審計師行業專長與公司違規：監督還是合謀?

周靜怡 劉 偉 陳 瑩

(1.暨南大學，廣東 廣州 510632；2.華南師范大學，廣東 廣州 510631)

一、引言

近年來，我國上市公司違規丑聞頻發，影響惡劣，引發社會各界的持續廣泛關注。層出不窮的財務造假、股價操縱、內幕交易等違規行為不僅動搖了投資者對資本市場的信心，使投資者蒙受巨大財富損失，也嚴重損害了供應商、消費者、公司員工、同行業競爭者、社會公眾等其他利益相關者的利益。而諸如毒奶粉、問題疫苗等食品、藥品安全問題更是導致相關行業形象崩塌、聲譽盡毀，身陷信任危機。因此，深入探究公司違規行為的治理機制顯得尤為迫切且至關重要。

公司違規是指公司在信息披露、經營與交易等方面違反相關規定，且受到證監會、司法部門以及公安機關等機構公開譴責、批評和處罰的行為。現有研究形成的基本共識是，公司違規行為會引發一系列負面后果，如減損公司價值(Karpoff et al.,1999)、降低資本配置效率(Kedia et al.,2009)、破壞金融市場穩定(Amiram et al.,2018)等，從而嚴重威脅資本市場的健康發展。但是，對于如何識別并有效防范及治理公司違規行為，我們仍然知之甚少。已有研究發現，獨立董事、媒體報道、機構投資者持股等公司內外部治理因素能夠有效約束公司的違規行為(Beasley,1996；Miller,2006；Dyck et al.,2010；陸瑤 等，2012)，但鮮有文獻關注第三方審計對公司違規行為的影響。

理論上，審計師行業專長對公司違規行為既有“監督效應”，又有“合謀效應”。一方面，審計師作為外部治理機制可以有效監督上市公司。具有行業專長的審計師能夠利用其所擁有的專業知識、技能和經驗發揮監督作用，從而抑制公司違規行為。另一方面，審計師與客戶存在“合謀”行為。為獲取高額收費，審計師可能會輔助客戶實施違規行為，如操縱盈余(劉啟亮，2006)、降低會計穩健性(朱松 等，2010)、助長避稅(魏春燕，2014)等。因此，有必要厘清審計師行業專長是否以及如何影響公司違規行為。

本文以2006—2015年滬深A股上市公司為研究樣本，探討審計師行業專長對公司違規行為的影響及其作用機制。較之已有研究，本文可能的貢獻主要體現在：(1)豐富了公司違規行為影響因素的研究。現有文獻主要考察了董事會結構、獨立董事背景、高管薪酬激勵、員工期權授予等公司內部治理機制對公司違規行為的影響(Beasley，1996；Goldman et al.,2006；Burns et al.,2006;Dyck et al.,2010;Khanna et al.,2015;陸瑤 等,2016a)，而基于公司外部治理機制視角的研究并不多見。本文從審計師行業專長切入，考察外部治理機制對公司違規行為的影響，是對已有相關文獻的有益補充。(2)拓寬了審計師行業專長的研究視角。針對審計師行業專長能否有效發揮外部治理功能，已有研究結論尚存分歧。部分研究發現，審計師行業專長具有外部治理作用，能夠降低股價同步性(高增亮 等，2019)、提高企業或有事項的信息披露水平(張婷 等，2019)以及促進企業創新投資(李姝 等，2021)等。而另一部分研究則指出，審計師與客戶之間存在“合謀”行為，從而導致客戶IPO后業績變臉(劉迪 等，2019)、年報信息披露質量降低(王嘉鑫 等，2020a)以及審計報告造假(王可第 等，2021)等。本文以公司違規作為切入點，研究審計師行業專長對公司行為的影響，豐富了審計師行業專長經濟后果方面的研究。(3)研究結論為監管機構監管與治理公司違規行為提供了重要啟示。

