影子銀行發展規模對審計費用的影響
——基于公司債務違約風險的中介效應檢驗

李世輝 卿水娟 賀勇

(1.中南大學商學院，湖南 長沙 410083; 2.湖南工商大學會計學院，湖南 長沙 410205)

一、引言

隨著金融自由化和金融創新多樣化，“亂搞同業、亂加杠桿、亂作表外業務”等影子銀行亂象活動逐漸浮出水面，微觀主體違約事件加速暴露，給我國金融監管帶來極大挑戰。根據國際評級機構穆迪最新出爐的《中國影子銀行季度檢測報告》顯示，2020年前三季度，廣義影子銀行資產增長7 000億元左右，達到人民幣59.7萬億元，影子銀行資產占名義GDP的比例從2019年底的59.5%上升0.2個百分點至59.7%，呈現出龐大規模。此外，央行公布的窄口徑影子銀行數據顯示，影子銀行規模從2002年的175億元飆升至2019年的18.89萬億元，增長了約1 078倍。作為近年來金融體系中的“重量級選手”，影子銀行對我國實體經濟的發展支撐作用不容小覷[1]。但人民銀行行長易綱表示，影子銀行自帶的高杠桿、高信息不對稱性、法律主體不明確及監管難度系數高等特點加劇了金融脆弱性，提高了金融市場的整體運行風險。同時，企業的生產經營活動離不開特定的市場環境，而影子銀行發展規模擴大所帶來的系統性風險增加了企業經營環境的不確定性，企業將面臨較大的經營風險和較差的財務狀況，發生財務困境和債務條款違約的可能性增加[2]。因此，實務界和學術界應積極尋找監管影子銀行的有效途徑，引導影子銀行在我國制度背景下實現健康、有序發展。審計署審計長胡澤君表示，審計作為資本市場重要的信息中介，一直享有“經濟警察”之稱，希望發揮審計優勢以深入揭示影子銀行等金融風險，促進防范化解重大風險。那么影子銀行發展規模的擴大會不會影響到審計師對被審計單位風險狀況的評估進而影響到審計費用？為此，有必要深入研究影子銀行發展規模與審計費用之間的關系及作用機理，為從審計層面監控影子銀行提供更多的理論依據。持續打好防范化解重大金融風險攻堅戰，是我國目前的工作重心之一，黨的十九大報告(2017)明確指出，要健全金融監管體系，守住不發生系統性金融風險的底線，而外部審計作為四大治理基石之一，在公司的外部治理中充當著重要角色，同時也是保證財務信息披露質量的最后一道屏障，可以改善財務信息披露質量和增加財務信息價值，有效解決影子銀行規避金融機構監管的問題，在金融監管中發揮著舉足輕重的作用[3]。因此，深入研究影子銀行發展規模對審計費用的影響具有較大的實踐和現實意義。

基于此，本文選取2010-2019年中國非金融類滬深A股上市公司為研究樣本，實證檢驗影子銀行發展規模與審計費用之間的關系并進行路徑分析，并就上述問題提供來自我國資本市場的經驗證據。相較于已有文獻，本文可能的理論貢獻主要在于：第一、拓寬了影子銀行經濟后果的相關研究維度，將影子銀行發展納入審計師的風險評估范圍，關聯于審計費用，豐富和延伸了審計師風險應對領域的相關成果；第二、引入公司債務違約風險作為中介變量，深入探討影子銀行發展規模對審計費用的作用路徑，同時，站在審計延遲的角度分析了影子銀行發展規模對審計費用的作用機理；第三、結合宏觀貨幣政策探討其對影子銀行發展規模、公司債務違約風險與審計費用之間的調節作用，對“宏觀經濟政策—微觀審計師行為”框架進行了有益拓展，為政府相關部門加強影子銀行監管提供了一定的政策啟示。

二、文獻綜述

(一)影子銀行相關研究

2007年美國次貸危機的爆發，使國內外學者意識到金融創新過度結構化可能偏離了金融體系服務于實體經濟這一初衷，游離于監管之外的影子銀行成為各界研究和關注的熱點。據金融理事會2011年的定義可知，影子銀行是指一種游離于正規銀行體系之外，可能引發系統性金融風險和監管套利風險的信用中介體系。受我國緊縮性貨幣政策和抑制性金融政策及商業銀行“監管套利”行為的影響，影子銀行在我國應運而生并得以高速發展[4]，給我國宏觀經濟和微觀實體企業的發展帶來了一定的影響。從宏觀層面來看，影子銀行的杠桿操作模式、金融創新過度化、突破傳統業務界限、信息披露不完整性及監管難度大等特征嚴重威脅金融體系穩定性[5]，同時其也會對貨幣乘數和單位社會融資所對應的流動性比例產生一定的負面影響，進一步加劇了金融體系的脆弱性[6]。周莉萍(2011)[7]認為影子銀行發展降低了貨幣政策的實施效力，其信用創造機制對我國傳統商業銀行形成有限替代，從而在貨幣市場上產生了外部溢出效應。從微觀層面來看，影子銀行已經部分取代商業銀行，雖然在向企業提供流動性方面發揮了一定的作用，通過拓寬短期融資緩解企業融資約束[8]，但是在提高企業風險承擔水平的同時也降低了高風險承擔企業的市場價值[9]。Bleakley和Cowan(2010)[10]認為影子銀行發展在增加企業短期融資和提升企業投資水平的同時，短期流動性水平和長期投資不匹配也抑制了企業價值的提升。影子銀行高杠桿運作方式推高了企業的財務杠桿，在企業“短貸長投”傾向下，產生投融資期限錯配的可能性加大，增加了企業財務風險發生的可能性[11]。吳娜等(2020)[12]提出影子銀行擴張會導致企業金融資產配置增加，出于資本逐利動機，驅使其利用影子銀行獲得產業資本投向金融領域，企業逐漸脫離主營業務，造成企業“空心化”。

