The Impact of Industry-Specific Auditors on Corporate Leverage Manipulation

企业杠杆率是基于资产负债表中的资产和负债两个核心要素计算得来，而杠杆操纵则通过扭曲企业资产或(和)负债达到显著弱化资产负债表信息质量的目的^[15]. 得益于在特定行业长期执业所积累的丰富经验和专业化投资，行业专长审计师具备更强的能力和动机去发现和揭示企业的杠杆操纵行为，从而抑制企业杠杆操纵.

从专业胜任能力来看，企业杠杆操纵通常涉及表外负债、名股实债以及盈余管理等多种方式，这些方式不仅专业性程度高，而且隐蔽性强，具有较高的识别难度^[16]. 行业专长审计师因常年在特定行业从事审计业务及其他相关服务，不仅熟知特定行业的经营模式、业务特征以及行业会计惯例，而且能够更为合理地判断特定会计政策对行业企业的适用性^[17]，使会计处理结果能够更为客观公允地反映企业的财务状况与经营成果. 另外，行业专长审计师熟练掌握了针对特定行业企业更为高效的审计技术和方法，能够根据风险评估结果设计和执行更为精准的控制测试与实质性程序，从而更为充分适当地搜集审计证据，有效发现涉及杠杆操纵的不当会计处理方式. 从审计独立性来看，审计师行业专长的形成依赖于在某一特定行业围绕审计人员培训、审计技术开发以及组织管控等方面进行持续且大量的专用性投资. 如果提供低质量的审计服务被发现后将承担更高的丧失客户准租金的风险^[18]，对自身多年积累的声誉会造成毁灭性打击，因此，行业专长审计师在发现杠杆操纵后也能够更为有效地对其进行揭示或要求管理者对不当行为予以调整. 综上所述，行业专长审计师具备更为卓越的专业素养、出色的胜任能力以及高度的审计独立性，支撑他们提供更优质的审计监督服务，从而更有效地发现并揭示表外负债、名股实债以及盈余管理等不当行为，抑制企业杠杆操纵. 基于此，本文提出研究假说1：行业专长审计师能够有效抑制企业杠杆操纵.

现有文献表明，企业可能为了完成政策任务、迎合监管要求以及满足外部融资需求等而操纵杠杆^[1]，但这些归根到底还是源于企业在经营过程中面临的融资约束问题^[2]. 在我国资本市场欠发达、直接融资受到一定限制的情况下，以银行为主体的金融机构成为企业融得生产经营所需资金的主要渠道. 银行等金融机构在贷出资金的过程中，为了降低自身借贷风险，会高度关注资产负债率等反映企业还本付息能力的财务指标. 高杠杆企业为了满足银行借贷标准，顺利获取信贷资金会铤而走险进行杠杆操纵. 从这一角度来看，缓解融资约束能够有效弱化杠杆操纵动机，从根源上抑制企业杠杆操纵，而行业专长审计师能够有效改善企业信息透明度、缓解代理冲突，进而降低企业面临的外部融资障碍，抑制企业杠杆操纵.

一方面，企业内外部信息不对称是造成融资约束的根本症结所在. 信息不对称使得潜在债权人难以准确评估借贷风险，从而降低企业融资的可得性或者提升企业信贷融资成本，加剧了企业的融资约束. 行业专长审计师能够显著提升企业信息的透明度. 从财务信息角度来看，已有研究发现，凭借过硬的专业技能以及较高的独立性，行业专长审计师能够显著抑制企业应计及真实盈余管理^[11]，增强盈余稳健性^[19]，提升会计信息的可比性^[20]. 从非财务信息角度来看，行业专长审计师也能促进企业在附注中更多地披露未决诉讼、对外担保等或有事项信息^[21]. 信息透明度的提升可以让银行等潜在债权人精准深入地了解企业的真实财务与运营情况，科学评估借贷风险，减少逆向选择风险，确保其做出更为合理的债权投资决策，从而缓解企业融资约束，有效抑制企业杠杆操纵行为. 另一方面，债权人与企业之间的代理冲突也是诱发融资约束的潜在原因之一^[22]. 当企业治理水平不高，债权人预计自身在借贷后会面临较高的利益侵占风险时，其借贷意愿也会大打折扣，相应的风险溢价也会提高，从而加剧融资约束等问题. 审计是弱化代理冲突的重要制度安排，行业专长审计师所具有的独立性和专业性能够更好地降低企业内部人员的道德风险，抑制其损害债权人利益的资产替代行为，从而弱化债务代理冲突，缓解债务融资约束. 已有研究也支持了行业专长审计师在延长债务融资期限^[23]、降低债务融资成本^[13-14]等方面所发挥的积极作用. 债务融资约束的缓解则能够从根源上抑制企业杠杆操纵. 基于此，本文提出研究假说2：行业专长审计师通过缓解融资约束从而抑制企业杠杆操纵.

