共同審計師、審計行業專長與股價同步性
——來自我國A股資本市場的經驗證據

田 璇，喬貴濤（副教授），劉金芹

一、引言

股票市場的主要功能是通過股價的信號機制實現社會資源的最優化配置[1][2]，而股價信號機制能否有效發揮作用則取決于股票價格的形成機制，即股價是否融入了更多的上市公司特質性信息。股價同步性能夠在一定程度上度量股價的信息含量，從而成為理論界關注的研究熱點。

基于信息效率觀的解釋，股價同步性的高低反映了公司特質性信息融入股價的程度。獨立審計作為保證上市公司信息質量的重要制度設計，審計質量的高低也必然會影響公司特質性信息融入股價的程度，從而影響股價同步性。例如，國際“四大”作為高審計質量的代表，其專業化的勝任能力和對于客戶業務的熟悉有助于將可靠的公司特質性信息傳遞給市場[3]，從而使得股價盡快融入公司的特質性信息，最終降低了股價同步性。但Francis等[4]發現，在會計師事務所分所層面，由于審計師（本文所指審計師包括會計師事務所和簽字注冊會計師兩個層面，簽字注冊會計師又分為復核合伙人和項目審計師，復核合伙人負責對審計項目進行三級質量復核，項目審計師具體負責審計項目的審計過程和二級質量復核）之間的相互模仿及受到可能存在缺陷的業務質量控制制度的影響，審計質量存在傳染效應（審計質量傳染效應指審計師提供的審計服務質量要么系統性偏高、要么系統性偏低的現象。審計質量傳染效應本身是個中性概念，有可能審計師內部治理水平高，正確的審計經驗得到傳播，其審計服務質量普遍較高，從而出現高審計質量傳染效應；反之，則出現低審計質量傳染效應。但本文以及大多數文獻中的審計質量傳染效應概念更多的是指低審計質量傳染效應，通過上下文的語境可以作出明確判斷），即同一個分所的審計質量存在系統性偏高或偏低的現象。劉明輝和喬貴濤[5]、冉明東等[6]、Li等[7]還分別從會計師事務所和簽字注冊會計師層面驗證了審計質量傳染效應的存在性。如果審計師的審計質量存在傳染效應，那么聘用共同審計師的上市公司由于受到審計質量傳染效應的影響，審計師協助公司層面特質性信息融入股價的程度必然也系統性偏低，從而導致股價同步性的系統性偏高現象。同時審計師的審計行業專長對審計質量傳染效應具有一定的抑制作用[4][5]，也必然會對共同審計師與股價同步性之間的關系產生影響。本文即考察了聘用共同審計師的上市公司的股價同步性是否存在系統性偏低或偏高的現象，并進一步考察了審計行業專長是否對這種現象具有調節作用。

二、文獻回顧、理論分析與研究假設

外部審計的作用在于發現和報告公司財務報告存在的缺陷，并對財務報告進行鑒證[8]，這使得報表使用者得到的會計信息更加真實、公允，從而降低了投資者面臨的信息不對稱，起到保護投資者利益的作用[9]。審計的上述功能能否實現，取決于審計質量的高低。然而，大量研究表明，審計師（會計師事務所層面、事務所分所層面和簽字注冊會計師層面）的審計質量存在系統性偏低的現象，即審計質量存在傳染效應[4][5][6][7]。這是否會對聘用共同審計師的企業帶來一定的經濟影響？

股價同步性是度量個股與大盤同漲同跌程度的一個指標。Roll[10]、Morck等[11]從產權保護視角解釋了產權保護程度的差異如何影響公司層面的特質信息融入股價中。Jin、Myres[12]則從信息透明度視角，闡明了信息透明度如何影響公司特質性信息融入股價的程度。上述文獻從信息效率觀角度解釋了股價同步性程度不同的原因，后續的大量研究基于信息效率觀，分別從公司治理[13]、制度環境[14]、證券分析師[15]等視角進行了實證檢驗，基本支持了信息效率觀的邏輯推理。

那么，審計師作為提升信息可靠性的重要媒介，其審計過程中呈現出的審計質量傳染效應，是否會導致所審計的客戶其股價中融入公司特質性信息的程度也存在系統性偏低或偏高的現象，即擁有共同審計師的公司的股價同步性是否系統性偏高或偏低呢？本文的共同審計師從共同會計師事務所和共同簽字注冊會計師兩個層面進行考察。

