上市公司ESG评级分歧的审计溢价效应——基于信息生产的视角.pdf

学报社会科学版2 0 2 4年第2期上市公司E S G评级分歧的审计溢价效应 基于信息生产的视角*王 垒 荣翠莲(中国海洋大学 经济学院,山东 青岛 2 6 6 1 0 0)摘 要:近年来,E S G评级发挥着日益重要的审计定价功能并影响着审计质量,但囿于缺乏完善的评级体系,不同评级机构间存在明显分歧,导致其对审计溢价产生不确定性影响。基于此,以2 0 1 52 0 2 0年沪深A股上市企业为样本,实证探究E S G评级分歧的审计溢价效应。研究发现,E S G评级分歧会显著提高审计定价,但是审计费用的增加并未显著改善审计质量。机制检验发现,E S G评级分歧延长了审计时滞、增加了关键审计事项的披露篇幅,并加剧了企业的财务风险和舞弊风险,即审计费用的增加是对其工作量及风险增加的补偿,而未能显著提升审计质量。异质分析发现,企业及时的信息披露、分析师的准确预测以及审计师的丰富经验能够缓解E S G评级分歧的负面冲击。关键词:E S G评级分歧;审计溢价;审计质量;信息生产中图分类号:F 2 3 9.0 文献标识码:A 文章编号:1 6 7 2-3 3 5 X(2 0 2 4)0 2-0 0 3 2-1 7D O I:1 0.1 6 4 9 7/j.c n k i.1 6 7 2-3 3 5 X.2 0 2 4 0 2 0 0 4一、引言近年来,从“创业板造假第一股万福生科”到“康美药业伪造银行单据”等案例无不反映出审计机构在重点审计领域的识别、审计证据获取的充分性等方面仍然存在不足,引发社会各界对审计工作的广泛关注和深度思考。党的二十大报告指出“以中国式现代化全面推进中华民族伟大复兴”“守住不发生系统性风险的底线”等重要议题,而审计作为资本市场的“看门人”,如何准确识别财务舞弊、防范系统性金融风险的发生,并在强国建设、民族复兴新征程上担负重要使命,是资本市场需解决的重要问题。为此,国务院办公厅发表 国务院办公厅关于进一步规范财务审计秩序、促进注册会计师行业健康发展的意见,明确审计机构要加大重点领域审计力度、控制审计风险,并进一步提升审计效率。审计机构不仅要立足经济监督定位,聚焦主责主业,还要进一步推进审计现代化,确保新时代审计工作的高质量发展。因而,在实践中,亟须探明影响审计效率的因素,以增强审计识别风险、防控风险的能力,推动审计高质量发展,迈入现代化新征程。当前我国审计工作主要从责任关系单位的业绩和履责等传统历史信息和财务信息视角进行风险识23*收稿日期:2 0 2 4-0 1-2 9基金项目:国家社会科学基金一般项目“机构共同持股下的上市公司E S G 漂绿 治理效应及机制研究”(2 3 B G L 1 0 8);山东省自然科学基金面上项目“E S G评级分歧与公司债券市场反应:信息效应、影响机制与功能治理”(Z R 2 0 2 3 MG 0 1 3);泰山学者工程专项经费资助(t s q n 2 0 2 3 0 6 0 8 9);山东省社会科学规划研究专项“山东省产业链与创新链深度融合的效果评价、实现机制与实践路径研究”(2 2 C C X J 1 4)作者简介:王垒(1 9 8 6-),男,山东淄博人,中国海洋大学经济学院副教授,泰山学者青年专家,博士,主要从事公司金融与资本市场研究。中国海洋大学学报(社会科学版)2 0 2 4年3月别与经济监督,但随着“互联网+”模式在各行各业的广泛应用,企业的商业模式也正在发生转变,仅拘泥于传统财务信息不仅会增加审计工作的难度,也越来越难以保证审计结果的科学性与准确性。近年来,随着绿色低碳发展理念的推行,E S G议题颇受关注。在此背景下,E S G评级应运而生,为考察企业E S G表现的动机和经济后果提供了重要抓手,1其所反映出的企业未来信息和非财务信息逐渐受到审计师关注,并成为影响审计决策的关键因素之一。已有研究表明E S G评级不仅能够改善信息环境,使审计师更倾向于出具正面审计报告,2而且其良好的评级结果能够降低公司的信息风险和经营风险,并显著降低审计定价。3但由于不同E S G评级机构在主题覆盖、指标度量及权重设置等方面侧重点不同而导致E S G评级结果存在分歧,同一企业在不同E S G评级机构获得的评级结果之间缺乏必要的相关性与一致性,甚至会得到截然相反的E S G评价。4相较于单一机构的E S G评级,基于信息生产的视角,E S G评级分歧是“信息干扰”还是“信息供给”?