董小紅，孫文祥

(安徽財經(jīng)大學 會計學院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言

近年來，企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動機與后果引起了學者們的廣泛關(guān)注。通過對企業(yè)金融化的大量研究，學者們認為企業(yè)金融化的動機主要包括“預防性儲蓄”動機和“利潤追逐”動機，并且普遍認為“預防性儲蓄”動機有利于企業(yè)的發(fā)展，而“利潤追逐”動機不利于企業(yè)的發(fā)展[1-2]。在此基礎上，學者們開始考慮企業(yè)金融化對審計方面的影響。理論上說，如果企業(yè)配置金融資產(chǎn)是出于“預防性儲蓄”動機，那么通過金融化的“蓄水池效應”，企業(yè)持續(xù)經(jīng)營能力將會提高，經(jīng)營風險也會降低，從而有利于降低審計師的審計風險以及審計投入；而如果企業(yè)配置金融資產(chǎn)是出于“利潤追逐”動機，那么企業(yè)利潤水平的穩(wěn)定性和質(zhì)量都會降低，并且對實體投資的“擠出效應”將影響企業(yè)持續(xù)經(jīng)營能力，從而增加審計師的審計風險和審計投入[3-5]。但企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動機往往并不單一，當審計師考慮自身承擔的審計風險以及付出的審計投入時，企業(yè)金融化會如何影響審計質(zhì)量呢？

審計質(zhì)量是會計師事務所發(fā)現(xiàn)客戶違規(guī)并報告該違規(guī)的聯(lián)合概率[6]。作為資本市場和金融市場的信息鑒證者，審計師應當對披露信息的可信賴程度提供合理保證，從而有效保護投資者及潛在投資者的利益，而內(nèi)部控制在保證財務報告質(zhì)量的目標上與審計質(zhì)量一致[7]。已有研究發(fā)現(xiàn)，較高質(zhì)量的內(nèi)部控制會顯著降低管理層的盈余管理動機，提高管理層的風險規(guī)避水平，從而降低財務舞弊或違規(guī)的可能性[8]。因此較高質(zhì)量的內(nèi)部控制在一定程度上降低了審計師的審計風險和審計投入。那么，企業(yè)金融化會不會通過財務舞弊或盈余操縱增加重大錯報的可能性，從而降低審計質(zhì)量？內(nèi)部控制制度的建立健全又能否有效地協(xié)助審計師發(fā)現(xiàn)并披露這些問題，進而避免審計質(zhì)量的降低？為了回答上述問題，本文以2010—2018年我國A股上市公司為研究對象，實證檢驗企業(yè)金融化與審計質(zhì)量之間的關(guān)系，并考察內(nèi)部控制對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

本文可能的貢獻在于：第一，審計質(zhì)量一直是學者們研究的熱點話題，但鮮有文獻關(guān)注企業(yè)金融化對審計質(zhì)量的影響，本文對這一問題展開研究，豐富了企業(yè)金融化與審計質(zhì)量領域的相關(guān)文獻；第二，考察內(nèi)部控制對企業(yè)金融化與審計質(zhì)量兩者之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，為目前推行的內(nèi)部控制建立健全制度提供了理論基礎；第三，本文從審計視角展開，為政府相關(guān)部門研究如何防范和化解金融風險提供政策建議和支持，具有一定的現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

我們主要對企業(yè)金融化的“預防性儲蓄”動機和“利潤追逐”動機及其經(jīng)濟后果方面的已有文獻進行回顧。隨著實體經(jīng)濟的不斷發(fā)展，越來越多的企業(yè)開始考慮投資金融資產(chǎn)，一方面可以避免行業(yè)之間的激烈競爭，另一方面也可以獲得額外的現(xiàn)金流和投資收益，實現(xiàn)資產(chǎn)的增值，而企業(yè)投資金融資產(chǎn)的比例以及由金融資產(chǎn)獲得的收益不斷提高的現(xiàn)象則被學者們稱為“企業(yè)金融化”[9-10]。在研究企業(yè)金融化的過程中，學者們發(fā)現(xiàn)，企業(yè)投資金融資產(chǎn)的動機主要包括“預防性儲蓄”動機和“利潤追逐”動機。其中，“預防性儲蓄”動機是指企業(yè)基于長遠發(fā)展的戰(zhàn)略考慮，在資金富裕的時候投資金融資產(chǎn)，并在資金緊張的時候出售金融資產(chǎn)，從而反哺企業(yè)的資金需求。“利潤追逐”動機是指企業(yè)為了實現(xiàn)短期的超額收益，投資金融資產(chǎn)代替部分主體業(yè)務，它在一定程度上反映了管理層視野變得狹窄以及粉飾報表的問題[1-2]。對兩種不同動機產(chǎn)生的經(jīng)濟后果進一步研究時，學者們普遍認為：當企業(yè)投資金融資產(chǎn)的動機為“預防性儲蓄”時，往往會給企業(yè)帶來積極的影響；而當企業(yè)投資金融資產(chǎn)的動機為“利潤追逐”時，往往會對企業(yè)造成不利的影響。已有研究表明，如果企業(yè)投資金融資產(chǎn)的動機為“預防性儲蓄”，那么企業(yè)金融化將有利于緩解企業(yè)的外部融資約束，拓寬資本來源渠道，提升融資效率，且對固定資產(chǎn)投資和創(chuàng)新投資具有平滑作用[9,11]；而如果企業(yè)投資金融資產(chǎn)的動機為“利潤追逐”，那么企業(yè)金融化將導致公司價值的降低，對企業(yè)實體投資產(chǎn)生“擠出效應”[12-13]，抑制企業(yè)的創(chuàng)新能力和全要素生產(chǎn)率[14-15]。

