石青梅 周梦娣
两权分离是现代企业的重要特征，我国大多数上市企业一般都具有明确的控股股东或实际控制人。但随着现代企业制度的多元化发展，上市企业出现了愈来愈多的无实际控制人或无控股股东的现象。据Wind数据统计，截至2021年12月31日，我国已有293家为无实际控制人上市公司，且无实际控制人公司数量占比由2000年的1.04%提升到了2021年的6.14%，而其中一些无实际控制人企业同时宣告无控股股东，这就出现了“既无实际控制人，又无控股股东”（以下简称“双无控制”）现象，诸如，中国平安、苏宁易购、格力电器、永辉超市、云南白药、掌趣科技等公司。
越来越多的企业选择双无控制，无疑给资本市场和审计行业敲响了警钟。这是因为，大部分学者认为无实际控制人状态或者无控股股东的内部人控制会让公司面临诸多问题，诸如控制权争夺、被资本敌意收购、代理问题突出、内控质量降低等，这不仅激发了企业盈余操纵的动机，还增加了审计师的审计风险。作为审计师公开披露的一种特殊工作底稿，关键审计事项在一定程度上具有“免责”功能，当审计师识别出较多的特别风险或重大错报风险时，审计师会通过增加对关键审计事项的披露来减少自身责任，降低违规处罚风险。为了满足投资者不断增加的审计信息需求，2016年财政部发布的《中国注册会计师审计准则第1504号——在审计报告中沟通关键审计事项》，明确要求审计师在审计报告中单独披露关键审计事项。那么，“双无控制”是否会由于无实际控制人与无控股股东的迭代结构而加剧企业风险，进而引起审计师关注，增加关键审计事项披露？其影响机制又是什么？
对此，本文选取2017-2021年我国A股上市企业数据，实证检验企业双无控制对关键审计事项的影响。研究发现：双无控制能够促进关键审计事项的披露；
影响机制发现，双无控制通过增加经营风险和重大错报风险，进而增加审计师对关键审计事项的披露；
异质性检验发现，在董事会规模较小、监事会规模较小、分析师关注较多、营商环境较好时，双无控制对关键审计事项披露的促进作用更强。本文可能的研究贡献如下：（1）拓展了企业双无控制的研究视角。以往有关研究主要基于无实际控制人或无控股股东的单一研究视角，较少聚焦于既无实际控制人又无控股股东这一双重视角的经济后果研究，且以往单一视角研究多集中于治理问题和经济后果层面，鲜有文献关注关键审计事项披露视角。（2）拓展了关键审计事项的研究视角。以往文献大多从企业自身经营问题和外部审计特征等角度研究关键审计事项，鲜有研究把双无控制作为关键审计事项的影响因素。（3）不仅阐述了双无控制引起审计师关注的内在风险机理，还为外部审计发挥治理功能提供了经验证据。
与本文的研究主题相关的文献主要有两类，一是双无控制的经济后果研究，二是关键审计事项的影响因素研究。具体文献回顾如下：
1.上市企业双无控制的经济后果研究。虽然有关无实际控制人或无控股股东的经济后果研究结论尚不统一，但众多学者研究认为这种股权结构的变化降低了企业的治理水平，引发审计风险。除王晔等（2021）研究发现企业无实际控制人能提升研发创新强度之外，其他学者研究发现，无实际控制人上市企业存在高管薪酬粘性，通过资金占用与关联交易等方式来掏空上市企业，损害中小投资者利益，提高审计费用。另外，章琳一和张洪辉（2020）研究发现，无控股股东即由内部人控制的公司的内部控制质量相对较差。
2.关键审计事项的影响因素研究。关键审计事项的影响因素主要聚焦于企业自身以及外部审计层面。一方面，基于企业自身特征视角，吴芃等（2021）、付强和廖益兴（2022）研究发现公司真实盈余管理程度与审计师披露关键审计事项的数量正相关；