從共同會計師事務所層面來看。《會計師事務所質量控制準則第5101號——業務質量控制》規定，會計師事務所應當制定質量控制制度，以合理保證：①會計師事務所及其人員遵守法律法規、中國注冊會計師職業道德規范以及中國注冊會計師業務準則；②會計師事務所和項目負責人根據具體情況出具恰當的報告。然而，會計師事務所制定的業務質量控制制度并不是完美無缺的，類似于一般企業的內部控制制度，也存在影響產出質量的缺陷[16]，而這些缺陷將會對會計師事務所所有的審計業務產生系統性影響，必然會導致會計師事務所的審計質量系統性偏低，從而影響其所有客戶特質性信息的披露質量，進而降低客戶層面特質性信息融入股價的程度，最終提高其所有客戶的股價同步性。

從會計師事務所內部成員來看，成員之間的審計行為存在相互模仿的現象，從而形成固定的審計模式，但這種固定的審計模式可能會存在有缺陷的審計程序實施方式，也可能會形成重商業利益、輕審計質量的行為標準[5]，這種審計模式必然會系統影響會計師事務所的所有審計業務質量，降低公司層面特質性信息的披露質量，最終提升客戶的股價同步性。然而上述分析是建立在所有會計師事務所均存在低審計質量傳染效應的假設基礎之上的，事實上有些會計師事務所可能其業務質量控制制度并不存在缺陷，或者其員工的固有審計模式不存在缺陷，那么這些會計師事務所就不存在低審計質量傳染效應，或者說這些會計師事務所可能存在高審計質量傳染效應，其提供的審計服務質量均較高。

根據上述作用機理，可以合理地反推，如果某家企業的股價同步性較高，那么為該家企業提供審計服務的會計師事務所的審計質量可能比較差，從而該會計師事務所可能存在低審計質量傳染效應，聘用該家會計師事務所的所有企業的股價同步性可能會系統性偏高?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲆韵卵芯考僭O：

H1：與股價同步性高的企業聘用共同會計師事務所的企業的股價同步性也高。

從簽字注冊會計師層面來看。在我國，每家上市公司的審計報告均由復核合伙人和項目審計師兩名注冊會計師簽字。在審計工作中，項目審計師主要負責項目組的整個審計過程，更多地參與到日常的審計程序中并且直接作出審計判斷和決策，還要對項目組其他成員的工作進行二級復核，因此會對審計結果具有決定性影響。復核合伙人一般由會計師事務所合伙人擔任，主要職責是進行三級復核，是整個審計質量的最終把關者，需要判斷和決策審計中的重大問題和重要調整事項，經其復核后的審計工作底稿得到充分的補充和完善。而審計過程是會計師事務所專業人員職業素質發揮作用的過程，包括專業勝任能力、決策水平等[17]。在審計過程中，簽字注冊會計師從計劃、執行、復核至最終出具公司審計報告的整個審計過程均需要作出各種決策和判斷，這些決策和判斷會直接影響審計結果[18]。審計決策與判斷理論還認為，審計質量受個人特質的影響，如行業專長、認知程度、審計經驗、風險態度等[19]。因此，簽字注冊會計師是影響審計質量的主要因素。

從共同項目審計師來看，其負責客戶承接、風險評估、執行審計程序、形成審計報告的全過程。項目審計師的認知風格、努力水平、經驗、風險偏好以及動機等均會對審計結果產生影響[7]，而且這種影響對該項目審計師所負責的全部審計項目是系統性的，即在項目審計師層面可能會存在審計質量傳染效應。如果項目審計師層面上存在審計質量傳染效應，則該項目審計師負責的所有審計業務的審計質量必然系統性偏低，那么這些客戶財務報告中特質性信息的披露質量必然也系統性偏低，從而導致這些企業的股價同步性系統性偏高。從共同復核合伙人來看，其復核審計項目的過程中也存在固有的復核模式，如果其形成的復核模式存在缺陷，則會系統影響其所復核的所有業務的審計質量，即在復核合伙人層面也可能存在審計質量傳染效應，從而降低了客戶特質性信息的披露質量，最終導致其復核客戶的股價同步性系統性偏高。同樣，可以合理反推，如果由某項目審計師或復核合伙人簽字的某家企業的股價同步性較高，則可以合理推測該項目審計師或復核合伙人審計質量較低，可能存在審計質量傳染效應，那么由其審計的客戶的股價同步性可能會較高。根據上述分析，本文提出以下研究假設：