将如何影响审计师的风险感知和审计投入?是否会进一步影响审计费用?能否帮助审计师更快、更准确地定位“重点审计领域”以有效识别财务舞弊进而提高审计质量?这些问题的回答有助于丰富学术界对E S G评级分歧经济后果的研究,为严肃财经纪律、全面提升审计服务国家高质量发展的水平提供重要参考,并有效推进新发展阶段审计行业的中国式现代化进程。为了突破已有研究成果中选取单一机构E S G评级结果探究对审计影响的理论边界,挖掘差异化E S G评级结果对审计师行为决策的影响,本研究引入多个评级机构的评级结果,利用其归一化的标准差衡量企业的E S G评级分歧,以2 0 1 52 0 2 0年沪深A股上市企业为研究样本,基于信息生产的视角,实证分析E S G评级分歧的审计溢价效应。与以往研究相比,本研究的创新性工作主要体现在以下几个方面:首先,拓宽了E S G评级研究的理论边界。当前学者往往针对单一评级机构对企业做出的E S G评级结果开展相关研究,却忽视了不同E S G评级机构之间评级结果的差异性,而在实践中,不同E S G评级机构对同一企业的E S G评价往往并不一致,所以本文基于E S G评级分歧这一特征事实,立足于信息生产视角,实证分析E S G评级分歧的审计溢价效应,发现E S G评级分歧会显著提升审计费用。其次,理清E S G评级分歧与审计效率的关系。E S G评级分歧造成的审计溢价对审计效率的影响需结合审计质量加以判断,而审计质量改善与否更加直接地反映了E S G评级分歧对审计市场的作用效果,所以本研究基于审计质量,进一步探讨E S G评级分歧与审计效率的关系,发现E S G评级分歧严重干扰了审计师的判断,其审计费用的增加并未显著改善审计质量,进而明晰审计实现中国式现代化发展的障碍因素。最后,明确资本市场应对E S G评级分歧冲击的机制与策略。现有研究较少关注如何应对E S G评级分歧的负面影响,本研究基于E S G评级分歧与审计费用的关系,进一步挖掘其影响机制,发现审计风险和审计投入是主要影响路径,并基于影响机制进一步分析发现企业及时的信息披露、较长的审计任期以及分析师较高的预测准确度能够有效缓解E S G评级分歧的负面影响,进而为审计师正确认识E S G评级分歧并合理配置审计资源提供参考。二、文献综述(一)文献回顾当前,基于传统的财务数据和历史信息对审计决策的研究已较为完善。大量文献从企业自身特征与外部环境研究影响审计行为的因素。首先,从企业内部特征来看,企业财务状况、股权性质、内部管理等因素对审计定价具有重要影响。杠杆策略方面,控股股东杠杆增持会加剧企业的内部不确定性,提高审计风险,增加审计机构要求的审计费用,但由于杠杆增持的复杂性,审计质量仍面临下降的趋势;5股权性质方面,国有股东参股民营企业能够有效缓解代理问题而为企业赢得良好的声誉,并因此降低潜在的诉讼风险而减少了审计收费;6内部管理方面,企业内部控制在审计定价中发挥了积极的治理效应,有助于减少审计资源的投入,进而降低审计费用。7其次,企业所处的外部环境因素也受到学者们的关332 0 2 4年第2期 王 垒 荣翠莲:上市公司E S G评级分歧的审计溢价效应 基于信息生产的视角注。经营环境方面,影子银行发展规模的扩大会加剧企业经营环境的不确定性,增加了企业财务和经营等方面的风险,审计师会相应提高审计定价;8信息中介方面,会计师事务所的国际化会使审计师出于对审计成本和声誉成本的考量而提高审计定价,9同时通过学习效应、声誉效应等渠道提高审计质量;1 0外部治理方面,媒体关注度的提高增加了企业经营风险以及审计师的审计风险,进而推高审计定价。1 1相较于财务信息和历史信息,非财务信息因其在时间上的延续性和真实性而愈发受到审计师的关注。在2 0 0 4年联合国发布的 在乎者赢(W h o C a r e s W i n s)报告中首次提出的环境、社会责任、公司治理作为一种非财务信息,体现了经济发展、环境保护、社会公正三位一体的可持续发展理念,1 2能够更好地为金融市场在复杂的国际经济局势下高效、平稳运行提供理论指导。在此背景下,这一反映企业经营状况的非财务信息成为影响审计师行为的重要因素。已有研究发现,上市公司公布E S G评级不仅有助于降低审计收费,3而且E S G评级越高,审计师越倾向于发表标准审计意见。1 2此外,也有学者分别从环境、社会责任或公司治理的单一视角探讨非财务信息对审计决策的影响。