1. 引言
在公司的发展历程中，一种令人担忧的现象——大股东掏空行为，不时地浮现出来，给公司的稳定、投资者的信心以及整个市场的健康运行带来了严峻的挑战。大股东本应为公司的长远发展谋篇布局，为全体股东的利益保驾护航。但在现实中，部分大股东却背离了这一初衷，通过各种隐蔽而复杂的手段，将公司的资源、资产乃至未来发展的潜力据为己有，严重损害了中小股东的权益，侵蚀着公司的根基。大股东掏空行为的形式多样，包括但不限于关联交易、资金占用、违规担保等。这种掏空行为不仅会导致公司业绩下滑、财务状况恶化，还可能引发市场的信任危机，破坏整个资本市场的生态环境。
与此同时，审计作为一种重要的外部监督机制，在公司治理中发挥着关键作用。独立的审计师通过对公司财务报表的审计，为投资者、债权人等提供可靠的财务信息，降低信息不对称，提高资本市场的效率。审计师在执行审计业务过程中所采取的一系列行动、决策和操作便是审计行为。这包括从接受审计委托开始，到计划审计工作、收集和评估审计证据、形成审计意见，以及最终出具一定质量的审计报告等各个环节的活动。审计师行为的核心目的是对被审计单位的财务报表等相关信息的真实性、合法性和公允性提供合理保证。
现有关于大股东掏空行为的研究主要集中在动机、方式等方面，很少涉及审计师相关的方面。本文基于2018~2023年A股上市公司为研究样本，对大股东掏空行为与审计师行为之间的关系进行实证分析。本文的创新点在于(1) 为大股东掏空行为与审计师行为之间的关系提供了理论支持；(2) 为我国会计师事务所人力资源配置、监管部门完善相关制度和监管工作提供参考。
2. 文献综述
2.1. 大股东掏空行为
2.1.1. 大股东掏空行为的动机
关于大股东掏空行为的动机，现有研究主要有三类：控制权与现金流权的分离、内部控制缺陷以及企业财务状况。在控制权和现金流权分离的前提下，会促使第二类代理问题的出现[1]。由于大股东的掏空成本会随着两权的分离而大幅度降低，并进而增加为其谋求利润的欲望，从而侵害中小股东的权益，中小股东只有通过卖掉公司股票来应对[2]，最终使得公司的股价下跌。在保持控制权不变的情形下，一旦控股股东拥有了更小的现金流权，其掏空上市公司的意图更强烈。内部控制缺陷方面，大股东往往会为了牟取私利对中小股东的利益进行损害[3]，特别是当公司内部控制制度不完善时，大股东会通过其内部控制缺陷对财务报表的数据进行修饰来掩盖自己的掏空意图，这使得上市公司不能将真实的财务数据提供给外部投资人，加剧资本市场的信息不透明程度，从而对资本市场的稳定发展产生不利影响[4]。最后从财务状况的角度看，若上市公司具有良好的财务状况，则为大股东的掏空行为带来了便利[5]，从而增加了大股东侵占公司利益的动机。同时，大股东的掏空行为会随着公司盈利能力的增加而增强[6]。另外一些学者研究发现，当公司经营较差并处于财务困境时，大股东往往为了避免其控制地位的丧失而对上市公司的利益进行侵占，达到与上市公司的对等，因此在此情况下大股东实施掏空的动机更加强烈。
2.1.2. 大股东掏空的方式
大股东掏空的方式主要是资金占用、关联交易、现金股利三类。从资金占用的角度看，控股股东往往会通过资金占用来获取个人收益，这不但对中小股东的权益形成重大损害，而且也会对公司业绩和价值产生不利影响[7]，损害公司未来的盈利能力，使得公司的财务风险增加，并使公司陷入困境。控股股东资金占用行为与第一大股东持股比例呈现倒“U”形关系，并且资金占用行为在企业集团控制和国有企业控制的上市公司中发生更为频繁[8]，管理者持股和基金持股都能够抑制资金占用行为的发生。从关联交易的角度看，大股东通常会利用其控股地位对关联交易的条件进行改变，导致关联交易失去公平性，同时使自己拥有更多的公司资源，最终对公司的业绩产生不利影响[9]，对上市公司和中小股东的利益产生损害。关联交易的实施过程由于隐蔽性较好并难以被外界发现，所以关联交易的双方很可能不向外界披露有效信息来掩盖不良的盈余管理行为，最终达到管理者的期望目标。从现金股利的角度看，非流通股股东出于自身利益的考虑，会选择发放高额现金股利来进行套现。控股股东可以通过采取分红或者配股等措施，对中小股东的权益造成损害[10]。分派现金股利不仅可以使公司的净资产收益率得到提高，使公司实现再次融资，还可以使大股东获得更多的资金。同时，上市公司的分配股利政策很可能是为了隐蔽公司的“坏消息”，使投资者对公司的经营发展状况的判断产生偏差，股票的定价出现错误，最终给公司带来负面影响[11]。
2.2. 审计师行为的影响因素
审计师行为受到多种因素的综合影响，这些因素在不同层面和维度上作用于审计师的决策与行动过程。