H2a：與股價同步性高的上市公司聘用共同復核合伙人的公司的股價同步性也高。

H2b：與股價同步性高的上市公司聘用共同項目審計師的公司的股價同步性也高。

發展行業專長是會計師事務所實施市場差異化競爭戰略的重要策略。理論界普遍認為，行業專長能夠提升會計師事務所的審計質量[20][21]。行業專長是審計師在向特定客戶提供服務的過程中形成的、由審計師個人或團隊擁有的知識，有助于審計師在獨立性既定的條件下掌握客戶所在行業的經營特點、交易流程、特殊會計政策等知識，能夠幫助其搜集審計證據、提高專業判斷能力和審計效率，從而更準確地評估客戶財務報告的真實性和公允性。Solomon等[22]認為具有行業專長的審計師擁有更多的行業經驗，能做出更準確的審計判斷。Balsam等[20]認為具有行業專門知識的員工在解決與該行業有關的審計問題時更加熟練。Owhoso等[23]研究表明，行業經驗豐富的審計師能夠更容易地在其行業專長領域發現錯誤。O'Keefe等[24]則發現具有行業專長的審計師能夠更加有效地遵守審計準則和更加穩健地出具審計報告[25]。因此，具有行業專長的會計師事務所的員工能夠更加及時地發現審計業務流程中存在的缺陷并予以修正，從而降低審計質量的傳染效應[4][5]。由此可以合理推斷，審計行業專長對于共同審計師與股價同步性之間的關系發揮著調節作用。因此本文提出以下研究假設：

H3a：具有審計行業專長的共同會計師事務所能夠有效抑制由于共同會計師事務所導致的股價同步性系統性偏高現象。

H3b：具有審計行業專長的共同會計師事務所能夠抑制由于共同復核合伙人導致的股價同步性系統性偏高現象。

H3c：具有審計行業專長的共同會計師事務所能夠抑制由于共同項目審計師導致的股價同步性系統性偏高現象。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選擇2008～2015年我國A股上市公司為樣本，并進行以下處理：①剔除金融行業上市公司；②剔除周收益數據中每年交易不足30周的觀測值；③剔除簽字審計師有缺失值的觀測值。2008年作為分組的依據，不參與回歸分析，2009～2015年企業年觀測值為9034個。為剔除異常值的影響，本文對所有連續變量在樣本1%和99%分位進行縮尾（Winsorize）處理。本文數據來源于國泰安（CSMAR）數據庫。

需說明的是，之所以以2008年作為樣本期間的開始年度，主要是考慮2007年開始執行現行企業會計準則，后續年度的會計信息與以前期間的可比性較低；而未包括2007年度的數據，主要是考慮到2007年作為執行現行會計準則的第一年，實務界對準則的理解和執行可能存在偏差，不同企業間會計信息質量的可比性仍然存在一定問題。2008年度數據不參與回歸分析，主要是因為根據2008年股價同步性的高低對審計師進行分組后，如果再讓2008年數據參與回歸，會提高結果的顯著性，但這是對回歸結果的誤導。

（二）變量定義與模型設定

1.被解釋變量。被解釋變量為股價同步性（SYN），借鑒 Gul等[3]、Morck 等[11]、伊志宏等[26]的研究，本文采用模型（1）和模型（2）兩種方法衡量股價同步性。

其中，模型（1）利用個股周收益率對市場周收益率和行業周收益率進行回歸。Ri，t表示第t周個股的周收益率；MKTRi，t表示第t周市場的周收益率；INDRi，t表示第t周行業的周收益率，是按照證監會行業分類標準，以公司流通市值為權重，對Ri，t進行加權平均的指標。模型（2）在模型（1）的基礎上，加入滯后一期的市場周收益率和行業周收益率作為解釋變量，以減少潛在的非同步性交易帶來的有偏性。