从环境角度来看,重污染企业的审计费用显著高于其他企业,但环保企业的审计费用与一般企业并无显著差异;1 3从社会责任角度来看,企业可能通过良好的社会责任表现以转移利益相关者视线从而掩饰其盈余管理等行为,对此审计师将会实施额外的审计程序、要求更高的风险溢价,最终提升审计定价水平;1 4从公司治理角度来看,存在连锁股东的公司可能因操纵合谋而加剧企业的经营风险,对此审计师会收取风险溢价,进而增加企业的审计费用。1 5总体而言,无论是单独考察环境、社会责任、公司治理的某一方面对审计行为的影响,还是集三者于一体的E S G理念,都是我国进入高质量发展新阶段的重要议题,是贯彻“双碳”目标、推动绿色金融发展的重要抓手,得到全社会的高度重视和广泛关注。1 2然而,目前国际上尚未形成统一的E S G评价标准,1 6 1 7企业在不同评价体系下获得的E S G评级往往存在实质性分歧。1 8 1 9 2 0一方面,相较于能够缓解信息不对称、反映市场对未来收益预期的一致性E S G评级,E S G评级分歧可能误导市场参与者并减弱E S G评级预测未来市场反应的能力,2 1另一方面,E S G评级分歧往往伴随着市场对企业更高的风险感知,2 2因而企业的股票回报中包含着更高的风险溢价。2 3而当前鲜有文献从审计视角明确,E S G评级分歧既是一种干扰审计决策的信息噪音也是一种能够快速定位“重点审计领域”的信息供给。(二)文献述评通过梳理相关研究,发现主要存在以下几方面的研究缺口:首先,以往研究较多考察传统的历史财务信息或环境、社会责任、公司治理(E S G)等反映企业未来发展的非财务信息对审计溢价的影响,较少关注E S G评级分歧的审计溢价效应,导致对审计溢价影响因素的认识尚不全面。实际上,当审计师参考E S G评级时,面临着多家评级机构给出的多个评级结果的客观事实,这可能会对审计收费及审计监督工作的质量产生影响。其次,关于E S G评级分歧的经济后果,现有文献多从股价变动、投资收益、风险感知等投资者视角展开,鲜有考虑对审计师这一资本市场中另一类E S G评级使用者的影响。在可持续发展理念盛行的背景下,资本市场各参与主体均处于E S G评级及其分歧的大环境下,而审计师作为资本市场的“看门人”,探明E S G评级分歧对审计收费及审计效果的影响效应和影响机制,对实体经济的可持续发展具有重要意义。最后,关于审计效率的研究相对匮乏,目前多数学者仅聚焦于审计收费或审计质量单一变量的影响因素研究,忽略了在中国式现代化的发展道路下,审计效率是实现审计中国式现代化的题中之义,缺乏对审计费用(投入)与审计质量(产出)关系的深入研究。因此,本研究基于信息生产的视角,实证分析E S G评级分歧的审计溢价效应,明晰审计费用与审计质量的变化,并进一步探明其影响机制,剖析E S G评级分歧对审计防范化解重大风险的影响。三、理论分析与研究假设审计作为一种监督机制,客观地收集和评估被审计单位的信息是其有效发挥经济监督职能的关键。43中国海洋大学学报(社会科学版)2 0 2 4年3月信息不对称理论指出,审计主体和审计客体掌握的信息量不同是影响审计收费及审计效果的重要因素,作为对传统历史财务信息的补充,非财务信息因其具有时间上的延续性而成为审计师的重要参考。基于信息生产的视角,E S G评级丰富了市场信息,降低了信息不对称程度,但由于E S G评级结果需经由第三方机构进行加工处理,而根据信息递减理论,人们在传递信息的过程中,信息量会因为传递的层级不断增加而减少,准确性也会因为传递人的不同理解,而逐步产生偏差。尤其是在E S G评级存在分歧的背景下,此时的E S G评级可能是对信息生产的一种“抵减”,不太可能准确预测未来消息,2 1进而恶化审计师面临的信息环境,加剧信息不对称的程度,可能误导包括审计师在内的市场参与者,1 2最终影响审计师的定价策略及其审计效果。因而,本研究立足于审计费用和审计质量,探究E S G评级分歧的审计溢价效应。(一)E S G评级分歧与审计费用审计定价是审计师应对审计风险的决策之一,2 4主要取决于审计师的工作成本与其所承担的审计风险。2 5审计师完成审计活动的难度越大、需要投入的审计资源越多,其定价水平就越高;2 6审计师预估被审计单位的风险越高,也会相应地提高审计定价以对其承担的风险进行弥补。2 7因此,当不同E S G评级机构对企业的E S G评级存在分歧时,便弱化了E S G评级的信息生产效应,对此审计师需增加审计投入以获取更多反映企业真实情况的信息。