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一、引言

家族企業(yè)在全球范圍內(nèi)廣泛存在，在社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中發(fā)揮著重要作用。在我國，80%以上的民營企業(yè)是以家族企業(yè)形式存在的[1]，即使在A股上市民營企業(yè)中，家族企業(yè)占比也已達(dá)到55.7%[2]。近年來，中國的家族企業(yè)進(jìn)入代際傳承階段，而家族企業(yè)卻面臨著家族二代不愿接班、非主動接班和對職業(yè)經(jīng)理人缺乏信任等問題[3]。百年家族李錦記家族治理的成功實(shí)踐，使其成為華人家族治理與傳承的典范；職業(yè)經(jīng)理人方洪波“接棒”何享健，帶領(lǐng)美的成為首家進(jìn)入《財富》世界500強(qiáng)的中國白電公司。家族企業(yè)在創(chuàng)立與發(fā)展過程中，必然要在家族成員與職業(yè)經(jīng)理人兩種不同性質(zhì)高管之間進(jìn)行艱難抉擇，其結(jié)果也將對企業(yè)的經(jīng)營決策及未來的發(fā)展前景產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響。不僅如此，控股家族是否退居“幕后”，甚至?xí)绊懙酵顿Y者、債權(quán)人、中介及監(jiān)管機(jī)構(gòu)等諸多利益相關(guān)者，為他們的行為決策提供重要的依據(jù)[4]。

近幾年來，根據(jù)國務(wù)院加強(qiáng)對會計(jì)師事務(wù)所等中介機(jī)構(gòu)監(jiān)管的要求，證監(jiān)會對會計(jì)師事務(wù)所的監(jiān)管問責(zé)頻次與力度持續(xù)增加，已逐漸形成“常態(tài)化、重點(diǎn)化、隨機(jī)化”的監(jiān)管態(tài)勢。對于審計(jì)師而言，發(fā)表審計(jì)意見所承擔(dān)的審計(jì)責(zé)任無疑會大幅增加[5]。如此一來，審計(jì)師可能會通過增加審計(jì)費(fèi)用或者出具非標(biāo)準(zhǔn)無保留意見審計(jì)報告來對沖相應(yīng)的潛在風(fēng)險。按照風(fēng)險導(dǎo)向?qū)徲?jì)理論，審計(jì)師應(yīng)充分了解被審計(jì)單位的公司治理情況，研判存在重大錯報風(fēng)險的可能性[6]?；诖笾腥A地區(qū)特有的“家”文化特征，中國家族企業(yè)更傾向于維護(hù)家族內(nèi)部和諧(1)，家族企業(yè)中的家族化管理(2)是解決公司治理結(jié)構(gòu)中委托代理問題的一種理性選擇[7]。那么，在家族企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)中配備家族成員以及家族成員間的親屬關(guān)系，會不會影響家族企業(yè)的審計(jì)風(fēng)險，進(jìn)而影響審計(jì)師的審計(jì)計(jì)劃、審計(jì)投入和審計(jì)收費(fèi)呢？亦即家族化管理是否影響審計(jì)師風(fēng)險決策？如果是，其作用機(jī)理是什么？

基于此，本文就家族企業(yè)的家族化管理對審計(jì)師風(fēng)險決策的影響及作用機(jī)理進(jìn)行了分析，并運(yùn)用2013—2017年A股上市家族企業(yè)樣本進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。相比現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文主要貢獻(xiàn)在于：第一，國內(nèi)關(guān)于家族成員管理權(quán)涉入的研究，大多是研究其對企業(yè)自身產(chǎn)生的影響，如企業(yè)績效、創(chuàng)新能力等，僅少數(shù)文章研究了家族涉入與審計(jì)供求之間的關(guān)系。本文在結(jié)合以往研究的基礎(chǔ)上，從中介效應(yīng)的視角研究了家族化管理對審計(jì)師風(fēng)險決策的影響及其作用機(jī)理。第二，親緣關(guān)系是家族企業(yè)有別于其他企業(yè)的根源[8]，本文對家族企業(yè)高管與實(shí)際控制人的親緣關(guān)系這一指標(biāo)進(jìn)行衡量，來進(jìn)一步檢驗(yàn)和解釋家族成員之間的親緣關(guān)系對于審計(jì)師風(fēng)險決策的影響。第三，以往對家族企業(yè)治理與審計(jì)的相關(guān)研究主要停留在靜態(tài)層面，本文對家族企業(yè)所處的生命周期進(jìn)行劃分，探究了在企業(yè)不同生命周期家族化管理對審計(jì)師風(fēng)險應(yīng)對行為的動態(tài)影響，拓展了相關(guān)研究。