二、文獻回顧、理論分析與研究假說

(一)文獻回顧

1.公司內外部治理因素與公司違規行為

已有研究側重于從公司內部治理層面探尋公司違規行為的成因，而對公司外部治理層面影響因素的關注則相對不足。

(1)內部治理因素的影響。從已有文獻來看，與公司違規行為緊密相關的內部治理因素大致可歸為三個方面：一是管理層或員工動機。Goldman et al.(2006)認為，基于股權的薪酬激勵或與短期股價直接相關的薪酬激勵雖然可以促進管理層努力工作，但也會強化管理層違規的動機。Burns et al.(2006)證實了上述理論預期，發現強激勵的薪酬合約與財務違規行為正相關。Dyck et al.(2010)認為，員工在違規行為被揭發的過程中發揮著重要作用，具體體現在：一方面，監管機構可以通過金錢獎勵激發員工舉報公司違規行為；另一方面，公司也可以通過向員工授予股票期權的方式，誘導員工對公司違規行為保持沉默。二是董事會結構。Beasley(1996)發現，獨立董事比例越高的公司，財務違規行為越少。三是管理層與董事之間的社會聯系。Khanna et al.(2015)發現，CEO在任期內任命的高管和董事比例越高，公司違規傾向越嚴重，并且當違規行為被揭發后，公司CEO被解職的概率越低。陸瑤等(2016a)發現，CEO與董事間的“老鄉”關系會顯著提高公司違規傾向，同時降低違規后被稽查的概率。

(2)外部治理因素的影響。傳統理論認為產品市場競爭是一種重要的公司外部治理機制。然而，滕飛等(2016)卻發現公司所處行業的產品市場競爭越激烈，公司違規傾向越高，并且違規行為被監督稽查的可能性越低。此外，還有相當數量的文獻研究了信息中介以及機構投資者對公司違規行為的影響。比如：Miller(2006)、Dyck et al.(2010)研究發現，媒體報道能夠顯著提高公司違規行為被發現的概率；陸瑤等(2012)研究結果顯示，機構投資者持股比例越高，公司違規傾向越低，且違規被稽查的可能性越高。

2.審計師行業專長與公司治理

關于審計師行業專長能否有效發揮外部治理作用，已有研究并未達成一致結論。多數研究表明，審計師行業專長能夠有效發揮外部治理作用。Kwon et al.(2007)發現，在外部法律環境不盡完善時，審計師行業專長更有利于提高盈余質量。DeBoskey et al.(2012)發現，審計師行業專長減少了銀行管理層使用貸款損失準備金平滑盈余的情況，在管理層操控會計選擇時起到了約束作用。范經華等(2013)發現，審計師行業專長能夠抑制公司的應計和真實盈余管理行為。此外，還有研究表明，審計師行業專長有助于提高客戶信息披露質量(Dunn et al.,2004)、降低知情交易概率(陳小林 等，2013)、提高現金價值(Kim et al.,2015)、提高資本分配效率(Su et al.,2016)、降低費用粘性(宋常 等，2016)、緩解資產誤定價(王生年 等，2018)、降低匯率風險(劉繼紅 等，2019)以及提高投資效率(趙藝 等，2020)等。然而，也有少部分研究結果顯示，審計師行業專長未能有效發揮外部治理作用。魏春燕(2014)發現，審計師行業專長會助長客戶避稅，尤其是當事務所對客戶的收入依賴性較強或審計任期較長時，審計師更有可能利用其行業專長幫助客戶避稅。李思飛等(2014)發現，隨著審計任期的增加，當具備行業專長的審計師對行業內客戶的經濟依賴度增大時，審計質量趨于降低。

(二)理論分析與研究假設

公司違規行為產生的原因主要包括兩個方面：一是客觀條件。較差的公司治理環境以及較高的內、外部人之間的信息不對稱程度，為公司實施違規行為提供了機會。二是主觀動機。違規行為雖可以給內部人帶來短期收益，但也存在很高的違規成本(違規行為被稽查的可能性與被稽查的實際損失的乘積)。一旦違規行為被稽查，公司則可能面臨行政處罰、民事賠償、媒體負面評價、融資成本上升、產品銷售受阻等一系列問題。因此，本文認為，審計師行業專長主要通過影響實施違規行為的機會與成本，進而對公司違規行為產生影響。理論上，審計師行業專長對公司違規行為既可能存在“監督效應”，也可能存在“合謀效應”。