此外,由E S G评级分歧加剧的信息不对称增加了审计师的风险感知,对此审计师会要求更高的风险溢价进行补偿。审计投入和审计风险溢价的增加最终抬升了审计定价,基于此,将从审计投入效应和审计风险效应探讨E S G评级分歧对审计定价的影响。从审计投入层面来看,审计师在信息模糊度较高、不确定性因素更强时,通常会加大审计资源的投入以将自身风险降低至可接受水平,审计投入的增加主要体现在增加审计时长和关键审计事项的披露篇幅两个方面。审计师在设计和执行审计程序的过程中需要将对决策有用的信息从E S G评级分歧中筛选出来,因而除实施实质性审计程序外,审计师会针对E S G评级分歧追加审计程序以控制风险,2 8从而需要更多的时间来执行审计工作,2 9 3 0并因而延长了审计时滞。3 1除此之外,审计师还会通过关键审计事项的披露为自己进行“免责声明”。3 2“有罪的控制理论”将事后偏见和反事实推理行为联系起来,解释个体在何种情境下可以免于承担负面结果的责任。在面临E S G评级分歧的审计情境下,如果投资者认为审计师已经进行了足够详尽的审计程序对企业进行调查,那么即使未来发生错报,审计师也可以免于承担责任。3 3因而,当E S G评级出现分歧时,为了避免未来可能发生的错报,审计师会增加关键审计事项的披露篇幅,以表明在现有条件下已经做出了充分的努力、进行了足够详尽的审计,因而,即使公司存在真实活动盈余管理行为,也不属于审计师必须担责的“重大错报风险”。3 4无论是更长的审计时滞还是更多的关键审计事项披露篇幅都意味着投入了更多的审计资源和劳动成本,审计师会相应地提高审计定价以对成本进行弥补。从审计风险层面来看,E S G评级分歧导致信息环境更加复杂,会增加审计师的风险感知,并因而提高审计定价以弥补其所承担的风险。首先,E S G评级分歧可能会加剧企业信息环境的复杂度,使投资者面临的信息更加模糊,增加外部融资的难度,1 9由此加剧企业的财务风险。一般而言,企业为践行E S G理念进行的投资往往在未来才会获得相应的收益,当E S G评级存在分歧时不仅意味着关于企业未来收益的信息更加模糊,不确定性更强,3 5而且会向市场传递出悲观的信号,导致企业面临着更大的融资约束、更高的资本成本,并显著降低对公司权益价值的估值,2 3进而降低了企业价值,并进一步增加财务风险,这会增加审计师的风险感知并使其提高审计定价。其次,E S G评级分歧越大,审计师面临的企业舞弊风险越高。E S G评级的“以评促改”效应能够促使企业更加积极地进行E S G治理,3而E S G评级分歧的出现削弱了E S G评级对企业的激励监督作用,使审计师形成不稳定的预期并提高了风险感知。E S G评级分歧使外部利益相关者难以辨别信息的有效性和真实性,因而可能导致企业管理层懈怠于生产经营的管理。因为无论管理者做出何种努力,E S G评级结果都可能存在分歧,而E S G投532 0 2 4年第2期 王 垒 荣翠莲:上市公司E S G评级分歧的审计溢价效应 基于信息生产的视角资需要付诸成本且投资回报周期长,进而刺激管理层的自利动机,3 6高管的自利行为往往伴随着第一类代理问题的出现,进一步加剧了企业的舞弊风险。尤其当企业管理不佳时,管理层更有动机利用E S G评级分歧,增加相关报告的信息冗余,干扰审计师的判断,3 0以此对其舞弊行为进行“掩饰”,此时审计师会相应提高审计定价以应对潜在的审计风险。基于以上分析,提出如下假设:H 1:E S G评级分歧提高了审计溢价。(二)E S G评级分歧、审计费用与审计质量根据自由市场定价理论,价格是对价值的反映,审计服务的收费与审计质量正相关,即审计定价的提高意味审计质量的改善,3 7但在E S G评级存在分歧的背景下,审计定价的提升未必能够带来审计质量的改善,其主要原因在于审计费用是审计机构的主观行为,审计质量则是审计师评价后的客观结果,更加强调审计师的专业胜任能力,而E S G评级分歧带来的未知影响对审计师的专业能力提出了更高的要求。具体而言,第一,从表面看,更多的机构参与到E S G评价中提供了更多与企业相关的信息,但同时也意味着审计师需要对诸多E S G评级结果进行筛选和甄别,这反而使其面临的信息环境更为复杂,并由此增加了审计师的执业风险。此时,审计费用的增加可能仅仅是对审计师所面临的整体性更高风险的补偿,而对于企业实际经营状况的核心表现并不能精准识别,难以有效改善审计质量;第二,认知负荷理论认为个体认知问题和解决问题的过程是一个资源消耗的过程,3 8对外界信息的接受程度受到个体有限精力的影响,当信息量超过某一阈值而存在信息冗杂时便会产生认知负荷,导致决策质量(认知问题和解决问题)降低。