二、文獻(xiàn)綜述

在中國家族企業(yè)中，家庭成員通常占據(jù)重要職位并積極參與企業(yè)的經(jīng)營管理，家族化管理這種非正式的關(guān)系治理在組織中具有不可忽視的意義。以往研究發(fā)現(xiàn)家族化管理可能對企業(yè)很多方面都產(chǎn)生積極影響。家族作為一個人格化交易的群體，其內(nèi)部的聲譽(yù)機(jī)制能有效抑制道德風(fēng)險。在家族企業(yè)內(nèi)部，業(yè)主傾向于信任家族代理人，這有利于消除業(yè)主和代理人之間的信息不對稱[9]。在親緣利他主義下，家族高管個人的效用函數(shù)包含其他家族成員的利益，其更多地充當(dāng)家族財富的“管家”角色，因此，相較于顯性契約的薪酬激勵等治理機(jī)制，信任、情感等彈性機(jī)制會產(chǎn)生更明顯的效果[8]。家族成員擔(dān)任高管使得會計(jì)報告因?yàn)楣芾碚叩臋C(jī)會主義動機(jī)而被操縱的可能性降低[10]。而家族涉入水平越高，基于保護(hù)社會情感財富(Social-emotional Wealth，SEW)的目的，公司信息披露違規(guī)的可能性也越低[11]。同時，基于對家族聲譽(yù)及可持續(xù)發(fā)展的考慮，家族成員管理權(quán)涉入對內(nèi)部控制有積極影響[12]，也會促使企業(yè)更多地履行社會責(zé)任以及提高企業(yè)創(chuàng)新水平[13-14]。隨著外部制度環(huán)境的完善，正式的家族治理制度與非正式的關(guān)系治理越來越表現(xiàn)出協(xié)同關(guān)系，在一定程度上提高了家族企業(yè)的治理效率，提升了公司價值[15]。然而，家族化管理也可能會給企業(yè)帶來某些不利影響。其一，由于控股家族對企業(yè)經(jīng)營、財務(wù)決策有著最高話語權(quán)，加之控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離，使得控股家族有能力也有動機(jī)通過關(guān)聯(lián)交易、掏空行為等攫取更多的家族私利[16]，進(jìn)而損害中小股東的利益。其二，由利他主義產(chǎn)生的機(jī)會主義行為、搭便車問題也會給企業(yè)帶來一些負(fù)面影響。但也有研究指出，當(dāng)控股家族成員擔(dān)任高管時，控股家族的企業(yè)嵌入程度、聲譽(yù)及社會地位相應(yīng)提高，而聲譽(yù)機(jī)制的存在會對家族高管的行為起到約束作用，其私利行為也更易被投資者、債權(quán)人、監(jiān)管機(jī)構(gòu)等發(fā)現(xiàn)。因此，對于上述私利行為，控股家族需要對其收益和成本進(jìn)行謹(jǐn)慎考慮與權(quán)衡[4]。

現(xiàn)代風(fēng)險導(dǎo)向?qū)徲?jì)要求審計(jì)師充分了解被審計(jì)單位的經(jīng)營環(huán)境，從所有權(quán)、治理結(jié)構(gòu)等方面了解被審計(jì)單位的性質(zhì)[17]。審計(jì)師對被審計(jì)單位存在的公司治理風(fēng)險的評估會影響審計(jì)決策過程，從而影響審計(jì)收費(fèi)和審計(jì)意見。合理的公司治理結(jié)構(gòu)是控制代理問題的有效措施，能夠減少企業(yè)的固有風(fēng)險和控制風(fēng)險，從而降低審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)師出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見的可能性。以往對家族企業(yè)治理與審計(jì)師決策的研究主要從兩方面進(jìn)行：一方面，由于第一類代理問題較少，預(yù)計(jì)家族企業(yè)對審計(jì)質(zhì)量的需求較低，因而審計(jì)師對審計(jì)風(fēng)險感知的程度和最終收取的審計(jì)費(fèi)用也較低[18-19]；另一方面，家族企業(yè)從事欺詐活動的強(qiáng)烈動機(jī)可能會增加審計(jì)風(fēng)險，為了減輕這些風(fēng)險，審計(jì)師可能需要投入更多的審計(jì)資源，并收取更高的審計(jì)費(fèi)用[20]。這種相互矛盾的論據(jù)使得家族企業(yè)的審計(jì)師決策相關(guān)研究需要進(jìn)一步深化和細(xì)化。Al-Okaily也指出，需要進(jìn)一步從審計(jì)供給角度研究家族企業(yè)內(nèi)部治理的異質(zhì)性如何影響審計(jì)師的決策過程及結(jié)果，包括審計(jì)定價和出具的審計(jì)意見[21]。

三、研究假設(shè)

傳統(tǒng)代理理論從審計(jì)需求角度出發(fā)，認(rèn)為與非家族經(jīng)理相比，家族經(jīng)理與控股股東之間的利益更為一致，這可以緩解所有者和管理者之間的利益沖突和降低信息不對稱，從而降低企業(yè)的代理成本和對審計(jì)工作的需求[19,22-23]。隨著相關(guān)研究的深入，基于契約和經(jīng)濟(jì)人假設(shè)的委托代理理論對家族化管理的審計(jì)風(fēng)險的解釋突顯出局限性，其在不能充分解釋人類行為復(fù)雜性的同時，過分簡化了人類在企業(yè)運(yùn)營過程中的運(yùn)作方式[24]，忽略了家族高管可以采取機(jī)會主義行為的事實(shí)[25]以及道德范式、關(guān)系紐帶和家族聲譽(yù)對高管行為與審計(jì)師風(fēng)險決策之間關(guān)系的影響。