胡志颖和胡国强（2021）研究发现审计师与管理层的校友关系显著降低了关键审计事项的披露水平，同时，关键审计事项披露还受到公司经营业务复杂程度、诉讼风险、审计委员会性别构成等的影响。另一方面，基于外部审计视角，曹燕明（2021）研究发现在客户公司并购标的未达预期业绩时，女性审计师比男性审计师更有可能披露商誉减值关键审计事项，陈丽红和李明艳（2021）发现事务所规模越大，审计师披露的关键审计事项数量更多、文本篇幅更长且更愿意采用结论性评价。徐畅和呼建光（2021）、陈丽红等（2021）研究发现注册会计师研发审计专长、行业专家有助于提升关键审计事项的信息披露质量。
梳理国内外相关研究文献，现有研究成果主要有以下特征：（1）相对于无控股股东，以往文献主要聚焦于无实际控制人的经济后果研究，且研究结论多为负面，较少关注关键审计事项研究。（2）以往关键审计事项的影响因素研究主要侧重于自身经营问题和外部审计特征等方面，较少侧重双无控制研究视角。（3）本文研究双无控制对关键审计事项的影响，在一定程度上弥补了上述研究的不足，进一步丰富了双无控制的相关研究。
基于委托代理理论，实际控制人或控股股东在与企业发展达成协同效应的同时，也会与管理层或中小股东产生两类代理问题，那么减少委托链条的“双无控制”能否在公司治理方面扬长避短，以往研究结论否定了这种可能性，相反，无实际控制人或无控股股东会激化代理问题，降低内控质量，增加审计风险。
基于审计风险模型，审计风险主要源于企业的重大错报风险和审计师的检查风险，而重大错报风险的来源则为未被企业内控控制的战略风险和经营风险，其中，战略风险最终由当期的经营风险来体现，因此，如果双无控制下内控质量降低，那么未被企业内控控制的经营风险则是重大错报风险的主要来源，也即重大错报风险越大，审计风险越高，作为风险信息披露的关键审计事项也就越多。具体机制分析如下：
（一）双无控制、经营风险与关键审计事项
双无控制会加剧代理问题，降低内控质量，增加经营风险。具体表现为：（1）从管理层角度来看，由于实际控制人、控股股东的缺失，以管理层为代表的内部人会为了谋求私利，利用股权结构分散的特点，实行利益侵占和机会主义行为。（2）从董事会角度来看，董事会可能会受到管理层“盘踞效应”的影响，不能很好地发挥监督治理作用，进而弱化公司内部治理机制。（3）从股东角度来看，双无控制会激化股东对企业控制权争夺的矛盾，加剧代理冲突，干扰公司内部治理。基于内部控制理论，双无控制下代理问题的增加会直接影响内控质量，使其无法实现内控目标，其中与经营目标最相关的核心风险就是经营风险。
经营风险的增加会促进审计师对关键审计事项的披露。作为企业重大错报风险的主要来源，经营风险是指公司在生产经营过程中发生失误而导致经营业绩下降的风险。一方面，审计师在面对企业的经营风险时常常会执行更严格的审计程序且沟通更多的关键审计事项进行应对。另一方面，当其他利益相关方因为公司的经营业绩不佳而遭受损失时，审计师即使在执行审计过程中已经按照审计准则或相关法律法规履行相应职责，往往也被要求承担一部分责任。综上，审计师均会感知到企业的经营风险进而增加对关键审计事项的披露。
（二）双无控制、重大错报风险与关键审计事项
双无控制会降低内部控制质量，增加重大错报风险。具体表现为：（1）双无控制代理冲突的激化会严重干扰公司内部治理，而公司治理是内部控制的顶层设计，内部控制作为企业治理的有效机制无疑会受到影响。内部控制质量的降低增加了控制风险，进而影响重大错报风险。（2）双无控制结构会削弱监督约束的治理效应，因而会增加管理层权力，自利动机很可能诱使管理层在会计信息披露过程中收取超额租金，并且实施会计政策选择、盈余操纵等机会主义行为，进而降低会计信息质量，增加因虚假信息披露等导致的重大错报风险。因此，双无控制会降低企业内部控制质量，增加重大错报风险。