从个体层面来看，审计师的个人特质和专业素养是关键因素。具有深厚财务、会计和审计知识储备的审计师，更能准确识别财务报表中的潜在风险和异常情况在一定程度上，经验越丰富的审计师越不会在应计利润上出现大的偏差，且越不容易作出非标准意见的审计报告[12]。复核会计师会计年度之前的经验越丰富，越能提高在初始审计收费制定过程中的谈判能力；而项目负责人会计年度的签字数量越多，越会降低在审计过程中的审计投入[13]。同时，个人的职业道德和独立性意识也至关重要。在相同质量控制体系下，低质量审计是由审计师个人特质导致的特例。高度的职业道德感能促使审计师坚守客观、公正的原则，抵制来自各方的不当压力，确保审计质量。而独立性意识薄弱的审计师则可能在利益诱惑或客户压力下，做出有损审计公正性的行为[14]。此外，审计师的海外经历与盈余管理显著负相关，说明海外经历增强了审计师的专业胜任能力和独立性，从而降低了公司的盈余管理，提高了审计质量[15]。
事务所层面的因素也不容忽视。事务所的规模和声誉对审计师行为有着深远影响，大型知名事务所通常拥有更完善的内部质量控制体系和培训机制，能够为审计师提供丰富的资源和专业支持，使审计师遵循严格的审计程序和标准。企业存在战略差异度的情况下，战略差异度对于审计质量呈负相关影响，事务所声誉作为调节变量能够有效调节战略差异度与审计质量之间的负相关关系[16]。事务所的文化氛围和激励机制同样关键，强调质量至上和专业精神的文化，有助于培养审计师的敬业态度；而合理的激励机制能够引导审计师在保证审计质量的前提下，积极开展工作，避免过度追求短期经济利益而忽视审计风险。员工行为模式和业务质量控制制度存在缺陷的会计师事务所，其审计质量系统性低于其他会计师事务所的审计质量[17]。
外部环境因素方面，严厉的法律制裁和监管措施能够对审计师形成强大的威慑力，使其不敢轻易违规操作，上市公司受到监管机构行政处罚后，审计师会提高审计收费、改善审计质量，更易发生审计变更；有效的内部控制与良好的外部监督能缓解监管机构行政处罚对审计师行为的影响[18]。市场竞争压力也会促使审计师不断提升自身能力和服务质量，以在竞争中脱颖而出，但过度的竞争可能导致一些审计师为了降低成本、争取客户而牺牲审计质量。线上销售程度较高的客户公司，其审计费用也较低[19]。此外，经济形势的变化、行业发展趋势等宏观因素也会间接影响审计师的行为决策，例如审计收费和审计质量都会随着经济政策不确定性上升而显著提高，审计师的审计投入在其中发挥了中介效应[20]；随着企业数字化转型的实施，审计投入会增加，审计师收费也会增加，但审计师更倾向于出具标准无保留审计意见[21]。
3. 理论分析与研究假设
审计师的行为一般表现为对审计费用的调整、对审计意见的更改、审计的投入时长、审计师的变更等。本文主要选取审计费用、审计意见两个指标来衡量审计师行为。
3.1. 大股东掏空行为与审计费用
委托代理理论认为，在公司治理结构中，存在着股东与管理层之间的委托代理关系。股东作为委托人，将公司的经营管理权委托给管理层，管理层作为代理人有责任为股东的利益服务。而在股权相对集中的情况下，大股东也会对公司的经营决策产生重要影响，这就形成了大股东与中小股东之间的委托代理关系。大股东掏空行为是指大股东利用其控制权优势，通过关联交易、资金占用等手段将公司的资源转移到自己手中，从而损害中小股东利益的行为。从财务报表角度来看，关联交易等掏空手段可能会导致财务报表的真实性和准确性受到质疑。审计师为了降低审计风险，需要扩大审计范围，增加审计程序的复杂性和样本量，由于审计工作量的增加，审计师会要求更高的审计费用来补偿其增加的成本。而且，因为大股东掏空行为带来的不确定性，审计师可能会承担更高的法律责任风险。为了应对这种风险，审计师也会要求适当提高审计收费[9]。
从信号传递理论的角度看，该理论主要用于解释在信息不对称的市场中，企业如何通过各种信号来传递自身的真实情况。在公司与外部投资者、债权人等利益相关者之间存在信息不对称，公司可以通过财务报表等信息渠道来传递其经营状况和发展前景的信号。大股东掏空行为会干扰公司正常的信号传递。当大股东进行掏空时，公司的财务状况和经营业绩不能真实地反映公司的实际价值。审计师需要花费更多的精力来甄别公司财务信息的真实性[2]。由于大股东掏空行为可能隐藏在复杂的关联交易和财务操作背后，审计师要判断公司的真实财务状况就需要进行深入的调查，以确定是否存在非公允的关联交易。这种信号甄别难度的增加导致审计工作的复杂性上升，这可能包括聘请外部专家来评估资产价值，或者对复杂的交易结构进行分析。这些额外的工作都会导致审计成本增加，进而使得审计费用上升。同时，为了向市场传递公司财务信息是经过严格审计的信号，公司也可能会愿意接受审计师提高审计费用的要求，以增强市场信心。