选取2014-2022年沪深A股非金融类上市公司作为初始研究样本，并借鉴许晓芳等^[1]的做法，剔除ST等非正常交易样本、有息负债及利息支出等存在异常的样本、相关变量数据缺失的样本，最终得到20 416个公司的年度观测值. 为了减轻异常值干扰，对主要连续型变量在上下1%分位数上进行了缩尾处理. 审计师行业专长数据来自中国研究数据服务平台，其他财务数据与治理数据来自国泰安数据库.

企业杠杆操纵(Levm)：参考许晓芳等^[15]、徐亚琴等^[16]的做法，使用了综合考虑表外负债、名股实债以及盈余管理等杠杆操纵方式的扩展XLT-LEVM法(间接法)对企业杠杆操纵程度进行测量，具体计算方法如模型(1)：

式中：表外负债(Debt_OB)和名股实债(Debt_NSRD)使用行业中位数法进行估算；盈余管理(DA)基于修正的Jones模型进行计算；Debt，Asset和Lev分别表示企业账面负债总额、资产总额以及资产负债率；下标i表示某公司，t表示年份.

审计师行业专长：借鉴刘文军等^[24]、范经华等^[11]的做法，使用基于客户资产平方根的行业市场份额法来计算，具体计算方法如模型(2)：

式中：MSA为采用连续变量法衡量的审计师行业专长；分子部分表示审计师i在行业k的所有客户资产平方根之和，分母部分表示行业k所有客户资产平方根之和；J为审计师i在行业k中的客户总数；I为行业k中审计师的总数.

此外，本文还使用二分判断法衡量审计师行业专长(MSA_D)，参考蔡春等^[25]的做法，当MSA≥10%时，MSA_D=1，视为行业专长审计师；当MSA＜10%时，MSA_D=0，视为非行业专长审计师.

参考许晓芳等^[1]、李晓溪等^[10]的研究，本文还从公司财务及治理两个维度选取了以下控制变量：企业规模(Size，总资产取自然对数)，资产负债率(Lev，总负债/总资产)，盈利能力(ROA，净利润/总资产)，成长性(MB，市场价值/账面价值)，经营现金流量(CFO，经营现金净流量/总资产)，固定资产占比(PPE，固定资产净额/总资产)，产权性质(SOE，国企取1，非国企取0)，股权集中度(Top1，第1大股东持股数量/总股数)，独立董事比例(Indep，独立董事人数/董事会人数)，两职合一(Duality，董事长和总经理两职兼任取1，否则取0). 此外，还考虑了年度(Year)与行业(Industry)固定效应.

为了考察行业专长审计师如何影响企业杠杆操纵，建立如下多元回归模型(3)：

式中：Levm为被解释变量，表示企业杠杆操纵程度；AIS为解释变量，表示审计师行业专长，包括连续变量MSA和二分变量MSA_D；Controls为控制变量；Year及Industry分别为年度与行业固定效应；μ为残差项. 为了降低异方差及时间序列相关问题的影响，后续回归分析中均对标准误进行了公司层面的聚类稳健调整.

表 1是各变量的描述性统计分析结果. Levm的平均值为0.106，中位数为0.066，表明企业在一定程度上普遍存在杠杆操纵；标准差为0.125，最大值和最小值分别为0.598和-0.076，表明杠杆操纵存在较强的企业变异性，这些与许晓芳等^[1]的测算结果差别不大. MSA的平均值为0.063，表明会计师事务所行业平均市场份额仅占6.3%；MSA_D的平均值为0.071，说明样本中行业专长审计师占比约为7.1%. 总体来看，我国审计市场的竞争比较激烈，专业化程度还比较低，有待进一步加强. 其余各变量的描述性统计结果均具有一定的合理性.

表 2是行业专长审计师影响企业杠杆操纵的回归分析结果. 未纳入控制变量时，列(1)和列(3)中MSA和MSA_D的系数均在5%的水平上显著为负；纳入控制变量后，列(2)和列(4)中MSA和MSA_D的系数均在1%的水平上显著为负，说明行业专长审计师能够显著抑制企业杠杆操纵. 从经济意义上来看，基于列(4)的回归系数可以发现，相较于选择非行业专长审计师审计的公司，选择行业专长审计师审计的公司杠杆操纵程度平均低约8.49%(-0.009/0.106)，具有较为明显的经济意义. 总体来看，研究结果有效支持了研究假说1.