重大错报风险的增加会促进审计师对关键审计事项的披露。一方面，根据审计风险模型，审计师在审计风险一定的情况下，重大错报风险与检查风险呈现反向变动，也就是说评估的重大错报风险越高，可接受的检查风险水平就越低，审计师应采取更多、更严格的审计程序。双无控制增加了重大错报风险，审计师就会对报表整体层面或重大认定层次保持更多的职业谨慎和职业怀疑，无疑会增加对关键审计事项的披露；
另一方面，基于声誉机制，随着重大错报风险的增加，审计师若是没有准确发现重大错报出具了标准无保留审计意见，则可能由此增加被起诉或是承担责任的可能性，为了自身利益，审计师也会实行更严格更充分的审计程序，增加对关键审计事项的披露。
对此，本文提出以下假设：
H1：在其他条件相同的情况下，双无控制会促进关键审计事项披露。
H2：在其他条件相同的情况下，双无控制通过增加经营风险，增加审计师对关键审计事项的披露。
H3：在其他条件相同的情况下，双无控制通过增加重大错报风险，增加审计师对关键审计事项的披露。
（一）样本选择与数据来源
本文选取2017-2021年中国资本市场全部A股上市企业为初始样本，其中，“双无控制”是以既无实际控制人，也无控股股东来界定，具体样本筛选如下：（1）筛选无实际控制人样本，即以万得数据库（WIND）无实际控制人为数据基础，同时参考国泰安数据库（CSMAR）、中国研究数据服务平台（CNRDS）与锐思数据库（RESSET），核对数据库之间的数据差异，手工查阅报表中所披露的实际控制人信息，采用“天眼查”继续核实实际控制人，最终确定无实际控制人样本。（2）在无实际控制人的基础上，继续手工查阅报表并进一步核实“有无控股股东”，最终确定“既无实际控制人，又无控股股东”的“双无控制”研究样本，其中，无实际控制人样本为1107，无实际控制人、但有控股股东的样本为243，既无实际控制人、又无控股股东的样本为864。
此外，本文对上市企业样本进行如下处理：（1）删除金融保险行业的样本；
（2）删除资产负债率大于1的样本；
（3）删除ST、＊ST的样本；
（4）删除部分数据缺失的样本；
（5）对所有连续变量均进行了上下1%水平的Winsorize缩尾处理。最终获得15706个“企业-年度”样本。所有回归均控制了年度和行业效应，且标准误经过异方差调整。同时，由于新增变量、更换变量衡量方式等原因，部分回归模型中的有效样本量略有增减。
（二）变量定义
1.解释变量：双无控制。本文双无控制是指在无实际控制人的情况下，也无控股股东的情形。综合借鉴干胜道等、章琳一等的做法，以企业是否存在“既无控股股东又无实际控制人”来界定，用Swkz表示（参见表1中的“无无”样本），无无样本赋值为1，否则为0。
表1 双无控制样本分布与筛选
2.被解释变量：关键审计事项。本文借鉴石青梅和徐涵等（2021）对关键审计事项的计量方式，采用熵值法构建基于六个维度的综合指标。熵值法是一种客观赋权法，根据各项指标观测值所提供的信息大小来确定指标权重并计算综合得分，具有更高的可信度和精确度，能够更好地衡量关键审计事项披露的具体性质特征。对此，本文借鉴王艳艳等（2018）、张继勋等 （2019）、冉明东和徐耀珍（2017）、柳木华和雷霄（2020）、Sirois 等（2018）的做法，从金额提及次数、比例提及次数、审计报告某事项叙述的详细程度、审计程序数量、结论性评价以及是否利用专家工作这六个方面展开，进行定性综合指标的加工。具体做法为：（1）统计事项描述段中货币金额提及次数。（2）统计事项描述段中百分比出现的次数。（3）统计审计报告中某项事项描述段的字数，并取对数。（4）统计审计应对段中的审计程序数量条数，并取对数。（5）人工解读审计报告中的结论性评价，若表述为“关键审计事项的金额估计是合理的”，赋值为 3；
“关键审计事项的金额估计是可接受的”，赋值为 2；