根據(jù)基于社會人假設(shè)的管家理論，家族企業(yè)經(jīng)理人自認(rèn)為是家族財富的“管家”，會更多地表現(xiàn)出“管家”行為，家族、血緣的紐帶關(guān)系使得家族高管傾向于遵從家族實(shí)際控制人的意志，與控股股東建立一種堅(jiān)固的信任和合作關(guān)系，出于對公司未來價值及家族傳承等的考慮，在經(jīng)營過程中也會重點(diǎn)考慮企業(yè)的長期發(fā)展，從而更加謹(jǐn)慎地進(jìn)行戰(zhàn)略決策[26-27]。而基于社會情感財富理論，家族高管更加重視家族聲譽(yù)與永續(xù)發(fā)展、歸屬感與情感需求等非經(jīng)濟(jì)效益[28]，出于對SEW的保護(hù)、風(fēng)險規(guī)避和企業(yè)長期利益的考慮，家族成員擔(dān)任高管在進(jìn)行決策時面對風(fēng)險更加謹(jǐn)慎、保守[29]。由于家族成員更加關(guān)注長期目標(biāo)、家族聲譽(yù)和企業(yè)的法律風(fēng)險，家族高管可能傾向于披露更多的公司信息，盡可能降低公司面臨訴訟風(fēng)險的概率[30]。與西方家族企業(yè)相比，中國家族企業(yè)更看重親緣關(guān)系，中國家族企業(yè)的親緣利他行為更加明顯。在正式制度有待完善的情況下，中華民族傳承千年的宗族文化以及“修身齊家”的“大我”精神，淡化了家族成員追求目標(biāo)和利益方面的異質(zhì)性，為親屬參與公司的經(jīng)營管理提供了信任基礎(chǔ)[31]。家族成員高管與控股股東之間利益的高度一致性，使得管理層因機(jī)會主義動機(jī)操縱會計(jì)報告制造虛假業(yè)績的可能性減小，這可能會降低審計(jì)師對企業(yè)的風(fēng)險評估水平。

與此同時，已有文獻(xiàn)表明，家族企業(yè)比較容易出現(xiàn)虛假報告和重大錯報[32]，這與企業(yè)特殊的內(nèi)部非正式治理機(jī)制有著不可分割的聯(lián)系。由于我國家族企業(yè)的控股股東持股比例較高，股權(quán)的高度集中使得家族企業(yè)實(shí)際控制人很有可能會為了私人利益而實(shí)施關(guān)聯(lián)交易、轉(zhuǎn)移公司資產(chǎn)等機(jī)會主義行為[33]。而在公司高管由家族成員擔(dān)任的情況下，控制權(quán)、所有權(quán)以及管理權(quán)同時掌握在控股家族手中，這樣，控股家族不僅牢牢掌控著公司的經(jīng)營決策權(quán)，其對中小股東的侵占行為也缺乏有效的監(jiān)督機(jī)制。作為會計(jì)信息的提供者，家族成員高管有動機(jī)也有能力通過發(fā)布對公司有利的消息并隱藏壞消息，或者通過操縱會計(jì)盈余信息等方式來隱匿控股家族對其他股東進(jìn)行利益侵占的行為[11]。因此，從審計(jì)供給的角度來看[34]，家族成員擔(dān)任高管可能使得公司治理與內(nèi)部控制更加薄弱，財務(wù)報表存在重大錯報的風(fēng)險也相應(yīng)增大，這使得審計(jì)師的計(jì)劃與決策受到影響，審計(jì)師可能會擴(kuò)大審計(jì)程序的范圍，從而向家族企業(yè)收取更高的審計(jì)費(fèi)用或者出具非標(biāo)審計(jì)意見，以使自己免受聲譽(yù)損失和少數(shù)股東帶來的潛在訴訟風(fēng)險[20]?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦聝蓚€競爭性假設(shè)H1a和H1b。

H1a：家族化管理降低了審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)師出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見的概率；

H1b：家族化管理提高了審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)師出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見的概率。

費(fèi)孝通提出的“差序格局”說明了我國鄉(xiāng)土社會的人際特征，首先是以己為中心，然后基于血緣關(guān)系由近及遠(yuǎn)建立關(guān)系網(wǎng)絡(luò)?？紤]到中國家族企業(yè)對親緣關(guān)系的重視，本文在研究家族管理者與外部管理者所帶來的審計(jì)風(fēng)險的差異基礎(chǔ)上，根據(jù)“差序格局”理論，進(jìn)一步討論親緣遠(yuǎn)近程度的差異對家族企業(yè)審計(jì)風(fēng)險的影響。

與非家族成員利益相關(guān)者相比，家族成員之間天然的血緣關(guān)系將家族成員凝聚在一起，使他們可以在企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中有著較高程度的信任與包容，保持利益與目標(biāo)的較大的趨同性。但實(shí)際上，參與家族企業(yè)團(tuán)隊(duì)生產(chǎn)活動的各個家族成員不僅具有利他動機(jī)，也具有自利性，他們也會追逐自身經(jīng)濟(jì)的和非經(jīng)濟(jì)的效用最大化[8]。與非核心家族成員相比，核心家族成員(如實(shí)際控制人的配偶、父母、子女、兄弟姐妹等)之間代理沖突更小，家族企業(yè)中實(shí)際控制人則處于最核心地位，可視為“極端親緣”，自利動機(jī)與監(jiān)督成本也最低。而與實(shí)際控制人關(guān)系較遠(yuǎn)的親屬對于家族企業(yè)的情感依賴程度則較低，相對于歸屬家族的實(shí)質(zhì)性非經(jīng)濟(jì)利益與可持續(xù)發(fā)展，他們更關(guān)注企業(yè)短期經(jīng)濟(jì)利益，具有“去家族化”傾向[35]?？毓杉易迮c管理者的親緣關(guān)系越近，兩者之間的利益一致性越高，家族高管的機(jī)會主義動機(jī)及其操縱會計(jì)報表制造虛假業(yè)績的概率可能也會越低，這使得企業(yè)的審計(jì)風(fēng)險降低，進(jìn)而影響審計(jì)師的定價決策與出具非標(biāo)審計(jì)意見的概率。