(二)審計風險和審計費用相關研究

Simunic(1980)[13]的審計定價模型和Houston等(1999)[14]的擴展審計風險定價模型表明，審計風險越大，審計收費越高，審計風險成為衡量審計收費的重要依據。經濟發展的復雜化和多樣化增加了企業重大錯報風險發生的可能性，審計風險也變得更加復雜。為降低審計風險，審計技術和方法發生了從傳統賬表導向審計、系統導向審計到風險導向審計的轉變。在現代風險導向審計下，審計師的審計風險主要源于審計服務需求方即被審計單位所面臨的風險水平，勾稽于被審計單位的風險狀況。目前研究審計服務需求方的風險狀況對審計費用的影響主要可從被審計單位的外在屬性特征和內在風險特征這兩個角度進行展開。從被審計單位的外在屬性特征來看，上市公司的資產規模顯著影響審計費用，子公司數量、所處行業類型、資產負債率、上期的盈虧情況和審計意見類型等因素都將影響到審計費用的制定和收取[13，15]。從被審計單位的內在風險特征來看，上市公司的法律風險[16]、財務和經營風險[17]等風險因子均會影響到審計師的審計費用。與此同時，被審計單位的風險系數受到了其內部相關治理特征的影響，如潘克勤(2008)[18]認為公司治理指數越高，財務重大錯報風險越低，審計定價也就越低；李世輝等(2021)[19]研究發現CEO風險偏好程度越高，企業違規的可能性越大，審計師會收取更高的審計費用以抑制企業違規。為應對被審計單位經營活動復雜化所產生的重大錯報風險，審計師對被審計單位風險因素的考量逐漸延伸到上市公司一些較為隱蔽的風險領域，如杜勇等(2019)[20]提到審計師能夠充分識別企業金融化過程中所存在的審計風險，進而制定較高的審計費用計劃；顏恩點等(2018)[21]認為企業影子銀行化即非金融企業充當金融中介參與再放貸的影子銀行業務活動，審計師面臨的審計風險越高，傾向于收取更高的審計費用。此外，審計師對被審計單位風險狀況的評估受到了企業所處環境的影響，如張立民等(2018)[22]發現宏觀經濟形勢較差時審計師面臨的系統性風險較高，從而促使審計師收取更高的審計費用，但在宏觀經濟形勢較好時審計費用會降低。

(三)文獻述評

綜上可知，現有關于影子銀行的研究主要集中在金融穩定性和貨幣政策等宏觀層面，而在微觀層面則主要以企業為衍生點，探討影子銀行發展對企業價值、財務風險等方面的影響。同時，有關審計費用的研究主要聚焦在被審計單位的財務風險等常規風險因子層面，雖然有較少學者將非金融企業影子銀行化納入了審計師的風險評估范圍，但仍缺少宏觀影子銀行發展規模對微觀審計費用的作用機制，這為本文的研究提供了一定的契機。審計作為我國資本市場中的“經濟警察”，能否有效識別和評估影子銀行發展對被審計單位風險狀況的影響在保證財務信息披露質量和緩解內外部信息不對稱及維護市場環境層面具有重要意義。因此，有必要站在微觀層面，深入探討和研究影子銀行發展對審計費用的影響，從而為監管部門監控影子銀行提供更多的理論證據。