一方面，審計師行業專長具有外部監督作用，能夠有效抑制公司違規行為。首先，審計師行業專長可以通過下述兩條渠道限制客戶實施違規行為的客觀條件，從而降低公司違規傾向。其一，改善公司治理環境。受聲譽機制的約束，具備行業專長的審計師為了降低由審計失敗帶來的職業風險，有強烈的動機抑制客戶的機會主義行為(范經華 等,2013；宋常 等,2016)，降低公司代理成本。其二，緩解內、外部人之間的信息不對稱。基于聲譽和專業勝任能力兩方面的考慮，與不具備行業專長的審計師相比，具備行業專長的審計師更傾向于監督其客戶提高信息披露質量(Dunn et al.,2004；Kwon et al.,2007)，降低內、外部人之間的信息不對稱程度。其次，在內部人短期收益不變的情況下，審計師行業專長可以通過提升公司違規行為被稽查的可能性從而增加客戶的違規成本，弱化公司實施違規行為的主觀動機。由于具備行業專長的審計師在開展工作時更可能秉持職業懷疑態度(王嘉鑫 等，2020b)，加強對客戶的全過程監督，因此違規行為被稽查的可能性顯著提升。

另一方面，審計師與客戶之間的“合謀”會助長公司違規行為。首先，具備行業專長的審計師可能會利用客觀條件幫助客戶實施違規行為，從而提高公司違規傾向。與西方成熟資本市場相比，中國資本市場的法律制度不夠完善，對中小投資者的利益保護較為不足。因此，審計失敗帶來的訴訟風險和經濟損失較低(魏春燕，2014)，具備行業專長的審計師具有動機利用較差的公司治理環境以及較嚴重的內、外部人之間的信息不對稱輔助客戶開展違規行為。其次，審計師行業專長可以通過降低公司違規行為被稽查的可能性進而減少客戶的違規成本，強化公司實施違規行為的主觀動機。為獲取高額審計收費，審計師具有動機粉飾審計報告以協助客戶實施違規行為(王可第 等，2021)。相比于不具備行業專長的審計師，具備行業專長的審計師擁有更加豐富的專業知識、技能以及經驗，粉飾審計報告的能力更強，從而能夠顯著降低公司違規行為被稽查的可能性。

基于上述分析，本文提出如下競爭性假說：

H1a

：

審計師行業專長能夠降低公司違規傾向以及提高公司違規被稽查的可能性，即具備行業專長的審計師對公司違規行為具有“監督效應”；H1b

：

審計師行業專長能夠助長公司違規傾向以及降低公司違規被稽查的可能性，即具備行業專長的審計師對公司違規行為具有“合謀效應”。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文以2006—2015年滬深A股上市公司為樣本。由于2005年進行了股權分置改革，2006年后開始有較為完整的股權分置改革后的數據，因此參照滕飛等(2016)的做法，選擇2006年為研究起始年份。本文對初始樣本進行了如下篩選：(1)剔除金融、保險類上市公司；(2)剔除ST、PT等處于特別處理狀態的公司；(3)剔除關鍵變量缺失的樣本。經過上述處理，最終得到13038個觀測值。所有數據均來自CSMAR數據庫。此外，為避免極端值的影響，本文對所有連續變量進行了上下1%的縮尾(Winsorize)處理。

(二)研究方法與模型構建

在研究公司違規行為時會遇到樣本部分可觀測的問題，即樣本數據中可觀測的違規行為是已經發生且被稽查的，而發生違規行為但沒有被稽查的公司樣本是不可觀測的。樣本的部分可觀測可能會帶來兩個識別上的問題：其一，可觀測的違規行為實際上取決于兩個不可觀測的潛變量，即違規傾向和違規被稽查的可能性。只要違規被稽查的概率不等于1，可觀測的違規傾向就不等于實際違規行為。其二，違規傾向與違規被稽查的概率是相關的。違規被稽查的概率越高，說明違規成本越高，內部人實施違規行為的傾向相應越低。如果不考慮違規傾向與違規被稽查的概率的相關性，則可能會損失參數估計的效率。因此，借鑒已有文獻(陸瑤 等，2012；Khanna et al.,2015；陸瑤 等，2016a；滕飛 等，2016)的做法，本文采用部分可觀測的Bivariate Probit模型將公司違規并被稽查(Violation)區分為公司違規傾向(Fraud)和違規被稽查的可能性(Detect)。具體公式如下：

