管理者自信會(huì)影響審計(jì)質(zhì)量嗎？
——兼論融資融券制度的公司外部治理效應(yīng)

劉艷霞 祁懷錦 魏禹嘉

一、引言

所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)分離的現(xiàn)代企業(yè)中，由于股東與管理者之間的委托代理問題，需要客觀獨(dú)立的第三方審計(jì)師對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)告進(jìn)行審計(jì)來降低信息不對(duì)稱程度，這種效果在一定程度上取決于審計(jì)質(zhì)量。在我國(guó)審計(jì)委員會(huì)制度存在缺陷的情況下，管理者掌握了審計(jì)師選擇的決策權(quán)(Duellman等，2015[1])，因此，審計(jì)質(zhì)量的高低離不開管理者對(duì)審計(jì)師的選擇。已有研究基本上是從審計(jì)師個(gè)人的教育經(jīng)歷、職務(wù)角色、執(zhí)業(yè)能力(Cheng等，2009[2]；Gul等，2013[3])，事務(wù)所的規(guī)模、組織形式、非審計(jì)業(yè)務(wù)的開展(張睿等，2018[4]；Bell等，2015[5])以及公司規(guī)模、財(cái)務(wù)杠桿、股權(quán)集中度(Gana和Krichen，2013[6]；Chukwunedu和Ogochukwu，2017[7])等客觀因素出發(fā)，研究其對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響，鮮有研究從管理者的個(gè)人主觀特質(zhì)切入，研究其對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)管理者通常會(huì)表現(xiàn)出過度自信，高估自身經(jīng)營(yíng)管理能力，進(jìn)而導(dǎo)致管理者做出偏離客觀事實(shí)的決策(Hackbarth，2008[8])。基于此，本文采用我國(guó)A股上市公司2008—2017年數(shù)據(jù)為樣本，探討管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系。

公司經(jīng)營(yíng)管理決策在一定程度上會(huì)受到公司外部環(huán)境的影響。我國(guó)資本市場(chǎng)于2010年3月31日正式引入融資融券制度，賣空約束的放松可以將企業(yè)負(fù)面消息及時(shí)反映于公司股價(jià)中，這將對(duì)公司管理者產(chǎn)生威懾作用，從而對(duì)管理者非理性行為發(fā)揮一定的約束與監(jiān)督作用。那么，我們不禁要問，融資融券制度的實(shí)施是否會(huì)通過影響管理者自信與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系而發(fā)揮公司治理效應(yīng)？從已有文獻(xiàn)來看，我國(guó)融資融券的實(shí)施在公司層面發(fā)揮了積極效應(yīng)，但很少有研究著眼于審計(jì)質(zhì)量對(duì)融資融券實(shí)施效果進(jìn)行研究?；诖?，本文通過研究融資融券對(duì)管理者自信與審計(jì)質(zhì)量之間關(guān)系的影響來檢驗(yàn)融資融券的公司治理效應(yīng)。

本文可能存在的貢獻(xiàn)在于：第一，本文基于行為財(cái)務(wù)理論，將管理者自信對(duì)其他利益相關(guān)者的影響延伸到事務(wù)所層面，有助于拓展有關(guān)管理者自信的研究。而且，已有研究主要著眼于管理者過度自信，而過度自信屬于管理者自信程度的一種狀態(tài)，未能深入地反映管理者自信這一心理特質(zhì)所帶來的影響，基于此，本文基于連續(xù)變量視角，對(duì)管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系展開研究；更為重要的是，依據(jù)管理者自信程度的核密度函數(shù)圖將樣本分為自信不足、適度自信與過度自信三個(gè)子樣本，分別檢驗(yàn)每個(gè)子樣本中管理者自信對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響，以此來體現(xiàn)管理者處于不同自信程度下，對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響差異。第二，本文基于管理者自信與審計(jì)質(zhì)量關(guān)系的視角考察融資融券制度的實(shí)施效果，結(jié)果發(fā)現(xiàn)融資融券削弱了管理者自信對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響。這一發(fā)現(xiàn)豐富了融資融券具有公司外部治理效應(yīng)的相關(guān)研究。第三，審計(jì)質(zhì)量受審計(jì)主體、客體以及主客體之間關(guān)系的影響，目前有關(guān)管理者對(duì)審計(jì)質(zhì)量影響的研究比較少，鮮有研究注意到管理者主觀心理特質(zhì)對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響。本文將管理者自信作為研究切入點(diǎn)，研究其對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響，豐富了有關(guān)審計(jì)質(zhì)量影響因素的研究，而且識(shí)別了管理者自信這一心理特質(zhì)。研究發(fā)現(xiàn)，全樣本中管理者自信對(duì)審計(jì)質(zhì)量存在抑制作用，更重要的是，將樣本分為自信不足、適度自信和過度自信三個(gè)子樣本，發(fā)現(xiàn)三個(gè)子樣本中管理者自信對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響存在差異。這一研究結(jié)果為我國(guó)證監(jiān)會(huì)等相關(guān)部門加強(qiáng)公司經(jīng)營(yíng)管理者非理性行為的約束監(jiān)管制度提供了理論依據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧與假設(shè)提出