三、理論分析與研究假設

(一)影子銀行與審計費用

審計師在承接審計業務時，需要評估被審計單位的風險狀況，進而評估其所面臨的審計風險的大小。一方面，《中國注冊會計師審計準則第1 211號——通過了解被審計單位及其環境識別和評估重大錯報風險》中指出，審計師在風險評估過程中需要依據審計準則考慮宏觀經濟的影響，進而調整審計定價。影子銀行作為影響宏觀經濟發展的重要關注點，審計師在評估被審計單位的風險狀況時，需著重關注影子銀行發展給企業帶來的影響。影子銀行的高杠桿操作、規避金融監管等特性加劇金融脆弱性，提高了金融市場的整體運行風險[5]。根據風險傳染理論可知，企業作為市場的參與主體之一，金融市場在影響其資源獲取能力的同時，其會進一步承擔來自影子銀行方面的風險，加劇企業經營環境的不確定性，企業將面臨較大的經營風險和較差的財務狀況[2]。為避免經營環境不確定性對戰略目標的實施、薪酬和職業形象產生不良影響，企業管理層存在較高的信息操縱機會主義動機[23]，因而使得審計師在審計過程中面臨的不確定性增加[24]，影子銀行發展帶來的系統性風險引發了較高的審計風險。一方面，影子銀行主要通過利率渠道和信貸渠道作用于微觀企業主體，因信貸歧視背景所帶來的融資約束使得企業不得不向影子銀行貸入短期流動資金，雖然一定程度上拓寬了企業的短期融資渠道和提高了企業的資本投資水平，但是潛在的短期流動性供給和長期投資的不匹配降低了企業價值[9]。封思賢等(2014)[25]也提到影子銀行通過高財務杠桿操作持有大量證券、債券和復雜金融工具，這種運作模式推高了企業財務杠桿。企業財務杠桿越高，產生流動性危機的可能性越大，企業財務風險也就越高[11]。同時，影子銀行金融同業活動，可能會激化信貸市場上的逆向選擇和道德風險問題，使得上市企業經營風險上升[26]。因此，影子銀行的發展，提高了被審計單位的風險系數，進而提高了審計師的審計風險。

Simunic(1980)[13]的審計定價模型表明，審計費用涵蓋了審計師在審計過程中所投入的人力、物力等審計資源成本和因存在潛在訴訟而所要求的風險溢價。由上述分析可知，影子銀行發展規模的擴大，提高了企業的財務和經營等方面風險。根據審計需求保險理論，審計師作為保險人，被審計單位的上述風險越大，審計師受到利益相關者起訴和監管部門處罰的可能性越大，會加大審計失敗的可能性，甚至可能會進一步影響事務所的經營情況，關系到事務所和審計師本人的聲譽。為彌補預期訴訟風險所帶來的訴訟損失，審計師傾向于要求作為投保人的上市公司支付潛在賠償的風險溢價[27]，進而帶來審計費用的增加。除此之外，為了將企業因影子銀行所產生的風險降低至可接受水平，會計師事務所通常會委派更多專業勝任能力更高的審計人員以保證審計質量，從而帶來審計成本的增加。而審計人員為保證做出恰當的審計決策，會通過擴大先前所確定的審計范圍，增加實施的審計程序，提高審計測試的次數等途徑來加大審計投入[19]，以搜集到更加充分可靠的審計證據，降低檢查風險，因此，審計投入的增加也會帶來審計成本的增加。綜上所述，無論是審計風險溢價收取還是審計成本補償，影子銀行的發展均會使得審計師收取更高的審計費用。據此，本文提出如下假設1。

H1在其他條件不變的情況下，影子銀行發展規模顯著增加審計費用。

(二)公司債務違約風險的中介效應

影子銀行融資成本高，再加上具有一定金融優勢的非金融企業基于逐利心理參與影子銀行業務，這種二次配置行為進一步提高了企業融資成本[28]。同時，相比于傳統金融機構的貸款業務，影子銀行與企業簽訂的契約不完善，在信用調查、日常監管與貸款清償等方面欠缺完備制度，難以對借款者實施有效監督[9]。由于短期債務比長期債務在抑制企業道德風險和逆向選擇問題方面更具優勢，再加上影子銀行沒有吸收存款的正規途徑，主要依賴短期債務工具從貨幣市場批發資金的影子銀行傾向于發放短期貸款[29]。因此，企業從影子銀行所融入的資金具有高利率和還款期限短的特點。根據投融資結構匹配理論可知，企業所貸資金的償還期限與企業未來現金流的產生期限對應起來，即期限匹配，有利于其開展正常的生產經營活動；若企業資金流入與流出期限不一致，則產生期限錯配，加大企業的債務違約風險[30]。一方面，在我國實體經濟產能過剩和成本上升背景下，實體經濟回報率逐年下降，企業普遍面臨資金周轉速度降低、投資收益率下降的困境[12]，未來現金流入的不確定性增加，企業未來償債能力降低，資金發生期限錯配的概率加大，易引發債務違約風險；另一方面，企業依賴從影子銀行融入的高息短期債務資金從事經營活動，如果企業使用方式不恰當，如“短貸長投”，未來資金變現時間長，很容易引發不可理的財務結構，產生債務期限錯配，增加債務代理成本，提高企業債務違約風險[11]。由此可知，影子銀行發展規模的擴大增加了企業債務違約發生的可能性。