但是，在我國法治環(huán)境尚不完善的背景下，控股家族也會憑借其所擁有的控制權(quán)，通過掏空等行為侵占其他股東利益。而家族高管與控股股東親緣關(guān)系越近，越有動機(jī)和能力通過盈余操縱等方式隱瞞其侵占行為，從而降低會計(jì)信息的公允性與可靠性。在這種情況下，審計(jì)師有可能向公司索取更高的審計(jì)溢價或出具非標(biāo)審計(jì)意見以減少潛在的訴訟風(fēng)險。綜合而言，家族企業(yè)高管與企業(yè)實(shí)際控制人的親緣關(guān)系可能會影響審計(jì)師對企業(yè)的風(fēng)險評估水平，從而影響審計(jì)費(fèi)用與審計(jì)意見?；谝陨戏治?，我們提出以下競爭性假設(shè)。

H2a：家族企業(yè)高管與實(shí)際控制人的親緣關(guān)系越近，審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)師出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見的概率越低；

H2b：家族企業(yè)高管與實(shí)際控制人的親緣關(guān)系越近，審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)師出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見的概率越高。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文家族企業(yè)研究樣本來自國泰安(CSMAR)家族企業(yè)數(shù)據(jù)庫。由于家族成員親緣關(guān)系數(shù)據(jù)截止年份為2017年，故本文選取2013—2017年A股的家族企業(yè)作為研究樣本。對家族企業(yè)的界定我們參考趙宜一和呂長江的做法：實(shí)際控制人是一個自然人或某個以血緣、姻緣為聯(lián)結(jié)的家族的企業(yè)[8]。另外，我們還剔除以下樣本：(1)剔除金融類上市公司；(2)剔除ST及*ST公司；(3)剔除觀測值缺失的樣本。最后本文共得到6466個公司年度觀測值。本文對所有連續(xù)變量在1%和99%分位數(shù)進(jìn)行Winsorize縮尾處理。

表1 家族化管理情況統(tǒng)計(jì)

本文對樣本中家族化管理的情況進(jìn)行了初步統(tǒng)計(jì)，統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。由表中可以看出，超過80%的家族企業(yè)高管由家族成員擔(dān)任，并且總經(jīng)理和董事長皆由家族成員擔(dān)任的樣本接近50%，未由家族成員擔(dān)任高管的企業(yè)僅占17.21%，說明由家族成員擔(dān)任高管是家族企業(yè)中的普遍現(xiàn)象。

(二)變量說明與模型設(shè)定

1.變量說明

(1)審計(jì)師風(fēng)險決策

在被解釋變量方面，本文用審計(jì)費(fèi)用的自然對數(shù)(fee)和審計(jì)師出具的審計(jì)意見類型(Type)衡量家族企業(yè)審計(jì)師風(fēng)險決策。相對較高的審計(jì)費(fèi)用或者出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見是審計(jì)師加強(qiáng)審計(jì)風(fēng)險應(yīng)對的具體表現(xiàn)。

(2)家族化管理

在解釋變量方面，本文用家族成員是否擔(dān)任企業(yè)高管(Executive1)以及家族成員擔(dān)任企業(yè)高管的具體情況(Executive2)兩個變量作為家族化管理情況的衡量，具體Executive1及Excutive2的取值情形見上表1。若企業(yè)總經(jīng)理或董事長由家族成員擔(dān)任則Executive1=1，若企業(yè)總經(jīng)理和董事長均由非家族成員擔(dān)任則Executive1=0；若企業(yè)總經(jīng)理和董事長均由家族成員擔(dān)任則Executive2=2，若家族成員僅擔(dān)任董事長或總經(jīng)理(即兩個職位中有且僅有一個由家族成員擔(dān)任)則Executive2=1，若家族成員均未擔(dān)任企業(yè)總經(jīng)理和董事長則Executive2=0。

表3列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，從描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出：總經(jīng)理與實(shí)際控制人親緣關(guān)系(R_Type1)和董事長與實(shí)際控制人親緣關(guān)系(R_Type2)的均值分別為2.59和4.81，說明相比于總經(jīng)理，家族企業(yè)董事長一般由與實(shí)際控制人親緣關(guān)系較近的家族成員擔(dān)任；第一類代理成本(Mnfee)最大值為0.615，最小值為0.0106，說明不同家族企業(yè)的第一類代理成本有較大差異。