为了能够在一定程度上缓解行业专长审计师与企业杠杆操纵之间可能存在的反向因果问题，对行业专长审计师变量进行滞后1期处理后再次进行回归. 表 3中列(1)和列(2)的结果显示，L.MSA与L.MSA_D的系数均在1%的水平上显著为负，与基本回归分析中的结论一致.

企业之间的系统性差异可能会影响其对行业专长审计师的选聘，进而影响行业专长审计师与企业杠杆操纵之间的关系，为此，可用倾向得分匹配法来弱化解释变量自选择问题的影响. 具体而言，以选择行业专长审计师进行审计的公司(MSA_D=1)作为处理组，其余没有选择行业专长审计师进行审计的公司(MSA_D=0)作为对照组，以模型(1)中的所有控制变量作为协变量进行1∶1最邻近无放回匹配. 结果显示，进行匹配处理后，各个协变量的标准化偏差均降低(下降幅度在70%以上)，并且差异在处理组与对照组间不再显著，这表明企业间可能存在的系统性偏差得到了有效消除，匹配效果较为理想. 表 3列(3)和列(4)的结果显示，MSA与MSA_D的系数也均在1%的水平上显著为负，与基本回归分析中的结论一致.

为了进一步弱化可能存在的遗漏变量以及反向因果引发的内生性问题对研究结论的影响，可采用工具变量法再次进行检验. 借鉴李姝等^[26]、王永妍等^[18]的方法，选取滞后1期的行业专长审计师变量(L.MSA，L.MSA_D)作为工具变量进行两阶段最小二乘法回归. 表 4中列(1)和列(3)的第一阶段回归结果显示，工具变量L.MSA与L.MSA_D的系数均在1%的水平上显著为正，说明不存在弱工具变量的问题；列(2)和列(4)的第二阶段回归结果显示，MSA与MSA_D的系数均在1%的水平上显著为负，与3.2中结论一致.

为确保研究结论的可靠性，本文还进行了稳健性检验.

一是变更杠杆操纵测度方式. 参考许晓芳等^[1]的研究，使用基本的XLT-LEVM法测度企业杠杆操纵程度(Levm2)，计算方法如模型(4)，该方法仅考虑了表外负债与名股实债两种主要的杠杆操纵方式：

二是变更审计师行业专长的测算基础. 将前述以客户资产平方根为基础测算的审计师行业专长变量，变更为以向客户收取审计费用的平方根为基础进行测算，并分别设置连续变量MSF和二分变量MSF_D.

变更变量测度方法后的回归结果如表 5. 结果表明，审计师行业专长的各个代理变量均至少在5%的水平上显著为负，依然支持3.2的结论.

实证结果为行业专长审计师抑制企业杠杆操纵提供了充分的经验证据，在此进一步结合理论分析逻辑，借鉴中介效应的检验方法，建立模型(5)和(6)，从缓解融资约束的角度来检验行业专长审计师抑制企业杠杆操纵的作用机理(即研究假说2)：

其中，FC为企业融资约束程度，参考Kaplan等^[22]的研究，采用KZ指数来测度企业融资约束程度，KZ指数取值越大，企业融资约束程度越高，其余各变量则与模型(3)中一致.

表 6是缓解融资约束中介效应的回归分析结果. 列(1)中MSA的系数在1%的水平上显著为负，列(2)中MSA_D的系数在5%的水平上显著为负，表明行业专长审计师能够有效缓解企业融资约束. 列(3)和列(4)中FC的系数均在1%的水平上显著为正，表明较强的融资约束会加剧企业杠杆操纵；同时，MSA和MSA_D的系数仍然在1%的水平上显著为负，表明在考虑融资约束的影响之后，行业专长审计师仍然能够显著抑制企业杠杆操纵，验证了缓解融资约束的中介效应，支持了研究假说2.

外部审计监督作为一种典型公司治理机制，在提升企业信息透明度、弱化代理冲突以及维护中小投资者利益等方面发挥着重要作用. 行业专长审计师对企业杠杆操纵的抑制效应可能会受到其他内外部治理机制的影响. 从现有研究来看，两者之间既可能存在替代效应，也可能存在协同效应，为了对此进行检验，本文从企业内部控制质量与机构投资者持股两个方面展开分析.