在E S G评级分歧事件背景下,信息量增加而信息环境恶化,受有限工作记忆的影响,会加重审计师执业过程中的信息接受和处理负荷,进而对审计质量产生负面影响,此时审计投入的增加通常只能缓解认知负荷对审计质量的负面影响而难以带来审计质量的显著改善;第三,审计关系的错位往往导致专业能力强的审计师并不一定会被分配到审计风险高的项目,而高风险的审计业务往往会落到没有丰富经验的审计师手中。5缺乏经验的审计师在面对E S G评级分歧时通常需要付出更多的努力,而由于信息环境更加复杂,与企业之间的信息不对称程度更高,往往难于以较低的成本获取企业的真实信息并有效识别其中的风险,因而此时审计费用的提高可能只是对其审计成本的补偿,与审计质量的提高并无必然联系。基于以上分析,提出如下假设:H 2:E S G评级分歧增加了审计费用但并未带来审计质量的显著改善。四、研究设计(一)样本选择与数据来源本研究采用沪深A股上市企业作为研究样本,以华证、商道融绿、和讯、润灵环球、社会价值投资联盟、明晟、富时罗素七家E S G评级机构数据作为度量E S G评级分歧的初始数据来源,样本区间为2 0 1 5年到2 0 2 0年。以2 0 1 5年作为研究起点的原因是,本研究的核心解释变量E S G评级分歧为不同评级机构之间评级结果的归一化标准差,因而至少需要包含两家及以上评级机构的评级数据,而2 0 1 5年国内评级机构商道融绿率先发布了评级数据,且和讯在2 0 1 5年及后续年度也同步更新了评级数据,因此将2 0 1 5年作为样本区间起始年度。这一样本选取思想与A v r a m o v等一致。2 2另外,本研究按照如下过程对样本进行筛选:(1)剔除金融行业的上市公司;(2)剔除S T类等被特别处理的公司;(3)剔除存在严重缺失值的样本。此外,为了避免极端值对本文结果的影响,文章对所有连续变量进行1%和9 9%水平上的缩尾处理。本研究所用E S G评级数据来自W I N D数据库、C S MA R数据库、B l o o m b r e g63和讯披露的社会责任报告包括股东权益保护情况、债权人权益保护情况、职工权益保护情况、供应商权益保护情况、客户及消费者权益保护情况、披露环境和可持续发展情况、公共关系和社会公益事业情况、社会责任制度建设及改善情况、披露安全生产情况,本质上涵盖了企业治理、社会责任以及环境三个层次的表现。较多学者在研究企业E S G表现相关问题时,直接运用该数据进行检验,这也是审计师面临的真实信息环境。因此,本研究亦将其考虑其中。中国海洋大学学报(社会科学版)2 0 2 4年3月数据库以及部分官方网站,其他财务数据均来自C S MA R数据库。(二)模型设定与变量定义1.E S G评级分歧与审计费用为了验证E S G评级分歧对审计收费的影响(H 1),借鉴沈华玉等的做法,3 9构建模型(1)进行实证检验:L n f e ei,t+1=0+1E S G_d i s a g r e e m e n ti,t+2C o n t r o l si,t+y e a r+p r o v i n c e+f i r m+i,t(1)其中,E S G_d i s a g r e e m e n t为E S G评级分歧,即不同评级机构对公司i的E S G评级结果的归一化标准差。具体地,采用国内外七家E S G评级机构(包括华证、和讯、商道融绿、润灵环球、社会价值投资联盟、明晟以及富时罗素)数据的标准差衡量E S G评级分歧,其中部分评级机构的E S G评级结果以等级而非得分表示,且不同评级机构给出的评级或评分的上下阈值及跨度有所不同,因而不具有直接的可比性。基于此,借鉴A v r a m o v等的做法2 2:首先,根据各数据提供者的原始评级量表涵盖的所有企业进行排序,并对数据进行百分等级法(P R)处理,同时对该值进行归一化处理;然后利用公式(2)计算任意两个E S G评级结果的标准差,构成E S G评级对;最后,计算所有评级对的平均值,并以此作为企业最终的E S G评级分歧。式(2)中,gw,i和gm,i分别表示企业i在评级机构m和评级机构w的原始量表中经百分等级归一化之后的排名数值,Sm,w,i表示任意一组评级者对的标准差,即评级机构m与评级机构w对企业i的评级标准差。