兩組模型回歸后的擬合優度R2反映個股收益率能被市場收益信息和行業收益信息解釋的部分。由于R2取值區間為（0，1），為使數據正態化，利用模型（3）對R2進行對數化處理，所得SYN即為股價同步性的衡量指標。該指標值越大，說明個股波動被市場波動和行業波動所解釋的比例越高，同漲同跌現象越明顯，即公司的股價同步性程度越高。

用SYN1表示根據模型（1）得到的R2計算出來的股價同步性指標，用SYN2表示根據模型（2）得到的R2計算出來的股價同步性指標。

2.解釋變量。解釋變量為共同審計師（Low）和審計行業專長（SPE）。本文將共同審計師分為共同會計師事務所和共同簽字注冊會計師兩個層面。借鑒Brown、Drake[27]的方法，本文選擇2008年為基期，按照股價同步性的高低將樣本劃分為10組，標記出股價同步性最高組企業的會計師事務所和簽字注冊會計師，然后將后續年份中由上述會計師事務所和簽字注冊會計師審計的企業設為測試組，將其他會計師事務所和簽字注冊會計師審計的企業設為對照組，根據不同組別設置解釋變量Low。在進行回歸分析時，剔除2008年的數據，防止對回歸結果產生誤導。

共同會計師事務所標記為Low_Firm，與股價同步性高的公司具有共同會計師事務所的企業取值為1，否則取0。按照SYN1分組的變量記為Low_Firm1，按照SYN2分組的變量記為Low_Firm2。

按照審計報告準則規定，每個公司的審計報告至少由復核合伙人和項目審計師兩名注冊會計師簽字。因此，共同簽字注冊會計師又區分為共同復核合伙人和共同項目審計師兩個解釋變量。參照以往文獻[28]和我國審計市場的一般做法，本文按照審計報告中的簽名順序，列首位的審計師為復核合伙人，列第二位的為項目審計師。

共同復核合伙人標記為Low_REV，與股價同步性高的公司具有共同復核合伙人的企業取值為1，否則取0。共同項目審計師標記為Low_ENG，與股價同步性高的公司具有共同項目審計師的企業取值為1，否則取0。按照SYN1分組的變量記為Low_REV1、Low_ENG1，按照SYN2分組的變量記為Low_REV2、Low_ENG2。

審計行業專長變量標記為SPE。本文借鑒Zeff、Fossum[29]的計算方法，采用特定會計師事務所在某一行業中的客戶總資產的平方根占全部會計師事務所在該行業的客戶總資產來衡量審計行業專長。具體計算公式如下：

式（4）中，SPEik表示i會計師事務所在k行業中的市場份額，表示i會計師事務所在行業k中的客戶公司總資產的平方根之和；表示行業k中的全部客戶公司總資產的平方根之和。借鑒蔡春、鮮文鐸[30]的做法，SPEik值大于10%時，SPE取1，否則取0。

3.模型設定。為檢驗H1，借鑒有關股價同步性的研究，本文建立了模型（5）進行回歸分析：

為檢驗H2，在模型（4）的基礎上加入共同復核審計師和共同項目審計師變量，建立模型（6）和（7）進行回歸分析：

為檢驗H3，在上述模型基礎上加入審計行業專長變量和共同審計師與審計行業專長變量的交乘項，建立模型（8）進行回歸分析：

本文在模型中控制了可能影響公司股價同步性的其他因素作為控制變量，包括企業產權性質SOE、企業規模 Size、資產負債率 LEV、資產報酬率ROA、市賬比MB、機構投資者持股比例INST、換手率Turnover、股權集中度Central、年度啞變量Year和行業啞變量Industry。具體變量定義如表1所示。