(一)文獻(xiàn)回顧

本文主要從融資融券、管理者自信以及審計(jì)質(zhì)量三個(gè)方面進(jìn)行文獻(xiàn)回顧，其中有關(guān)管理者自信的研究目前基本上集中于對(duì)過度自信進(jìn)行研究，因此本文在文獻(xiàn)回顧時(shí)主要集中于管理者過度自信。

心理學(xué)將過度自信定義為個(gè)體認(rèn)為自己的能力及對(duì)未來結(jié)果的判斷與預(yù)測(cè)優(yōu)于平均水平(Larwood和Whittaker，1977[9])。這種“優(yōu)于平均”效應(yīng)源于心理偏差，即將成功歸因于個(gè)人能力，卻把失敗歸因于外界因素。許多研究基于這一概念，從以下三個(gè)方面解釋了過度自信對(duì)行為的影響：對(duì)自身能力和成功概率的高估；對(duì)自身所擁有的信息精確度的高估；對(duì)自己能力的過高定位。大量研究證實(shí)，過度自信心理在上市公司管理層中尤為普遍(Nofsinger，2005[10])。同時(shí)，Hirshleifer等(2012)[11]指出在實(shí)踐中許多高管都表現(xiàn)出了明顯的過度自信，因此，管理者過度自信這一個(gè)人心理特質(zhì)值得研究。管理者自信程度可以作為解決股東與管理層之間代理問題的替代機(jī)制，能夠?qū)芾碚叩娘L(fēng)險(xiǎn)規(guī)避態(tài)度加以緩解，這在一定程度上能夠提升公司價(jià)值(Weinberg，2009[12])。但是，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)管理者過度自信總體上對(duì)公司決策產(chǎn)生了較為負(fù)面的影響，主要包括：采取較為激進(jìn)的負(fù)債融資政策(Hackbarth，2008[8])、發(fā)放高額股利(Deshmukh，2013[13])、更傾向于過度投資(Mccannon等，2016[14])、實(shí)施多元化擴(kuò)張戰(zhàn)略(周杰和薛有志，2011[15])、高估未來現(xiàn)金流并低估未來風(fēng)險(xiǎn)(梁上坤，2015[16])、會(huì)加大企業(yè)陷入財(cái)務(wù)困境的可能性(姜付秀等，2009[17])、更可能實(shí)施并購(gòu)(Huang等，2016[18])。Qin(2015)[19]研究發(fā)現(xiàn)管理者過度自信會(huì)導(dǎo)致企業(yè)成本粘性增強(qiáng)；Kim等(2016)[20]研究發(fā)現(xiàn)過度自信的CEO更可能使公司發(fā)生股價(jià)崩盤。