Sm,w,i=(gm,i-gm,i+gw,i2)2+(gw,i-gm,i+gw,i2)22-1(2)此外,模型(1)中的被解释变量为审计费用(L n f e e),表示公司i第t+1期的审计费用。借鉴于瑶等的做法,6本研究将上市公司审计费用取自然对数作为审计费用的衡量指标。C o n t r o l s为模型(1)的控制变量,首先,本研究控制了企业的E S G综合表现(E S G_a v e r a ge),已有研究表明企业的E S G评级会影响投资者、分析师等市场参与主体的行为,因而在探究E S G评级分歧对审计师行为决策的影响中也应将其纳入考量范围内,以尽可能地减少遗漏变量。对此,本研究借鉴A v r a m o v等的研究,2 2以不同评级机构对企业E S G评级的均值来衡量企业的E S G综合表现(E S G_a v e r a g e),并将其作为控制变量加入回归模型(1)中。其次,参考晓芳等和唐凯桃等的研究,3 1还加入了以下控制变量:资产收益率(R O A)、企业成 长 性(G r o w)、公 司 规 模(L n S i z e)、董 事 会 独 立 性(I n d i r)、审 计 事 务 所 是 否 变 更(S w i t c h)、机构投资者持股(I n v t o r)、是否两职合一(D u a)、第一大股东持股比例(T o p1)、产权性质(S o e)、企业年龄(L n a g e)以及是否境内十大会计师事务所(T o p1 0)。另外,还在模型(1)中控制了年度(y e a r)、公司(f i r m)和省份(p r o v i n c e)固定效应,为随机扰动项。2.E S G评级分歧、审计费用与审计质量进一步地,为了研究E S G评级分歧对审计质量的影响(H 2),借鉴林晚发等的做法,4 0通过审计质量与审计费用的相关性进行考察,具体见模型(3):|DA|i,t+1=0+1E S G_d i s a g r e e m e n ti,t+2L n f e ei,t+1+3E S G_d i s a g r e e m e n ti,t*L n f e ei,t+1+4C o n t r o l s1i,t+y e a r+p r o v i n c e+f i r m+i,t(3)在模型(3)中,|DA|为审计质量,借鉴陈汉文和张玲丽的做法,4 1以操纵性应计盈余的绝对值(|DA|)表示企业的审计质量。该变量反映了企业管理当局在遵循会计准则的基础上,通过调整对外报告的会计收益信息实现自身利益最大化的行为,而这一行为会对审计质量产生负面影响。因此,|DA|的值越大,表明审计质量越低。|DA|通过模型(4)计算得到的残差取绝对值得来。其中,T A、732 0 2 4年第2期 王 垒 荣翠莲:上市公司E S G评级分歧的审计溢价效应 基于信息生产的视角R e v、P E和R O A分别表示总应计盈余、营业收入、固定资产净值和总资产收益率。T A=01A s s e tt-1+1R evt-R evt-1A s s e tt-1+2P EtA s s e tt-1+3R O AtA s s e tt-1+(4)此外,根据价值决定价格理论,通常审计费用越高,意味着审计质量越好,因此2的系数应该为负。而如果E S G评级分歧优化了审计效率,那么,审计费用对审计质量的促进作用将增强,E S G_d i s a g r e e-m e n t*L n f e e交互项的系数3应该显著为负。反之,如果E S G评级分歧错误地引导了审计资源的配置,那么审计费用对审计质量的影响将会减弱,此时系数3则不会显著为负。C o n t r o l s1为模型(3)的控制变量,参考张恒瑞和陈超的研究,4 2在C o n t r o l s的基础上加入了分析师关注度(A t t e n t i o n)、是否存在重大诉讼仲裁案(I s I n)和现金流波动性(C a s h)变量。五、实证结果与分析(一)主要变量描述性统计表1列示了被解释变量、解释变量和控制变量的描述性统计结果。审计费用(L n f e e)均值为1 4.0 8 0,中位数为1 3.9 8 0,最小值为1 2.8 7 0,最大值为1 6.5 3 0,表明上市公司审计费用基本呈正态分布。审计质量(|DA|),最大值为6.4 5 8,最小值为0.0 0 0,而标准差为0.1 1 3,表明不同企业的审计质量存在显著差异。