注册制、审计投入与IPO审计质量——基于创业板和科创板上市公司经验证据.pdf

第39卷第4期2023年8月吉 林工 商 学院 学 报JOURNAL OF JILIN BUSINESSAND TECHNOLOGY COLLEGEVol.39,No.4Aug.2023注册制、审计投入与IPO审计质量基于创业板和科创板上市公司经验证据王学龙，张笑冉（兰州财经大学 会计学院，甘肃 兰州 730101）摘要 在全面实施注册制改革的背景下，基于20092021年创业板和科创板上市公司数据，实证检验了注册制改革对IPO审计质量的影响。研究发现，与核准制相比，注册制改革显著提高了IPO审计质量，且审计投入在两者之间发挥了中介作用。异质性分析结果显示，在低承销商声誉、低留存所有权比例的情形下，注册制改革发挥的作用更显著，说明注册制能弥补其他发行制度的不足。因此应当坚定推动注册制改革，完善中介监管机制，完善相关法律法规。关键词 注册制；IPO；审计质量；审计投入中图分类号 F239.4文献标识码 A文章编号 1674-3288（2023）04-0070-08收稿日期 2023-06-29基金项目 2023年度甘肃省研究生“创新之星”项目“注册制改革与IPO审计质量”（2023CXZX-713）作者简介 王学龙（1967-），男，甘肃静宁人，兰州财经大学会计学院教授、硕士生导师，研究方向为绩效审计与内部控制；张笑冉（1997-），女，山西吕梁人，兰州财经大学会计学院硕士研究生，研究方向为审计理论与方法。一、引言2018年11月，上海证券交易所设立科创板并试点注册制，标志着注册制改革进入启动实施的阶段。2019年6月试点注册制的科创板正式开板，2020年8月注册制改革在创业板正式落地，2023年2月股票发行注册制全面实施。股票发行制度作为资本市场最根本、最基础的制度，注册制改革必然牵一发而动全身。注册制的核心是信息披露，不同于核准制，注册制背景下证券监管机构只对发行人的申报文件进行形式审查，而对发行公司的价值不做实质判断，公司价值则留给证券中介机构进行判断。在注册制改革的机遇下，中介机构的作用更加凸显1。媒体更加关注中介机构“看门人”的角色，学者们也积极探讨“看门人”角色的理性回归。会计师事务所作为社会经济的监督者，能否顺应改革的需要，监督资本的规范运行，对改革是极为关键的因素。但是现有研究对注册制背景下会计师事务所发挥作用的理论分析较为丰富，而经验证据则很少。鉴于此，本文以创业板和科创板IPO（Initial Public Offering，首次公开发行）公司相关数据为样本进行研究，实证检验注册制改革对IPO审计质量的影响，以及审计投入在两者之间发挥的中介作用。本文的边际贡献在于，通过理论分析和实证研究揭示了注册制改革对IPO审计质量的影响，丰富了IPO审计质量的相关研究，并为注册制改革提供了证据支持。二、文献综述（一）中国IPO审计市场的实证研究李树华（2000）2以19931996年我国IPO公司为样本进行实证研究，发现在首批独立审计准则实施以后，聘请“十大”事务所的发行公司显著减少，说明准则实施提高了审计独立性，但同时导致大型会计师事务所的市场份额显著下降，研究认为我国IPO市场缺乏高审计质量需求。朱红军等（2004）3以20012002年 70为样本区间，实证检验了事务所特征与IPO市场份额的关系，研究发现发行公司对管制便利、事务所规模和事务所地缘关系存在需求，但对高质量审计缺乏需求，认为在发行公司选择事务所的过程中，政府管制发挥了主要作用，而市场功能相对缺失。陈俊（2008）4考察了19982004年我国IPO市场，从制度变迁角度研究了我国IPO市场中审计师选择问题。研究发现，定价管制程度较高时，我国IPO市场缺乏高质量审计需求，随着定价管制逐渐放松，IPO市场的高质量审计需求明显提高。王兵和辛清泉（2009）5发现，在IPO发行权管制的背景下，发行公司倾向于选择有发审委关联的会计师事务所。陈辉发等（2012）6以2003年证监会公开发审委委员身份为背景，实证研究发现，发审委委员身份公开后，经有发审委关联的会计师事务审计的财务报告盈余质量显著提高，这些事务所提供了更高的审计质量。