與此同時，影子銀行發展所產生的債務違約風險主要通過三個方面來影響審計風險，進而影響審計師審計費用的收取：其一，債務違約風險反映了企業具有潛在或者實質性的財務風險。被審計單位的財務狀況越差，發生未來訴訟的可能性越大，越可能被審計師收取高額的審計費用[31]。其二，面對債務違約風險，債權人會基于自身利益而制定相應的債務契約保護條件，對公司的關鍵會計指標(杠桿率、利息保障倍數等)做出相應限制，即劃定“紅線”。當公司債務違約風險較高時，勢必會引起債權人的注意和實行緊縮性的放貸政策，股票市場對此亦會做出負面性反應，使得公司的債務違約存在一定的代價[32]。債務違約所引發的一系列成本的存在，加大了被審計單位的盈余管理動機，以避免或推遲公司債務違約的發生。債務違約引發的盈余管理行為使得審計師的審計風險進一步提高，審計師會采取更加審慎的態度和執行更多的審計工作來降低未來審計風險，因此也會要求更高的審計費用。其三，公司債務違約風險越高，隱藏的會計錯報被揭露的可能性越大，由此所引發的一系列經濟后果使得股東遭受損失的可能性也就越大。當股東遭受巨大的股票損失時，更有可能起訴審計師，因此來自股東層面的壓力也會使得審計師收取更高的審計費用[33]。由此可見，影子銀行發展所產生的公司債務違約風險越高，審計收費越高。

綜上所述，影子銀行發展規模越大，公司債務違約風險越高，進而使得審計師收取更高的審計費用。據此，本文提出假設2。

H2在其他條件不變的情況下，公司債務違約風險在影子銀行發展規模和審計費用之間發揮中介作用。

四、研究設計

(一)樣本選擇和數據來源

本文以2010—2019年期間滬深A股非金融類上市公司作為初選研究樣本，并根據研究目標，對初選樣本進行如下篩選：(1)剔除金融、保險類公司；(2)剔除變量存在缺失情況的上市公司；(3)剔除ST、*ST等交易狀態異常的上市公司；(4)為了減輕極端值對數據結果的影響，對所有連續變量在1%和99%水平上進行Winsorize縮尾處理。經過上述篩選過程，最終整理得到有效樣本20 365個。本文在中國人民銀行網站和國家統計局手工收集了影子銀行相關數據，其余數據源自CSMAR、CCER數據庫，研究中的數據處理主要利用Excel和Stata 15.0軟件完成。

(二)變量定義

1.被解釋變量

被解釋變量是審計費用(Lnfee)。審計收費標準由審計成本與風險補償溢價共同決定，既包括了審計資源投入成本，也包括了審計師因容忍風險要求的溢價。借鑒宋衍蘅(2011)[27]、李世輝等(2021)[19]的研究，本文采用年度審計費用的自然對數度量審計費用。

表1 變量定義表

2.興趣變量

興趣變量是影子銀行發展規模(Shadow)。同業業務作為我國影子銀行的主要形式之一，因此本文借鑒程小可等(2015)[8]、吳娜等(2020)[12]的研究，采用銀行同業資產占比度量影子銀行發展規模，具體利用央行公布的《其他存款性公司資產負債表》中的“對其他存款性公司債權”與“對其他金融機構債權”之和且以總資產標準化后衡量影子銀行發展程度。其中，總資產指國外資產、儲備資產、對政府債券以及其他資產的加總。

3.中介變量

中介變量是公司債務違約風險(Default)。債務違約風險是指債務人停止或延期支付，致使債權人無法按時足額收回債權本息形成的一種契約執行風險。借鑒Altman(1968)[34]的研究，采用基于中國企業分析構建的Zscore模型來度量企業債務違約風險。Default=0.517-0.46×(負債總額/資產總額)-0.388×(營運資金/資產總額)+9.32×(凈利潤/平均資產總額)+1.158×(留存收益/資產總額)。Default為負向指標，其值越小，表明企業的償債能力越弱，債務違約風險越大。

4.控制變量

借鑒劉笑霞等(2017)[35]、馮麗艷等(2016)[36]的研究，本文選用的控制變量有：公司規模(Size)、產權性質(State)、應收賬款比重(Ar)、存貨比重(Inv)、速動比率(Quick)、董事會規模(Board)、高管持股(Hold)、審計意見(Op)、事務所類型(Big4)、是否虧損(Loss)、非經常性損益與資產總額比值的絕對值(Absei)、利息保障倍數(Coverage)、擔保能力(Capital)、投資增長率(Lgr)、自有資金充裕程度(Cfio)。具體定義如表1所示。

(三)模型設計

為了檢驗所提假設，借鑒溫忠麟等(2004)[37]的研究，構建如下三個模型

Lnfeeit=α0+α1Shadowt+αfControlsit+εit

(1)

Defaultit=β0+β1Shadowt+βfControlsit+εit

(2)

Lnfeeit=γ0+γ1Shadowt+γ2Defaultit+γfControlsit+εit

(3)

其中Lnfeeit表示i上市公司在t年的審計費用，Shadowt為t年影子銀行的發展規模，Defaultit為i上市公司在t年的違約風險，Controls為上表1中所列示的控制變量，ε為殘值。

本文檢驗程序具體如下：

第一步，在模型(1)中，用影子銀行發展規模對審計費用進行直接回歸，檢驗主效應。若α1顯著為正，則假設1成立，可進行下一步檢驗；若不顯著，失去中介效應檢驗的前提，則停止檢驗。