在審計研究領域，學者們主要對企業(yè)金融化與審計定價之間的關(guān)系進行了探究，得到的結(jié)論也基本一致，即企業(yè)金融化會提高審計定價[3-4]。盡管學者們考慮了企業(yè)金融化的“預防性儲蓄”動機和“利潤追逐”動機，并且認為“預防性儲蓄”動機會降低企業(yè)償債風險和持續(xù)經(jīng)營風險，從而降低審計師風險和審計收費，而“利潤追逐”動機會增加持續(xù)經(jīng)營風險和代理成本，從而增加審計風險和審計收費，但是實證結(jié)果表明“蓄水池效應”并沒有顯著影響審計師的風險決策，這一方面反映了企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動機往往并不單一，另一方面也反映了審計師會更加注重企業(yè)金融化的不利影響。

通過對已有文獻的梳理，我們發(fā)現(xiàn)目前學者們主要集中在資本市場與企業(yè)金融化、企業(yè)金融化動機和經(jīng)濟后果方面的研究，研究成果豐富，但是關(guān)于企業(yè)金融化對審計領域的影響研究甚少。審計領域的已有研究主要從“企業(yè)金融化動機-審計風險-審計定價”的路徑考察了企業(yè)金融化對審計定價的影響，鮮有文獻考察企業(yè)金融化和審計質(zhì)量之間的關(guān)系，因此本文在借鑒已有企業(yè)金融化相關(guān)文獻和理論的基礎上，進一步考察企業(yè)金融化與審計質(zhì)量之間的關(guān)系。

三、理論分析與研究假設

在風險導向?qū)徲嬆Ｊ较?，審計師將審計風險控制在較低的水平，并對財務報告質(zhì)量提供較高的可信賴程度[16]。而根據(jù)審計保險理論，除管理層外的財務報告使用者往往將審計師看作投資資產(chǎn)的擔保人和投資損失的償付者，審計師如果未發(fā)現(xiàn)或未報告客戶財務報告中的重大錯報，則會因為審計失敗而面臨聲譽損失和訴訟風險[17]。因此，企業(yè)金融化既可能通過提高財務報告舞弊發(fā)生的可能性，也可能通過影響企業(yè)的持續(xù)經(jīng)營能力，增加審計師的審計風險，從而影響審計質(zhì)量。

首先，企業(yè)金融化本身會提高審計業(yè)務的復雜程度。由于金融資產(chǎn)大多以公允價值計量，并且管理層對于公允價值評估方法和計量模型具有一定的選擇權(quán)，因此審計師需要投入更多的審計成本和努力，包括了解外部資本市場環(huán)境和金融環(huán)境、委派更具經(jīng)驗的審計人員、采取更多的實質(zhì)性程序等，從而對金融資產(chǎn)的公允價值進行合理的評價，這增加了審計師的工作難度[18]。盡管審計師可以在期中安排更多的審計工作，從而緩解期末審計工作的壓力，但是相對于一般傳統(tǒng)行業(yè)，金融化程度較高的企業(yè)其歷史財務數(shù)據(jù)的可比性更低，從而削弱了對期中審計證據(jù)的依賴性，增加了審計師審計失敗的風險。其次，企業(yè)金融化增加了財務報告重大錯報的可能性。由于薪酬契約主要與企業(yè)業(yè)績掛鉤，因此高管可能會為了達到契約的要求，投資具有高額回報率的金融行業(yè)和房地產(chǎn)行業(yè)，以此來粉飾報表，進而謀取個人私利[19]。但是，近年來，資本市場和金融市場的監(jiān)管越來越嚴格，而金融資產(chǎn)投資容易受到市場行情的影響，收益波動較大，因此，當投資失利后，高管可能會通過盈余操縱或舞弊等方式隱藏壞消息，從而增加了審計師的審計風險。最后，企業(yè)金融化提高了企業(yè)經(jīng)營的不確定性。由于企業(yè)金融化的動機并不單一，往往“預防性儲蓄”動機與“利潤追逐”動機并存，這一方面增加了企業(yè)經(jīng)營戰(zhàn)略的復雜性，導致審計師難以對財務報告質(zhì)量提供較高的保證，并且在訴訟風險和事務所聲譽的壓力下，審計師可能更注重金融化的“利潤追逐”動機。另一方面，隨著企業(yè)金融化程度的不斷提高，“擠出效應”不斷增強而“蓄水池效應”卻在減弱，根據(jù)資源配置理論，企業(yè)金融化程度越高，對實體業(yè)務的“擠出效應”也就越大，降低了企業(yè)的盈利能力，從而使審計師承擔更多的審計風險[7]。