而陈运森等（2014）7、郭丽虹和刘凤君（2019）8则发现，发行公司聘请有发审委关联的会计师事务所，有提高过会率、粉饰业绩的作用。我国IPO审计市场的研究紧随证券市场政策变化的脚步，从过去的研究可以发现，证券市场制度变化会影响发行公司、会计师事务所的行为，股票发行注册制作为证券市场基础制度改革，必然会影响IPO审计行为，但目前相关的实证研究极少。（二）审计质量的衡量审计质量不是一个定量指标，不能直接观察，因此国内外学者构建了很多替代指标来衡量审计质量，从会计师事务所角度和被审单位角度，这些指标可以分为两类。从会计师事务所角度来看，学者们主要通过审计收费高低、事务所规模大小、审计师是否具有行业专长、审计意见类型等衡量审计质量。要求较高的审计费用或是会计师事务所自身规模较大，是其能够出具较高质量审计报告的前提。刘文军等（2010）9认为审计师行业专长能提高审计质量，郑登津和闫天一（2016）10在研究中将审计师行业专长作为审计质量的替代指标，并将某一行业市场份额大于百分之十的事务所视为拥有专业特长。赵艳秉和张龙平（2017）11研究表明，非标准审计意见是高审计质量的体现，以此衡量高审计质量适用于我国A股市场。从被审单位角度来看，学者们采用公司盈余管理程度衡量审计质量。盈余管理是指企业在遵循会计准则的基础上，通过对会计政策的选择自行调整会计信息，如果审计师能发现企业操纵利润的行为则表明审计质量高。盈余管理计量模型丰富，如海利模型、琼斯模型、行业模型、截面修正的琼斯模型等。张宏亮和文挺（2016）12实证研究发现，上述模型中，截面修正的琼斯模型能最有效地反映中国资本市场中上市公司的盈余管理程度，用截面修正的琼斯模型来衡量审计质量是最为贴切的。三、理论分析与假设提出（一）注册制与IPO审计质量制度是市场的博弈规则，制度变迁会对市场主体的行为产生重要影响。注册制改革作为资本市场的基础性改革，定会影响审计主体和审计客体的行为，改变审计环境，进而影响IPO审计质量。从审计主体的视角分析，基于社会审计独立性理论，独立性是审计的本质特征，是形成客观、公正审计意见的保证。核准制下，发行审核委员会对发行公司的成长性、投资价值等进行实质性审查，并有权决定发行公司是否可以发行证券。发审委委员由证监会的专业人员和证监会以外的有关专家组成，这些专家来自国内著名会计师事务所、律师事务所、基金等金融机构中任职的专业人员。在IPO审核过程中，会计师事务所等中介机构掌握了至关重要的审核权力，但与此对应的责任和约束却是极其不平等的，这导致会计师事务所利用发审委委员身份寻租，在承担相对较小的风险与成本的情况下实现自身的利益13。公司聘请有发审委关联的事务所，其IPO过会率会显著增加，但在IPO后，其经营业绩下降更显著。从过去的研究和实践中可以发现，在核准制下，IPO市场中的寻租行为导致部分审计师的独立性下降，不能提供客观公正的审计意见，给证券市场造成了负面影响。而在注册制实施后，IPO公司无须通过发审委核准，只需要经过交易所进行形式判断，故IPO过程中的寻租空间被压缩，审计师的独立性得到提高，有利于IPO审计质量的提高。此外，随着IPO注册制改革的进一步推进，审计业务量的增多，会计师事务所的供求市场将发生改变，会计师事务所不必再为了获得业务而迁就上市公司的不合理要求，IPO审计独立性将得到明显提高，审计师将出具更加公正、客观的审计意见。从审计客体的角度分析，一方面，基于信号传递理论，由于IPO市场中信息不对称现象明显，为了解决信 71息不对称带来的逆向选择问题，IPO公司有动机向市场传递自身经营良好的信号，从而使自身得到区别对待，避免市场投资者因为无法区别企业的优劣而一致出低价。多数学者认为，“审计”是一个能够辨别不同品质公司的信号机制。而在核准制下，证监会对上市公司进行实质审查，这本质上是政府对发行公司的盈利能力和投资价值做背书，影响市场主体的价值判断，阻碍了审计信号机制的发挥。而注册制改革后，证监会只对上市公司进行形式审查，而会计师事务所等中介机构则处在审查的一线，审计质量成为传递公司经营状况信号的重要途径，审计的信号传递机制得到强化，从而增加了IPO公司对高质量审计的需求。