(1)

(2)

Violation=Fraud×Detect

(3)

其中，Violation=1表示公司i在t年度違規并被稽查，Violation=0表示公司i在t年度沒有違規或者存在違規但沒有被稽查，其概率分布如下：

P(Violation=1)=P(Fraud×Detect=1)

=P(Detect=1|

Fraud=1)×P(Fraud=1)

=φ(δX,ηX,ρ)

(4)

P(Violation=0)=P(Fraud×Detect=0)

=P(Detect=0|Fraud=1)×P(Fraud=1)+P(Fraud=0)

=1-φ(δX,ηX,ρ)

(5)

其中，φ為二元正態分布函數。因此，Violation的對數似然函數為：

L(δ,η,ρ)=∑log(P(Violation=1))+∑log(P(Violation=0))

=∑(Violation×log(φ(δX,ηX,ρ))+(1-Violation)×log(1-φ(δX,ηX,ρ)))

(6)

本文利用最大似然法對模型(6)進行參數估計。根據Poirier(1980)，在部分可觀測的Bivariate Probit模型中區分公司違規傾向(Fraud)和違規被稽查的可能性(Detect)，要求X和X分別包含公司違規傾向和違規被稽查的可能性的影響因素，兩部分的影響因素要求不完全相同且解釋變量數據有足夠的變化。本文的變量選取滿足上述條件。

(三)變量定義

1.被解釋變量：公司違規行為

如上文所述，本文使用虛擬變量Violation來衡量公司當年是否違規并被稽查。若公司發生違規行為且被稽查，則Violation=1，否則Violation=0。

2.解釋變量：審計師行業專長

參考已有研究(魏春燕，2014；劉繼紅 等，2019)的做法，本文使用以客戶主營業務收入總額計算的行業市場份額(IMS)是否大于或等于10%來衡量審計師行業專長，用虛擬變量Expert表示。行業市場份額通過式(7)計算得到：

(7)

3.控制變量

本文借鑒公司違規傾向影響因素方面的研究(Beasley,1996;薄仙慧 等，2009;陸瑤 等，2012;Khanna et al.,2015;梅丹 等，2016; 滕飛 等，2016)，在公司違規傾向的回歸模型中納入如下控制變量：審計師獨立性(AuditIndp)、機構投資者持股比例(InsOwn)、監管環境與監管質量(MI_Law)、產品競爭程度(HHI)、國有股比例(Stateh)、股權集中度(Top5)、兩職合一(Dual)、公司規模(Size)、股票年收益率(Return)、董事會規模(Board)和獨立董事比例(IndRatio)。同時，本文還參考公司違規被稽查可能性影響因素方面的研究(Povel et al.,2007；Johnson et al.,2007；Wang et al.,2010；陸瑤 等，2012；Khanna et al.,2015；陸瑤 等，2016b；梅丹 等，2016；滕飛 等，2016)，在公司違規被稽查可能性的回歸模型中引入如下控制變量：審計師獨立性(AuditIndp)、機構投資者持股比例(InsOwn)、監管環境與監管質量(MI_Law)、產品競爭程度(HHI)、收入增長率(Growth)、經營業績(ROA)、資產負債率(Leverage)、年平均交易換手率(TurnOver)、年回報波動率(StckVlt)、行業發展前景(IndustryQ和IndustryQ)和行業違規頻率(IndustryFrd)。

本文所有變量的說明如表1所示。

表1 變量說明

(四)描述性統計

表2列示了本文研究變量的描述性統計結果。公司違規并被稽查(Violation)的均值為0.17，說明約有17%的樣本公司發生違規行為并被稽查。審計師行業專長(Expert)的均值為0.17，說明約有17%的樣本公司聘請了具備行業專長的審計師。在控制變量方面，公司規模(Size)的最大值為25.80，最小值為19.81，標準差為1.23，表明樣本公司規模存在一定差異；收入增長率(Growth)的均值為0.20，經營業績(ROA)的均值為0.04，資產負債率(Leverage)的均值為0.46，表明樣本公司收入增長及負債水平適中，經營業績良好。其他變量的結果見表2，不再贅述。

