機構投資者實地調研對審計質量的影響

王懷明 魏珈瑋

【摘?要】?以2013—2019年深交所A股上市公司為研究樣本，在理論分析的基礎上實證檢驗了機構投資者實地調研對審計質量的影響。研究發現：總體而言，機構投資者的實地調研活動能夠通過降低信息不對稱以及給企業和審計師施加監督來提高審計質量，監督效應的作用大于信息效應;在經營狀況較差、非國有控制以及制度環境良好的企業中，機構投資者實地調研對審計質量的提高作用更加顯著;進一步分析發現，機構投資者實地調研活動的頻度、廣度和深度對審計質量存在倒U型的影響，適度的實地調研活動能夠提高審計質量，過度的實地調研活動反而會傷害審計質量。研究結論為提高審計質量提供了新的視角，對監管機構規范機構投資者實地調研具有一定的參考價值。

【關鍵詞】?機構投資者;?實地調研;?審計質量;?信息不對稱

【中圖分類號】?F239.4??【文獻標識碼】?A??【文章編號】?1004-5937（2021）08-0042-10

一、引言

會計師事務所是上市公司財務真實性的把關人，在提高會計信息質量、維護資本市場健康運行上發揮了重要的作用。近年來，在行政監管、行業自律和社會監督的共同作用下，注冊會計師的獨立性不斷增強，專業勝任能力和服務水平穩步提高。2019年康得新虛增利潤百億元導致其審計機構瑞華業務崩塌，風光不再。根據Wind統計，截至2020年5月，瑞華會計師事務所2019年的年報審計業務量僅為2018年的一成。類似的，康美藥業造假和鬧得沸沸揚揚的瑞幸造假案等都引起了市場對獨立審計的質疑。受經濟放緩等因素的影響，部分企業面臨著一定的業績和財務壓力，其粉飾報表、虛構利潤的沖動有所抬頭，給審計行業帶來了不小的壓力。同時，財政部監督評價局在巡視檢查會計師事務所時也發現部分事務所仍存在著對造假問題視而不見、審計程序不到位、掛名賣報告等嚴重的執業問題。因此如何提高審計質量、維護審計的健康發展是注冊會計師行業當前和未來改革發展的重要任務。

審計質量受經濟、政治、法律等多種因素的影響，目前學者主要是從公司治理、企業行為、審計師個人與團隊特征、外部監管機制等多個方面研究審計質量，對審計質量的研究已經比較豐富了，但卻忽視了機構投資者實地調研這一重要的外部治理機制。機構投資者實地調研是指包括基金、保險等具有一定專業素養和資金能力的投資者與管理層面對面交流，參觀企業生產車間或辦公場所的一項投資者關系活動。隨著我國交通體系的不斷完善、各地高鐵路線的開通，機構投資者的實地調研活動越來越頻繁，其所發揮的治理效應也更加明顯。審計質量的高低與廣大投資者的利益息息相關，因此本文旨在研究機構投資者為了評估已投資企業或者尚未投資企業的價值所發起的實地調研活動是否影響審計質量？此外，本文將進一步考慮經營狀況、產權和制度環境的異質性對這兩者關系的影響。

基于此，本文的貢獻主要體現在三個方面：第一，目前還沒有學者從機構投資者實地調研角度來研究審計質量，本文的研究豐富了審計質量影響因素研究的相關文獻，為提高審計質量提供了新的視角;第二，本文運用中介效應模型進一步檢驗了機構投資者實地調研影響審計質量的作用機制，發現監督效應的作用大于信息效應，對監管機構完善實地調研制度具有一定的借鑒意義;第三，已有文獻主要以持股比例來分析機構投資者的治理效應，本文從實地調研的角度出發，刻畫了持股或潛在的機構投資者積極參與公司治理的動態過程，拓展了機構投資者治理效應的相關研究。

二、理論分析與研究假設

（一）機構投資者實地調研對審計質量的影響

由于數據的缺失，對于投資者實地調研行為的研究近幾年才開始。已有文獻主要是研究機構投資者實地調研行為的經濟后果，一部分學者發現實地調研行為會影響資本市場的信息環境，能夠促進信息披露、提高資本市場信息效率[1-3]。另一部分學者發現實地調研行為會影響微觀企業的決策行為，不僅能夠降低債務融資成本、緩解融資約束進而抑制投資不足，還能夠抑制稅收規避[4-8]。由此可見，機構投資者實地調研具有一定的治理效應，一方面能夠通過主動搜尋增量信息降低企業與外部的信息不對稱程度、提高信息含量，另一方面能給企業施加監督的壓力，抑制管理層的機會主義行為。