另一方面，在核准制下，严苛的审核标准会刺激部分企业通过财务造假达到发行监管机构的审核标准。而注册制发行申请手续相对简单，并且取消了核准制下IPO上市公司最近三个会计年度的净利润必须均为正的条件，降低了发行门槛，发行公司通过盈余管理达到上市申请条件的动机在一定程度上得以缓解，有利于降低审计工作难度，促进审计质量的提高。从审计环境的角度分析，注册制强化了对发行公司和中介机构的事后监管以及违规处罚力度，并且突出了中介机构的保荐责任。基于审计需求保险理论，财务信息使用者一方面希望审计师能降低财务信息风险，另一方面当被审计单位财务信息违法违规时，还可以将风险转移给审计师。因此，在监管环境进一步严苛的情况下，发行公司和中介机构的法律风险和违规成本都会提升，这迫使审计师提高风险意识，保持相应的职业谨慎态度，出具正确的审计意见。综上所述，提出假设1：H1：相对于核准制，证券发行注册制的实施将提高IPO审计质量。（二）注册制、审计投入与IPO审计质量审计投入是指会计师事务所在完成一项审计任务时投入的人力、物力、财力等资源的总量，充足的审计投入是审计质量的保障。审计投入是审计定价的重要依据，审计投入越充分，审计质量越高。审计师会权衡审计投入和监管风险，当外部监管压力上升时，审计师可能会增加审计投入，更加勤勉尽责14。注册制改革一方面使监管环境向更严苛的方向发展，使IPO公司和会计师事务所面临更强的监督；另一方面，IPO公司失去了证监会的价值“背书”，审计师作为缓解投资者与拟上市公司之间信息不对称的中介身份更加突出，投资者对审计的保险价值需求提高，他们因决策失败导致的投资损失可能会转移到审计师身上，增加审计师审计失败的压力。当市场压力增加时，根据声誉理论和审计保险理论，审计师的声誉成本与潜在诉讼风险会随之增加15。为了避免重大审计失败风险，审计师会投入充分的人力、物力、财力来保证审计质量16。据此提出假设2：H2：审计投入在注册制改革和IPO审计质量之间发挥中介作用。四、研究设计（一）数据来源和样本选择选取20092021年在创业板和科创板首次公开发行的公司作为样本，并进行如下数据处理：（1）剔除金融、保险行业的样本；（2）剔除数据有缺失的样本；（3）为消除极端值的不利影响，对各连续变量进行1%和99%分位的双缩尾处理。最终，研究样本包含1 394个观测值，研究所用数据全部来自国泰安数据库。（二）变量定义1.被解释变量。以盈余管理程度作为审计质量的替代指标，选取修正的琼斯模型估计上市前一年的可操纵性应计利润，并计算其绝对值来衡量审计质量17。计算方法如下：按照公司发行期间证监会2012年修订的 上市公司行业分类指引（制造业按二级分类划分），分年度和行业估计修正琼斯模型：TACt=1()1 At-1+2()REVtAt-1+3()PPEtAt-1+t（1）NDAt=1()1 At-1+2(REVt-RECt)At-1+3()PPEtAt-1（2）DAt=TACt-NDAt（3）式中，TAC表示总应计利润，等于净利润减去经营活动净现金流量再除以期初资产总额；NDA、DA分别表示正常应计利润、操纵性应计利润；At-1、REV、REC、PPE分别表示上年末总资产、营业收入变动额、应收款项变动额、固定资产总额。首先根据模型（1）估计系数1、2、3，再利用估计的系数根据模型（2）计算应计 72项目的预测值NDA，然后计算可操纵性应计额DA，最后对DA取绝对值（AbsDA），以此作为审计质量的替代变量，AbsDA越小，表示审计质量越高。2.解释变量。核心解释变量为上市方式（Way），若公司通过注册制获取上市资格取值为1，否则为0。3.中介变量。目前对审计投入（Ainvest）主要采用以下三种衡量方法：审计工时的自然对数18；会计年度结束日到次年审计报告出具日之间的天数19；审计收费20。由于本文的研究对象为IPO公司，考虑到数据的可获得性，本文采用IPO审计费用的自然对数衡量审计投入，其数值越大表示需要投入的审计成本越高。4.控制变量。