基于此，本文提出假设H1：大股东掏空行为会使审计师增加审计收费。
3.2. 大股东掏空行为与审计意见
从委托代理理论来看，大股东的掏空行为加剧了代理冲突。这种行为会导致公司财务状况恶化，例如，掏空行为可能使公司资金流紧张，资产质量下降。审计师在审计过程中，若发现这些因大股东掏空行为导致的财务问题，会根据问题的严重程度出具不同的审计意见[22]。当掏空行为造成财务报表存在重大错报风险，且公司未能按照会计准则进行适当调整时，审计师很可能出具非标准审计意见。例如，如果大股东通过关联方交易虚构收入，而公司财务报表未真实反映这一情况，审计师经过审计程序发现该问题后，会考虑出具保留意见或否定意见。因为这种掏空行为损害了财务报表的真实性和公允性，审计师有责任向投资者和其他利益相关者揭示这种情况。
信号传递理论强调，公司通过财务报表等渠道向外部投资者传递自身经营状况的信号。在正常情况下，财务报表应该真实、准确地反映公司的财务状况和经营成果。然而，大股东的掏空行为会干扰这种信号传递机制。当大股东进行掏空时，公司财务报表所传递的信号就会失真。例如，通过资产转移掏空公司的大股东可能会掩盖这种行为，使得财务报表上的资产价值被高估，利润被虚增。这种虚假信号会误导投资者和其他利益相关者。审计意见在这种情况下起到了矫正信号的作用。审计师作为独立的第三方，通过审计程序对公司财务报表进行审查。如果发现大股东掏空行为导致财务报表信号失真，审计师会出具非标准审计意见来纠正这种错误信号。例如，对于存在掏空行为的公司，审计师可能会在审计报告中详细说明发现的问题，如关联交易的非公允性、资金占用情况等，以此向市场传递公司真实的财务状况信号。这样可以使投资者和其他利益相关者了解到公司实际存在的风险，避免被虚假的财务报表信号误导[23]。
基于此，本文提出假设H2：大股东掏空行为会使审计师增加非标准无保留审计意见。
4. 研究设计
4.1. 样本选择与数据来源
本文基于2018~2023年沪深A股上市公司的数据，去除金融行业、ST、ST*以及其他数据缺失和重复的样本，同时对所有连续变量进行1%和99%缩尾处理，共计5166家上市公司，获得25007条数据。本文所用数据均来自国泰安(CSMAR)数据库。
4.2. 变量定义
4.2.1. 被解释变量
审计费用方面，采用年度审计收费的对数；审计意见方面，若出示非标准无保留意见取值为1，否则取值为0。
4.2.2. 解释变量
基于上文对大股东掏空行为(RPT)的分析，本文采用关联交易占总资产的比例来表示该值。在后续的稳健性检验中将替换为其他应收款占总资产的比例(OCCUPY)。
4.2.3. 控制变量
参考已有研究，本文选取以下控制变量：企业规模、资产负债率、权益乘数、第一大股东持股比例、股权性质、是否两职合一、独立董事占比。此外本文引入年份和个体固定效应对其进行相应控制，变量的定义及说明见表1。
Table 1. Variable definitions
表1. 变量定义
变量类型 |
变量名称 |
符号 |
变量描述 |
被解释变量 |
审计费用 |
AFEE |
年度审计收费的对数 |
审计意见 |
AOP |
非标准无保留意见取值为1，否则为0 |
解释变量 |
大股东掏空行为 |
RPT |
关联交易占总资产的比例 |
续表
控制变量 |
企业规模 |
size |
总资产的自然对数 |
资产负债率 |
lev |
负债总额/资产总额 |
权益乘数 |
equity |
总资产/所有者权益 |
第一大股东持股比例 |
top1 |
第一大股东持股数量/总股数 |
股权性质 |
state |
国有企业取值为1，否则为0 |
是否两职合一 |
dual |
存在两职合一取值为1，否则为0 |
|
独立董事占比 |
ind |
独立董事人数/董事会人数 |
4.2.4. 模型构建
5. 实证分析
5.1. 描述性统计
在表2中列出了所有相关变量的描述性统计数据。关联交易(RPT)的均值是0.286，标准差是0.407，最小值0.001，最大值2.386，各企业的大股东掏空行为具有一定的差异。审计意见(AOP)的平均值为0.040，标准差为0.195，各企业的审计意见的差异较小。审计费用(AFEE)的平均值13.960，标准差0.650，最小值12.766，最大值16.179，费用的差异不是很大。
Table 2. Descriptive statistics
表2. 描述性统计
VarName |
Obs |
Mean |
SD |
Min |
Median |
Max |