归一化E S G评级分歧(E S G_d i s a g r e e m e n t)的均值为0.2 1 0,中位数为0.1 9 0,而最大值为0.6 0 0,表明不同评级机构对同一企业的E S G评级结果存在明显的分歧,且整体呈右偏分布,部分企业的E S G评级分歧较大。企业的E S G综合表现(E S G_a v e r a g e)均值和中位数分别为0.5 5 0和0.5 6 0,均超过0.5,表明企业所获得的E S G综合评价整体较高。其余控制变量的描述性统计结果分布较为合理。表1 主要变量描述性统计变量名称样本量平均值中位数标准差最小值最大值L n f e e9 5 7 31 4.0 8 01 3.9 8 00.7 0 01 2.8 7 01 6.5 3 0|D A|9 5 7 30.0 6 42.2 1 30.1 1 30.0 0 06.4 5 8E S G_d i s a g r e e m e n t9 5 7 30.2 1 00.1 9 00.1 4 00.0 0 00.6 0 0E S G_a v e r a g e9 5 7 30.5 5 00.5 6 00.2 2 00.0 0 01.0 0 0R O A9 5 7 30.0 4 00.0 4 00.0 9 0-1.6 5 00.7 9 0G r o w9 5 7 30.1 1 00.0 8 00.1 9 0-0.3 2 00.9 4 0L n S i z e9 5 7 32 2.5 5 02 2.3 4 01.2 2 02 0.3 6 02 5.9 9 0I n d i r9 5 7 30.3 8 00.3 6 00.0 5 00.3 3 00.5 7 0S w i t c h9 5 7 30.1 1 00.0 0 00.3 1 00.0 0 01.0 0 0I n v t o r9 5 7 30.4 3 00.4 5 00.2 5 00.0 0 00.9 2 0D u a9 5 7 30.2 9 00.0 0 00.4 5 00.0 0 01.0 0 0T o p19 5 7 30.3 4 00.3 2 00.1 5 00.0 9 00.7 4 0S o e9 5 7 30.3 4 00.0 0 00.4 8 00.0 0 01.0 0 0L n a g e9 5 7 33.0 0 03.0 4 00.2 8 02.2 0 03.5 6 0T o p1 09 5 7 30.6 1 01.0 0 00.4 9 00.0 0 01.0 0 0A t t e n t i o n9 5 7 37.4 0 02.0 0 01 1.1 8 00.0 0 07 5.0 0 0I s I n9 5 7 30.1 1 00.0 0 00.3 2 00.0 0 01.0 0 0C a s h9 0 1 80.0 4 00.0 3 10.0 3 50.0 0 00.6 4 083中国海洋大学学报(社会科学版)2 0 2 4年3月表2 E S G评级分歧、审计费用与审计质量变量(1)L n f e e(2)L n f e e(3)|D A|(4)|D A|E S G_d i s a g r e e m e n t0.0 3 7*(0.0 1 7)0.0 3 5*(0.0 1 7)0.0 3 4(0.1 6 4)0.2 0 5(0.2 9 9)L n f e e-0.0 2 2*(0.1 0 8)-0.0 1 6*(0.0 0 4)E S G_d i s a g r e e m e n t*L n f e e-0.1 1 3(0.0 4 3)-0.0 1 3(0.0 1 4)E S G_a v e r a g e-0.0 3 7*(0.0 1 8)0.0 3 4*(0.0 0 9)R O A-0.0 0 3(0.0 2 9)0.1 7 0*(0.0 2 5)G r o w0.0 2 5(0.0 1 5)0.0 3 5*(0.0 0 8)L n S i z e0.0 4 4*(0.0 0 6)0.0 0 5*(0.0 0 2)S o e0.0 2 9(0.0 2 3)0.0 0 8*(0.0 0 4)L n a g e0.1 4 2(0.1 5 2)0.0 0 7(0.0 0 5)I n d i r-0.1 4 7*(0.0 6 9)0.0 5 3*(0.0 2 6)I n v t o r0.1 3 0*(0.0 4 9)0.0 0 6(0.0 0 8)D u a0.0 0 