借鉴以往学者对IPO审计质量的研究，选择以下控制变量：第一大股东持股比例（First）、会计师事务所（AUD10）、财务杠杆（LEV）、公司成长性（Growth）、现金流量状况（OFC）、前一期应计总额（TA）、产权性质（Nature）、应收账款占比（AR）、存货占比（Inv）。此外，在本文的回归模型中还加入了行业固定效应（Industry）。需要做出说明的是，资产规模作为有关企业风险的评价指标，一般的控制变量中会加入这一指标来控制资产规模对研究变量的影响。然而，在采用修正琼斯模型计算可操纵性应计利润时，模型中已经包含了资产规模这一变量，如果将资产规模再次作为控制变量加入回归模型，会导致多重共线性，因此在本文设定的模型（4）和模型（6）中将不考虑资产规模这一控制变量。（三）模型设定为检验假设H1，构建以下模型：AbsDA=0+1Way+Controls+（4）为检验假设H2，构建以下模型：Ainvest=0+1Way+Controls+（5）AbsDA=0+1Way+2Ainvest+Controls+（6）本文采用中介效应三步法构建以上模型，检验注册制改革对IPO审计质量的影响及审计投入的中介效应。如果模型（4）中变量Way的相关系数1显著为负，则假设H1得证。此外，为了探究审计投入的中介效应，首先检验模型（4）中变量Way的相关系数1，在模型（4）中相关系数1显著为负的基础上，如果模型（5）中变量Way的相关系数1显著为正且模型（6）中变量Ainvest的相关系数2显著为负，则说明审计投入在注册制改革与IPO审计质量之间发挥中介作用，假设H2得证。五、实证结果与分析（一）描述性统计表1报告了主要变量的描述性统计结果。如表1所示，审计质量替代指标（AbsDA）的均值为0.1035，最大值为0.6962，最小值为0.0013，表明不同IPO公司的审计质量存在差异。核心解释变量（Way）的均值为0.4390，表明样本中约43.9%的上市公司是通过证券发行注册制上市的，与核准制上市的相差不大，数据具有可比性；中介变量审计投入（Ainvest）的均值为15.3669，标准差为0.7263，最小值13.7536，最大值16.7073，中位数15.4620，表明各样本公司的审计投入存在差异。控制变量的描述性统计结果均在合理范围内。表1描述性统计变量AbsDAWayAinvestFirstAUD10LEVGrowth样本数1 3941 3941 3941 3941 3941 3941 394均值0.10350.439015.36690.3360.55740.36850.2618标准差0.11710.49640.72630.1300.49690.15510.3061最小值0.0013013.75360.10000.0701-0.2473中位数0.0665015.46200.32010.35990.2019最大值0.6962116.70730.69410.72091.7373变量OFCTANatureARInvSize样本数1 3941 3941 3941 3941 3941 394均值0.15930.02930.05670.21290.147520.2169标准差0.14680.10680.23130.13090.09900.8424最小值-0.1905-0.262700.00270.000018.5687中位数0.14150.019000.19730.132520.1344最大值0.71100.419710.63650.456123.3932 73（二）相关系数分析表2报告了相关系数统计结果。解释变量上市方式（Way）与被解释变量可操纵性应计利润的绝对值（AbsDA）在1%水平上呈显著的负相关关系，初步验证了假设H1的推断；审计投入（Ainvest）与被解释变量可操纵性应计利润的绝对值（AbsDA）也呈现显著负相关关系，初步说明审计投入有助于提高审计质量，与现有研究的结果一致。此外，大部分控制变量与被解释变量显著相关，表明本文的控制变量选取适当。