内部控制质量会影响行业专长审计师与企业杠杆操纵之间的关系. 一方面，高质量内部控制通过缓解企业融资约束能够显著抑制企业杠杆操纵^[27]，从而弱化行业专长审计师抑制企业杠杆操纵的边际效用，表现出替代效应；另一方面，高质量内部控制也可能助力行业专长审计师更好地发挥自身抑制杠杆操纵的功能效用. 高质量内部控制可以合理保证行业专长审计师在实施审计计划的过程中高效获取充分适当的审计证据，提升审计效率和审计质量，确保行业专长审计师能够更好地发现并揭示企业杠杆操纵行为，从而强化其杠杆操纵的抑制效应，表现出协同效应. 为了对上述问题进行检验，参考顾奋玲等^[28]的做法，以内部控制是否存在重大缺陷或(和)重要缺陷等实质性缺陷作为企业内部控制质量的衡量指标. 当企业内部控制自我评价报告中披露存在重大缺陷或(和)重要缺陷时，企业内部控制质量较低，ICMW=1；相反，ICMW=0，表明企业内部控制质量较高. 对两组样本进行回归的结果如表 7，列(1)中MSA的系数未通过显著性检验，列(2)中MSA的系数在1%的水平上显著为负，列(3)和列(4)中以MSA_D作为解释变量的回归结果同列(1)和列(2)，表明行业专长审计师对杠杆操纵的抑制效应在企业内部控制质量较高的情况下更为凸显，两者之间存在明显的协同效应.

机构投资者持股也会影响行业专长审计师与企业杠杆操纵之间的关系. 一方面，机构投资者持股通过发挥注资效应和治理效应，能够有效抑制企业杠杆操纵^[3]，这会在一定程度上削弱行业专长审计师抑制杠杆操纵的边际效用，从而表现出两者之间的替代效应；另一方面，机构投资者持股也可能会强化行业专长审计师对企业杠杆操纵的抑制效应. 从审计需求角度来说，机构投资者持股比例越高，企业对高质量审计服务的需求越大，越可能聘请行业专长审计师进行审计^[29-30]. 从审计供给角度来说，机构投资者参与公司治理的动机和能力更强，能够为行业专长审计师提供高质量的审计服务奠定更佳的公司治理基础，从而助力行业专长审计师更好地抑制企业杠杆操纵，表现出协同效应. 为了对上述问题进行检验，以机构投资者持股比例的年度行业中位数为标准，将样本企业划分为机构投资者持股比例较高(InsHold_D=1)和持股比例较低(InsHold_D=0)两个组别进行回归. 表 8的结果显示，列(1)中MSA系数在5%的水平上显著为负，而列(2)中MSA的系数未通过显著性检验，列(3)和列(4)中以MSA_D作为解释变量的回归结果同列(1)和列(2)，表明行业专长审计师对杠杆操纵的抑制效应在机构投资者持股比例较高的情况下更为凸显，两者之间存在明显的协同效应.

在防范化解系统性金融风险、促进经济高质量发展的背景下，本文基于行业专长审计师视角探讨了企业杠杆操纵行为的治理机制. 结果发现，行业专长审计师能够通过缓解融资约束显著抑制企业杠杆操纵；进一步考虑内部控制、机构投资者等其他治理机制的协同效应后还发现，当企业内部控制不存在实质性缺陷以及机构投资者持股比例较高时，行业专长审计师对杠杆操纵的抑制效应更为凸显.

基于上述研究结论，本文提出如下对策建议：第一，行业专长审计师能够显著抑制企业杠杆操纵，对于防范微观企业财务风险及宏观系统性金融风险具有重要作用，因此，会计师事务所要正确认识到培育自身行业专长的重要意义，加大行业专长的培育投资力度. 监管部门及行业协会也要进一步强化对会计师事务所培养行业专长的政策、人才及资金支持力度. 第二，融资约束是诱发杠杆操纵的根本原因，因此，政府相关部门要进一步加快金融供给侧结构性改革进程，完善多层次资本市场融资体系建设，为企业高效融资营造良好的外部环境与条件. 企业也要不断完善自身治理体系，努力提升信息披露质量，着力打破自身外部融资障碍. 第三，考虑到在抑制企业杠杆操纵方面，内部控制、机构投资者与行业专长审计师存在明显的协同效应，因此，企业要进一步强化内部控制建设，不断提升内部控制质量；同时，监管部门要进一步推动机构投资者超常规发展，鼓励其积极主动参与公司治理，促进各类治理机制协同效应的充分发挥.