RPT |
25007 |
0.286 |
0.407 |
0.001 |
0.137 |
2.386 |
AOP |
25007 |
0.040 |
0.195 |
0.000 |
0.000 |
1.000 |
AFEE |
25007 |
13.960 |
0.650 |
12.766 |
13.864 |
16.179 |
size |
25007 |
22.247 |
1.359 |
16.412 |
22.034 |
28.697 |
equity |
25007 |
2.184 |
5.656 |
-180.815 |
1.650 |
417.253 |
lev |
25007 |
0.424 |
1.184 |
0.010 |
0.398 |
178.345 |
top1 |
25007 |
0.330 |
0.149 |
0.018 |
0.304 |
1.000 |
state |
25007 |
0.281 |
0.449 |
0.000 |
0.000 |
1.000 |
dual |
24961 |
0.334 |
0.472 |
0.000 |
0.000 |
1.000 |
ind |
24961 |
0.379 |
0.056 |
0.000 |
0.364 |
0.800 |
5.2. 基本回归分析
表3和表4是使用Stata17.0对企业关联交易(RPT)与审计费用(AFEE)和审计意见(AOP)之间的相关性进行了初步的回归分析。表3第(1)栏是企业关联交易(RPT)对审计费用(AFEE)的单变量回归分析，在个体和年度两种因素的双重固定作用下，RPT的回归系数是0.16490，并且在1%的显著水平上是显著的。第(2)(3)(4)列分别依次加入控制变量，直至加入所有控制变量后，RPT的回归系数为0.07177，在1%的水平上显著。该回归结果验证了假设1大股东掏空行为会使审计师增加审计收费。
表4第(1)栏是企业关联交易(RPT)对审计意见(AOP)的单变量回归分析，在个体和年度两种因素的双重固定作用下，RPT的回归系数是0.07260，并且在1%的显著水平上是显著的。第(2) (3) (4)列分别依次加入控制变量，直至加入所有控制变量后，RPT的回归系数为0.06921，在1%的水平上显著。该回归结果验证了假设2大股东掏空行为会使审计师增加非标准无保留审计意见。
Table 3. Basic regression analysis (AFEE)
表3. 基本回归分析(AFEE)
|
(1) |
(2) |
(3) |
(4) |
VARIABLES |
AFEE |
AFEE |
AFEE |
AFEE |
RPT |
0.16490*** |
0.06808*** |
0.06067*** |
0.07177*** |
(16.39800) |
(10.07465) |
(8.96958) |
(10.60174) |
size |
|
0.35459*** |
0.35786*** |
0.36983*** |
|
(175.68315) |
(175.83044) |
(169.66960) |
equity |
|
0.00275*** |
0.00248*** |
0.00262*** |
|
(5.66989) |
(5.13430) |
(5.44530) |
lev |
|
|
0.02458*** |
0.02505*** |
|
|
(10.64160) |
(10.89999) |
top1 |
|
|
−0.21857*** |
−0.17138*** |
|
|
(−11.86772) |
(−9.17278) |
state |
|
|
|
−0.09951*** |
|
|
|
(−14.44609) |
dual |
|
|
|
0.01269** |
|
|
|
(2.07885) |
ind |
|
|
|
0.24567*** |
|
|
|
(5.08269) |
Constant |
13.91247*** |
6.04571*** |
6.03725*** |
5.68275*** |
(2,783.18923) |
(134.88483) |
(135.32160) |
(111.92901) |
Observations |
25,007 |
25,007 |
25,007 |
24,961 |
R-squared |
0.011 |
0.560 |
0.564 |
0.568 |
id FE |
yes |
yes |
yes |
yes |
Year FE |
yes |
yes |