在家族企業(yè)高管與實(shí)際控制人親緣關(guān)系的衡量方面，

本文參考趙宜一和呂長江對于親緣關(guān)系的衡量方式[8]，用總經(jīng)理與實(shí)際控制人親緣關(guān)系(R_Type1)、董事長與實(shí)際控制人親緣關(guān)系(R_Type2)兩個有序變量。家族企業(yè)高管(總經(jīng)理或董事長)與實(shí)際控制人的親緣關(guān)系從親近到疏遠(yuǎn)可以分為本人、父母子女、配偶、兄弟姐妹、女婿(或兒媳)、其他遠(yuǎn)親以及非家族成員七種，與之相對應(yīng)，親緣關(guān)系R_Type1或R_Type2的賦值依次為6、5、4、3、2、1和0七個數(shù)值。當(dāng)高管由非實(shí)際控制人的家族成員擔(dān)任時，若企業(yè)存在多個實(shí)際控制人，以高管與持股比例最高的實(shí)際控制人的親緣關(guān)系為準(zhǔn)。

表2 變量定義表

(4)控制變量

參考褚劍等以及薄仙慧和吳聯(lián)生的做法[36-37]，本文選取資產(chǎn)負(fù)債率、盈利能力、營業(yè)收入增長率、企業(yè)規(guī)模、獨(dú)立董事比例、股權(quán)集中度、會計(jì)師事務(wù)所變更、經(jīng)營現(xiàn)金凈流量、財務(wù)違規(guī)、會計(jì)師事務(wù)所類型、企業(yè)虧損情況、應(yīng)收賬款與存貨占比以及是否處于避虧區(qū)間等變量作為控制變量，具體變量說明見表2。

2.模型設(shè)定

(3)親緣關(guān)系

feei,t=α0+α1Executivei,t/R_Typei,t+α2Levi,t+α3Roai,t+α4Growthi,t+α5Sizei,t+α6Idri,t+α7H_10i,t+α8Aufirmci,t+α9CFi,t+α10Violationi,t+α11Big8i,t+α12Recinvi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(1)

Typei,t=β0+β1Executivei,t/R_Typei,t+β2Levi,t+β3Roai,t+β4Growthi,t+β5Sizei,t+β6Idri,t+β7H_10i,t+β8Aufirmci,t+β9CFi,t+β10Violationi,t+β11Lossi,t+β12Avoidlossi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(2)

表3 描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

本文構(gòu)建模型(1)和模型(2)檢驗(yàn)家族化管理以及企業(yè)高管與實(shí)際控制人的親緣關(guān)系對審計(jì)師風(fēng)險決策的影響。模型(1)采用公司層面的固定效應(yīng)模型，模型(2)采用Logit模型。

(二)多元回歸分析

1.家族化管理與審計(jì)師風(fēng)險決策

表4列示了家族化管理與審計(jì)師風(fēng)險決策的多元回歸結(jié)果。第(1)列Executive1的系數(shù)為-0.034，且在5%的水平上顯著，即家族企業(yè)的董事長或總經(jīng)理由家族成員擔(dān)任時，審計(jì)費(fèi)用更低。第(2)列Executive2的系數(shù)為-0.032，且在1%的水平上顯著，表明家族成員參與管理企業(yè)的程度越大，審計(jì)費(fèi)用越低。第(3)列Executive1的系數(shù)為-0.805，且在1%的水平上顯著，即家族企業(yè)董事長或總經(jīng)理由家族成員擔(dān)任時，審計(jì)師出具非標(biāo)審計(jì)意見的概率更低。第(4)列Executive2的系數(shù)為-0.431，且在1%的水平上顯著，表明家族成員參與管理企業(yè)的程度越大，審計(jì)師出具非標(biāo)審計(jì)意見的概率越低?？梢钥闯觯陨辖Y(jié)果支持假設(shè)H1a，而不支持假設(shè)H1b。我們認(rèn)為可能的原因在于：第一，我國大多數(shù)家族企業(yè)處于第一代即創(chuàng)辦人在位階段(3)，創(chuàng)辦人往往更關(guān)注家族的聲譽(yù)和家族財富的穩(wěn)定傳承，因此，該家族成員高管作為家族財富的傳承者，更加傾向于關(guān)注公司的長期價值和可持續(xù)發(fā)展，“掏空”和“攫取私利”的動機(jī)會相應(yīng)減弱[26,38]。第二，我國家族企業(yè)的實(shí)際控制人多處于穩(wěn)定狀態(tài)(4)，穩(wěn)定的家族控制使得控股家族在企業(yè)經(jīng)營管理時往往關(guān)注企業(yè)的長期穩(wěn)定發(fā)展，從而也會減少其侵占公司利益的可能性[38]。因此，我們認(rèn)為在當(dāng)前背景下，家族化管理帶來的第二類代理問題可能并不明顯，反而更能夠通過家族成員的利益趨同效應(yīng)和緩解第一類代理問題而降低企業(yè)審計(jì)風(fēng)險，進(jìn)而降低審計(jì)費(fèi)用和非標(biāo)審計(jì)意見的出具概率。

2.家族成員親緣關(guān)系與審計(jì)師風(fēng)險決策

表5列示了家族成員親緣關(guān)系與審計(jì)師風(fēng)險決策的多元回歸結(jié)果。第(1)列R_Type1的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，即家族企業(yè)總經(jīng)理與實(shí)際控制人的親緣關(guān)系越近，審計(jì)費(fèi)用越低。第(2)列R_Type1的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，表明家族企業(yè)總經(jīng)理與實(shí)際控制人的親緣關(guān)系越近，審計(jì)師出具非標(biāo)審計(jì)意見的概率越低。第(3)列R_Type2的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，即家族企業(yè)董事長與實(shí)際控制人的親緣關(guān)系越近，審計(jì)費(fèi)用越低。第(4)列R_Type2的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明家族企業(yè)董事長與實(shí)際控制人的親緣關(guān)系越近，審計(jì)師出具非標(biāo)審計(jì)意見的概率越低?？梢钥闯?，與前文的檢驗(yàn)類似，檢驗(yàn)結(jié)果支持假設(shè)H2a，不支持假設(shè)H2b。