審計(jì)質(zhì)量是指審計(jì)師發(fā)現(xiàn)并消除財(cái)務(wù)報(bào)告中錯(cuò)誤的能力，它取決于審計(jì)師的專業(yè)勝任能力及其獨(dú)立性的共同作用(DeAngelo，1981[21])。審計(jì)質(zhì)量的影響因素主要包括審計(jì)主體、審計(jì)客體兩個(gè)方面。有關(guān)注冊(cè)會(huì)計(jì)師審計(jì)主體的研究，從審計(jì)師層面進(jìn)行研究的文獻(xiàn)主要包括審計(jì)師的教育經(jīng)歷(Cheng等，2009[2])、職務(wù)角色(Gul等，2013[3])、搭檔穩(wěn)定性(閆煥民等，2017[22])、個(gè)人經(jīng)驗(yàn)(Cahan和Sun，2015[23])等特征影響審計(jì)師的職業(yè)判斷，進(jìn)而對(duì)審計(jì)質(zhì)量產(chǎn)生影響；從事務(wù)所層面進(jìn)行研究的文獻(xiàn)主要包括會(huì)計(jì)師事務(wù)所規(guī)模(吳昊旻等，2015[24])、會(huì)計(jì)師事務(wù)所組織形式(劉啟亮等，2015[25])、非審計(jì)業(yè)務(wù)的開展(Bell等，2015[5])、事務(wù)所轉(zhuǎn)制(黃敬昌等，2017[26])。有關(guān)審計(jì)客體即被審計(jì)單位的研究發(fā)現(xiàn)，公司規(guī)模、財(cái)務(wù)杠桿、第一大股東持股、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、董事會(huì)特征等公司治理機(jī)制會(huì)影響審計(jì)質(zhì)量(Gana和Krichen，2013[6]；Chukwunedu和Ogochukwu，2017[7])，徐經(jīng)長(zhǎng)和汪猛(2017)[27]研究發(fā)現(xiàn)，公司創(chuàng)新會(huì)提升其審計(jì)質(zhì)量。

目前對(duì)于融資融券經(jīng)濟(jì)后果的研究主要集中在兩個(gè)方面。一方面，基于市場(chǎng)層面視角，研究發(fā)現(xiàn)賣空機(jī)制改善了資本市場(chǎng)定價(jià)效率，有利于提高股價(jià)的信息含量(Chang等，2015[28])、提高市場(chǎng)對(duì)于壞消息的反應(yīng)速度(Bris等，2007[29])、矯正高估的股價(jià)(李科等，2014[30])、降低股價(jià)的跳躍性風(fēng)險(xiǎn)和異質(zhì)性波動(dòng)(李志生等，2017[31])。另一方面，基于公司層面視角，研究發(fā)現(xiàn)融券交易者與普通投資者相比有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)跟蹤和監(jiān)督管理層的行為(Karpoff和Lou，2010[32])，并通過賣空交易來影響管理層的決策(Massa等，2015[33])，從而抑制公司盈余管理(陳暉麗和劉峰，2014[34])，規(guī)制公司的融資行為(顧乃康和周艷利，2017[35])，改善并購(gòu)績(jī)效(陳勝藍(lán)和馬慧，2017[36])，影響公司的投資行為(Grullon等，2015[37])，增強(qiáng)創(chuàng)新動(dòng)機(jī)，提高標(biāo)的公司創(chuàng)新水平(陳怡欣等，2018[38])、提升公司信息披露質(zhì)量(李春濤等，2017[39])。賣空約束的放松會(huì)促使銀行向標(biāo)的公司發(fā)放相對(duì)大額的信貸，并且貸款期限也會(huì)相對(duì)更長(zhǎng)，貸款擔(dān)保的要求也相對(duì)更加寬松(褚劍等，2017[40])。賣空機(jī)制顯著降低了財(cái)務(wù)分析師對(duì)目標(biāo)公司盈利預(yù)測(cè)的偏差與分歧(李志生等，2017[31])，提高了預(yù)測(cè)透明度和準(zhǔn)確性(黃俊等，2018[41])。

從上述有關(guān)審計(jì)質(zhì)量的研究來看，基本上是從審計(jì)客體即公司層面因素或?qū)徲?jì)主體即審計(jì)師或事務(wù)所層面展開對(duì)審計(jì)質(zhì)量影響的研究，很少有文獻(xiàn)從管理者自信這一心理特質(zhì)切入，研究其對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響。但事實(shí)上，在我國(guó)審計(jì)委員會(huì)制度存在缺陷且管理者并非完全理性的情況下，管理者個(gè)人心理特質(zhì)會(huì)對(duì)審計(jì)師的選擇產(chǎn)生影響，進(jìn)而會(huì)影響到審計(jì)質(zhì)量。因此，本文首先考察管理者自信對(duì)審計(jì)質(zhì)量產(chǎn)生的影響；同時(shí)，已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)融資融券在公司層面發(fā)揮了積極效應(yīng)，但很少文獻(xiàn)著眼于公司審計(jì)質(zhì)量，基于此，本文檢驗(yàn)融資融券是否會(huì)影響管理者自信與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系。