De?Angelo[9]將審計質量定義為會計師事務所發現客戶違規并報告該違規的聯合概率，發現客戶違規依賴于審計師的專業能力，報告客戶違規取決于審計師的獨立性。機構投資者實地調研一方面能夠為審計師提供有價值的增量信息，提高其對企業的專屬認識水平;另一方面能夠監督企業和審計師行為、保護審計師的獨立性，進而提高審計質量。

第一，從實地調研的信息效應來說，信息不全會限制審計師的能力，機構投資者實地調研能夠得到非公開的私有信息，降低信息不對稱程度[10-11]。具體來說，通過實地調研機構投資者可以與管理層面對面交流，不僅能夠答疑解惑，還可以觀察管理層的精神面貌和言談舉止，比如感受管理層在描述如何應對某些重大或突發事件時的語氣和語調[11];相比較于其他調研方式，實地調研能夠走進企業內部，能夠直接觀察企業的生產經營狀況，例如辦公秩序、員工的工作狀態、生產線的流轉情況等，真實存在的事物難以做假，因此能夠得到更加真實可靠的私有信息。這些以投資者角度收集的信息一方面可以作為企業財務數據的補充，另一方面也是對已公開信息的驗證，能夠提升審計師的專業勝任能力和對客戶的專屬認識水平，使其在審計過程中對企業做出科學的執業判斷，從而提高審計質量[12]。

第二，從實地調研的監督效應來說，首先，實地調研行為是由機構投資者主動發起的且均勻分散在每年的各個月份，調研的內容涉及到企業的方方面面，因此會形成一種長期且全面的監督。一方面，審計質量受損的前提是存在重大錯報[13]，這種監督會迫使企業出具合規的財務報告，降低重大錯報風險，提高審計質量。另一方面增加了企業與審計師串謀不報告的成本，在一定程度上保護了審計師的獨立性，提高了審計質量。其次，實地調研行為反映了市場對企業的關注程度，市場對企業的關注會進一步帶來對審計師行為的關注。“深口袋”理論指出，審計師要為其出具的審計報告質量承擔責任，一旦審計失敗，審計師將會面臨訴訟風險從而帶來無法估量的損失。因此為了維持聲譽、降低訴訟風險，審計師會更加謹慎并且投入更多的精力去開展審計程序進而提高審計質量[14]。

基于此，本文提出假設1。

H1：機構投資者的實地調研行為能夠提高審計質量。

（二）機構投資者實地調研影響實地調研的路徑

機構投資者實地調研一方面能夠降低信息不對稱，通過挖掘報表上無法體現的具有價值的增量信息，為審計師提供多元化全面的企業信息，從而幫助審計師發現企業違規，提高審計質量。從審計師的執業要求來說，一名合格的注冊會計師不僅需要通過嚴格的專業資格考試，還要積累一定的實際經驗才能上崗，其業務能力有所保障。并且審計師并不是孤軍奮戰，而是在團隊中與各個成員相互配合、優勢互補，因此有足夠的專業能力識別企業的違規行為。其次審計是一項長期服務，會計師事務所一般與被審計單位維持著長期的合作關系，對被審計單位的了解也較為深入。陶雄華等[12]指出，從職業道德和行業規范上來看，審計師在執行審計程序之前應該對企業進行了全面充分的了解，因此機構投資者實地調研的信息效應所能發揮的作用有效。

機構投資者實地調研另一方面通過施加監督給予企業和審計師一定壓力，保護審計師的獨立性。謝獲寶等[15]以2001—2016年被證監會行政處罰的注冊會計師為研究對象，發現受罰審計師在受罰前審計質量差主要是由于獨立性的缺失而不是專業能力的不足。企業與會計師事務所雖然在形式上簽訂了合約，但是企業掌握了聘任權和費用支付權。如果會計師事務所出具非標審計意見，企業實際上會通過更換事務所而不是提高財務報告的規范程度來改變現狀。由于審計是一項專屬服務，難以轉移到下一個客戶，會計師事務所需要維持長期的合作關系以收取租金的方式收回成本、獲得收益，審計師的獨立性難以得到保障。同時，審計師也有可能存在職業操守問題，在審計工作中未能投入足夠的精力，從而導致審計失敗。此時，機構投資者實地調研的監督效應能夠更加顯著影響企業和審計師行為，進而提高審計質量。