表2相关系数分析AbsDAWayFirstAinvestAUD10LEVGrowthOFCTANatureARInvSizeAbsDA1-0.093*-0.003-0.198*-0.040-0.0100.296*0.057*0.230*-0.051*0.060*0.026-0.214*Way1-0.0070.636*0.134*-0.046*-0.025-0.088*-0.069*0.065*-0.046*-0.0360.401*First10.016-0.0140.076*-0.061*0.067*-0.048*0.114*-0.0330.045*0.082*Ainvest10.231*0.010-0.111*-0.105*-0.105*-0.0180.018-0.0320.496*AUD101-0.032-0.025-0.053*-0.014-0.013-0.023-0.0200.157*LEV10.054*-0.294*0.0070.103*0.143*0.324*0.356*Growth10.240*0.200*-0.021-0.062*0.094*-0.060*OFC1-0.525*-0.043-0.330*-0.196*-0.255*TA1-0.048*0.367*0.203*-0.142*Nature1-0.041-0.0120.182*AR1-0.110*-0.086*Inv10.074*Size1注：*、*、*分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。（三）回归分析表3列（1）报告了模型（4）的回归结果，展示了上市方式（Way）与审计质量替代变量（AbsDA）之间的关系，Way的系数为-0.015，在5%的水平上显著为负，说明与核准制上市的公司相比，通过证券发行注册制上市的公司，有更高的IPO审计质量，验证了假设H1。表3回归结果WayAinvestFirstAUD10LEV（1）AbsDA-0.015*（0.006）0.015（0.023）-0.003（0.006）0.014（0.024）（2）Ainvest0.889*（0.030）0.017（0.112）0.162*（0.028）-0.390*（0.119）（3）AbsDA0.010（0.006）-0.028*（0.005）0.019（0.023）0.003（0.006）0.015（0.024）GrowthOFCTANatureAR（1）AbsDA0.084*（0.018）0.107*（0.048）0.275*（0.069）-0.021*（0.011）0.028（0.028）（2）Ainvest-0.169*（0.052）0.186（0.135）-0.214（0.187）-0.293*（0.068）0.590*（0.121）（3）AbsDA0.081*（0.017）0.097*（0.048）0.255*（0.069）-0.026*（0.011）0.037（0.028）InvSizeConstant行业NR2（1）AbsDA-0.085*（0.037）0.182*（0.060）控制1 3940.200（2）Ainvest0.196（0.171）0.268*（0.025）14.470*（0.193）控制1 3940.530（3）AbsDA-0.084*（0.036）0.593*（0.099）控制1 3940.217注：*、*、*分别表示在10%、5%、1%的水平上显著；括号内为t值。下同。74审计投入的中介效应检验结果如表3列（2）和列（3）所示。由列（2）可知审计投入（Ainvest）和上市方式（Way）的回归系数在1%水平上显著为正，表明注册制改革后，审计投入有显著增加；列（3）报告了上市方式（Way）、审计投入（Ainvest）与审计质量（AbsDA）的回归结果。Way与AbsDA没有显著相关性，Ainvest与AbsDA在 1%水平上显著负相关，即审计投入的介入导致Way与AbsDA的关系不显著，产生了完全中介效应。这说明，通过注册制上市的公司审计投入增加，进而改善了审计质量。假设H2得到支持。（四）稳健性检验为了保证研究结果的稳健性，本文进行了如下稳健性检验。1.重新衡量审计质量以往研究表明事务所的规模与审计质量正相关。本文借鉴王艳艳和陈汉文（2006）21的做法，将被解释变量度量指标替换为事务所规模。