綜上所述，企業(yè)金融化提高了審計業(yè)務的復雜程度、發(fā)生重大錯報的可能性以及企業(yè)經(jīng)營的不確定性，進而增加了審計師的審計風險。而針對審計風險，一方面，盡管審計師能通過調(diào)整審計計劃、實施更多的實質(zhì)性程序以及增加更多的投入與努力，將審計風險降低到可接受水平，但是在審計資源的限制下，審計師需要權(quán)衡審計投入與審計風險，對審計資源進行合理的分配，企業(yè)金融化顯然增加了審計師的審計難度[16]。另一方面，由于市場中存在著審計關(guān)系不匹配的情況，即工作經(jīng)驗豐富的審計師并不一定會承擔審計風險高的業(yè)務，甚至會出于聲譽以及訴訟風險的考慮，一些工作經(jīng)驗豐富的審計師在識別高風險的審計業(yè)務時選擇不承接該項審計業(yè)務，這無疑加劇了審計關(guān)系的不匹配，導致一些工作經(jīng)驗不豐富的審計師承擔了更多高風險的審計業(yè)務。因此，對于審計師而言，企業(yè)金融化會增加實際審計意見與預計發(fā)表無保留意見概率的偏差程度。雖然很多審計師通過增加審計收費來應對企業(yè)金融化帶來的審計風險，但是提高審計收費與提高審計質(zhì)量之間并沒有必然的聯(lián)系。已有研究發(fā)現(xiàn)，審計師可能是為了應對訴訟損失和風險溢價而增加了審計收費，而并不是為了彌補審計師更多的投入和努力[5]。因此，整體上而言，企業(yè)金融化會提高審計師的審計風險，從而增加實際審計意見與預計發(fā)表無保留意見概率的偏差程度，損害審計質(zhì)量?；谏鲜龇治?，本文提出H1。

H1：在其他條件不變的情況下，企業(yè)金融化會降低審計質(zhì)量。

內(nèi)部控制的基本目標是合理保證公司財務報告及相關(guān)信息的真實完整以及提高企業(yè)經(jīng)營管理水平和風險防范能力[20]。首先，內(nèi)部控制制度的制定和實施涉及董事會、監(jiān)事會、管理層和普通員工等公司的各個階層，在制定過程中保證員工的充分參與，在實施過程中強調(diào)職責分離和內(nèi)部牽制，因此高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠避免決策模式與決策流程中核心領導者的“一言堂”現(xiàn)象，有效地減少管理層在會計估計和會計方法選擇上的自由選擇權(quán)，增強管理層規(guī)避風險的動機，促進企業(yè)合法合規(guī)經(jīng)營，降低財務報告重大錯報的可能性，因此內(nèi)部控制在一定程度上被認為是緩解信息不對稱、平衡利益相關(guān)者之間利益的契約裝置[21-22]。已有研究發(fā)現(xiàn)，高質(zhì)量的內(nèi)部控制會抑制管理層的權(quán)力尋租行為，減少管理層的盈余管理行為，督促管理層更好地履行職責，提高會計信息質(zhì)量[23]。其次，內(nèi)部控制通過一系列制度安排，有利于完善公司內(nèi)部管理機構(gòu)，保證企業(yè)各職能部門業(yè)務流程的運行，規(guī)范企業(yè)投資流程，提高公司決策的科學性和生產(chǎn)經(jīng)營的穩(wěn)定性，增強企業(yè)抗風險能力和持續(xù)經(jīng)營能力[20,24]。部分學者認為，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠提高現(xiàn)金持有價值、抑制企業(yè)的非效率投資、提高企業(yè)的運營效率以及增加企業(yè)經(jīng)濟效益[25-29]。最后，內(nèi)部控制能夠塑造和培育優(yōu)越的內(nèi)部控制文化和控制環(huán)境，從而更有利于實現(xiàn)內(nèi)部控制的基本目標。已有研究發(fā)現(xiàn)，良好的內(nèi)部控制環(huán)境能夠緩解企業(yè)融資約束，降低企業(yè)融資成本，抑制管理層的信息操縱行為，降低股價崩盤風險[30-31]。因此，根據(jù)信號理論，在審計師了解被審計單位環(huán)境以及評估財務報告層面重大錯報風險的過程中，高質(zhì)量內(nèi)部控制不僅可以增強審計師對被審計單位財務報告的信賴，而且能夠減少不必要的實質(zhì)性程序，這有利于審計師權(quán)衡審計投入和審計風險之間的關(guān)系，從而在有限的審計資源條件下，對財務報告出具更合理的審計意見。

綜上所述，高質(zhì)量內(nèi)部控制能夠降低企業(yè)金融化帶來的重大錯報風險以及持續(xù)經(jīng)營波動性風險，減少審計師的工作量，降低審計師的審計難度，縮小審計師實際審計意見與預計發(fā)表無保留意見概率的偏差程度，使審計意見更符合被審計單位的實際情況，從而提高審計質(zhì)量?；谏鲜龇治?，本文提出H2。