表2 描述性統計結果

四、實證結果與分析

(一)審計師行業專長與公司違規行為

表3報告了審計師行業專長對公司違規行為影響的檢驗結果。列(1)的結果顯示，在違規概率方程中，Expert的回歸系數在5%的水平上顯著為負；列(2)的結果顯示，在違規被稽查概率方程中，Expert的回歸系數在10%的水平上顯著為正。這表明，審計師行業專長顯著降低了公司違規傾向，同時提高了公司違規被稽查的可能性，即具備行業專長的審計師對公司違規行為具有“監督效應”。由此，H1a得到驗證。

從控制變量的回歸結果來看，在公司違規傾向方面，監管環境與監管質量(MI_Law)的回歸系數顯著為負，表明外部監管質量越高，其對公司的威懾力越大，從而公司違規傾向越低；兩職合一(Dual)的回歸系數顯著為正，表明管理層權力越大，公司違規傾向越高；公司規模(Size)的回歸系數顯著為負，表明隨著公司規模的增大，公司違規傾向逐漸降低。這些結果與已有文獻(滕飛 等，2016；陸瑤 等，2016a)的發現一致。在公司違規被稽查的可能性方面，審計師獨立性(AuditIndp)的回歸系數顯著為正，表明審計師的獨立性越高，公司違規被稽查的可能性越高；監管環境與監管質量(MI_Law)的回歸系數顯著為正，表明隨著監管環境的完善以及監管質量的提升，公司違規被稽查的可能性逐步提高；公司收入增長率(Growth)和年平均交易換手率(TurnOver)的回歸系數顯著為正，表明營業收入增長率以及年平均交易換手率越高的公司，越容易被監管部門視為異常狀態，從而違規被稽查的可能性越高；資產負債率(Leverage)和行業違規頻率(IndustryFrd)對違規被稽查的可能性均存在顯著的正向影響。這些結果與已有文獻(陸瑤 等，2016a；蔡志岳 等，2007)的結論一致。

表3 審計師行業專長對公司違規行為的影響

(二)穩健性檢驗

1.考慮自選擇問題

為解決自選擇問題產生的偏誤，本文借鑒已有文獻(魏春燕，2014；陳小林 等，2013；王生年 等，2018)的做法，按照Heckman(1979)提出的兩階段模型修正樣本。第一階段為公司是否選擇具備行業專長審計師的Probit模型，用來估計逆米爾斯比率(Inverse Mill’s Ratio，IMR)。具體模型如下：

Expert=β+βLocal+βTenure+βSwitch+βAuditFee+∑γControl+ε

(8)

其中：Local表示會計師事務所與客戶所在地是否一致，若客戶總部與會計師事務所總部在同一省份，則Local取值為1，否則取值為0；Tenure表示審計任期，以會計師事務所為客戶連續服務年數衡量；Switch表示會計師事務所是否更換，若會計師事務所發生了更換，則Switch取值為1，否則取值為0；AuditFee表示審計費用，以審計費用的自然對數衡量。第二階段是將第一階段估計得到的IMR納入Probit模型。表4報告了Heckman兩階段回歸結果。由列(2)可知，IMR的回歸系數在10%的水平上顯著為正，表明樣本存在選擇偏誤；在控制IMR后，Expert的回歸系數仍然顯著為負，說明審計師行業專長能夠有效抑制公司違規行為。因此，在考慮自選擇問題后，研究結論與上文保持一致。

表4 Heckman兩階段回歸結果

2.工具變量法

當公司存在違規行為時，其可能會主動聘請具有行業專長的審計師來協助隱藏信息，因而本文的研究結論可能受反向因果關系帶來的內生性問題的影響。為了緩解上述內生性問題，本文借鑒李姝等(2021)的做法，選取滯后一期的審計師行業專長(Lag_Expert)作為Expert的工具變量。表5列示了具體的檢驗結果。由列(1)可知，Lag_Expert的回歸系數顯著為正，F統計量較大，說明本文選取的工具變量不太可能存在弱工具變量問題。Sargan檢驗顯示p值為0.911，表明本文選取的工具變量滿足外生性條件。由列(2)可知，在使用工具變量后，審計師行業專長(Expert)的回歸系數仍然顯著為負。因此，在考慮反向因果關系的影響后，本文研究結論并未發生改變。