基于此，本文提出假設2。

H2：機構投資者實地調研能夠通過信息效應和監督效應提高審計質量，且監督效應起主要作用。

三、研究設計

（一）數據來源與樣本選擇

目前，在深交所網站“互動易”中的“投資者關系”平臺能夠查詢到的上市公司實地調研情況數據最早是2012年，但樣本量相比其他年份要少很多。此外深交所要求從2013年起上市公司要嚴格執行《信息披露業務備忘錄第41號——投資者關系管理及其信息》，因此本文選取深交所A股2013—2019年的數據。機構投資者實地調研、審計質量、信息不對稱和其他變量數據來自國泰安數據庫，國內十大事務所排名數據來自中注協網站。

基于研究設計的需要，本文對樣本進行了如下的篩選：（1）為了滿足修正的瓊斯模型分年度分行業回歸的大樣本需求，剔除年度行業組合數量小于30的樣本;（2）剔除金融業、ST與？觹ST的樣本;（3）剔除實地調研信息披露不完全和其他關鍵變量數據缺失的樣本。最終共得到10?367個樣本。此外，本文還對所有連續變量在1%的水平上進行了縮尾處理。

（二）變量設計

1.被解釋變量：審計質量（AQ）。目前主要是從過程輸入和結果輸出兩個方面來衡量，但是還沒有形成一個具有廣泛共識的衡量標準。張宏亮等[16]指出盈余管理和會計師事務所規模這兩個指標是我國審計質量良好的替代指標。本文參考蔣堯明等[17]的做法，采用可操縱性應計利潤的絕對值來衡量審計質量，借鑒Dechow?et?al.[18]的研究，采用修正后的瓊斯模型計算可操縱性應計利潤的絕對值DA，DA的取值越大說明審計質量越差。在穩健性檢驗部分，用會計師事務所規模（Big）作為審計質量的替換變量。

計算方法如下：首先分行業分年度對式1進行最小二乘法回歸，得到系數1、1、1。接著將1、1、1代入式2，計算得到非操縱性應計利潤（NDA）。然后帶入式3用總應計利潤（TA）減去NDA，估計得出可操縱性應計利潤并取絕對值得到DA。

式中，TAi，t表示i公司在t年的總應計利潤，等于凈利潤減去經營活動現金凈流量;Ai，t-1表示i公司在t-1年末的總資產;ΔREVi，t表示i公司在t年的主營業務收入的改變量;PPEi，t表示i公司在t年末的固定資產凈額;ΔRECi，t表示i公司在t年的應收賬款的凈額的改變量。

2.解釋變量：投資者實地調研（Visit）。參考張勇[4]的做法，主要從兩個方面來衡量實地調研活動。第一，企業是否被實地調研（Visitif）即上市公司在一個會計年度內是否接待了機構投資者實地調研活動的啞變量。第二，進一步細分為機構投資者實地調研的頻度（Visitfre）、廣度（Visitins）和深度（Visitpro）即上市公司在一個會計年度內接待機構投資者實地調研活動的次數、機構數、調研問題數，并且加1取自然對數。

3.中介變量：信息不對稱程度（IAs）。借鑒Bhattacharya?et?al.[19]的研究方法，參考夏子航等[20]的做法，從財務透明度的角度用盈余平滑度指標來衡量信息不對稱。具體來說，計算公司當年的經營現金流與上一年年末總資產之比以及當年凈利潤與上一年年末總資產之比，然后分別計算這2個指標過去4年（包含當年）的標準差（第1個指標的標準差表示經營現金流的變異程度，第2個指標的標準差表示凈利潤的變異程度），接著計算經營現金流的變異程度與凈利潤的變異程度之比，最后進行十分位數排序，以整數1到10對10個區間進行排序賦值，該指標取值越大，說明收益波動偏離正常水平的程度越大，信息不對稱程度越高。