第二步，在模型(2)中，用影子銀行發展規模對公司債務違約風險進行回歸。若β1顯著為負，則可進行下一步檢驗；若不顯著，則需通過Sobel檢驗驗證中介作用是否成立。

第三步，在模型(3)中，把影子銀行發展規模和公司債務違約風險同時作為解釋變量對審計費用進行回歸。若γ2顯著為負，則假設2成立，并結合γ1判斷中介效應類型：γ1顯著為正，γ小于α1，則存在部分中介效應；γ1不顯著，則存在完全中介效應。若γ2不顯著，則需通過Sobel檢驗驗證中介作用是否成立。

五、實證結果與分析

(一)描述性統計與相關性檢驗

1.變量的描述性統計與分析

據表2描述性統計可知，審計費用(Lnfee)的最小值為12.429，最大值為16.333，說明不同樣本公司之間的審計費用存在明顯差異。影子銀行發展規模(Shadow)的最小值為0.160，最大值為1.811，表明近些年來我國影子銀行發展存在著較大差異。公司債務違約風險(Default)的最小值為-2.774，最大值為2.771，表明樣本公司之間的債務違約風險差異很大。State的均值為0.390，說明研究樣本中大概有39%的上市公司實際控制人為國有屬性，約61%為非國有屬性。

表2 描述性統計

2.相關性分析及VIF檢驗

相關性檢驗結果如表3所示。影子銀行發展規模(Shadow)與審計費用(Lnfee)的Pearson相關系數為0.114，且在1%水平上顯著正相關，說明影子銀行發展規模越大，審計費用越高。影子銀行(Shadow)與公司債違約風險(Default)的Pearson相關系數為-0.015，且在5%水平上顯著負相關，表明影子銀行發展規模越大，公司債務違約風險越高。公司債務違約風險(Default)與審計費用(Lnfee)的Pearson相關系數為-0.035，且在1%水平上顯著負相關，說明公司債務違約風險越高，審計費用越高。本文還對各控制變量進行了VIF檢驗，表4展示了變量的VIF檢驗結果。其中，最大的VIF值為1.630，所有控制變量的方差膨脹因子(VIF)均遠小于10，表明控制變量間不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 變量的相關性分析

表4 控制變量VIF檢驗

(二)回歸結果分析

表5呈現了主效應及中介效應的回歸結果。本文借鑒溫忠麟等(2004)[37]的中介效應三步檢驗法來對回歸結果進行分析。

第一步，在表5列(1)中，首先用模型(1)對影子銀行發展規模是否影響審計費用進行驗證。回歸結果中，Shadow系數為0.401，且在1%水平上顯著為正，表明影子銀行發展規模越大，其較高的系統性風險不可避免地影響到作為金融市場參與主體之一的企業，提高了企業風險系數，進而使得審計風險提高，審計費用越高，假設1得到驗證。因此具備探討中介效應存在的可能，可進行下一步檢驗。

第二步，在表5列(2)中，用模型(2)對影子銀行發展規模是否影響公司債務違約風險進行驗證。回歸結果中，影子銀行(Shadow)與公司債違約風險(Default)在1%水平上顯著負相關，說明影子銀行發展規模越大，依賴從影子銀行所融入的短期資金從事經營活動的企業，高額的影子銀行利息加劇其債務違約風險，可進行下一步檢驗。

第三步，在表5列(3)中，用模型(3)對公司債務違約風險是否在影子銀行與審計費用中起中介作用進行驗證。回歸結果中，公司債務違約風險(Default)與審計費用(Lnfee)在1%水平上顯著負相關，說明中介效應存在。影子銀行(Shadow)與審計費用(Lnfee)在1%水平上顯著正相關，且Shadow系數為0.396，小于第一步回歸結果中的Shadow系數0.401，說明公司債務違約風險在影子銀行與審計費用之間起部分中介作用，即影子銀行發展規模越大，公司債務違約風險越高，審計費用越高，假設2得到驗證。

表5 主效應及中介效應回歸結果

六、穩健性檢驗

(一)替換變量測度

1.替換審計費用測度

公司規模作為影響審計費用的重要因素，為穩健研究結論，借鑒Simunic等(1980)[13]的做法，本文將年度審計費用除以期末資產總額的自然對數重新衡量審計費用。據表6列(1)結果可知，影子銀行發展規模(Shadow)與審計費用(Lnfee1)在1%水平上顯著正相關(系數為0.386)，說明影子銀行發展規模越大，審計費用越高，假設1穩健。據表6列(2)結果顯示，影子銀行(Shadow)與公司債違約風險(Default)在1%水平上顯著負相關，表明影子銀行發展規模越大，公司債務違約風險越高。同時，在表6列(3)中，公司債違約風險(Default)與審計費用(Lnfee1)在1%水平上顯著負相關，影子銀行(Shadow)與審計費用(Lnfee1)在1%水平上顯著正相關，且系數為0.378，小于列(1)中的Shadow系數0.386，說明公司債務違約風險在影子銀行與審計費用中發揮部分中介作用，假設2穩健。