“没有发现关键审计事项的金额估计存在重大问题”，赋值为1；
若没有结论性评价，赋值为0。（6）如果审计师利用了专家工作，取1；
否则取 0。在此基础上，运用熵值法赋权计算得分，构建定性综合指标，用 Score表示。
3.控制变量：参考石青梅和徐涵等（2021），本文选取如下控制变量：公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、营业收入增长率（Growth）、产权性质（Soe）、两职合一（Dual）、独立董事占比（Indrate）、董事会规模（Board）以及事务所类型（Big4）为控制变量，同时对行业和年份进行了控制，变量设计和定义见表2。
表2 变量定义及测量方法
（三）模型设计
为检验双无控制与关键审计事项的关系,本文构建如下模型:
其中，i代表企业；
t代表年份；
a0为常数项；
a1为解释变量的回归系数；
基于上述理论分析，本文预测a1显著为正，即在其他条件不变的情况下，双无控制会促进关键审计事项的披露。
（一）描述性统计
表3列示了主要变量的描述性统计结果。由表3可知，关键审计事项的最小值和最大值分别为0.000和0.675，说明审计师披露的关键审计事项存在较大差异，双无控制均值为0.012，说明样本中1.2%的上市企业属于“双无控制”企业，且均值0.011大于中位数0.000，虽然双无控制企业整体偏少，但上市公司股权结构呈现多样化发展趋势。
表3 主要变量描述性统计
（二）主回归与影响机制分析
1.主回归分析。为了验证假设1，本文对模型（1）进行OLS回归。回归结果见表4，第（1）列中Swkz的系数为0.051，在1%的水平上显著为正，表明“双无控制”企业可以促进关键审计事项的披露。验证了假设1。
表4 主回归和机制检验
2.影响机制分析。基于前文理论推导，双无控制企业通过增加经营风险和重大错报风险进而促进了审计师对关键审计事项的披露。为了检验上述机制，本文基于温忠麟等（2014）中介效应三步法进一步构建如下模型，其中，M为中介因子，分别表示经营风险和重大错报风险。其他变量同模型（1）：
第一，双无控制、经营风险与关键审计事项。借鉴刘志远等（2020）的方法，以企业盈利的波动性σ（ROA）衡量风险承担水平，ROA 为企业相应年度的息税前利润（EBIT）与当年末资产总额的比率。具体做法为：先对企业每一年的ROA采用行业年度平均值进行调整，然后计算企业在每一观测时段内经行业调整的 ROA 的标准差（Risk）度量经营风险，该值越大，表明企业经营风险越大。表4列示了经营风险的机制检验结果。第（2）列中Swkz的系数为0.006，在10%的水平上显著，表明双无控制企业显著增加了企业的经营风险；
第（3）列中Swkz的系数为0.046，Risk的系数为0.266，且均在1%的水平上显著为正，表明双无控制企业通过增加企业经营风险进而促进了关键审计事项的披露。
第二，双无控制、重大错报风险与关键审计事项。借鉴邱学文和吴群（2010）做法，若上市公司违规受到处理或被出具非标准的审计意见就认为存在重大错报风险（fx=1），否则fx=0。表4列示了重大错报风险的机制检验结果。第（5）列中Swkz的系数为0.448，在10%的水平上显著，表明双无控制企业会增加企业的重大错报风险；
第（6）列中Swkz的系数为0.050，fx的系数为0.032，且均在1%的水平上显著为正，综合表明双无控制通过增加重大错报风险进而促进了关键审计事项的披露。
（三）稳健性检验
为了使研究结论更加稳健，本文进行了如下一系列的敏感性测试。