(二)假設(shè)提出

上市公司管理者為了通過公司良好經(jīng)營(yíng)績(jī)效來實(shí)現(xiàn)薪酬增加、職位晉升等自身利益，有動(dòng)機(jī)通過操縱審計(jì)師選擇向資本市場(chǎng)傳遞信號(hào)，以此來提升公司的市場(chǎng)表現(xiàn)。當(dāng)管理者自信程度相對(duì)較低時(shí)，隨著管理者自信程度的上升，其對(duì)公司的經(jīng)營(yíng)狀況逐漸充滿信心，愿意披露公司更多的經(jīng)營(yíng)情況向好、戰(zhàn)略擴(kuò)張的信息。由此可能會(huì)更愿意聘請(qǐng)大型的會(huì)計(jì)師事務(wù)所和經(jīng)驗(yàn)比較豐富的審計(jì)師出具更為權(quán)威的審計(jì)報(bào)告，從而逐步向社會(huì)公眾傳遞公司經(jīng)營(yíng)情況、財(cái)務(wù)狀況良好的信息，即隨著管理者自信程度的上升，越可能聘請(qǐng)高質(zhì)量的審計(jì)師，進(jìn)而提升公司的審計(jì)質(zhì)量。

但是，當(dāng)管理者自信程度相對(duì)較高時(shí)，如果管理者自信程度繼續(xù)提升，發(fā)現(xiàn)管理者會(huì)降低企業(yè)會(huì)計(jì)信息穩(wěn)健性及會(huì)計(jì)信息質(zhì)量(孫光國(guó)和趙健宇，2014[42])，因?yàn)榇藭r(shí)管理者會(huì)高估自己能力，對(duì)企業(yè)未來收益持樂觀態(tài)度，因而往往會(huì)對(duì)投資者作出更高的承諾，當(dāng)企業(yè)實(shí)際經(jīng)營(yíng)無法達(dá)到預(yù)期時(shí)，管理者更可能通過盈余管理手段來達(dá)到預(yù)期盈利目標(biāo)(何威風(fēng)等，2011[43])，有損企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和財(cái)務(wù)信息質(zhì)量。而企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和審計(jì)質(zhì)量之間存在正相關(guān)的關(guān)系(鄭登津和閆天一，2016[44])，即公司的會(huì)計(jì)處理越穩(wěn)健，外部審計(jì)則更具可控性和可行性，能夠在一定程度上降低審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)，從而提升審計(jì)質(zhì)量(朱松等，2010[45])。所以，當(dāng)管理者自信程度較高時(shí)，隨著自信程度的繼續(xù)上升，一方面會(huì)高估項(xiàng)目收益、低估負(fù)面損失，加大公司經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，另一方面往往應(yīng)用盈余操縱手段會(huì)增加公司的未來錯(cuò)報(bào)風(fēng)險(xiǎn)，由于企業(yè)內(nèi)外的信息不對(duì)稱，審計(jì)工作量的增加和審計(jì)師專業(yè)勝任能力的提高也不能完全消除這種審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)，最終會(huì)降低審計(jì)質(zhì)量。

已有研究發(fā)現(xiàn)公司管理者會(huì)習(xí)慣性地高估自己對(duì)不確定事件結(jié)果的控制能力，低估項(xiàng)目失敗的可能性，即管理者的自信程度往往都相對(duì)較高(Weinstein，1980[46])。因此，從整體平均水平來看，管理者更多的是表現(xiàn)為自信程度相對(duì)較高，從而會(huì)降低公司的審計(jì)質(zhì)量?；谏鲜龇治?，提出本文的研究假設(shè)1。