四、實證檢驗結果與分析

（一）描述性統計與相關性分析

表2報告了回歸模型中主要變量的描述性統計信息，其中R21和R22分別為利用模型（1）和（2）回歸后的擬合優度，均值分別為0.45和0.47，中位數分別為0.45和0.48，中位數和均值比較接近，基本符合正態分布，與Morck等[11]、金智[31]、史永[32]等的研究結果基本一致。這表明我國上市公司45%左右的股價波動可以由市場信息和行業信息解釋，遠高于其他大多數國家的R2，說明我國股票市場股價同步性較高。SYN1、SYN2的最大值和最小值分別為2.07、2.08和-8.89、-4.04，標準差分別為 0.82和0.75，說明不同公司之間股價同步性的差異較大。Low_Firm1和Low_Firm2的均值為0.63，說明樣本中63%的公司由股價同步性較高組公司的會計師事務所進行審計。Low_REV和Low_ENG的均值分別為0.10和0.04，表明在簽字注冊會計師層面對共同審計師進行分組的結果是有偏的，只有10%和4%被劃分到由股價同步性較高公司的簽字注冊會計師進行審計的組別中，這與現實也是相符的，因為在同一年度，簽字注冊會計師能夠同時審計的上市公司數量是有限的。產權性質SOE的均值為0.48，說明樣本中48%的公司為國有企業，與我國上市公司產權性質分布情況基本相當。機構投資者持股比例INST的均值為0.16，遠低于美國上市公司機構投資者平均持股比例（約為37%[33]），說明我國機構投資者持股規模有很大的發展空間。股權集中度Central的均值和中位數分別為0.36和0.34，說明我國上市公司中“一股獨大”的現象依然比較普遍。其余控制變量的均值（中位數）以及其他描述性統計量均處于合理范圍之內。

表1 主要變量定義

表3報告了SYN1以及根據SYN1分組后的共同審計師變量間的相關系數矩陣，其中SYN1與 Low_Firm1的 Pearson相關系數為 0.073，與Low_REV1的 Pearson相關系數為0.049，且均在1%的水平上顯著，與Low_ENG1的Pearson相關系數為0.034，并且在5%的水平上顯著，初步驗證了H1和H2。被解釋變量與控制變量之間絕大部分都存在顯著相關性，表明本文中控制變量的選取是比較合理的。解釋變量與控制變量之間、控制變量與控制變量之間的相關系數除Size和MB之間超過0.5之外，均大大低于0.5，基本排除了多重共線性對回歸結果的不利影響。SYN2以及根據SYN2分組后的共同審計師變量得出的相關系數矩陣（限于篇幅，此處略去）中，上述結論依然成立。

表2 主要變量的描述性統計

（二）單變量分析

為了考察不同組別審計師審計企業的股價同步性是否存在顯著差異，本文對股價同步性在不同審計師審計的企業之間進行了均值T檢驗和中位數Mann-Whitney U檢驗，檢驗結果如表4所示。表4顯示，共同會計師事務所、共同復核合伙人和共同項目審計師分組變量中，不同組之間的均值和中位數均存在顯著差異，并且差異的方向均符合H1和H2的預期，表明由股價同步性較高企業的審計師審計的上市公司的股價同步性也高，證實了H1和H2，但其他因素也可能會影響變量之間的相關性，因此，要得到更可靠的結果還需要在控制其他因素的情形下進行多元回歸分析。

（三）多元回歸分析

表3 相關系數矩陣Central 0.061????0.027?-0.120???over rn 0.010??-0.061??-0.064??Tu 0.016 ST A 0.027??-0.210?IN-0.006 R O V 0.022?MB 0.009??-0.015 E ?0.004 0.14????Size SO LE 0.25???0.150?-0.0055 1 E SP?0.170???0.016-0.032?。??0.022?0.039??0.037???0.022?-0.054?????0.200??-0.059???-0.180???-0.260??-0.096?0.230???0.003 0.025?????0.190?0.036???1-0.0048-0.170??0.004-0.018 0.084?????著0.130?????0.470?????0.020?0.045?-0.008-0.160???????-0.160???-0.006-0.012顯上0.390?平0.140?水的-0.011-0.010-0.034???????0.540???1 0.200???-0.086?0.054???-0.640?、1%、5%10%-0.390???1-0.016-0.005-0.270????0.038??0.300??0.001-0.056???-0.280???0.014在0.260??驗檢數系0.120?????????示0.053?????-0.290??0.130?????0.008 0.300?1-0.550???????0.094?0.017 0.075?-0.240????表別????-0.12???????分-0.019-0.070?1 0.032????-0.22??-0.290??0.30??0.039?-0.20??；?、??、??0.170?數系0.029?1 0.063???0.270?-0.0087-0.070?0.034???????-0.0074-0.053??0.037???0.052???關相n G-0.043?0.19??1 Pearso 0.014 0.049???0.032??1-0.0087-0.001-0.021?-0.002 0.019為域區角-0.019-0.160??三w_E N w_RE 0.045?0.083?0.190???0.029??-0.015 0.022?Lo??0.000 0.042?下，左Lo 數系-0.030??0.073???1關0.049???-0.013-0.028??-0.012 0.25?0.009??????0.005-0.026?0.010 0.002 0.028???0.083???相an-0.018 Spearm??N1????為????0.073?0.160?-0.0052-0.061?-0.210??????0.140?-0.055??0.061?0.034??域1 Lo 1區0.026???0.049?角-0.008 1三上1 SY：右-0.290?w_Firm V1-0.120????V1量N1 G1 EN E E w_R E Lo LE Lo w_SP RO ST over Lo SO SizeV MBA IN rn 1-0.098?0.024?0.004 w_Firm變SY 注Tu??1 0.130?0.049?Central