yes |
yes |
r2_a |
0.0106 |
0.560 |
0.564 |
0.568 |
F |
268.9 |
10599 |
6475 |
4095 |
注：t-statistics in parentheses，***p < 0.01，**p < 0.05，*p < 0.1(下同)。
Table 4. Basic regression analysis (AOP)
表4. 基本回归分析(AOP)
|
(1) |
(2) |
(3) |
(4) |
VARIABLES |
AOP |
AOP |
AOP |
AOP |
RPT |
0.07260*** |
0.07219*** |
0.06817*** |
0.06921*** |
续表
|
(24.20096) |
(24.05597) |
(22.75864) |
(22.98551) |
size |
|
−0.01303*** |
−0.01116*** |
−0.00960*** |
|
(−14.53544) |
(−12.38651) |
(−9.90133) |
equity |
|
0.00280*** |
0.00265*** |
0.00266*** |
|
(12.98697) |
(12.37884) |
(12.43954) |
lev |
|
|
0.01339*** |
0.01338*** |
|
|
(13.09155) |
(13.08591) |
top1 |
|
|
−0.12374*** |
−0.11381*** |
|
|
(−15.17331) |
(−13.69578) |
state |
|
|
|
−0.02373*** |
|
|
|
(−7.74498) |
dual |
|
|
|
−0.01612*** |
|
|
|
(−5.93583) |
ind |
|
|
|
0.06398*** |
|
|
|
(2.97602) |
Constant |
0.01892*** |
0.30276*** |
0.29786*** |
0.24733*** |
(12.68691) |
(15.21031) |
(15.07762) |
(10.95266) |
Observations |
25,007 |
25,007 |
25,007 |
24,961 |
R-squared |
0.023 |
0.037 |
0.052 |
0.055 |
id FE |
yes |
yes |
yes |
yes |
Year FE |
yes |
yes |
yes |
yes |
r2_a |
0.0228 |
0.0365 |
0.0517 |
0.0548 |
F |
585.7 |
316.4 |
273.5 |
181.9 |
5.3. 稳健性检验
进一步的，进行稳健性检验，在此基础上，本文将引入其他应收款占总资产的比例(OCCUPY)作为替代，得到的数据见表5中，关于审计费用，第(1)列，OCCUPY的回归系数为2.79408，在1%的显著水平上是显著的，关于审计意见，第(2)列，OCCUPY的回归系数为2.29626，在1%的显著水平上是显著的，这也印证了之前的研究结论。
考虑到受疫情影响，故剔除2020年和2021年的数据进行稳健性检验。由表5第(3)和第(4)列可知，关联交易对审计费用和审计意见的相关系数仍然在1%的水平上显著，进一步验证了假设1和假设2。
Table 5. Robustness test
表5. 稳健性检验
|
(1) |
(2) |
(3) |
(4) |
VARIABLES |
AFEE |
AOP |
AFEE |
AOP |
OCCUPY |
2.79408*** |
2.29626*** |
|
|
|
(23.97004) |
(45.28661) |
|
|
Controls |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
续表
RPT |
|
|
0.04646*** |
0.04767*** |
|
|
|
(5.51565) |
(13.05954) |
Constant |
5.70930*** |
0.26974*** |
5.72735*** |
0.28293*** |
|
(113.44684) |
(12.32190) |
(92.37553) |
(10.52977) |
Observations |
24,947 |
24,947 |
16,601 |
16,601 |
R-squared |
0.576 |
