供應鏈關系、共享審計師與股價同步性

代雨欣

（云南財經大學會計學院，云南 昆明 650221）

資本市場具備資源配置、政策傳導等功能，在高質量發展中發揮著重要作用。資本市場的合理配置資源能力在股價充分反映公司特質信息時才能有效發揮。而股價中公司特質信息的多寡一般用股價同步性來衡量，反映股票市場信息的傳遞效率。因此，股價同步性的高低一定程度上代表了市場資源合理配置與否。中國作為新興的資本市場，股價同步性一直處于較高水平（陳克兢等，2021），投資者獲取公司特質信息較為困難，造成了信息不對稱，影響資本市場效率。在此背景下，對股價同步性的影響因素進行研究是有必要的。

資本市場中，公司、其上游的供應商以及下游的客戶形成了供應鏈關系。但由于信息不對稱，需求信號經過供應鏈的傳遞而變得更加扭曲，導致上游供應商效率嚴重低下，影響市場的資源配置效率。審計師作為市場中必不可少的中介機構，為企業財務信息的真實性、可靠性提供合理保證。其審計質量取決于審計師的專業勝任能力以及獨立性。當審計師同時承接了供應鏈上下游企業的審計業務，除了基礎的專業知識外，審計師可以獲取上下游企業的專有信息。得此“加成”，供應鏈共享審計師是否可以應對“牛鞭效應”的挑戰，提高資源配置效率？結合上述分析，供應鏈共享審計師帶來的經濟后果與股價同步性之間的關系有待商榷。

本文通過2012—2021 年滬深A 股上市公司的樣本，實證檢驗了供應鏈共享審計師對股價同步性的影響。研究結果表明，供應鏈共享審計師降低了股價同步性。加入分析師關注的調節作用后，發現分析師關注度越高，供應鏈共享審計師降低股價同步性的作用越明顯。進一步地，分組檢驗結果表明，在經濟政策不確定性較低的環境中，共享審計師降低股價同步性的作用得以發揮。并且在公司治理不完善的企業中，通過與供應鏈企業共享審計師可以降低股價同步性。本文可能的貢獻有：（1）拓展了共享審計師的研究視角。從供應鏈企業切入，研究了上下游企業共享審計師的經濟后果。（2）從信息中介的角度豐富了關于股價同步性的影響因素研究。（3）通過上述研究結論，為供應鏈企業應對“牛鞭效應”等挑戰提供思路，同時有助于對共享審計師的理解，助力高質量發展。

一、理論分析與研究假設

1.共享審計師與股價同步性

股價中包含了公司和市場層面的信息，“信息效率觀”表明，公司特質信息的多寡決定了股價同步性的高低。共享審計師存在“傳染效應”（孫龍淵等，2021），為供應鏈企業、事務所、投資者等帶來了經濟效益（蔡利等，2018）。供應鏈企業共享審計師產生的這些經濟后果是否有助于降低股價同步性呢？

一方面，供應鏈共享審計師有助于提高審計質量，降低股價同步性。首先，審計師的專業勝任能力和獨立性決定了審計質量。當事務所同時承接了供應鏈上下游企業的審計業務時，供應商和客戶各自或相關的交易、收入、利潤、財產狀況等信息為審計師所掌握，并形成了該客戶的特定信息，審計師將雙方的信息進行整合、對比，更好地理解客戶的經營環境以及面對的風險，提高專業勝任能力從而提高審計質量（王宇峰和劉穎，2019）。其次，審計師最基本的功能就是鑒證。審計質量越高，審計師更加嚴格要求客戶披露更多詳細、高質量的公司特質信息，提高信息披露質量，使投資者能了解到更多公司相關的信息。最后，根據交易成本理論，公司信息披露質量越高，投資者獲取公司信息的成本越低，有助于公司特有信息融入股價，股價同步性降低。