表4 單變量分析

首先，為了驗證H1和H2，本文按照模型（5）～（7）進行了回歸分析，表5為回歸結果。回歸結果（1）是以SYN1為被解釋變量、對模型（5）進行回歸分析的結果。結果顯示，Low_Firm的系數為正，且在1%的水平上顯著，表明與股價同步性高的公司聘用共同會計師事務所的公司的股價同步性也高，這印證了理論分析中關于會計師事務所層面存在的審計質量傳染效應導致了聘用共同會計師事務所的特質性信息反映能力不足，從而系統影響股價同步性的論據。進一步，回歸結果（2）和回歸結果（3）顯示逐步加入共同復核合伙人和項目審計師變量后［模型（6）和（7）］，Low_Firm的系數仍在1%的水平上顯著為正，進一步證實了H1?；貧w結果（4）～（6）中，以SYN2為被解釋變量的回歸結果依然支持H1。

回歸結果（2）和（3）主要是為了驗證共同復核合伙人和項目審計師對股價同步性的影響?；貧w結果（2）顯示，Low_REV的系數為正，且在1%的水平上顯著，表明與股價同步性高的公司聘用共同復核合伙人的公司其股價同步性也高，印證了復核合伙人層面審計質量傳染效應帶來的影響?；貧w結果（3）顯示，在加入共同項目審計師變量后，Low_REV的系數仍然在1%的水平上顯著為正，進一步證實了H2a，這說明復核合伙人個人層面的復核能力、風險態度、認知等異質性對信息質量具有重要影響。如果復核合伙人個人的審計模式存在系統性問題，且其發現公司錯報漏報的能力較差，或其風險態度更為激進、可接受風險水平較高等，則該系統性問題會對該復核合伙人的所有復核項目產生影響，并通過影響審計質量最終影響股價同步性。但回歸結果（3）中Low_ENG的系數雖然為正，符合H2b的預期，但不顯著，表明共同項目審計師并未對股價同步性產生系統性影響，H2b未通過檢驗?？赡艿脑蛟谟?，項目審計師和復核合伙人在審計過程中擔任的角色不同，復核合伙人往往要簽署更多的審計報告，復核合伙人審計模式中的系統性問題通過其簽署較多的審計報告得到了系統反映，而項目審計師在同一年度簽署的審計報告較少，可能項目審計師審計模式中的系統性問題還沒有反映出來。以SYN2為被解釋變量的回歸結果（5）和（6）顯示，上述研究結論依然成立。

其次，為檢驗H3，本文按照模型（8）進行了回歸分析。回歸結果如表6所示?；貧w結果（1）顯示，Low_Firm和SPE交乘項的系數為-0.040，且在10%的水平上顯著，表明如果共同會計師事務所為行業專長會計師事務所的話，可以在一定程度上抑制共同會計師事務所對股價同步性的影響，上述結果證實了H3a。回歸結果（2）顯示，Low_REV和SPE交乘項的系數為-0.204，且在10%的水平上顯著，進一步表明如果是由來自行業專長會計師事務所的共同復核合伙人進行審計的話，也可以在一定程度上抑制共同復核合伙人對股價同步性的影響，上述結果證實了H3b?；貧w結果（3）則顯示，Low_ENG和SPE的交乘項未通過顯著性檢驗，這可能與Low_ENG本身的顯著性水平不高有關，H3c未通過檢驗。上述結果證實了H3a和H3b。除交乘項系數外，Low_Firm、Low_REV變量的系數方向和顯著性水平未發生顯著變化。值得注意的是，Low_ENG的系數則在10%的水平上通過了顯著性檢驗?；貧w結果（4）～（6）是以SYN2為被解釋變量進行回歸的，上述結論基本保持不變。綜合上述研究結論，行業專長會計師事務所能夠在一定程度上抑制共同會計師事務所和共同復核合伙人對股價同步性的不利影響，表明發展行業專長可以提升審計質量，降低會計師事務所和復核合伙人審計模式中的系統性問題對審計質量的不利影響，最終提高了企業財務報告中特質性信息的反映程度，從而降低了股價同步性。