0.108 |
0.575 |
0.073 |
id FE |
yes |
yes |
yes |
yes |
Year FE |
yes |
yes |
yes |
yes |
r2_a |
0.575 |
0.108 |
0.575 |
0.0729 |
F |
4226 |
379.2 |
2804 |
164.2 |
5.4. 进一步分析
5.4.1. 产权异质性分析
由于企业的产权性质可能会使得大股东掏空行为对审计行为产生不同的影响，本文按照国有企业与非国有企业分类，分别进行回归，回归结果如表6所示。第(1)列表示的是，在国有企业，关联交易对审计意见的回归并不显著，而第(2)列，在非国有企业，关联交易对审计意见在1%的水平上显著正相关；第(3)列是国有企业中，关联交易对审计费用在10%的水平上显著正相关，而第(4)列，在非国有企业，关联交易对审计费用的影响在1%的水平上显著正相关。以上都表明了，在非国有企业，大股东的掏空行为会对审计意见审计费用产生更为显著的正相关关系。可能是因为与国有企业相比，非国有企业往往股权相对集中，大股东在公司决策过程中拥有绝对的话语权，他们可以通过控制公司的管理层和决策程序，较为隐蔽地将公司资源转移到自己手中，如通过关联交易将公司利润输送给大股东控制的其他企业。而国有企业的产权归国家所有，其经营决策受到国有资产监督管理机构的严格监督，这在一定程度上限制了大股东掏空行为的发生。
Table 6. Analysis of property rights heterogeneity
表6. 产权异质性分析
|
(1) |
(2) |
(3) |
(4) |
VARIABLES |
AOP |
AOP |
AFEE |
AFEE |
RPT |
0.00201 |
0.07465*** |
0.02616* |
0.06232*** |
(0.45795) |
(15.00310) |
(1.64908) |
(6.22816) |
Controls |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
Constant |
0.25281*** |
0.30964*** |
5.35341*** |
5.84834*** |
(7.82789) |
(8.04746) |
(45.95528) |
(75.58145) |
Observations |
4,667 |
11,934 |
4,667 |
11,934 |
R-squared |
0.032 |
0.085 |
0.597 |
0.528 |
id FE |
yes |
yes |
yes |
yes |
Year FE |
yes |
yes |
yes |
yes |
r2_a |
0.0301 |
0.0844 |
0.596 |
0.527 |
F |
21.71 |
158.1 |
984.4 |
1904 |
5.4.2. 区域异质性分析
由于中国东部、中部和西部地区的经济发展水平不一样，大股东掏空行为对审计师审计行为的影响也会有所不同。因此，为研究不同发展水平下的企业大股东掏空行为对审计师审计行为的影响是否存在异质性，根据国家统计局公布的分类体系，我国东部地区为：北京，天津，河北，辽宁，上海，江苏，浙江，福建，山东，广东，海南；中部地区：山西，吉林，黑龙江，安徽，江西，河南，湖北，湖南等；西部地区由内蒙古，广西，重庆，四川，贵州，云南，西藏，陕西，甘肃，青海，宁夏，新疆，把31个省(自治区，直辖市)分为东、中、西三个部分。回归结果如表7所示。
第(1)列和第三列表示的是在东部和西部地区，关联交易对审计意见在1%的水平上显著正相关，而第(2)列表示，在中部地区，关联交易对审计意见在5%的水平上显著负相关。原因可能是东部地区经济发达，金融市场成熟，公司治理的外部监督机制相对更为严格。在这种环境下，一旦大股东出现掏空行为，很容易被发现并受到监管关注。并且东部地区的企业更加依赖资本市场融资，市场声誉对于企业来说至关重要。大股东掏空行为会损害企业的声誉，进而影响企业在资本市场的形象和融资能力。审计师为了维护自身的声誉和遵守行业准则，在发现大股东掏空行为后，会严格按照审计程序进行审查，并且更倾向于出具负面的审计意见，以警示投资者和市场，所以表现出显著正相关。西部地区相对而言经济发展水平稍逊，部分企业的公司治理结构不够完善，大股东可能在公司决策中拥有绝对的控制权，内部制衡机制相对薄弱。当大股东进行掏空行为时，缺乏有效的内部监督来阻止这种行为。此外西部地区的审计市场发展可能相对滞后，审计资源相对较少，审计师可能面临更多的挑战，如对复杂掏空行为的识别能力有限。但随着监管要求的加强和审计技术的进步，当审计师发现大股东掏空行为时，为了避免自身的审计风险，也会倾向于出具对企业不利的审计意见，所以也是正相关关系。