H2：在其他條件不變的情況下，高質(zhì)量內(nèi)部控制能夠抑制企業(yè)金融化對審計質(zhì)量的負向影響。

四、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和迪博數(shù)據(jù)庫。本文以2010—2018年的A股上市公司為研究對象，之所以選擇2010年作為樣本區(qū)間的起始點，是因為2008年全球發(fā)生金融危機，并且《內(nèi)部控制基本規(guī)范》從2009年7月1日開始正式實施，因此，以2010年作為起始點，樣本更具有一般性。我們根據(jù)研究需要對樣本進行了如下處理：(1)剔除金融保險類上市公司；(2)剔除ST或PT的上市公司；(3)剔除變量觀測值缺失的觀測樣本；(4)對觀測樣本進行雙邊1%的縮尾處理。

(二)變量定義

1．審計質(zhì)量(AQ)：借鑒許亞湖、Gul等的方法[32-33]，本文通過模型(1)預測審計師發(fā)表標準審計意見的概率，然后用實際發(fā)表的審計意見減去審計師發(fā)表標準無保留審計意見的概率，最后取差值的負向絕對值來衡量審計質(zhì)量。具體計算過程如下。

Maoi,t=α0+α1QuickRi,t+α2ARi,t+α3Otheri,t+α4Invi,t+α5ROAi,t+α6Lossi,t+α7Levi,t+α8Sizei,t+α9Age+α10Industry+α11Year+εi,t

(1)

AQi,t=-|Opinioni,t-Maoi,t|

(2)

模型(1)中，QuickR、AR、Other、Inv、ROA、Loss、Lev、Size、Age分別表示保守速動比率、應收賬款占總資產(chǎn)比率、其他應收款占總資產(chǎn)比率、存貨占總資產(chǎn)比率、總資產(chǎn)收益率、本年是否虧損、資產(chǎn)負債率、公司規(guī)模、公司上市年限。Opinion表示審計師實際發(fā)表的審計意見，如果實際審計意見與預計發(fā)表無保留意見概率相差過大，表示審計質(zhì)量較差，這是因為正向的偏差代表著審計師的激進程度，激進程度越高，越可能誤導投資者；而負向的偏差代表著審計師的保守程度，保守程度越高,越可能損害財務報表的信息價值[33]。為了研究方便，本文用實際審計意見與預計發(fā)表無保留意見概率偏離程度的負絕對值AQ來衡量審計質(zhì)量，AQ值越大，代表審計質(zhì)量越高。

2．企業(yè)金融化(Fin)：借鑒杜勇等的做法[2]，本文采用當期金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重來衡量企業(yè)金融化程度。

3．內(nèi)部控制(IC)：本文選取迪博數(shù)據(jù)庫中的內(nèi)部控制指數(shù)，并用“內(nèi)部控制指數(shù)/100”來衡量企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量。

4.其他變量：由于公司治理水平對審計質(zhì)量有著重要影響，因此，本文控制了包括董事會規(guī)模(BDS)、監(jiān)事會規(guī)模(BSS)、獨立董事比例(Indep)、機構(gòu)投資者持股比例(Insti)、兩職合一(Dual)、股權(quán)集中度(Top1)、股權(quán)制衡度(ER)等影響因素。除此之外，本文還控制了其他可能對審計質(zhì)量產(chǎn)生影響的變量，包括產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)、公司規(guī)模(Size)、資本結(jié)構(gòu)(Lev)、盈利能力(ROE)、審計師事務所聲譽(Big4)等。

具體變量定義見表1。

表1 變量定義

(三)模型設計

為了驗證H1和H2，本文構(gòu)建模型(3)和模型(4)。

AQi,t=β0+β1Fini,t+∑βnControls+εi,t

(3)

根據(jù)H1，企業(yè)金融化會降低審計質(zhì)量，本文預期β1顯著為負。

AQi,t=λ0+λ1Fini,t+λ2Fini,t×ICi,t+λ3ICi,t+∑λnControls+εi,t

(4)

根據(jù)H2，內(nèi)部控制會抑制企業(yè)金融化對審計質(zhì)量的負向影響，本文預期λ2顯著為正。

五、實證結(jié)果與分析

(一)描述性分析

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，AQ的平均值為-0.070，中位數(shù)為-0.033，表明審計師的實際審計意見與預計發(fā)表無保留意見概率的偏差較小，在一定程度上反映了審計質(zhì)量總體上處于較高的水平，但是標準差為0.133，反映出審計質(zhì)量的樣本值分布不均勻，部分審計師的實際審計意見與預計發(fā)表無保留意見概率的偏離程度較大，這與許亞湖的研究一致[32]；Fin的平均值為0.067，中位數(shù)為0.028，標準差為0.100，最大值為0.533，表明企業(yè)存在金融化，有些企業(yè)的金融化水平異常高,這與杜勇等人的研究一致[3]；IC的平均值為6.370，中位數(shù)為6.695，標準差為1.481，最大值為8.635，最小值為0，表明我國上市公司內(nèi)部控制整體水平較高，但是不同企業(yè)的內(nèi)部控制水平相差較大，這與楊旭東等的研究一致[20]。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