表6 審計費用測度替換：主效應及中介效應回歸結果

2.替換影子銀行測度

為穩健研究結論，本文借鑒程小可等(2015)[8]的研究，分別采用以下兩種指標來重新衡量影子銀行發展規模：(1)采用同業凈資產，即同業資產減去同業負債，可用來估算我國“影子銀行”的信用創造規模，具體由央行公布的《其他存款性公司資產負債表》中的“對其他存款性公司債權”與“對其他金融機構債權”之和減去“對其他存款性公司負債”與“對其他金融機構負債”，再使用總資產標準化得到影子銀行發展程度。據表7列(1)結果可知，影子銀行發展規模(Shadow1)與審計費用(Lnfee)在1%水平上顯著正相關(系數為9.728)，假設1穩健。據表7列(2)結果顯示，影子銀行發展規模(Shadow1)與公司債違約風險(Default)，在1%水平上顯著負相關。同時，在表7列(3)中，公司債務違約風險(Default)與審計費用(Lnfee)在1%水平上顯著負相關，影子銀行發展規模(Shadow1)與審計費用(Lnfee)依舊在1%水平上顯著正相關，且系數為9.604，小于列(1)中的Shadow1系數9.728，假設2穩健。(2)采用(委托貸款+信托貸款+未貼現銀行承兌匯票)/社會融資規模來衡量影子銀行發展。據表7列(4)結果可知，影子銀行發展規模(Shadow2)與審計費用(Lnfee)在1%水平上顯著正相關(系數為0.462)，假設1穩健。由表7列(5)可知，影子銀行發展規模(Shadow2)與公司債違約風險(Default)在5%水平上顯著負相關。同時，據表7列(6)顯示，公司債違約風險(Default)與審計費用(Lnfee)在1%水平上顯著負相關，影子銀行發展規模(Shadow2)與審計費用(Lnfee)依舊在1%水平上顯著正相關，且系數為0.434，小于列(4)中的Shadow2系數0.462，假設2穩健。

表7 影子銀行發展規模測度替換：主效應及中介效應回歸結果

(二)內生性檢驗

1.工具變量法

為緩解影子銀行發展規模與審計費用之間可能由于互為因果關系而導致的內生性問題，本文借鑒吳娜等(2020)[12]的研究，將影子銀行規模滯后一期作為工具變量，采用2SLS對樣本再次進行回歸以穩健研究結論。據表8列(1)可知，影子銀行發展規模(Shadow_lag)與審計費用(Lnfee)在1%水平上顯著正相關(系數為7.302)，假設1穩健。表8列(2)結果顯示，影子銀行發展規模(Shadow_lag)與公司債違約風險(Default)，在1%水平上顯著負相關。同時，在表8列(3)中，公司債違約風險(Default)與審計費用(Lnfee)在1%水平上顯著負相關，影子銀行發展規模(Shadow_lag)與審計費用(Lnfee)仍在1%水平上顯著正相關，且系數為7.194，小于列(1)中的Shadow_lag系數7.302，說明公司債務違約風險在影子銀行發展規模與審計費用中發揮部分中介作用，假設2穩健。

表8 工具變量法：主效應及中介效應回歸結果

2.傾向性得分匹配法

考慮到樣本存在自選擇問題，為驗證結果的穩健性，本文進一步從控制變量出發，采用近鄰1∶1匹配法，最后得出傾向性匹配得分，選擇與上市公司審計費用得分差異最小的企業作為對照組，最終得到表9列示的匹配后的實證結果。據表9 列(1)可知，影子銀行發展規模與審計費用在1%水平上顯著正相關(系數為0.399)，假設1穩健。表9列(2)顯示，影子銀行規模與公司債務違約風險在1%水平上顯著負相關，并結合表9列(3)結果可知，公司債務違約與審計費用在1%水平上顯著負相關，影子銀行發展規模與審計費用仍在1%水平上顯著正相關，且系數0.394小于列(1)中Shadow系數0.399，假設2穩健。

表9 傾向性得分匹配：主效應及中介效應回歸結果

七、拓展性檢驗

(一)審計費用的機理分析

審計費用主要由審計投入和風險溢價組成，這兩部分影響審計師的審計費用決策[38]。基于上文分析可知，影子銀行發展規模的擴大，提高了被審計單位的風險系數，面對過高的審計風險，審計師傾向于制定更高的審計費用。那么，審計費用的增加是源于審計投入的增加還是風險溢價的增加，又或者是審計投入和風險溢價的同時增加？基于以上考慮，為檢驗影子銀行發展規模對審計費用的作用機理，借鑒劉笑霞等(2017)[35]的做法，引入審計延遲變量(Lnarl)，以資產負債表日到審計報告日之間的日歷天數加1的自然對數來對其進行度量。作為可公開觀察、反映審計范圍的變量，審計延遲比審計定價更加直觀明了地顯示出審計師所付出的努力程度，審計延遲越長，審計投入越多。具體中介效應模型如下所示