4.控制變量。參考相關文獻，本文控制了公司規模、資產負債率、是否虧損、盈利能力、董事會規模、獨立董事比例、審計業務復雜度、審計意見、事務所規模、產權性質、主營業務增長率、年份固定效應以及行業固定效應。

具體定義見表1。

（三）模型構建

本文擬構建基礎模型，檢驗H1，預計系數顯著為負。

參考陶雄華等[12]的做法來檢驗H2，從總效應中剝離信息效應來度量監督效應，即構造信息不對稱的中介效應模型，間接效應為信息效應，直接效應則為監督效應。參考溫忠麟等[21]采用逐步回歸檢驗系數的方法構建中介效應模型，具體模型如下：

其中，式4中的系數β衡量了機構投資者實地調研對審計質量的總效應;式5中的系數η與式6中的γ分別衡量了機構投資者實地調研對信息不對稱的作用以及信息不對稱對審計質量的作用，兩者的乘積衡量了信息不對稱中介效應的大小;式6中的λ衡量了間接效應的大小，如果在控制了信息效應之后顯著為負，說明機構投資者實地調研還能夠通過監督效應提升審計質量。

四、實證分析

（一）描述性分析

表2列示了研究模型中相關變量的描述性統計結果，其中可操縱性應計利潤絕對值（DA）的最小值為0，最大值為2.14，中位數為0.05，表明深市A股上市公司之間的審計質量存在一定的差異。是否被實地調研（Visitif）的均值為0.63，說明超過六成的上市公司都接待了機構投資者的實地調研。進一步來看，機構投資者實地調研頻度（Visitfre）的均值為0.99即上市公司平均每年要接待3.40次的機構投資者實地調研活動，說明機構投資者實地調研行為較為頻繁。頻度（Visitfre）、廣度（Visitins）和深度（Visitpro）標準差為0.954、1.672、1.727，表明各個企業接待機構投資者實地調研活動存在一定差別。事務所規模（Big）的均值為0.56，說明樣本中超過半數的公司都選擇了國際四大或國內十大進行審計，此外樣本中有24%的公司為國企。

（二）相關性分析

表3為主要變量的相關系數表，從表中可以看到機構投資者實地調研（Visitif、Visitfre、Visitins、Visitpro）與審計質量（DA）與之間存在顯著的負相關關系，初步證明了H1。機構投資者實地調研（Visitif、Visitfre、Visitins、Visitpro）與事務所規模（Big）存在著顯著的正相關關系，初步驗證了H1的穩健性。

（三）實證結果分析

1.機構投資者實地調研對審計質量的影響

表4給出了2013—2019年間全樣本數據混合OLS回歸的結果，方程擬合優度均大于0.15，說明模型4具有一定的解釋力，回歸結果具有較高的可信度。如第1列所示，在控制其他變量的前提下，實地調研啞變量（Visitif）的系數顯著為負，說明機構投資者實地調研活動能夠提高審計質量，驗證了H1。在控制變量方面，是否虧損（Loss）、審計業務復雜度（Recinv）的系數顯著為正，盈利能力（Roa）、產權性質（Soe）的系數顯著為負，與以往文獻的研究結果一致。

進一步細分，如表4的第2—4列所示，機構投資者實地調研活動的頻度、廣度和深度與審計質量不存在顯著的負相關關系，本文猜想這三個變量和審計質量可能不是簡單的線性關系，在下文會做進一步分析。

2.機構投資者實地調研對審計質量的影響路徑分析

表4的后三列給出了機構投資者實地調研（基于實地調研的啞變量）影響審計質量路徑分析的回歸結果，第6列中系數η顯著為負以及第7列中系數γ顯著為正表明機構投資者實地調研能夠通過降低信息不對稱程度提升審計質量。并且系數λ為-0.006，在5%的水平上顯著，說明控制了信息效應后機構投資者實地調研仍能通過監督效應提升審計質量，監督效應大約占總效應的96.57%，驗證了H2。為了更加直觀地比較兩種影響路徑，本文還用Bootstrap抽樣1?000次對中介效應模型的系數及差異的顯著性進行檢驗（未控制聚類穩健標準誤），即分析比較信息效應和監督效應。表5顯示了抽樣1?000次的檢驗結果，信息效應的系數約為-0.00023，監督效應的系數約為-0.00648且占總效應的96.57%，兩者的系數差異在10%的水平上顯著，表明監督效應發揮的作用更大，進一步驗證了H2。