设置哑变量AUD4，若公司首次公开发行的审计机构为国际四大会计师事务所取值为1，否则为0；设置哑变量AUD10，按照中注协的排名，若公司首次公开发行的审计机构排名前十取值为1，否则为0。重新进行多元回归，表4中列（1）、列（2）展示了回归结果，与前文检验结果基本一致，进一步证实了本文 结论。表4稳健性检验回归结果变量WayFirstAUD10LEV重新衡量审计质量（1）AUD40.039*（0.010）0.084*（0.049）-0.017（0.046）（2）AUD100.101*（0.028）-0.019（0.108）-0.135（0.104）PSM（3）AbsDA-0.021*（0.008）0.007（0.031）0.009（0.008）-0.022（0.032）变量GrowthOFCTANature重新衡量审计质量（1）AUD40.046*（0.027）-0.263*（0.070）-0.127（0.084）0.033（0.030）（2）AUD10-0.008（0.049）-0.308*（0.130）-0.156（0.176）-0.069（0.058）PSM（3）AbsDA0.082*（0.019）0.104*（0.058）0.279*（0.083）0.002（0.016）变量ARInvConstant行业NR2重新衡量审计质量（1）AUD4-0.208*（0.049）-0.198*（0.072）0.223*（0.117）控制1 3940.094（2）AUD10-0.119（0.125）-0.096（0.161）0.479*（0.153）控制1 3940.059PSM（3）AbsDA0.024（0.035）-0.054（0.048）0.202*（0.095）控制7620.2342.倾向匹配得分法（PSM）为了比较核准制和注册制对IPO审计质量的影响，最理想的状况是获得同一IPO公司分别通过核准制和注册制方式发行的审计质量，但这是不成立的“反事实”情况。倾向得分匹配法则可以构建“反事实框架”来进一步验证注册制改革对IPO审计质量的影响，检验注册制改革对IPO审计质量影响实证结果的稳健性。本文选择上市当期第一大股东持股比例、财务杠杆、现金流量以及公司性质作为匹配变量22，将采用不同上市方式的企业进行倾向得分匹配，然后进行回归，表4列（3）展示了回归结果。从回归结果可见，经过倾向得分匹配后，上市方式Way的系数显著为负，与原回归结果一致，这表示本文检验结果具有一定稳健性。六、进一步分析（一）承销商声誉证券市场中信息不对称、市场效率低的现象屡见不鲜，作为证券市场的中介机构，承销商和审计师对降低IPO公司和投资者之间的信息不对称、降低交易成本以及提高资源配置效率有着不可或缺的作用23。承销商对IPO公司选择审计质量的决策有充分的影响力。Beatty和Ritter（1986）24认为，高声誉的承销商有控制风险和保护声誉的要求，因此他们有动机鼓励IPO公司选择高质量的审计师。因此，对于高声誉的承销商，其自身对审计师的选择可能会在一定程度上掩盖注册制对IPO审计质量的促进作用，与之相比，在低声 75誉承销商辅导上市的公司中，注册制提高IPO审计质量的效果会更加显著。本文采用M-W方法对我国承销商进行排名25，并将前10名的承销商作为高声誉组，10名之后的承销商作为低声誉组，然后进行分组回归，表5列（1）、列（2）展示了回归结果。在低声誉组中，上市方式（Way）在1%的水平上负向显著，而在高声誉组中则不显著，说明在低声誉组中注册制更能促进IPO审计质量的提高。