(三)影響機(jī)制檢驗(yàn)

上述結(jié)果已經(jīng)驗(yàn)證了家族化管理與審計(jì)費(fèi)用和非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見的出具概率之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。如上文的理論分析所述，家族化管理之所以能夠影響審計(jì)師風(fēng)險決策，從而降低審計(jì)費(fèi)用以及非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見的出具概率，其原因主要在于作為一種非正式治理機(jī)制，家族成員參與管理能夠通過“利益趨同效應(yīng)”與降低信息不對稱性緩解第一類代理問題，從而有效地制約經(jīng)理人的機(jī)會主義行為，降低企業(yè)的審計(jì)風(fēng)險。對此，本文用管理費(fèi)用率(Mnfee)衡量第一類代理成本，將其作為中介因子，進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

表4 家族化管理與審計(jì)師風(fēng)險決策

注：括號內(nèi)為t值或z值，*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，下同。

表5 家族成員親緣關(guān)系與審計(jì)師風(fēng)險決策

Mnfeei,t=δ0+δ1Executivei,t/R_Typei,t+δ∑Controls+∑Year+∑Industry+εi,t

(3)

feei,t=η0+η1Executivei,t/R_Typei,t+η2Mnfeei,t+η∑Controls+∑Year+∑Industry+εi,t

(4)

Typei,t=γ0+γ1Executivei,t/R_Typei,t+γ2Mnfeei,t+γ∑Controls+∑Year+∑Industry+εi,t

(5)

表6 第一類代理成本的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本文參考溫忠麟和葉寶娟提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法[39]，構(gòu)建模型(3)至模型(5)，結(jié)果如表6和表7所示。從表6的列(1)和列(2)可以看出，Executive1和Executive2的系數(shù)顯著為負(fù)，說明家族化管理能夠顯著降低第一類代理成本。從表6的列(3)與列(4)可以看出，在加入Mnfee之后，Executive1和Executive2的系數(shù)仍然顯著，但Mnfee的系數(shù)不顯著，本文用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap法直接檢驗(yàn)中介作用的原假設(shè)H0：δ1×η2=0。δ1×η2在95%置信度下的置信區(qū)間分別為[-0.0069,-0.0015]和[-0.0044,-0.0014]，可以發(fā)現(xiàn)，以上兩個置信區(qū)間在小于0的范圍內(nèi)，且δ1×η2與η1同號，所以第一類代理成本(Mnfee)是家族化管理影響審計(jì)費(fèi)用的部分中介變量，即家族化管理可以通過降低企業(yè)第一類代理成本來降低審計(jì)費(fèi)用。從表6的列(5)與列(6)可以看出，在加入Mnfee之后，Executive1、Executive2和Mnfee三者的系數(shù)均顯著，所以第一類代理成本(Mnfee)是家族化管理對非標(biāo)審計(jì)意見產(chǎn)生影響的部分中介變量，家族化管理可以通過降低企業(yè)第一類代理成本降低審計(jì)師出具非標(biāo)審計(jì)意見的概率。類似地，表7的結(jié)果也表明，第一類代理成本(Mnfee)是企業(yè)高管與實(shí)際控制人的親緣關(guān)系(R_Type)對審計(jì)費(fèi)用與非標(biāo)審計(jì)意見產(chǎn)生影響的部分中介變量。

表7 第一類代理成本的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

(四) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文進(jìn)行了如下檢驗(yàn)，以驗(yàn)證上述結(jié)論的穩(wěn)健性：第一，采用董事會中家族成員占比來衡量家族化管理的程度，重新對模型(1)和模型(2)進(jìn)行檢驗(yàn)；第二，剔除樣本中間接創(chuàng)辦的家族企業(yè)，重新對模型(1)和模型(2)進(jìn)行檢驗(yàn)；第三，為了排除研發(fā)費(fèi)用對第一類代理成本衡量準(zhǔn)確性的干擾，本文剔除管理費(fèi)用中與研發(fā)費(fèi)用相關(guān)的明細(xì)項(xiàng)目，并重新計(jì)算管理費(fèi)用率進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)；第四，為了緩解樣本自選擇問題對本文結(jié)論的影響，本文運(yùn)用傾向得分匹配法，對Executive1=0和Executive1=1的兩組樣本進(jìn)行1∶1配對，選用配對樣本重新對模型(1)和模型(2)進(jìn)行檢驗(yàn)。上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與前文檢驗(yàn)結(jié)果一致(限于篇幅，相關(guān)回歸結(jié)果省略，留存?zhèn)渌?。

