注度，引導(dǎo)企業(yè)與投資者重視獨立審計意見，企業(yè)針對審計意見改善內(nèi)部治理，投資者參考審計意見確定投資方向，進(jìn)而降低資本市場效率損失。

作者：封雨葉敏文單位：武漢大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院