表5异质性分析变量WayFirstAUD10LEVGrowthOFCAbsDA（1）高声誉承销商0.006（0.009）0.034（0.032）-0.012（0.009）0.004（0.032）0.091*（0.015）0.078*（0.037）（2）低声誉承销商-0.036*（0.009）0.004（0.034）0.002（0.008）0.024（0.033）0.078*（0.018）0.142*（0.047）AbsDA（3）高留存所有权比例0.003（0.009）0.044（0.032）0.012（0.009）0.002（0.031）0.094*（0.014）-0.019（0.039）（4）低留存所有权比例-0.026*（0.009）0.006（0.032）-0.011（0.008）0.041（0.032）0.049*（0.017）0.251*（0.044）变量TANatureARInvConstant行业NR2AbsDA（1）高声誉承销商0.230*（0.052）-0.019（0.017）0.011（0.039）-0.047（0.050）0.160*（0.041）控制6910.221（2）低声誉承销商0.339*（0.059）-0.022（0.020）0.042（0.038）-0.146*（0.051）0.230*（0.066）控制7030.243AbsDA（3）高留存所有权比例0.242*（0.052）-0.006（0.018）-0.029（0.040）-0.105*（0.051）0.025（0.096）控制5300.262（4）低留存所有权比例0.365*（0.056）-0.036*（0.018）0.063*（0.036）-0.044（0.048）0.177*（0.040）控制8640.233（二）留存所有权比例留存所有权比例指的是在首次公开发行股票后，公司的原始股东所拥有的股份占全部股份的比例。按照证监会规定，公司在IPO时要披露大量与公司经营现状和前景有关的信息。但是相对于外部投资者，IPO发行人掌握了更多有关公司真实价值的信息，也就是说公司内部的原始股东和外部投资者之间存在相当高的信息不对称。为了克服信息不对称，发行公司会通过各种信号向广大潜在投资者传送有关公司真实价值的信息，其中留存所有权的高比例就可以向市场传递信号缓解信息不对称。Leland和Pyle（1977）提出了原始股东（内部人）股权留存比例模型（简称为LP模型），该模型认为公司的价值正相关于公司自身留存所有权比例，也就是说，公司的外部投资者会认为，经营状况良好的公司才会考虑自身承受较大的经营投资风险，这对外部投资者无疑是一个好的信号传递，投资者们高估这些高留存所有权比例的公司导致这类公司对高质量审计的需求降低。而对于留存所有权比例低的公司，投资者会认为这是一个不利信号，因此公司在IPO时通常会选择高审计质量来降低这种不利信号的影响程度，提升私有信息的可靠性，增强投资者对公司的信心。本文用公众股比例来计算留存所有权比例26，并按照留存所有权比例的中位数将样本分为高留存所有权比例和低留存所有权比例两组，回归结果见表5列（3）和列（4）。可以看出上市方式（Way）的系数在留存所有权比例高的组不显著，在留存所有权比例低的组负向显著，说明注册制对IPO审计质量的积极作用在低留存所有权比例的IPO公司中更显著。76七、结论与启示本文通过多元回归分析考察了注册制改革对IPO审计质量的影响，研究发现，注册制改革有助于提高IPO审计质量，并且审计投入在其中发挥了中介作用。异质性分析的结果表明，在低承销商声誉和低留存所有权比例的情形下，股票发行注册制对IPO审计质量的提高更显著，表明注册制能够弥补资本市场中其他发行制度的不足。本文的启示在于：第一，随着注册制改革全面启动，高水平的审计服务是证券市场高质量发展的迫切需要，政府相关部门应当完善审计市场服务机制，压实会计师事务所的责任，使其发挥专业优势，为全面实施注册制保驾护航。第二，会计师事务所应当恪守职业道德，保质保量实施审计工作，把好“入口关”、当好“守门人”，为证券市场提供更好的服务，为经济高质量发展作出专业贡献。由于注册制实施时间较短，本文难以研究注册制实施对IPO审计质量的长期影响，仅能体现其初期效果。随着全面注册制的到来，未来的研究样本将更加丰富，将有更充足的条件进行注册制长期效应的检验。此外，本文将上市方式作为解释变量，从整体上实证检验了注册制改革对IPO审计质量的影响，而注册制改革的规则、细则体现在诸多方面，这些规则、细则的效应如何也需要进一步研究。参考文献1 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