H1:在其他條件不變的情況下，管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

認(rèn)知心理學(xué)認(rèn)為自信是人類與生俱來、根深蒂固的一種心理特征，而企業(yè)管理者更容易產(chǎn)生過度自信的情緒(Cooper等，1988[47])，已有研究發(fā)現(xiàn)過度自信會(huì)影響個(gè)體思維的認(rèn)知過程(Bandura,1997[48])。導(dǎo)致管理者過度自信的原因之一是控制幻覺，自認(rèn)為可以完全控制那些超越他們能力事件的心理，且管理者所擁有的決策權(quán)力與控制能力使他們更容易產(chǎn)生控制幻覺。融資融券通過投資者的賣空交易監(jiān)督與懲罰公司管理層，進(jìn)而將公司負(fù)面消息及時(shí)有效地反映到公司股價(jià)中，這將對(duì)公司管理層產(chǎn)生威懾作用。融資融券的這一事前威懾作用主要取決于公司是否納入融資融券名單，即使實(shí)際的賣空交易量很低，這種機(jī)制也有可能約束管理者的控制幻覺行為。Karpoff和Lou(2010)[32]研究發(fā)現(xiàn)，賣空者更有動(dòng)力跟蹤和監(jiān)督管理層的行為，因此融資融券機(jī)制的引入會(huì)加強(qiáng)對(duì)管理者的監(jiān)控與干預(yù)，降低管理者決策的自由程度，從而有助于抑制管理者的控制幻覺，對(duì)管理者自信所導(dǎo)致的行為發(fā)揮一定的糾偏作用，降低管理者自信對(duì)審計(jì)師選擇的影響，從而削弱管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系。基于此，提出本文的研究假設(shè)2。

H2：在其他條件不變的情況下，融資融券會(huì)抑制管理者自信對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取

本文以我國(guó)A股上市公司2008—2017年的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，將金融保險(xiǎn)業(yè)和數(shù)據(jù)缺失的樣本進(jìn)行剔除后，得到13 492個(gè)樣本觀測(cè)值。對(duì)數(shù)據(jù)做了如下處理：對(duì)連續(xù)型變量在1%和99%分位處進(jìn)行了Winsorize處理，以排除異常值的影響；在所有回歸分析過程中對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤做公司維度的Cluster處理，以控制潛在的自相關(guān)問題。所有數(shù)據(jù)均從CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和Wind數(shù)據(jù)庫(kù)中獲取。

(二)模型設(shè)計(jì)

本文設(shè)置以下實(shí)證模型對(duì)上文中提出的研究假設(shè)加以驗(yàn)證。

第一，建立模型(1)來檢驗(yàn)管理者自信與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系。其中，管理者自信程度是解釋變量，審計(jì)質(zhì)量是被解釋變量，在實(shí)證分析過程中，對(duì)影響審計(jì)質(zhì)量的主要變量進(jìn)行控制。

ARQi,t=β0+β1×Confi,t+B×Controls

+∑Ind+∑Year+ε

(1)

第二，采用雙重差分法(DID)檢驗(yàn)融資融券對(duì)管理者自信與審計(jì)質(zhì)量之間關(guān)系的影響。因?yàn)槲覈?guó)證監(jiān)會(huì)于2010年3月開始分批次地指定融資融券試點(diǎn)公司，將我國(guó)A股上市公司天然地劃分為受政策影響與不受政策影響的兩組樣本，所以可以將我國(guó)融資融券看作一個(gè)“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”。具體實(shí)證模型如(2)式所示，其中，被解釋變量為審計(jì)質(zhì)量；解釋變量Treat為虛擬變量，如果公司i在第t年屬于融資融券標(biāo)的，則取值為1，否則為0，如公司i在2012年納入融資融券標(biāo)的，那么Treat在2012—2017年取值為1，在2008—2011年取值為0。這里主要關(guān)注融資融券與管理者自信交乘項(xiàng)的顯著性，如果融資融券能夠削弱管理者自信與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系， 那么預(yù)計(jì)系數(shù)β3顯著為正。

ARQi,t=β0+β1×Confi,t+β2×Treati,t+β3

×Confi,t×Treati,t+B×Controls

+∑Firm+∑Year+ε

(2)

(三)變量定義

解釋變量：管理者自信程度的衡量。以往研究主要采取以下方式對(duì)管理者自信程度進(jìn)行度量：管理層持股變化(Malmendier和Tate，2005[49])、企業(yè)景氣指數(shù)(梁上坤，2015[16])、高管相對(duì)薪酬(姜付秀等，2009[17])、盈余預(yù)測(cè)偏誤率(Hribar和Yang，2007[50])等。本文在主回歸分析中采用管理層持股變化度量管理者自信程度，采用高管相對(duì)薪酬進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