六、進(jìn)一步分析

(一)家族化管理、兩權(quán)分離度與審計(jì)師風(fēng)險決策

國內(nèi)外早期研究發(fā)現(xiàn)，家族企業(yè)的終極控制人往往會采用金字塔形結(jié)構(gòu)、交叉持股以及多重控股等方式控制上市公司[40]。隨著控制權(quán)與所有權(quán)分離程度越來越高，控股家族只擁有較少的現(xiàn)金流權(quán)就能實(shí)現(xiàn)對控制鏈上企業(yè)的實(shí)質(zhì)性控制。當(dāng)家族擁有的控制權(quán)顯著地超過他們的現(xiàn)金流量權(quán)時，就有更強(qiáng)的能力采取各種隱秘的“隧道行為”轉(zhuǎn)移公司資產(chǎn)或利潤，侵占上市公司中小股東利益，因?yàn)椤八淼劳诰颉钡葯C(jī)會主義行為承受的財務(wù)后果相對較小，家族股東從事“掏空”和道德風(fēng)險的動機(jī)就會更加強(qiáng)烈[41]?？刂菩约易搴推湮傻募易甯吖茉谀繕?biāo)與利益上具有一致性，這樣的制度安排使得管理者的行為決策往往以維護(hù)家族利益為出發(fā)點(diǎn)，更傾向于掩蓋公司真實(shí)業(yè)績以及控股股東對其他利害關(guān)系人利益的侵犯[42]。因此，盡管家族成員擔(dān)任高管帶來的利益趨同效應(yīng)會降低企業(yè)的第一類代理成本，從而減小管理層因自身的機(jī)會主義動機(jī)而操縱會計(jì)報告的概率，但是在家族控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的偏離程度較高的情況下，家族成員擔(dān)任高管卻會增大管理層通過降低信息披露質(zhì)量或者操縱會計(jì)盈余信息等方式對中小股東進(jìn)行利益侵占的可能性，從而增大企業(yè)的審計(jì)風(fēng)險。家族企業(yè)兩權(quán)分離程度的提高可能會削弱家族化管理對降低審計(jì)費(fèi)用與審計(jì)師出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見概率的作用。

本文將樣本中兩權(quán)分離度處于上四分位數(shù)以上的樣本視為兩權(quán)分離度高組，兩權(quán)分離度處于下四分位數(shù)以下的樣本視為兩權(quán)分離度低組，分組回歸結(jié)果如下表8所示。表8中，Executive1和Executive2對審計(jì)費(fèi)用的影響在兩權(quán)分離度低組中顯著為負(fù)，但在兩權(quán)分離度高組中反而為正。Executive1和Executive2對審計(jì)師出具非標(biāo)審計(jì)意見可能性的影響在兩權(quán)分離度低組中顯著為負(fù)，在兩權(quán)分離度較高組中為負(fù)但是不顯著。上述結(jié)果表明，家族化管理在兩權(quán)分離度較低的家族企業(yè)中會降低企業(yè)審計(jì)風(fēng)險，但是在兩權(quán)分離度較高的家族企業(yè)中，家族化管理對企業(yè)審計(jì)風(fēng)險的降低作用不明顯甚至?xí)龃笃髽I(yè)審計(jì)風(fēng)險。

表8 兩權(quán)分離度的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

(二)家族化管理、企業(yè)生命周期與審計(jì)師風(fēng)險決策

企業(yè)發(fā)展是動態(tài)變化的過程，會經(jīng)歷創(chuàng)立、成長、成熟和衰退等階段，在不同的發(fā)展時期具有不同的特征[43]，面臨不同程度的公司治理問題。家族企業(yè)在不同的發(fā)展階段，家族成員的參與程度不同，給企業(yè)帶來的影響也存在差異[44]。在企業(yè)發(fā)展的前期，初始資本主要來源于企業(yè)主自身及其家族，家族成員間以血緣關(guān)系為紐帶形成的利他主義、共同的信仰及價值觀形成了強(qiáng)大的向心力和創(chuàng)業(yè)動機(jī)，使得家族成員利益趨于一致，也能夠減少家族成員搭便車等行為。在這個時期，家族管理權(quán)涉入對于企業(yè)的發(fā)展非常有效。隨著企業(yè)的發(fā)展進(jìn)入到成熟期，家族成員積累了一定的家族財富，企業(yè)影響逐漸擴(kuò)大，家族化管理可能會對公司產(chǎn)生下述負(fù)面影響：財富分配問題引發(fā)家族內(nèi)部利益沖突；利他主義容易導(dǎo)致家族成員的機(jī)會主義行為。當(dāng)然，企業(yè)的代理問題不僅受到“利他主義”這種內(nèi)部因素的影響，還受到社會信任水平的影響。李新春認(rèn)為，我國的家族企業(yè)私人信任極高，而社會信任則很低，在這種低社會信任度的環(huán)境下，家族企業(yè)引入職業(yè)經(jīng)理人的監(jiān)督成本、保證成本很高，并且管理者的機(jī)會行為很容易使公司遭受損失[45]。因此，即使家族成員擔(dān)任CEO可能會引發(fā)一些代理問題，但是相對于引入職業(yè)經(jīng)理人來說，依然是一種更好的選擇。到企業(yè)發(fā)展后期，家族內(nèi)部沖突愈發(fā)強(qiáng)烈，家族成員共同價值觀念淡薄，內(nèi)部凝聚力降低，家族高管更有可能實(shí)施機(jī)會主義行為，例如操縱會計(jì)信息及削弱內(nèi)部控制來實(shí)現(xiàn)個人私利等，這些行為都有可能會導(dǎo)致企業(yè)的審計(jì)風(fēng)險上升[46]。