五、穩健性檢驗

（一）工具變量法

機構投資者實地調研與審計質量之間可能存在內生性問題，機構投資者實地調研能夠提高審計質量，但是企業的審計質量也可能會影響機構投資者的實地調研活動。借鑒程小可等[22]和董永琦等[23]的做法，用上市公司所在行業實地調研發生程度（Vm），即用當年所在行業發生過實地調研的企業數與所在行業總企業數之比和上市公司辦公地址所在城市當年的高鐵數量（Rs）作為工具變量。這兩者與實地調研活動緊密相關，同時也與單個企業的審計質量無關，因此可以作為本研究的工具變量。

上市公司辦公地址數據來自于國泰安數據庫，城市高鐵站數量數據來自于中國研究數據服務平臺（CNRDS）。如表6所示，兩個工具變量與機構投資者實地調研（Visitif）顯著正相關，控制了內生性后機構投資者實地調研（Visitif）與審計質量（DA）仍然顯著負相關，但是此時系數和顯著性水平有明顯的提升，說明了該模型控制內生性問題的必要性?？偠灾?，在控制了內生性問題后本文的主要結論不變。

（二）替換變量

本文用事務所規模作為審計質量的替換變量進行logit回歸，預期回歸系數為正，從表7回歸結果來看，與前文的研究結果一致。表7還給出了影響路徑分析的回歸結果，表明機構投資者實地調研能夠通過降低信息不對稱提升審計質量也能通過監督效應提升審計質量，監督效應約占總效應的97.36%，支持本文的研究結論。

六、進一步分析

（一）機構投資者實地調研的頻度、廣度和深度與審計質量的非線性關系

通過前文的分析發現，機構投資者實地調研的頻度、廣度和深度與審計質量不存在顯著的線性關系，因此可能存在非線性關系。首先，過度的實地調研活動可能反映了“濫調研”的現象，隨著調研次數、機構數、互動問題數的增加，調研的信息效應和監督效應并沒有相應地增加，反而為企業和審計師合謀操縱財務信息提供了孵化的空間。事實上，機構頻繁調研某些上市公司只是為了炒作某些信息達到短期交易獲利的目的，而不是進行有效的價值評估，有些機構甚至未能做足調研的準備工作也懶于進行生產車間的實地考察。通過觀察分析，發現調研較為頻繁的上市公司，即使相隔時間較長，不同的投資者仍在詢問重復的問題，這在一定程度上表明了實地調研效率不高的現象。其次，過度的實地調研活動可能會激發企業盈余操縱的動機，傷害審計師的獨立性，降低審計質量。多次接受實地調研確實是會讓企業處于被關注的中心和焦點，形成多方面的監管，但是也正因為如此，基于期望違背理論，一旦企業違背了投資者的期望值，會引發投資者的強烈反應[24]。為了穩定股價、迎合或者說達到市場的預期，企業需要保持一個良好且穩定的業績，此時如果管理層不能使公司健康發展，將會面臨解雇的危機，這種壓力會激發管理層機會主義行為。

為了解決二次項回歸的共線性問題，先對解釋變量去中心化再取平方項進行回歸。從表8看來，實地調研的頻度（Visitfre）、廣度（Visitins）、深度（Visitpro）與DA存在顯著的U型關系，即與審計質量存在倒U型關系，在適度的范圍內能夠提高審計質量，但過度反而會降低審計質量。此外，利用utest進一步進行檢驗，表明二次項關系在1%的水平上顯著。

（二）異質性分析

前文已經證明了接待了機構投資者實地調研活動的企業審計質量更高，那么這種提高作用是否會受到不同情境的影響？本文將進一步區分企業經營狀況、產權性質和外部制度環境對這兩者關系的異質性影響。

1.經營狀況的異質性

當企業面臨較差的經營狀況時，管理層迫于壓力不得不變更會計政策進行盈余操縱，審計師為了與客戶長期合作也會默許這種行為，此時機構投資者的實地調研所發揮的治理效應會更大。本文采用企業當年盈利能力（Roa）即總資產凈利率作為經營狀況的衡量指標，從表9中可以看出，機構投資者實地調研（Visitif）和經營狀況（Roa）的交乘項在1%的水平上顯著為正，說明經營狀況具有調節作用，會削弱機構投資者實地調研對審計質量的提高作用。