被解釋變量：審計(jì)質(zhì)量的衡量。由于審計(jì)質(zhì)量不可觀測(cè)，只能通過某些指標(biāo)進(jìn)行替代性度量，目前研究衡量審計(jì)質(zhì)量的指標(biāo)主要包括盈余管理、事務(wù)所類型、審計(jì)意見、審計(jì)報(bào)告激進(jìn)度、審計(jì)費(fèi)用等，本文借鑒徐經(jīng)長(zhǎng)和汪猛(2017)[27]、袁德利等(2018)[51]在主回歸中采用盈余管理作為審計(jì)質(zhì)量的替代變量，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中采用事務(wù)所類型進(jìn)行度量。

控制變量。根據(jù)已有研究(Bell等，2015[5]；步丹璐和屠長(zhǎng)文，2017[52])，在實(shí)證分析過程對(duì)影響審計(jì)質(zhì)量的因素進(jìn)行控制，主要包括企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、公司業(yè)績(jī)、現(xiàn)金流量、是否虧損、上市年齡、流動(dòng)性、兩職兼任、存貨比率、應(yīng)收賬款比、獨(dú)立董事比例、股權(quán)集中度、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等。表1為具體變量定義。

表1 變量定義和說明

(四)描述性統(tǒng)計(jì)

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。公司審計(jì)質(zhì)量均值是-0.059，最大值為-0.000 7，說明樣本公司的審計(jì)質(zhì)量存在一定的上升空間。管理者自信程度均值是2.033 6，標(biāo)準(zhǔn)差是6.951 3，說明樣本在管理者自信程度方面存在一定差異。上市公司企業(yè)規(guī)模的均值為22.082 2，標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到1.249 1，說明樣本公司的企業(yè)規(guī)模存在差異。資產(chǎn)負(fù)債率的均值為0.440 1，說明樣本公司的債務(wù)融資占總資產(chǎn)的比例為44.01%。企業(yè)盈利能力均值是0.039 5，最大值為0.193 7，說明樣本公司整體業(yè)績(jī)有較大的上升空間。現(xiàn)金流量均值為0.041 8，說明企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)凈現(xiàn)金流占到總資產(chǎn)的4.18%。是否虧損的均值為0.083，說明樣本中有8.3%的樣本存在虧損。流動(dòng)性均值為2.412 4，說明流動(dòng)資產(chǎn)是流動(dòng)負(fù)債的2.412 4倍。公司托賓Q均值是2.856 3，標(biāo)準(zhǔn)差為2.074 2，說明樣本在托賓Q方面存在較大差異。上市年齡均值為2.094 7，標(biāo)準(zhǔn)差為0.768 9，說明樣本上市年齡存在一定差異。第一大股東持股比例均值是33.24%，說明股權(quán)相對(duì)集中。兩職合一的均值為0.249 3，說明有24.93%的樣本存在兩職合一的現(xiàn)象。獨(dú)立董事比例均值是0.371 2，即獨(dú)立董事的人數(shù)平均占到董事會(huì)總?cè)藬?shù)的37.12%。是否為國(guó)有企業(yè)的均值為0.392 0，說明有39.20%的樣本屬于國(guó)有企業(yè)。存貨比率的均值為0.159 2，說明樣本存貨凈額占總資產(chǎn)的15.92%。應(yīng)收賬款比率的均值為0.111 9，說明應(yīng)收賬款凈額占總資產(chǎn)的比重為11.19%。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