(二)相關(guān)性分析

表3報告了主要變量之間的相關(guān)性結(jié)果。其中，審計質(zhì)量(AQ)與企業(yè)金融化(Fin)的Pearson相關(guān)系數(shù)為-0.043，Spearman相關(guān)系數(shù)為-0.066，且都在1%的水平上顯著，表明企業(yè)金融化與審計質(zhì)量之間顯著負相關(guān)，初步驗證了H1；審計質(zhì)量(AQ)與內(nèi)部控制(IC)的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.449，Spearman相關(guān)系數(shù)為0.236，并且都在1%的水平上顯著，而內(nèi)部控制(IC)與企業(yè)金融化(Fin)的Pearson相關(guān)系數(shù)為-0.014，Spearman相關(guān)系數(shù)為-0.022，分別在10%和1%的水平上顯著，表明內(nèi)部控制與審計質(zhì)量之間顯著正相關(guān)，內(nèi)部控制與企業(yè)金融化之間顯著負相關(guān)，從而內(nèi)部控制可能會抑制企業(yè)金融化對審計質(zhì)量的負向作用，初步驗證了H2。其他變量之間的相關(guān)性結(jié)果具體見表3。

表3 變量的相關(guān)性分析

(三)回歸分析

表4報告了模型(3)和模型(4)的回歸結(jié)果。其中，列1、列2為未控制年度和行業(yè)效應的單變量回歸結(jié)果，列3、列4為已控制年度和行業(yè)效應的單變量回歸結(jié)果，列5、列6為加入控制變量并控制行業(yè)和年度效應的回歸結(jié)果。在進行了逐步控制年度和行業(yè)以及加入控制變量之后，調(diào)整R2明顯增加，表明本文模型的擬合優(yōu)度較好。不論是單變量還是是否加入控制變量的回歸，回歸結(jié)果都顯示企業(yè)金融化降低了審計質(zhì)量，高質(zhì)量內(nèi)部控制能夠抑制企業(yè)金融化對審計質(zhì)量的負向影響，從而驗證了H1和H2。

表4 企業(yè)金融化、內(nèi)部控制與審計質(zhì)量回歸結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗

1．工具變量法。借鑒王紅建等的研究[9]，本文選取“投資收益/凈利潤”作為工具變量(IV)，對研究結(jié)果進行內(nèi)生性檢驗。因為投資收益與金融資產(chǎn)配置水平高度相關(guān)，且與審計師的投入和努力程度無內(nèi)在關(guān)聯(lián)，因而在經(jīng)濟意義上，該工具變量與審計質(zhì)量不存在顯著相關(guān)關(guān)系，滿足工具變量的基本條件，同時，該工具變量通過了不可識別和弱工具變量檢驗，說明工具變量的選取合理。表5列1、列2報告了該工具變量IV-2SLS的回歸結(jié)果。其中，在第一階段中，工具變量IV與企業(yè)金融化(Fin)的相關(guān)系數(shù)為0.020，t值為30.38，在1%的水平上顯著，表明選取的工具變量與企業(yè)金融化程度顯著正相關(guān)；而在第二階段，變量Fin與AQ的相關(guān)系數(shù)為-0.209，t值為-4.77，在1%的水平上顯著，表明在控制內(nèi)生性問題后本文研究結(jié)論依然成立。此外，本文采用工具變量對模型進行了LIML和GMM測試，如表5列3、列4所示，進一步驗證了假設，說明本文研究結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

表5 IV-2SLS、IV-LIML、IV-GMM回歸結(jié)果

2．替換解釋變量。借鑒吳一丁等的研究[12]，本文將發(fā)放貸款及墊款和買入返售資產(chǎn)納入金融資產(chǎn)類別，其結(jié)果如表6列1、列2所示。其中列1列示了H1的回歸結(jié)果，企業(yè)金融化(Fin)的回歸系數(shù)為-0.079，t值為-8.64，在1%的水平上顯著，即企業(yè)金融化降低了審計質(zhì)量，進一步驗證了H1；列2列示了內(nèi)部控制(IC)對企業(yè)金融化(Fin)與審計質(zhì)量(AQ)之間關(guān)系調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果。企業(yè)金融化(Fin)的回歸系數(shù)為-0.134，t值為-3.94，在1%的水平上顯著，交互項(Fin×IC)的回歸系數(shù)為0.010，t值為1.89，在10%的水平上顯著，內(nèi)部控制(IC)的回歸系數(shù)為0.030，t值為41.77，在1%的水平上顯著，即在企業(yè)金融化降低審計質(zhì)量的過程中，內(nèi)部控制發(fā)揮了顯著的抑制作用，進一步驗證了H2。