總而言之，在家族企業(yè)不同的發(fā)展階段，家族化管理對家族企業(yè)的影響并不相同。因此，在不同生命周期階段，家族高管的行為決策可能會不同，進(jìn)而影響審計(jì)師的審計(jì)決策。本文按照Dickinson和王云等對企業(yè)生命周期的劃分方法[47-48]，將生命周期成長階段劃分為成長期、成熟期、衰退期三個階段，并預(yù)期在家族企業(yè)的成長期和成熟期，家族化管理能夠顯著降低審計(jì)費(fèi)用和非標(biāo)審計(jì)意見的出具概率，但在企業(yè)的衰退期，這種降低作用并不顯著。

表9 生命周期效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

分組回歸的結(jié)果如表9所示。可以發(fā)現(xiàn)，在不同生命周期，家族化管理對非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見出具概率的影響與預(yù)期一致；家族化管理對審計(jì)費(fèi)用的影響除成長期外也與預(yù)期一致。根據(jù)吳炯和邢修帥的研究[49]，我們認(rèn)為成長期家族企業(yè)缺乏認(rèn)知合法性是導(dǎo)致成長期樣本實(shí)證結(jié)果與預(yù)期不一致的主要原因。大多成長期家族企業(yè)與會計(jì)師事務(wù)所建立審計(jì)業(yè)務(wù)關(guān)系的時間較短，其對審計(jì)師而言缺乏認(rèn)知合法性。審計(jì)師對家族企業(yè)的“意識形態(tài)歧視”使其認(rèn)為成長期家族企業(yè)的審計(jì)風(fēng)險較大，故收取較高的審計(jì)費(fèi)用。因?yàn)榧易迤髽I(yè)有較強(qiáng)烈的動機(jī)獲得企業(yè)的認(rèn)知合法性，也愿意支付較高的審計(jì)費(fèi)用，所以，在成長期，家族化管理對審計(jì)費(fèi)用的降低作用并不明顯。

七、結(jié)論

本文以2013—2017年A股上市家族企業(yè)為研究樣本，采用審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)意見類型作為審計(jì)師風(fēng)險決策的衡量指標(biāo)，實(shí)證檢驗(yàn)了家族化管理對審計(jì)師風(fēng)險決策的影響。研究結(jié)果表明：家族化管理能夠顯著降低審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)師非標(biāo)審計(jì)意見的出具概率，從而影響審計(jì)師風(fēng)險決策，且家族企業(yè)高管與實(shí)際控制人親緣關(guān)系越近，審計(jì)費(fèi)用和非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見的出具概率越低；第一類代理成本的降低是家族化管理與家族成員之間的親緣關(guān)系影響審計(jì)師風(fēng)險決策的路徑之一；家族控股股東所有權(quán)與控制權(quán)分離程度越低，家族化管理對審計(jì)費(fèi)用和非標(biāo)審計(jì)意見出具概率的降低作用越顯著；在家族企業(yè)生命周期的不同階段，家族化管理對審計(jì)師風(fēng)險決策的影響效果不同，對于處于衰退期的家族企業(yè)，家族化管理對審計(jì)費(fèi)用和非標(biāo)審計(jì)意見出具概率的降低作用不顯著。

上述研究結(jié)果表明，家族化管理能夠通過降低企業(yè)第一類代理成本影響審計(jì)師的決策行為。本文研究結(jié)論拓展了公司治理對審計(jì)師決策的影響研究?；诒疚慕Y(jié)論，可得出如下啟示：首先，基于家族化管理對審計(jì)師決策的重要影響，家族企業(yè)應(yīng)認(rèn)識到家族化管理在不同階段的合理性和局限性，并合理進(jìn)行高管團(tuán)隊(duì)中家族成員的配置，降低治理效率低下帶來的審計(jì)風(fēng)險。其次，審計(jì)師在進(jìn)行審計(jì)決策時，應(yīng)充分考慮到家族企業(yè)治理機(jī)制的特殊性以及控股結(jié)構(gòu)的復(fù)雜程度，全面客觀地評價公司現(xiàn)有治理模式，保證審計(jì)定價與審計(jì)意見的合理性；幫助家族企業(yè)進(jìn)行治理模式的改進(jìn)，發(fā)揮外部審計(jì)的治理作用。最后，應(yīng)繼續(xù)完善外部制度環(huán)境，營造公平的競爭環(huán)境，幫助正在成長的家族企業(yè)應(yīng)對合法性約束，打破效率低下的“刻板形象”。

本文還存在以下不足之處：本文研究中并沒有詳細(xì)區(qū)分家族成員高管的具體特征，比如，家族企業(yè)創(chuàng)辦人擔(dān)任高管還是繼承人擔(dān)任高管給企業(yè)帶來的經(jīng)營管理方式上的變化也可能影響審計(jì)師的風(fēng)險決策。另外，本文在中介效應(yīng)檢驗(yàn)中主要分析了代理成本這一基本路徑，對于家族化管理影響審計(jì)師風(fēng)險決策的進(jìn)一步中介路徑并沒有進(jìn)行研究，例如，企業(yè)的財務(wù)穩(wěn)健性、內(nèi)部控制質(zhì)量和盈余質(zhì)量等，這些都有待在以后的研究中進(jìn)一步探討。