Lnarlit=δ0+δ1Shadowt+δfControlsit+δit

(4)

Defaultit=η0+η1Shadowt+ηfControlsit+δit

(5)

Lnarlit=θ0+θ1Shadowt+θ2Defaultit+θfControlsit+δit

(6)

第一步，在表10列(1)中，用模型(4)驗證影子銀行發展規模與審計延遲的關系。結果顯示，影子銀行發展規模與審計延遲在1%水平上顯著正相關(系數為0.126)，說明影子銀行發展規模越大，審計投入越多。第二步，在表10列(2)中，用模型(5)驗證影子銀行發展規模與公司債務違約風險的關系，結果顯示，二者在1%水平上顯著負相關，說明影子銀行發展規模越大，公司債務違約風險越高。第三步，在表10列(3)中，用模型(6)驗證公司債務違約風險是否在影子銀行發展規模與審計延遲之間發揮中介作用。結果顯示，公司債務違約風險與審計延遲在1%水平上顯著負相關，說明中介效應存在，影子銀行發展規模與審計延遲仍在1%水平顯著，系數為0.120，小于列(1)系數0.126，表明公司債務違約風險在影子銀行與審計延遲之間起部分中介作用，影子銀行的發展，提高公司債務違約風險，為減少未來可能的審計損失，審計師會加大審計投入，以增加審計延遲的形式提高審計費用。

審計費用涵蓋了風險溢價和審計延遲，在影子銀行發展規模分別與審計費用和審計延遲顯著正相關的情況下，為進一步檢驗審計費用的增加是否受到風險溢價的影響，借鑒楚有為等(2020)[39]、李世輝等(2021)[40]的做法，將審計延遲作為控制變量分別加入模型(1)和模型(3)。由表10列(4)可知，在控制了審計延遲變量之后，影子發展規模與審計費用依然在1%水平上顯著(系數為0.396)，說明影子銀行發展規模擴大所帶來的審計費用的提高并不僅僅是由于審計延遲延長的原因，還受到了審計風險溢價的影響。由表10列(5)可知，公司債務違約風險與審計費用在1%水平上顯著負相關，影子銀行發展規模與審計費用在1%水平上顯著正相關，系數為0.392，小于列(4)系數0.396，意味著影子銀行的擴張增加了公司債務違約風險，審計師以提高風險溢價和增加審計延遲的方式應對未來風險損失，使得審計費用提高。

表10 審計費用的機理分析

(二)貨幣政策的調節作用

2007國際金融危機之后，貨幣政策目標體系不斷豐富和發展。為有效應對影子銀行發展帶來的金融失衡，貨幣政策目標也從先前的有效控制通貨膨脹和保持經濟增長延伸至維持金融穩定統一。因此，為合理評估影子銀行發展規模擴大對被審計單位風險水平的影響，審計師需要密切關注作為宏觀政策調控工具之一的貨幣政策對影子銀行發展規模的影響，進而調整相應的審計費用策略。寬松的貨幣政策下，貨幣供應量的增加倒逼銀行信貸供給水平的上升，銀行貸款條件放松，企業面臨較小的信貸歧視，更容易獲得銀行貸款。且相比于影子銀行的高利率，企業向銀行融資更具有利率優勢，降低企業影子銀行的融資需求。對于審計師而言，企業通過銀行貸款所產生的未來還款壓力較小，降低了企業未來的債務違約風險，審計風險也隨之降低；緊縮性貨幣政策背景下，銀行貸款利率提高且貸款額度下降，企業難以從銀行獲得信貸支持，面臨較高的信貸歧視，游離于宏觀政策調控之外的影子銀行可為融資約束企業提供發展資金，企業更傾向于從影子銀行獲得融資。對于審計師而言，企業通過影子銀行所融入資金具有高利率和還款期限短的特點，而緊縮性貨幣政策下，企業所面臨的未來風險不確定性增加，加劇企業債務違約風險，提高審計風險。那么不同貨幣政策下，影子銀行發展規模與審計費用之間的關系是否受到貨幣政策的調節作用，而且這一調節作用也對公司債務違約風險產生了作用？

基于以上考慮，參考溫忠麟等(2006)[41]和史青春等(2016)[42]的研究，本文在模型(1)-(3)的基礎上引入貨幣政策作為調節變量。貨幣供給量主要采用廣義貨幣供給量(M2)和流通中的現金(M0)衡量。但由于M0作為一種高能貨幣，能夠對經濟周期產生顯著影響，央行可通過觀測經濟系統中M0的變動，來對流通中的貨幣量是否過剩做出判斷，進而調整貨幣政策。因此，借鑒吳娜等(2020)[12]的研究，選用M0即流通中的現金作為貨幣供應量的代理指標，將大于均值的定義為寬松貨幣政策，取值為1，反之為0，以便探討貨幣政策在影子銀行、公司債務違約風險與審計費用之間的前半路徑的調節作用。具體模型如下所示