表5 工具變量法回歸結果

3.考慮宏觀環境變化的影響

考慮到本文研究結論可能受股權分置改革、金融危機沖擊等宏觀因素的影響，我們分別在剔除2006—2007年和2008年的數據以及控制年度和行業交互效應的基礎上重新進行了分析，結果如表6所示。列(1)、(2)為剔除2006—2007年數據后的回歸結果，從中可見，Expert的回歸系數在違規概率方程中顯著為負，且在違規被稽查概率方程中顯著為正。列(3)、(4)為剔除2008年數據后的回歸結果，不難發現，在違規概率方程中，Expert的回歸系數在5%的水平上顯著為負；而在違規被稽查概率方程中，Expert的回歸系數在10%的水平上顯著為正。列(5)、(6)的結果顯示，在控制年度和行業交互效應后，Expert的回歸系數的符號和顯著性均與前述檢驗結果一致。綜上，在考慮宏觀環境變化的影響后，H1a仍然成立。

表6 考慮宏觀環境變化影響后的檢驗結果

4.重新衡量審計師行業專長

本文借鑒陳小林等(2013)的做法，將核心解釋變量替換為使用客戶主營業務收入總額計算的審計師行業專長的連續變量(IMS)，并重新采用部分可觀測的Bivariate Probit模型進行回歸分析。表7的估計結果顯示，在違規概率方程中，IMS的回歸系數在5%的水平上顯著為負；而在違規被稽查概率方程中，IMS的回歸系數在10%的水平上顯著為正。這表明審計師行業專長顯著地降低了公司違規傾向，同時提高了公司違規被稽查的可能性，與基準回歸結果一致。

表7 更換審計師行業專長的衡量方法

五、作用機制檢驗

上文研究結果表明，審計師行業專長能夠顯著降低公司違規傾向以及提高公司違規被稽查的可能性。然而，關于作用機制的探討仍停留在理論分析層面。接下來，從代理成本和信息不對稱兩方面對審計師行業專長抑制公司違規傾向的作用機制進行檢驗。

(一)代理成本機制

與不具備行業專長的審計師相比，具備行業專長的審計師為了避免因審計失敗造成的聲譽損失，其會利用豐富的專業知識和經驗識別并抑制管理層機會主義行為，以降低代理成本。因此，本文預期審計師行業專長通過緩解由所有權和經營權分離導致的代理問題進而抑制了公司違規傾向。參考既有文獻(周澤將 等，2019；李從剛 等，2020)的做法，本文構建如下模型(9)來檢驗代理成本機制：

AC=β+βExpert+∑γControls+ε

(9)

其中，AC表示代理成本，用管理費用與營業收入的比值來衡量。借鑒周澤將等(2019)、李從剛等(2020)，控制變量集合Controls包括以下公司治理和財務變量：審計師獨立性(AuditIndp)、股權集中度(Top5)、兩職合一(Dual)、公司規模(Size)、董事會規模(Board)、獨立董事比例(IndRatio)、收入增長率(Growth)、經營業績(ROA)、資產負債率(Leverage)。

表8列(1)報告了代理成本機制的檢驗結果，從中可見，Expert的回歸系數在1%的水平上顯著為負。這表明審計師行業專長通過降低代理成本進而抑制了公司違規傾向。

表8 作用機制檢驗結果

(二)信息不對稱機制

為維護自身聲譽以及體現自身的專業勝任能力，具備行業專長的審計師擁有提高公司信息透明度的動機。由此，本文預期審計師行業專長能夠通過緩解內、外部人之間的信息不對稱進而抑制公司違規傾向。參考相關文獻(周澤將 等，2019；李從剛 等，2020)的做法，本文構建如下模型(10)來檢驗信息不對稱機制：

ILL=β+βExpert+∑γControls+ε

(10)