(一)假設(shè)H1檢驗(yàn)：管理者自信對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響

本文采用Jones模型計(jì)算的操控性應(yīng)計(jì)絕對(duì)值的相反數(shù)度量公司審計(jì)質(zhì)量，采用管理層持股變化度量自信程度，對(duì)管理者自信與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。同時(shí)，已有文獻(xiàn)基本上集中于研究管理者過度自信，然而管理者過度自信僅屬于管理者自信的一種狀態(tài)，未能對(duì)管理者自信這一心理特征進(jìn)行深入地刻畫，為此本文首先基于連續(xù)變量視角，考察管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系，然后將樣本按照管理者自信程度的大小劃分為管理者自信不足、適度自信與過度自信三個(gè)子樣本，分別檢驗(yàn)這三個(gè)子樣本中管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系。具體而言，將管理者自信程度從小到大排序后平均分為10組，然后根據(jù)管理者自信程度的核密度函數(shù)圖(如圖1所示)將前4組劃分為自信不足樣本，后3組劃分為過度自信樣本，中間組劃分為適度自信樣本，分別檢驗(yàn)管理者自信對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響。從表3列(1)的回歸結(jié)果可以看出，管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量的回歸系數(shù)為-0.000 1，且在1%的置信水平上顯著，假設(shè)H1得以驗(yàn)證。在此基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步把樣本分為自信不足、適度自信與過度自信三個(gè)子樣本，分別檢驗(yàn)每個(gè)子樣本中管理者自信程度對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響。在自信不足樣本中，管理者自信程度的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明在自信不足的樣本中，隨著管理者自信程度的上升，審計(jì)質(zhì)量會(huì)有所提升。在適度自信樣本中，管理者自信程度的回歸系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上不顯著。而在過度自信樣本中，管理者自信程度的回歸系數(shù)在1%置信水平上顯著為負(fù)，說明在過度自信樣本中，隨著管理者自信程度的繼續(xù)提升，審計(jì)質(zhì)量會(huì)下降。上述結(jié)果說明當(dāng)管理者自信程度處于不同區(qū)間時(shí)，管理者自信對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響存在差異。

(二)假設(shè)H2檢驗(yàn)：融資融券對(duì)管理者自信與審計(jì)質(zhì)量關(guān)系的影響

表3的結(jié)果已顯示全樣本中管理者自信與審計(jì)質(zhì)量之間存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步檢驗(yàn)融資融券是否會(huì)影響管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系，實(shí)證分析結(jié)果如表4所示。管理者自信程度的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，而管理者自信程度與融資融券變量的交乘項(xiàng)(Conf×Treat)卻在10%水平上顯著為正，這意味著融資融券會(huì)削弱管理者自信與審計(jì)質(zhì)量之間的負(fù)向關(guān)系，即融資融券的實(shí)施約束了管理者自信對(duì)公司審計(jì)質(zhì)量的影響，發(fā)揮了一定的公司外部治理效應(yīng)，假設(shè)H2得以驗(yàn)證。

表4 融資融券對(duì)管理者自信與審計(jì)質(zhì)量之間關(guān)系影響的回歸結(jié)果

續(xù)前表

被解釋變量:ARQ年度固定效應(yīng)Yes公司固定效應(yīng)Yes截距項(xiàng)0.076???(3.05)樣本數(shù)13 492Adj R-squared0.050

基于上述的檢驗(yàn)結(jié)果，我們將不同自信類型與審計(jì)質(zhì)量之間關(guān)系置于融資融券背景下進(jìn)一步展開研究，即考察不同管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間關(guān)系是否會(huì)受融資融券的影響，具體的檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。在自信不足樣本中，當(dāng)樣本屬于融資融券標(biāo)的時(shí)，管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間的回歸系數(shù)在10%水平上顯著為正，但當(dāng)樣本屬于非融資融券標(biāo)的時(shí)，管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間的回歸系數(shù)卻在1%水平上顯著為正；在過度自信樣本中，當(dāng)樣本屬于融資融券標(biāo)的時(shí)，管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間的回歸系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上不顯著，但當(dāng)樣本屬于非融資融券標(biāo)的時(shí)，管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間的回歸系數(shù)卻在1%水平上顯著。這一結(jié)果說明在對(duì)于自信不足和過度自信管理者而言，融資融券制度對(duì)自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系依然存在糾偏作用。

表5 融資融券對(duì)不同類型管理者自信與審計(jì)質(zhì)量之間關(guān)系影響的回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文從以下幾個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以保證前文研究結(jié)論的可靠性。

第一，借鑒姜付秀等(2009)[17]的做法，采用管理者相對(duì)薪酬對(duì)管理者自信進(jìn)行度量。回歸結(jié)果如表6列(1)～列(3)所示。從列(1)可以看出，管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間的回歸系數(shù)為-0.021，且在1%水平上顯著，說明管理者自信程度會(huì)降低審計(jì)質(zhì)量。從列(2)發(fā)現(xiàn)，在非融資融券組中管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間的回歸系數(shù)仍然顯著為負(fù)。但從列(3)發(fā)現(xiàn)，在融資融券組中，管理者自信與審計(jì)質(zhì)量之間的回歸系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上不顯著，說明融資融券會(huì)影響管理者自信與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系。上述結(jié)果與主回歸的結(jié)果基本保持一致。