表6 替換解釋變量和非線性檢驗回歸結(jié)果

3．非線性檢驗。本文還對企業(yè)金融化與審計質(zhì)量之間的非線性關(guān)系以及內(nèi)部控制對兩者非線性關(guān)系的調(diào)節(jié)作用進行了檢驗，結(jié)果如表6中的列3、列4所示。列3列示了企業(yè)金融化與審計質(zhì)量之間的非線性實證結(jié)果，其中Fin2的系數(shù)為0.079，t值為1.44，表明企業(yè)金融化與審計質(zhì)量之間的非線性關(guān)系并不顯著，而Fin的系數(shù)為-0.112，t值為4.52，在1%的水平上顯著，說明企業(yè)金融化與審計質(zhì)量之間的關(guān)系是線性的，進一步驗證了H1。列4列示了內(nèi)部控制對企業(yè)金融化與審計質(zhì)量之間的非線性關(guān)系調(diào)節(jié)作用的實證結(jié)果，其中Fin2的系數(shù)為0.336，t值為1.56，F(xiàn)in2×IC的系數(shù)為-0.037，t值-1.11，表明內(nèi)部控制對企業(yè)金融化與審計質(zhì)量之間的非線性關(guān)系調(diào)節(jié)作用不顯著，而Fin的系數(shù)為-0.276，t值為-3.04，F(xiàn)in×IC的系數(shù)為0.026，t值1.84，分別在1%和5%的水平上顯著，表明內(nèi)部控制能夠顯著抑制企業(yè)金融化與審計質(zhì)量之間的負相關(guān)關(guān)系，進一步驗證了H2。

(五)進一步分析

1．作用機制檢驗。根據(jù)上文分析，企業(yè)金融化主要是通過影響審計師的業(yè)務復雜程度和審計風險，進而影響審計質(zhì)量。基于此，本文分別考察了業(yè)務復雜程度和審計風險的中介效應。借鑒許亞湖的研究[32]，本文選取“資產(chǎn)負債表日至審計報告披露日間隔的自然對數(shù)(Delay)”作為業(yè)務復雜程度的代理變量，并構(gòu)建模型(5)、模型(6)、模型(7)，進一步考察業(yè)務復雜程度在企業(yè)金融化與審計質(zhì)量之間發(fā)揮的中介效應。

AQi,t=α0+α1Fini,t+α2ICi,t+∑αnControls+εi,t

(5)

Delayi,t=β0+β1Fini,t+β2ICi,t+∑βnControls+εi,t

(6)

AQi,t=λ0+λ1Fini,t+λ2Delayi,t+λ3ICi,t+∑λnControls+εi,t

(7)

表7的列1、列2、列3分別報告了模型(5)、模型(6)、模型(7)的實證結(jié)果。其中，列1反映了企業(yè)金融化與審計質(zhì)量之間存在負相關(guān)關(guān)系，且在1%水平上顯著，表明企業(yè)金融化會降低審計質(zhì)量；列2反映了企業(yè)金融化與業(yè)務復雜程度之間存在正相關(guān)關(guān)系，且在1%水平上顯著，表明企業(yè)金融化會導致業(yè)務復雜程度的增加；列3反映了在加入業(yè)務復雜程度中介變量后，業(yè)務復雜程度和企業(yè)金融化都與審計質(zhì)量之間存在負相關(guān)關(guān)系，且都在1%水平上顯著，表明企業(yè)金融化通過增加業(yè)務復雜程度進而降低了審計質(zhì)量。同時，本文還進行了Sobel檢驗，其中Z值為-5.13，P值為0.00，在1%的水平上顯著，說明業(yè)務復雜程度對企業(yè)金融化影響審計質(zhì)量的中介效應成立。

表7 業(yè)務復雜程度和異常審計費用的中介效應

審計費用是審計師審計風險水平的一種體現(xiàn)，但是其噪音比較大，并且審計費用與審計質(zhì)量也沒有必然的關(guān)系[5]。因此，為了更好地度量審計師的審計風險水平，本文借鑒高瑜彬等的研究，選取異常審計費用代替審計費用作為中介變量[34]，其度量如模型(8)所示，Size、ARINV、CATA、CR、ROA、Lev、Loss、Empoly、Big4、Officesize、Chant、Delay分別表示期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)、應收賬款和存貨占總資產(chǎn)比重、流動資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重、流動比率、總資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負債率、本年是否虧損、公司員工人數(shù)的平方根、事務所是否為四大、事務所收入規(guī)模、是否變換審計師、資產(chǎn)負債表日至審計報告披露日間隔的自然對數(shù)，并通過構(gòu)建模型(9)、模型(10)、模型(11)，進一步考察異常審計費用在企業(yè)金融化與審計質(zhì)量間的中介效應。

Abfeei,t=α0+α1Sizei,t+α2ARINVi,t+α3CATAi,t+α4CRi,t+α5ROAi,t+α6Levi,t+α7Lossi,t+α8Employi,t+α9Big4i,t+α10Officesizei,t+α11Chanti,t+α12Delayi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(8)

AQi,t=β0+β1Fini,t+β2ICi,t+∑βnControls+εi,t

(9)

Abfeei,t=λ0+λ1Fini,t+λ2ICi,t+∑λnControls+εi,t

(10)

AQi,t=γ0+γ1Fini,t+γ2Abfeei,t+γ3ICi,t+∑λnControls+εi,t

(11)