2.產權性質的異質性

在我國，上市公司的產權根據實際控制人的性質可以分為國有控制和非國有控制兩類。不同產權下，管理層盈余操縱的動機存在差異，發生財務錯報、審計合謀的可能性也有所區別。相較于國有企業以服務國家和社會為主的經營目的，非國有企業以實現企業價值最大化為目標，管理層的薪酬與企業的價值創造掛鉤，加之較為缺乏政府的支持，融資的壓力會迫使企業需要向外部傳達一些利好的消息以達到吸收投資的目的，此時管理層更容易收買審計師，進而損害審計質量。此外，非國有企業的制度管理、內控質量與國企相比還存在一定差距[25]，其對審計工作的配合程度要低于國有企業，在一定程度增加了審計師的工作壓力和工作量。因此，非國有企業中，機構投資者實地調研對審計質量的影響更加顯著。

表9顯示了2013—2019年以產權分組回歸的結果，在非國有企業樣本中機構投資者實地調研（Visitif）的系數顯著為負，而國有企業樣本中機構投資者實地調研（Visitif）與審計質量（DA）的負相關關系依然存在，但是在統計意義上不再顯著。

3.制度環境的異質性

制度環境是影響審計質量的一個重要因素，良好的制度環境有更高的市場水平、更有效的法治環境、更完善的金融發展機制，能夠放大機構投資者實地調研活動的信息作用和監督作用，加大了違規行為被發現的風險和懲罰成本，進而加強了對審計行為的監管作用。參照谷文林等[26]，用市場化指數衡量企業的制度環境，數據來源于王小魯等編著的《中國分省份市場化指數報告（2018）》。對全樣本按市場化總指數排序分為市場化水平高和市場化水平低的兩組樣本，進行分組比較。

如表9所示，在市場化水平高的樣本中實地調研啞變量（Visitif）與審計質量（DA）的回歸系數為-0.011，在1%的水平上顯著，而市場化水平低的樣本中不存在顯著的負相關關系。因此，制度環境良好的企業中，機構投資者實地調研對審計質量的提高作用更明顯。

七、研究結論與對策建議

本文以2013—2019年深市A股上市公司為研究樣本分析了機構投資者實地調研對審計質量的影響以及這種影響的實現路徑，并且分析了經營狀況、產權和制度環境的異質性，還進一步研究了實地調研活動的頻度、廣度和深度與審計質量的非線性關系。研究發現：總體而言，機構投資者的實地調研活動能夠通過降低信息不對稱以及給企業和審計師施加監督來提高審計質量，信息效應發揮的作用有限，監督效應占主要地位;在經營狀況較差、非國有控制以及制度環境良好的企業中，機構投資者實地調研對審計質量的提高作用更加顯著;進一步分析發現，機構投資者實地調研活動的頻度、廣度和深度對審計質量存在倒U型的影響，過度的實地調研活動反而會傷害審計質量。

本文的研究結論延伸了機構投資者的相關研究，有助于全面認知機構投資者實地調研的治理作用，不僅能夠影響企業的微觀決策和管理層行為，還能在一定范圍內對獨立審計起到正面的治理作用。為了提高審計質量、保護投資者的利益、維護資本市場的有效運行，根據本文的研究結論，提出以下建議：（1）在鼓勵機構投資者走進上市公司實地調研的同時，也要做好實地調研活動的監管。監管層一方面應該完善實地調研的制度管理、不斷規范調研信息披露的及時性和完整程度、做好調研活動流程的規范管理，另一方面可以推廣更多形式相結合的實地調研活動以避免“走馬觀花”降低監管效率。（2）機構投資者要珍惜實地調研的機會，發揮好外部治理作用，推動企業信息質量健康發展。要做到在調研前做好準備，調研中科學嚴謹，調研后及時報告分析，以提高實地調研的有效性。（3）在培養、提高審計師專業勝任能力的基礎上，要更加關注保護審計師的獨立性，監管機構可以出臺更多如實地調研這樣能發揮監管作用的措施。（4）實地調研活動應該差異化，在非國有控制或者經營狀況較差的企業中，調研的形式和內容要更豐富和完整。此外，還要進一步推動我國不同地區制度環境的建設，幫助機構投資者發揮有效的治理作用。

【參考文獻】

[1]?譚勁松，林雨晨.機構投資者對信息披露的治理效應——基于機構調研行為的證據[J].南開管理評論，2016，19（5）：115-126，138.