第二，借鑒吳偉榮等(2018)[53]的做法，采用事務(wù)所是否為“四大”對(duì)公司審計(jì)質(zhì)量進(jìn)行度量?；貧w結(jié)果如表6列(4)～列(6)所示。從列(4)可以看出，管理者自信程度的回歸系數(shù)為-0.159，且在5%水平上顯著，即隨著管理者自信程度的提升，更不會(huì)選擇“四大”事務(wù)所，說明管理者自信會(huì)降低審計(jì)質(zhì)量。從列(5)發(fā)現(xiàn)，在非融資融券樣本中管理者自信程度與“四大”事務(wù)所之間的回歸系數(shù)仍然顯著為負(fù)。但從列(6)發(fā)現(xiàn)，在融資融券樣本中，管理者自信程度與“四大”事務(wù)所之間的回歸系數(shù)卻在統(tǒng)計(jì)上不顯著，說明融資融券會(huì)影響管理者自信與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系。上述結(jié)果與主回歸的結(jié)果基本保持一致。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

六、研究結(jié)論與管理啟示

(一)研究結(jié)論

本文首先考察管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，即基于全樣本的平均水平來看，管理者自信會(huì)降低審計(jì)質(zhì)量。進(jìn)一步依據(jù)管理者自信程度的核密度函數(shù)圖，將樣本劃分為自信不足、適度自信和過度自信三個(gè)子樣本，檢驗(yàn)每個(gè)子樣本中管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)這三個(gè)子樣本中管理者自信對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響存在差異，其中，在自信不足樣本中，隨著管理者自信程度的上升，審計(jì)質(zhì)量會(huì)提升；在適度自信樣本中，管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間的回歸系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上不顯著；在過度自信樣本中，隨著管理者自信程度的上升，審計(jì)質(zhì)量會(huì)下降。然后，將管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系置于融資融券背景下研究發(fā)現(xiàn)，融資融券會(huì)削弱管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。上述結(jié)果表明我國(guó)融資融券制度的實(shí)施能夠通過緩解股東與管理層之間的代理問題對(duì)管理層的機(jī)會(huì)主義行為產(chǎn)生一定的約束作用，進(jìn)而呈現(xiàn)出一定的公司外部治理效應(yīng)。

(二)管理啟示

第一，公司管理層并非完全理性，他們的個(gè)人認(rèn)知偏差在一定程度上會(huì)影響到公司的審計(jì)質(zhì)量，這種非理性甚至還會(huì)對(duì)公司的長(zhǎng)期可持續(xù)發(fā)展造成影響，因此，公司應(yīng)不斷完善公司的經(jīng)營(yíng)決策機(jī)制，提高決策的有效性。第二，鑒于不同自信程度管理者對(duì)公司審計(jì)質(zhì)量影響的差異，外部投資者可能會(huì)據(jù)此預(yù)測(cè)企業(yè)未來的發(fā)展，因此，公司需對(duì)管理者自信這一心理特質(zhì)給予高度關(guān)注，同時(shí)證監(jiān)會(huì)等相關(guān)部門應(yīng)該加強(qiáng)有關(guān)約束企業(yè)管理者非理性行為的制度建設(shè)與監(jiān)管。第三，基于融資融券對(duì)管理者自信程度與審計(jì)質(zhì)量之間關(guān)系的影響所發(fā)揮的公司治理效應(yīng)，有關(guān)部門應(yīng)根據(jù)新時(shí)代我國(guó)資本市場(chǎng)的改革發(fā)展和制度建設(shè)的目標(biāo)，不斷完善我國(guó)的融資融券機(jī)制，對(duì)金融風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行有效防控。這在一定程度上能夠?qū)局卫淼娜毕菁右詮浹a(bǔ)，從而保護(hù)投資者利益，同時(shí)還能夠?yàn)樯罨覈?guó)的金融體制改革提供相關(guān)的理論參考。