1.替换关键审计事项衡量指标。重新度量关键审计事项变量。（1）借鉴李延喜等（2019），采用审计师在审计报告中沟通的关键审计事项的数量进行度量，用N_KAM表示。（2）借鉴石青梅和徐涵等（2021），将关键审计事项数目（N_KAM） 构建为虚拟变量 （DUM_KAM），当审计师披露的关键审计事项数目大于同行业同年度中位数时，赋值为1，否则为0，用DUM_KAM 表示，并进一步采用 Logit模型进行检验。回归结果如表5列(1)(2)所示，Swkz的系数为分别为0.101、0.310，均在10%的水平上显著为正，表明替换被解释变量后研究结论仍然成立。
表5 稳健性检验回归结果
2.剔除疫情时间段影响。为排除疫情对实证结果的干扰，我们剔除2020-2021年的样本，重新对模型（1）进行回归，结果如表5列(3)所示，Swkz的系数为0.069，在1%的水平上显著为正，表明剔除疫情时间段后研究结论仍然成立。
3.内生性检验。（1）缓解双向因果关系的内生性。本文采用未来一期的关键审计事项F.Score替代同期关键审计事项Score重新进行回归，以缓解可能因双向因果关系导致的内生性问题。回归结果见表5第（4）列，Swkz的系数为0.043，在1%水平上显著为正，表明研究结论仍成立。（2）缓解双无控制企业自身特征导致的样本选择性偏差。借鉴毕立华和罗党论（2021），为了缓解可观测变量的系统性偏差，本文在原有控制变量的基础上选择Size、 Growth 、Soe、 Dual 、Indrate 、Board 、Big4进行倾向得分匹配（PSM）。匹配结果见表6；
回归结果见表5，其中第（5）列，Swkz的系数为0.051，在1%的水平上显著为正，表明样本经过PSM倾向得分匹配后，结论仍然成立。
表6 PSM匹配结果
基于上述分析，双无控制会增加审计师对关键审计事项的披露，但这种促进作用可能会因企业内外部治理环境的不同而存在差异。对此，本文按照企业内部治理能力与外部治理环境进行分组检验。
（一）企业内部治理能力的异质性分析
1.董事会规模。企业内部的董事会规模越小，其对内部的治理效应越弱，对管理者的监督和约束力度越小，双无控制企业更易产生“道德风险”，进而增加管理者的投机行为，投机意愿又会促使管理者从事更多的冒险行为，增加经营风险。企业经营风险的增加会促使审计师增加对关键审计事项的披露。因此，本文预期，在双无控制企业的董事会规模较小时，审计师会增加对关键审计事项的披露。借鉴贺立龙等（2020），本文以董事会成员总人数并取其自然对数衡量董事会规模（Board），按照行业-年度中位数进行高低分组，董事会规模高于行业-年度中位数认为其规模较大，赋值为1，否则为0。表7第（1）、（2）列检验结果显示，董事会规模较小时（Board=0），其回归系数为0.060，在1%的水平上显著为正，而董事会规模较大时（Board=1）不显著，表明在董事会规模较小时，双无控制企业对关键审计事项披露的促进作用更显著。
表7 异质性回归结果
2.监事会规模。作为公司治理机制的一部分，监事会是为了防止管理层、经理等滥用职权，以及损害公司和股东利益而设置的监督机构。具体而言，企业内部的监事会规模越小，对管理层的监督越弱，管理者的机会主义动机凸显，公司的经营风险增加。因此，本文预期，在双无控制企业的监事会规模较小时，审计师会增加对关键审计事项的披露。借鉴贺立龙等（2020），本文以对监事会总人数取自然对数来衡量监事会规模（Supersize），并按照行业-年度中位数进行高低分组，监事会规模高于行业-年度中位数认为其规模较大，赋值为1，否则为0。表7第（3）、（4）列检验结果显示，监事会规模较小时（Supersize=0），其回归系数为0.055，在1%的水平上显著为正，而监事会规模较大时（Supersize=1）不显著，表明在监事会规模较小时，双无控制企业对关键审计事项披露的促进作用更显著。
（二）外部治理环境的异质性分析