第(4)列和第(6)列表示在东部地区和西部地区，关联交易对审计费用在1%的水平上显著正相关，而第(5)列表示关联交易对审计费用没有显著相关性。可能是因为东部地区审计市场供给和需求都比较旺盛，审计师之间的竞争较为充分。但由于企业对审计质量和风险控制的要求高，审计服务的价格弹性相对较小。当大股东掏空行为增加审计风险时，审计师能够比较容易地将增加的成本通过提高审计收费转嫁给企业，企业也更愿意接受较高的审计费用以确保审计质量和市场形象。西部地区审计资源相对稀缺，审计师数量有限。当面对大股东掏空行为时，为了完成高质量的审计工作，可能需要从其他地区调配资源或者聘请外部专家，这会导致审计成本显著增加。中部地区审计市场供需相对稳定，审计成本也相对较为稳定。企业和审计师之间的价格谈判相对比较均衡。即使存在大股东掏空行为，审计师在考虑成本增加和收费调整时，不会像在东部和西部地区那样受到市场供需和成本波动的强烈影响，所以审计收费的变化不那么显著。
Table 7. Analysis of regional heterogeneity
表7. 区域异质性分析
|
(1) |
(2) |
(3) |
(4) |
(5) |
(6) |
VARIABLES |
AOP |
AOP |
AOP |
AFEE |
AFEE |
AFEE |
RPT |
0.06910*** |
−0.09583** |
0.11086*** |
0.07260*** |
0.01940 |
0.12034** |
(22.74741) |
(−2.24664) |
(3.94220) |
(10.60759) |
(0.23327) |
(2.06557) |
Controls |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
Constant |
0.24530*** |
1.33129*** |
0.14807 |
5.64783*** |
6.85449*** |
7.08626*** |
(10.78281) |
(4.28133) |
(0.58025) |
(110.17952) |
(11.30520) |
(13.40389) |
Observations |
24,602 |
135 |
224 |
24,602 |
135 |
224 |
续表
R-squared |
0.055 |
0.208 |
0.274 |
0.568 |
0.670 |
0.581 |
id FE |
yes |
yes |
yes |
yes |
yes |
yes |
Year FE |
yes |
yes |
yes |
yes |
yes |
yes |
r2_a |
0.0548 |
0.158 |
0.247 |
0.567 |
0.649 |
0.565 |
F |
179.5 |
4.136 |
10.13 |
4035 |
32.03 |
37.26 |
6. 结论
本文基于2018~2023年A股上市公司为研究样本，对大股东掏空行为与审计师行为之间的关系进行实证分析。结果表明，大股东掏空行为会显著增加审计师的审计费用以及对审计意见的更改也呈显著正相关关系。进一步分析表明，在非国有企业、东部和西部地区，该正相关关系更为显著。基于上述研究本文提出如下建议。
从审计收费的角度来看，大股东掏空行为显著增加了审计的复杂性和风险程度。审计师在面对可能存在掏空行为的企业时，需要投入更多的时间和资源进行深入调查，扩大审计范围，增加审计程序的强度和频率。这无疑会导致审计收费提高。这一现象提醒我们，企业应当加强对大股东行为的监督和约束，建立健全的公司治理机制，从源头上减少掏空行为的发生，降低审计成本和稳定审计费用。
而在审计意见方面，大股东掏空行为往往促使审计师更加审慎地评估企业的财务状况和经营风险，从而可能导致审计意见的更改。这种更改反映了审计师对企业真实情况的客观揭示，同时也向市场传递了重要的信号。对于投资者而言，这提醒他们关注企业内部可能存在的问题，谨慎做出投资决策。对于企业自身来说，应认识到良好的公司治理和规范的经营行为对于获得积极审计意见的重要性。
监管机构也应从中得到启示，加大对大股东行为的监管力度，完善相关法律法规，加大对掏空行为的处罚力度。同时，提高审计监管的有效性，确保审计师能够独立、客观、公正地履行审计职责，为市场提供真实、可靠的财务信息。