其中，ILL表示內、外部人之間的信息不對稱程度，借鑒Amihud(2002)，采用股票的非流動率加以衡量。同時，參考卜君等(2020)、雷嘯等(2021)，在模型中納入以下控制變量(Controls)：審計師獨立性(AuditIndp)、股權集中度(Top5)、兩職合一(Dual)、公司規模(Size)、董事會規模(Board)、獨立董事比例(IndRatio)、收入增長率(Growth)、經營業績(ROA)、資產負債率(Leverage)、年平均交易換手率(TurnOver)、年回報波動率(StckVlt)、行業違規頻率(IndustryFrd)。

表8列(2)為信息不對稱機制的檢驗結果，不難發現，Expert的回歸系數在1%的水平上顯著為負。這表明審計師行業專長還可以通過降低內、外部人之間的信息不對稱程度，從而抑制公司違規傾向。

六、拓展性研究

(一)異質性分析

1.內部控制質量的影響

已有研究指出，內部控制與外部審計均可降低企業代理成本，因而兩者在治理功能上存在替代效應(楊德明 等，2009)。本文預期，當公司內部控制質量較低時，審計師行業專長對公司違規行為的影響更明顯。接下來，對上述推斷進行檢驗。本文采用迪博內部控制指數取對數來衡量內部控制質量(IC)。表9報告了具體的回歸結果。由列(1)可知，在違規概率方程中，內部控制質量與審計師行業專長的交乘項(IC×Expert)的回歸系數在1%的水平上顯著為正；由列(2)可知，在違規被稽查概率方程中，內部控制質量與審計師行業專長的交乘項(IC×Expert)的回歸系數在1%的水平上顯著為負。上述結果表明，當公司內部控制質量較低時，審計師行業專長在抑制違規傾向以及提高違規被稽查的可能性方面發揮的作用更突出。

表9 內部控制質量的異質性影響

2.企業戰略差異的影響

企業戰略的差異主要表現在經營模式和組織結構等方面，其最終會導致企業行為模式的不同。已有研究發現，與防御型企業相比，進攻型企業更可能發生違規行為(孟慶斌 等，2018)。因此，本文預期企業戰略差異可能會對審計師行業專長與公司違規行為的關系產生影響。接下來，對上述推斷進行檢驗。本文參考孟慶斌等(2018)的做法，構建離散變量來衡量企業戰略差異。具體地，通過下述六方面特征進行構建：研發支出與銷售收入的比值、員工人數與銷售收入的比值、銷售收入增長率、銷售費用和管理費用之和與銷售收入的比值、員工人數的波動性以及固定資產與總資產的比值。首先，將前五項變量在“年度-行業”樣本中從小到大分為五組，并依次賦值0、1、2、3、4，而第六項變量則相反，最大賦值為0，最小賦值為4；其次，對每一個“公司-年度”樣本，將六項特征得分加總，最終得到企業戰略差異(Strategy)總分，取值范圍為0至24。Strategy得分越高，說明企業戰略越激進。表10列示了具體的回歸結果。由列(1)可知，在違規概率方程中，企業戰略差異與審計師行業專長的交乘項(Strategy×Expert)的回歸系數在1%的水平上顯著為負；由列(2)可知，在違規被稽查概率方程中，企業戰略差異與審計師行業專長的交乘項(Strategy×Expert)的回歸系數在10%的水平上顯著為正。上述分析結果表明，與實施防御型戰略的企業相比，審計師行業專長對違規傾向的抑制作用以及對違規被稽查可能性的提高作用在推行進攻型戰略的企業中更強。