1(0.0 0 9)-0.0 0 3(0.0 0 3)T o p1-0.1 3 4*(0.0 6 9)0.0 1 3*(0.0 0 7)T o p1 00.0 1 8*(0.0 0 6)0.0 0 3*(0.0 0 2)S w i t c h0.0 1 0*(0.0 0 6)0.0 0 3(0.0 0 4)C a s h-0.0 2 6(0.0 5 5)I s I n0.0 0 3(0.0 0 4)A t t e n t i o n-0.0 2 1(0.0 0 4)年份固定效应Y e sY e sY e sY e s省份固定效应Y e sY e sY e sY e s企业固定效应Y e sY e sY e sY e s常数项1 4.0 3 3*(0.0 6 3)1 2.7 0 1*(0.4 3 9)-0.1 1 0(0.1 0 6)-0.0 8 1(0.0 5 9)样本量9 5 7 39 5 7 39 5 7 39 0 1 8R20.1 2 70.1 4 60.1 0 50.1 6 5 注:*、*、*分别表示系数在1%、5%、1 0%的置信水平下显著。括号内的数值为稳健标准误。(二)基础回归分析表2第(1)列和第(2)列报告了E S G评级分歧对企业审计费用的影响。其中,第(1)列仅控制了年度、省份和企业个体固定效应,结果显示,E S G_d i s a g r e e m e n t的回归系数为0.0 3 7,并通过了5%水平的统计显著性检验。第(2)列则在原有基础上纳入了一系列控制变量,核心解释变量E S G_d i s a g r e e m e n t的 回 归 系 数 有 所 下 降(0.0 3 5),但仍在5%的水平下显著,说明E S G评级分歧会显著增加企业的审计费用,从而H 1得到验证。这可能是因为E S G评级分歧作为一种不确定性信号加剧了审计师与企业之间的信息不对称,并因而增加了审计师面临的潜在风险,出于职业谨慎性,审计师通常会延长审计时滞、执行更多的审计程序,进行更详尽的审计工作以最大程度地控制风险,出于对成本和风险增加的补偿,审计师会提高审计定价。为明确E S G评级分歧冲击下审计师收费增加对审计市场效率的提升是否具有促进作用,本研究进一步检验E S G评级分歧对审计质量的影响。表2第(3)列和第(4)列报告了E S G评级分歧增加的审计费用与审计质量的关系。其中第(3)列仅控制了年度、省份和企业个体固定效应,L n-f e e的系数在1 0%的水平下显著为负,而对于E S G_d i s a g r e e m e n t*L n f e e交互项变量,其系数并不显著。第(4)列是加入相关控制变量的回归结果,L n f e e的系数在1%的水平下显著为负,与价值决定价格理论一致,说明审计费用越高,审计质量越好,而交互项变量的回归系数仍然不显著,这也就意味着由E S G评级分歧所增加的审计费用并未显著改善审计质量,继而支持了H 2。同时也表明E S G评级分歧导致的信息恶化对审计师监督产生重要冲击,严重干扰其识别企业实际经营状况的能力。在控制变量方面,企业的E S G综合表现(E S G_a v e r a g e)、董事会独立性(I n d i r)以及第一大股东持股比例(T o p1)对降低企业审计费用发挥了积极作用;而企业规模(S i z e)越大、机构投资者持股比例(I n v t o r)越高以及更换审计事务所(S w i t c h)会显著提高审计费用,另外,如果审计师来自境内十大会计师事务所(T o p1 0)也会显著提高审计费用,上述结果与已有研究基本一致。932 0 2 4年第2期 王 垒 荣翠莲:上市公司E S G评级分歧的审计溢价效应 基于信息生产的视角由于新增控制变量存在缺失值,其回归结果样本量存在缺失,第(3)列以9 0 1 8个观测值进行回归的结果依旧稳健。(三)稳健性检验1.工具变量法。本研究采用各评级机构与企业的平均地理距离(M e a n_d i s t a n c e)作为工具变量:一方面,地理距离会影响E S G评级机构对企业的实地调研情况,进而影响企业在不同评级机构之间的E S G评级分歧,满足工具变量的相关性要求;另一方面,该工具变量不会影响单个企业的审计费用,符合外生性要求。回归结果如表3第(1)列和第(2)列所示,与基准回归结论保持一致。2.2 0 1 8年外生事件冲击。2 0 1 8年证监会颁布的 上市公司治理准则(以下简称