1.分析师关注。分析师在资本市场中扮演着重要的角色，通过搜集和传播信息，分析师在降低资本市场中信息不对称问题上具有重要作用。面对双无控制代理问题引发的经营风险，分析师关注越多，越有可能加工发酵信息，审计师会积极采取措施来应对规避。而增加对关键审计事项的披露是规避管理层机会主义行为的有效手段，也是审计师保护自身利益的有效保障。因此，本文预期，当双无控制企业受到分析师关注较多时，审计师对关键审计事项的披露更充分。本文借鉴郭建鸾和简晓彤（2021），采用一定时期内关注企业的分析师数量来衡量分析师关注度（Analys），并按照行业-年度中位数进行高低分组，分析师关注高于行业-年度中位数，则表示分析师关注度高，赋值为1，否则为0。表7第（3）、（4）列检验结果显示，分析师关注度高（Analyst=1），其回归系数为0.106，在1%的水平上显著为正，而分析师关注度低（Analyst=0），其回归系数为0.037，在10%的水平上显著为正，两组结果经过了组间系数检验（Chow Test=4.13，P值为0.000），表明在双无控制企业受到分析师关注较多时，审计师对关键审计事项披露得更充分。
2.营商环境。审计师的职业活动会受到地区经济环境和法律制度的约束。根据深口袋理论，在制度环境完善、市场化程度较高、投资者保护健全的地区，审计师面临的诉讼风险和处罚风险较高，审计师会更加审慎的应对审计风险。我国各地区经济发展水平不平衡，在营商环境较好地区，法律制度和投资者保护完善，审计师面临的诉讼风险和处罚风险较高，基于“免责”考虑，审计师通常会选择增加关键审计事项而规避潜在的法律风险，降低审计责任。因此，本文预期，当营商环境越好时，双无控制对关键审计事项披露的促进作用更显著。本文借鉴杨仁发等（2021）的做法，将包括宏观经济环境、市场环境、基础设施和政策环境4个一级指标和15个二级指标的营商环境评价指标体系利用熵值法确定指标权重，进而较为客观地测算出营商环境指数，并将该指数按照行业-年度中位数进行高低分组，高于行业-年度中位数则认为处于较好的营商环境，赋值为1，否则为0。表8第（3）、（4）列检验结果显示，营商环境较好时（Envir=1），其回归系数为0.056，在1%的水平上显著为正，营商环境较差时（Envir=0），其回归系数为0.030，在10%的水平上显著为正，两组结果经过了组间系数检验（Chow Test=2.74，P值为0.0023），表明当营商环境越好时，双无控制对关键审计事项披露的促进作用越显著。
表8 异质性回归结果
双无控制的风险效应会引起审计师关注。本文选取2017-2021年我国A股上市企业数据，实证检验企业双无控制对关键审计事项的影响。结果发现：双无控制能够促进企业关键审计事项的披露。影响机制发现，双无控制通过增加企业经营风险和重大错报风险，增强审计师对关键审计事项的披露。异质性检验发现，在董事会规模较小、监事会规模较小、分析师关注较多、营商环境较好时，双无控制对关键审计事项披露的促进作用更强。
基于上述研究结论，可以得到如下启示：（1）对企业自身而言，应当合理安排股权结构，缓解代理问题，健全内部控制机制，加大董事会、监事会监督力度，抑制企业内部的机会主义行为，减少企业经营风险和重大错报风险，确保内控目标的实现，实现企业高质量发展。（2）对审计师而言，应对双无控制可能引发的审计风险足够重视，保持必要的职业怀疑，增加对关键审计事项的披露，为利益相关者提供可靠的决策依据，保护投资者的利益。（3）对政府部门而言，要增加对双无控制现象的关注，营造良好的营商环境，充分发挥外部环境应有的监督治理功效，维护资本市场的有效运行。
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