表7的列4、列5、列6分別報告了模型(9)、模型(10)、模型(11)的實證結(jié)果。其中，列4反映了企業(yè)金融化與審計質(zhì)量之間存在負相關(guān)關(guān)系，且在1%水平上顯著，表明企業(yè)金融化會降低審計質(zhì)量；列5反映了企業(yè)金融化與異常審計費用之間存在正相關(guān)關(guān)系，且在1%水平上顯著，表明企業(yè)金融化會導致異常審計費用的增加；列6反映了在加入異常審計費用中介變量后，異常審計費用和企業(yè)金融化都與審計質(zhì)量之間存在負相關(guān)關(guān)系，且分別在5%和1%水平上顯著，表明企業(yè)金融化通過增加異常審計費用進而降低審計質(zhì)量，且通過計算，中介效應為-0.003。本文并沒有對異常審計費用取絕對值，因為正向和負向異常審計費用代表的含義不一樣，這主要來源于審計師對不同企業(yè)金融化程度反應的差異性。當金融化程度較低時，審計師的審計風險較低，此時負向異常審計費用表明審計師可能為了吸引客戶而降低審計費用，但不會增加實際審計意見與預計發(fā)表無保留意見概率的偏差程度，即企業(yè)金融化程度較低時審計質(zhì)量較高；而當企業(yè)金融化程度較高時，審計師的審計風險較高，此時正向異常審計費用表明可能存在審計意見購買的情景，從而增加實際審計意見與預計發(fā)表無保留意見概率的偏差程度，損害審計質(zhì)量。同時，本文還進行了Sobel檢驗，其中Z值為-2.16，P值為0.03，在5%的水平上顯著，說明異常審計費用對企業(yè)金融化影響審計質(zhì)量的中介效應成立。

2．分組檢驗。在表4列5、列6中我們發(fā)現(xiàn)Big4的系數(shù)為負，表明來自四大會計師事務所的審計師可能采取了更嚴格的審計標準和更保守的審計態(tài)度，從而增大了實際審計意見與預計發(fā)表無保留意見概率的偏差程度?；诖耍覀儗徲嫀熓欠駚碜运拇髸嫀熓聞账M行了分組檢驗，一方面探究來自四大和非四大會計師事務所的審計師應對高風險審計業(yè)務的差別，另一方面也為了驗證來自四大會計師事務所的審計師更能利用其專業(yè)知識和經(jīng)驗發(fā)揮內(nèi)部控制的作用。表8報告了審計師是否來自四大以及是否發(fā)生變更的分組檢驗結(jié)果。其中，在審計師是否來自四大分組中，企業(yè)金融化(Fin)的系數(shù)分別為-0.403和-0.139，且分別在5%和1%的水平上顯著，而交乘項(Fin×IC)的系數(shù)分別為0.050和0.010，且分別在5%和10%的水平上顯著，這表明對于來自四大的審計師來說，企業(yè)金融化對實際審計意見與預計發(fā)表無保留意見概率偏差程度的影響更大，但是在利用了高質(zhì)量的內(nèi)部控制后，這種影響得到了明顯的削弱，驗證了來自四大的審計師采取了更保守的審計態(tài)度以及更具有專業(yè)勝任能力和審計經(jīng)驗。除此之外，我們還考察了四大審計師如果連續(xù)審計會不會提升內(nèi)部控制發(fā)揮的作用，從而使得審計師采取更加客觀而非更加保守的審計態(tài)度，進而提升審計質(zhì)量。首先，我們先通過審計師是否變更的分組檢驗，在連續(xù)審計組中，交乘項(Fin×IC)的系數(shù)為0.019，且在10%的水平上顯著，這表明連續(xù)審計的審計師更能顯著發(fā)揮內(nèi)部控制的改善作用。其次，我們進一步考察如果連續(xù)審計的審計師來自四大是否更能發(fā)揮內(nèi)部控制的改善作用。通過對不變更的審計師和是否來自四大的審計師進行分組檢驗，在連續(xù)審計且來自四大的審計師組中，交乘項(Fin×IC)的系數(shù)為0.113，且在1%的水平上顯著，這表明來自四大的審計師在連續(xù)審計后，更能發(fā)揮內(nèi)部控制的改善作用。內(nèi)部控制有利于審計師了解被審計單位的實際情況，使審計師更好地發(fā)揮自身專業(yè)勝任能力和獨立性的優(yōu)勢，從而提升審計質(zhì)量。

表8 會計師是否來自四大以及是否變更會計師的分組檢驗

3．內(nèi)部控制五要素的調(diào)節(jié)作用。本文將內(nèi)部控制五要素評價指數(shù)分別除以100，進一步考察了內(nèi)部環(huán)境、風險評估、信息溝通、控制活動、內(nèi)部監(jiān)督對企業(yè)金融化與審計質(zhì)量之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果如表9中列1至列5所示。內(nèi)部環(huán)境、風險評價、信息溝通、控制活動、內(nèi)部監(jiān)督與審計質(zhì)量之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，表明內(nèi)部控制五要素一定程度上都能提高審計質(zhì)量，但能夠顯著地抑制企業(yè)金融化對審計質(zhì)量負向影響的只有內(nèi)部監(jiān)督，其他四要素未能顯著地抑制企業(yè)金融化對審計質(zhì)量的負向影響，這反映了目前上市公司的內(nèi)部控制制度仍有一定的局限性，尤其在風險評價和信息溝通方面，比較依賴決策者的經(jīng)驗判斷，很難形成統(tǒng)一的標準，而企業(yè)金融化的動機往往很復雜，因此其他四要素很難像內(nèi)部監(jiān)督那樣能顯著抑制企業(yè)金融化對審計質(zhì)量的負向作用。