表10 企業戰略差異的異質性影響

(二)審計師行業專長對違規被稽查時間的影響

前文檢驗結果表明，審計師行業專長能夠發揮外部監督作用，從而約束公司違規行為。那么，審計師行業專長能否進一步縮短違規行為被稽查的時間呢？基于已經發生違規行為的公司樣本，本文建立了一個橫截面數據的研究樣本來解答上述問題。被解釋變量為違規被稽查時間，即從違規發生至被稽查之間的月份數，用Duration表示；解釋變量與基準回歸模型一致。借鑒已有文獻(陸瑤 等，2016b；孟慶斌 等，2018，2019；梁上坤 等，2020)的做法，選取以下控制變量：審計師獨立性(AuditIndp)、機構投資者持股比例(InsOwn)、股權集中度(Top5)、兩職合一(Dual)、公司規模(Size)、股票年收益率(Return)、董事會規模(Board)、獨立董事比例(IndRatio)、收入增長率(Growth)、經營業績(ROA)、資產負債率(Leverage)、年平均交易換手率(TurnOver)、年回報波動率(StckVlt)、行業發展前景(IndustryQ和IndustryQ)、行業違規頻率(IndustryFrd)。解釋變量和控制變量的取值為違規發生至被稽查期間的平均值。本文使用OLS進行估計，結果見表11列(1)。不難發現，Expert的回歸系數在1%的水平上顯著為負，表明審計師行業專長能夠有效縮短公司違規行為被稽查的時間。這進一步驗證了審計師行業專長對公司違規行為具有“監督效應”的理論假說。

表11 審計師行業專長對違規被稽查時間、不同程度違規行為的影響

(三)審計師行業專長對不同程度違規行為的影響

本文進一步考察了審計師行業專長對不同程度違規行為的影響。參考曹春方等(2017)的做法，將違規行為劃分為嚴重違規和一般違規。其中，前者包括虛構利潤、虛列資產、虛假記載(誤導性陳述)、重大遺漏、披露不實、欺詐上市、出資違規、擅自改變資金用途、占用公司資產、內幕交易、違規買賣股票、操縱股價、違規擔保；而后者則包括推遲披露、一般會計處理不當、其他。本文根據違規類型，設置虛擬變量Serious，若為嚴重違規，則Serious取值為1；若為一般違規，則Serious取值為0。解釋變量與基準回歸模型一致。借鑒已有文獻(陸瑤 等，2016b；孟慶斌 等，2019；梁上坤 等，2020)的做法，控制了以下變量：審計師獨立性(AuditIndp)、機構投資者持股比例(InsOwn)、股權集中度(Top5)、兩職合一(Dual)、公司規模(Size)、股票年收益率(Return)、董事會規模(Board)、獨立董事比例(IndRatio)、收入增長率(Growth)、經營業績(ROA)、資產負債率(Leverage)、年平均交易換手率(TurnOver)、年回報波動率(StckVlt)、行業發展前景(IndustryQ和IndustryQ)、行業違規頻率(IndustryFrd)。本文使用Logistic模型進行估計。表11列(2)的結果顯示，Expert的回歸系數在5%的水平上顯著為負，表明審計師行業專長能夠有效抑制公司實施嚴重違規行為。

七、結論與啟示

本文以2006—2015年滬深A股上市公司為研究樣本，實證檢驗了審計師行業專長對公司違規行為的影響。主要研究結論如下：(1)審計師行業專長能夠顯著降低公司違規傾向，同時提高公司違規被稽查的可能性，即審計師行業專長對公司違規行為具有“監督效應”。(2)作用機制檢驗結果表明，審計師行業專長通過降低代理成本和信息不對稱程度進而抑制了公司違規傾向。(3)異質性分析結果顯示，當公司內部控制質量較低時，審計師行業專長在抑制違規傾向以及提高違規被稽查的可能性方面的作用更突出；與實施防御型戰略的企業相比，審計師行業專長對違規傾向的抑制作用以及對違規被稽查可能性的提高作用在推行進攻型戰略的企業中更強。(4)進一步研究發現，審計師行業專長能夠有效縮短公司違規被稽查的時間、抑制公司實施嚴重違規行為。

根據本文研究結論，可以得到如下啟示：首先，監管部門應進一步完善審計市場的法律制度，強化審計師的獨立性，促進審計師利用其行業專長抑制公司違規行為，從而保障資本市場健康、有序運行。其次，上市公司應重視審計師行業專長的外部治理效應，積極聘請具備行業專長的審計師開展審計工作，以抑制管理層的機會主義行為，不斷提高信息披露質量。最后，會計師事務所應加強審計師行業專長建設，著力提高審計師的聲譽風險意識和專業勝任能力，從而促進審計服務質量穩步提升。