表5 H1和H2的多元回歸分析結果

（四）穩健性檢驗

為了保證研究結論的可靠性，本文還進行了以下穩健性檢驗。從穩健性檢驗的結果來看，本文的研究結論基本保持不變，表明本文的研究結果具有較高的可靠性。

1.內生性問題。自選擇問題可能導致內生性，即股價同步性高的公司很可能自身選擇了審計質量低的會計師事務所進行審計。為此，本文利用Heckman兩階段回歸進行了校正檢驗，以解決樣本自選擇偏誤導致的內生性問題?；貧w結果（限于篇幅未列示）基本保持不變。

2.企業層面的聚類分析?？紤]到數據序列相關性可能導致回歸系數偏誤[34]，本文通過企業層面聚類回歸的校正穩健性標準誤對t值進行了調整。聚類回歸結果（限于篇幅未列示）顯示，本文的研究結論基本保持不變。

3.根據審計行業專長的分組回歸檢驗。為了降低模型中加入交乘項可能帶來的多重共線性影響，本文按照行業專長進行了分組回歸，以驗證H2結論的穩健性?；貧w結果（限于篇幅未列示）基本保持不變。

4.將樣本分為5組的分類檢驗結果。

本文將樣本按照2008年股價同步性的高低分為5組，取股價同步性最高組的審計師審計的企業作為測試組重新進行回歸分析。回歸結果（限于篇幅未列示）除共同項目審計師Low_ENG與SYN1、SYN2的回歸系數變成分別在1%和5%的水平上顯著外，其他結論基本保持不變。上述變化可能是由于分組數量變少之后，共同項目審計師變量中的樣本規模變化導致的。

五、研究結論及啟示

本文以2008～2015年我國A股上市公司為樣本，研究了上市公司聘用共同審計師對股價同步性的影響。研究發現，與股價同步性高的公司聘用共同會計師事務所的公司其股價同步性也高，這表明會計師事務所存在的審計質量傳染效應對企業財務報告中公司層面特質性信息的反映程度產生了系統性影響，最終影響了公司的股價同步性；與股價同步性高的公司聘用共同復核合伙人的公司其股價同步性也高，表明在復核簽字注冊會計師層面也存在審計質量的傳染效應，對股價同步性產生了影響；但本文未能發現一致的證據支持“與股價同步性高的公司聘用共同項目審計師的公司的股價同步性也高”的研究假設。本文研究還表明審計行業專長對共同會計師事務所、共同復核合伙人與股價同步性之間的關系起到一定的抑制作用，表明審計行業專長會降低審計質量的傳染效應。

本文的研究結論對會計師事務所提高審計質量、注冊會計師行業監管以及投資者進行投資決策具有重要的啟示意義。會計師事務所審計質量的傳染效應主要是由于其內部治理的系統性問題導致的，因此會計師事務所應加強內部治理，提高風險管理和業務質量控制能力，提升審計質量，從而實現做大做強的目標。簽字注冊會計師層面的審計質量傳染效應主要是由其審計模式中存在的系統性問題導致的，因此，會計師事務所應當強化審計質量的內部檢查，及時發現簽字注冊會計師審計模式中存在的問題并予以糾正，最終提供高質量的審計服務。對注冊會計師行業監管部門而言，在發現某家會計師事務所或某個簽字注冊會計師的審計失敗后，需要及時擴大對該會計師事務所或注冊會計師審計業務的檢查范圍，并實施相應的懲戒措施，以保證審計行業的健康發展。對投資者而言，其在進行投資決策時，可將共同審計師作為初步的判斷標準，剔除為會計信息質量較差的企業提供審計服務的審計師，以避免可能產生的投資損失。

表6 H3的多元回歸分析結果