表9 企業(yè)金融化、內(nèi)部控制五要素與審計質(zhì)量回歸結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

近年來，企業(yè)金融化經(jīng)濟后果的研究吸引了很多學者的關(guān)注。本文以2010—2018年我國A股上市公司為研究對象，實證檢驗企業(yè)金融化對審計質(zhì)量的影響以及內(nèi)部控制對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融化與審計質(zhì)量顯著負相關(guān)，內(nèi)部控制能有效抑制企業(yè)金融化對審計質(zhì)量的負向影響。進一步研究發(fā)現(xiàn)：(1)審計業(yè)務復雜程度和審計風險在企業(yè)金融化與審計質(zhì)量的影響中發(fā)揮顯著的中介效應；(2)來自四大的審計師具有更強的專業(yè)勝任能力和獨立性，其在利用內(nèi)部控制方面具有更豐富的審計經(jīng)驗；(3)內(nèi)部控制五要素中內(nèi)部監(jiān)督能顯著抑制金融化對審計質(zhì)量的負向影響，而內(nèi)部環(huán)境、風險評價、信息溝通、控制活動均未能抑制企業(yè)金融化對審計質(zhì)量的負向影響。

基于本文研究，我們得到如下啟示：第一，有關(guān)部門應加強對上市公司金融資產(chǎn)配置行為的監(jiān)管。上市公司配置金融資產(chǎn)的行為不僅會增加資本市場的系統(tǒng)性金融風險，而且一定程度上會提高審計師的審計風險，尤其對首次審計的審計師而言，金融化程度較高的企業(yè)不僅會加劇審計關(guān)系的錯配問題，也會擴大財務信息誤差的風險傳染效應。因此，審計師應當對企業(yè)配置金融資產(chǎn)行為保持高度警惕，對于異常的金融資產(chǎn)配置行為應當采取更為合理的審計程序，必要時可建議監(jiān)管部門出具問詢函，要求企業(yè)給予準確和詳細的回復，從而降低審計失敗風險，保護投資者利益。第二，企業(yè)應建立健全內(nèi)部控制制度。良好的內(nèi)部控制不僅有利于企業(yè)的經(jīng)營決策，同時也有利于向外界傳遞企業(yè)良好形象。對于審計師而言，良好的內(nèi)部控制有利于了解企業(yè)內(nèi)部環(huán)境，更好地進行風險評估，且經(jīng)驗豐富的審計師可通過內(nèi)部控制，對風險較高的審計業(yè)務提供合理的保證程度。第三，調(diào)整會計師事務所的經(jīng)營模式。首先，規(guī)范審計收費。負向的異常審計收費往往意味著被審計單位處于買方市場，從而限制了審計師的審計努力程度，而正向的異常審計收費往往又意味著高風險的審計業(yè)務，通過提高審計收費彌補訴訟風險，這兩種異常收費都不利于審計質(zhì)量的提高。而通過建立合理有效的審計收費制度，使審計收費與審計師努力程度匹配，不僅提高了審計師的獨立性，也有利于樹立審計師的職業(yè)聲譽。其次，合理確定審計師的審計任期。在保持審計獨立性的前提下，連續(xù)審計能幫助審計師更好地了解被審計單位，從而有針對性地進行審計資源的分配，提高審計質(zhì)量。最后，股東大會直接決定會計師事務所的選擇。現(xiàn)實中，大多數(shù)企業(yè)均是由管理層選擇會計師事務所，與股東們選擇會計師事務所相比，不僅形式上削弱了審計師的獨立性，而且會增加管理層與股東之間的代理成本，從而損害審計質(zhì)量。

受研究數(shù)據(jù)可獲取性的限制，本文沒有考慮企業(yè)集團審計這一影響因素。在研究過程中，本文假定審計不同企業(yè)的會計師事務所之間是獨立的，然而，一家會計師事務所很可能審計多家企業(yè)，這些企業(yè)有可能是關(guān)聯(lián)企業(yè)或母子公司，這種情況會不會影響審計資源的配置，導致審計資源不足，從而使審計師對高審計風險業(yè)務無法提供恰當?shù)暮侠肀ＷC，損害審計質(zhì)量呢？這有待于進一步的驗證。除此之外，集團資金池的存在也為企業(yè)配置金融資產(chǎn)的行為提供了便利。集團資金池雖然在一定程度上有利于促進企業(yè)的資金使用效率，但也可能掩蓋企業(yè)配置金融資產(chǎn)風險，從而可能會使審計師誤判企業(yè)財務報表層面的重大錯報風險?；诖耍诤罄m(xù)研究中，我們擬進一步探究集團企業(yè)配置金融資產(chǎn)的行為對審計質(zhì)量的影響，并考察內(nèi)部控制在其中發(fā)揮的作用，從而為完善資本市場秩序提供更加全面、更為合理的建議。