Lnfeeit=μ0+μ1Shadowt+μ2M0t+μ3Shadowt×M0t+μfControlsit+δit

(7)

Defaultit=λ0+λ1Shadowt+λ2M0t+λ3Shadowt×M0t+λfControlsit+δit

(8)

Lnfeeit=ρ0+ρ1Shadowt+ρ2Defaultit+ρ3M0t+ρ4Shadowt×M0t+ρfControlsit+δit

(9)

模型(7)檢驗調節變量即貨幣政策M0對影子銀行發展規模與審計費用的調節作用，當交乘項Shadowt×M0t的系數顯著時，說明貨幣政策對影子銀行發展規模與審計費用之間的關系具有顯著的調節作用。模型(8)-(9)檢驗貨幣政策對影子銀行與公司債務違約風險之間關系的前半路徑調節。當模型(8)中交乘項Shadowt×M0t的系數顯著且模型(9)中公司債務違約風險的系數顯著時，說明該有調節的中介模型中前半路徑的調節是存在的。具體邏輯思路如圖1所示。

圖1 貨幣政策的調節效應分析

表11 貨幣政策調節：影子銀行、公司債務違約風險與審計費用

據表11列(1)結果顯示，影子銀行與貨幣政策的交乘項(Shadowt×M0t)在1%水平上顯著負相關，說明相比于緊縮性貨幣政策，在寬松性貨幣政策下，影子銀行發展規模與審計費用之間的正向關系被顯著削弱。表11列(2)結果顯示，影子銀行與貨幣政策的交乘項(Shadowt×M0t)在1%水平上顯著正相關，意味著在寬松性貨幣政策下，影子銀行發展規模與公司債務違約風險之間的顯著負向關系被弱化。同時，表11列(3)中，公司違約風險系數在1%水平上顯著負相關，說明該有調節的中介模型中前半路徑的調節是存在的，意味著公司債務違約風險對影子銀行與審計費用之間的部分中介作用受到貨幣政策的調節，即相比于緊縮性貨幣政策，寬松性貨幣政策能夠弱化影子銀行發展規模與公司債務違約風險之間的關系，進而削弱影子銀行發展規模與審計費用之間的顯著正向關系。寬松貨幣政策的施行，企業更易獲得銀行貸款，降低了影子銀行融資需求，企業未來還款壓力較小，發生債務違約風險的可能性較低，審計師面臨的審計風險也隨之降低，進而帶來審計費用的降低。

八、結論與政策建議

本文利用我國滬深A股非金融類上市公司2010—2019年數據，實證檢驗了影子銀行、公司債務違約風險與審計費用之間的關系。研究結果表明：(1)影子銀行發展規模的擴大使得審計師收取更高的審計費用以應對審計風險；(2)公司債務違約風險在影子銀行與審計費用之間發揮部分中介作用，即影子銀行發展規模越大，發生公司債務違約風險的可能性越大，審計師傾向于制定更高的審計費用；(3)影子銀行發展規模擴大所帶來的審計費用的增加源于審計師審計延遲的增加和風險溢價的收取；(4)貨幣政策在影子銀行、公司債務違約風險與審計費用的中介效應中發揮前半路徑的調節作用。即相比于緊縮性貨幣政策，寬松性貨幣政策能夠弱化影子銀行發展規模與公司債務違約風險之間的關系，進而削弱影子銀行發展規模與審計費用之間的顯著正向關系。

基于本文的研究結論，本文提出如下建議：第一，在制定相關政策防范影子銀行帶來的金融風險時，不僅要在金融系統建立風險預警和防控機制，還應發揮第三方獨立審計機構的鑒證作用。審計師作為資本市場中的“經濟警察”，在評估被審計單位風險狀況時，應關注影子銀行規模擴張所帶來的風險，關注其增加審計風險的可能性，將其作為審計費用決策中的重要考慮因素，使得審計定價更加合理；第二，政府要加強對影子銀行發展規模的管控，完善影子銀行監管體系的同時，加大對銀行等正規金融體系的支持，合理放松貸款條件限制，拓寬融資劣勢企業因面臨銀行信貸歧視而舉債于影子銀行的現象。同時，政府相關部門應加強對會計師事務所獨立性的監督，保證審計師能獨立做出審計決策，有效發揮審計層面對金融市場資本運作的監管作用；第三、充分考慮貨幣政策對影子銀行發展規模的影響，完善貨幣供應調控機制。央行在制定貨幣政策過程中，重視貨幣政策傳導過程中對資本監管的影響，健全市場利率形成和傳導機制，深化貸款市場報價利率改革，兼顧宏觀經濟調控和防范影子銀行引致的金融風險，優化我國金融資本市場環境，有效發揮貨幣政策協調監管作用；第四、企業要優化自身資本結構配置，提高公司治理和風險防控水平，降低舉債于影子銀行帶來的債務違約風險，進而減少額外的審計監督成本。