[2]?黎文靖，潘大巍.分析師實地調研提高了信息效率嗎？——基于年報市場反應的分析[J].會計與經濟研究，2018，32（1）：21-39.

[3]?曹新偉，洪劍峭，賈琬嬌.分析師實地調研與資本市場信息效率——基于股價同步性的研究[J].經濟管理，2015，37（8）：141-150.

[4]?張勇.產權性質、投資者實地調研與企業債務融資成本[J].廣東財經大學學報，2020，35（4）：72-86，102.

[5]?鐘芳.機構投資者實地調研能緩解企業非效率投資嗎？[J].財經問題研究，2020（4）：56-65.

[6]?林婷，張勇，許東彥.機構投資者實地調研、信息環境與投資不足——基于信息不對稱的視角研究[J].投資研究，2019，38（8）：99-123.

[7]?丁方飛，范思妤，陳如焰.機構投資者實地調研能抑制企業稅收規避嗎？——基于文本分析的證據[J].財經理論與實踐，2019，40（6）：98-105.

[8]?潘俊，景雪峰，劉金釗.投資者實地調研、業績壓力與企業避稅[J].上海財經大學學報，2019，21（5）：85-96.

[9]?DE?ANGELO?L?E.Auditor?size?and?audit?quality[J].Journal?of?Accounting?and?Economics，1981，3（3）：183-199.

[10]?肖斌卿，彭毅，方立兵，等.上市公司調研對投資決策有用嗎——基于分析師調研報告的實證研究[J].南開管理評論，2017，20（1）：119-131.

[11]?譚松濤，崔小勇.上市公司調研能否提高分析師預測精度[J].世界經濟，2015，38（4）：126-145.

[12]?陶雄華，曹松威.證券交易所非處罰性監管與審計質量——基于年報問詢函信息效應和監督效應的分析[J].審計與經濟研究，2019，34（2）：8-18.

[13]?史元，羅云.簽字注冊會計師重新上任會影響審計質量嗎？——來自強制輪換簽字注冊會計師公司的經驗證據[J].南京審計大學學報，2019，16（6）：10-18.

[14]?許汝俊，袁天榮.審計師感知分析師行為的新解釋——?一個關于分析師調研行為的探索[J].審計研究，2018（2）：87-95.

[15]?謝獲寶，劉芬芬，惠麗麗.能力不足還是獨立性缺失——基于污點審計師審計質量的實證檢驗[J].審計研究，2018（3）：71-79.

[16]?張宏亮，文挺.審計質量替代指標有效性檢驗與篩選[J].審計研究，2016（4）：67-75.

[17]?蔣堯明，張雷云.審計師-客戶兼容性是否影響審計收費與審計質量[J].當代財經，2019（8）：117-127.

[18]?DECHOW?P?M，DICHEV?I?D.The?quality?of?accruals?and?earnings：the?role?of?accrual?estimation?errors[J].The?Accounting?Review，2011，77（S1）：35-59.

[19]?BHATTACHARYA?U，et?al.The?world?price?of?earnings?opacity[J].The?Accounting?Review，2003，78（3）：641-678.

[20]?夏子航，馬忠，陳登彪.信息不對稱、會計穩健性與集團信貸模式[J].中南財經政法大學學報，2015（5）：88-97，107，159.

[21]?溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析：方法和模型發展[J].心理科學進展，2014，22（5）：731-745.

[22]?程小可，李昊洋，高升好.機構投資者調研與管理層盈余預測方式[J].管理科學，2017，30（1）：131-145.

[23]?董永琦，宋光輝，丘彥強，等.基金公司實地調研與股價崩盤風險[J].證券市場導報，2019（1）：37-47.

[24]?張丹妮，劉春林.分析師推薦評級與股價崩盤風險——基于期望違背壓力視角的思考[J].中國經濟問題，2020（3）：90-104.

[25]?王愛群，阮磊，王藝霖.基于面板數據的內控質量、產權屬性與公司價值研究[J].會計研究，2015（7）：63-70，97.

[26]?谷文林，孫靜思.股權質押、制度環境對企業創新的影響研究[J].南京社會科學，2020（8）：29-35，45.