另一方面，供應鏈共享審計師促進公司治理效率的提高，降低股價同步性。公司治理就是去解決兩權分離帶來的問題并且防范決策失誤而導致的經營效率低下。供應鏈企業通過共享審計師，一是降低了管理層出現逆向選擇等問題的風險。具體地，共享審計師對供應鏈的深入了解有助于審計師識別和定位審計風險，預測客戶供應鏈交易中潛在的錯報領域，提高審計師判斷的準確度。外部監督加強使企業違規行為更容易被發現，減輕了管理層道德風險等問題（劉慶齡等，2020）。二是共享審計師降低上下游企業的決策失誤，改善經營效率。由于供應商需要承擔產能過剩的成本，而客戶傾向于夸大訂單使供應商保持更大的產能以避免出現庫存短缺的情況，這樣就造成了供應鏈上需求信息扭曲，產生“牛鞭效應”，干擾企業決策而影響經營效率。共享審計師具有供應鏈的專有知識，并且通過正式或非正式溝通，信息在供應鏈上下游之間流動，需求信息更加準確及時，有利于企業評估投資的風險和回報，優化上游供應商獲取和集成決策有用信息的過程，減少決策失誤。公司治理機制的好壞影響其信息披露的質量。通過上述兩個途徑，供應鏈企業的公司治理得以改善，信息披露質量提高從而降低股價同步性。基于此，本文提出假設：H1：供應鏈共享審計師有助于降低股價同步性。

2.共享審計師、分析師跟蹤與股價同步性

根據前文分析，供應鏈共享審計師通過提高審計質量、改善公司治理來提高公司信息披露數量以及質量，增加投資者可獲取的信息，更多公司特征信息進入股價從而降低股價同步性。但是，投資者內在決策偏差表明人們在生活中往往傾向于化繁為簡地，傾向于運用啟發法來進行決策。若要求投資者時刻都做出理性的決策，對信息的收集、加工、處理、分析判斷是必不可少的（張繼海，2019）。供應鏈共享審計師雖然增加了公司披露的信息數量，但對于投資者來說，搜集并綜合公司信息進行分析判斷需要大量精力，甚至需要專業知識以及豐富的經驗。所以，對于一些投資者來說，并不能很好地捕捉公司信息披露傳遞的信息。而分析師在資本市場中扮演了信息傳遞的角色，通過專業技能的運用，將其跟蹤、挖掘、解讀的信息傳遞給投資者。基于此，供應鏈共享審計師改善公司的信息披露，披露的信息經過分析師跟蹤、解讀后，有利于投資者的信息獲取并反映到股價中。另外，分析師對管理層行為有一定的監督作用，從而促使管理層提高治理水平，進一步增強共享審計師對股價同步性的削弱效應。因此，本文提出假設：H2：分析師關注度越高，供應鏈共享審計師對股價同步性的削弱作用越明顯。

二、研究設計

1.樣本選擇與數據來源

本文運用我國2012—2021 年A 股上市公司的數據對供應鏈共享審計師的經濟后果進行檢驗，對樣本進行如下篩選：（1）剔除金融類、ST 和ST*上市公司；（2）剔除客戶或供應商不是上市公司的數據；（3）剔除財務數據缺失的樣本。經過上述篩選，共得到樣本1590 個，其中供應鏈企業共享審計師的樣本有136個。本文數據處理過程采用STATA 17.0 軟件，對連續變量進行了上下1%的縮尾處理。本文使用的所有財務數據均來自CSMAR數據庫，供應鏈企業共享審計師的數據根據CSMAR 和Wind 數據庫整理。

2.變量定義

（1）被解釋變量

參考朱紅軍等（2007），本文首先通過（1）式回歸得到用以反映個股收益率與市場和行業收益率的擬合優度R2。（1）式中ri，t為股票i 第t 周的收益率；rm，t為市場指數第t 周的收益率；rI，t是行業I 第t 周的收益率。然后用（2）式對R2進行對數化處理得到最終指標股價同步性（SYN）。

（2）解釋變量

供應鏈共享審計師（shareaud）。若公司在同一會計年度期間，與其交易額排名前五的供應商或者客戶選聘相同的會計師事務所，則定義為供應鏈共享審計師，取值為 1，否則為0。

（3）調節變量

分析師關注度（Analyst）。用特定企業跟蹤分析的分析師數目取自然對數衡量分析師關注度（Analyst）。

（4）控制變量

參考之前對股價同步性的研究，本文選取的控制變量包括企業規模（lnsize）、資產負債率（Lev）、營業收入增長率（Growth）、賬面市值比（BM）、產權性質（SOE）、公司年齡（ListAge）、機構投資者持股比例（INST）、年度換手率（VOL）以及年度虛擬變量（Year）和行業虛擬變量（Industry）的固定效應。

3.模型設計

為了檢驗共享審計師與股價同步性的相關性，構建回歸模型（3）：

其中，SYN 代表公司股價同步性，shareaud 代表供應鏈是否共享審計師，Controls 為本文的控制變量，∑Industry 和∑Year 分別表示行業和年度固定效應，ε 為殘差。

為進一步檢驗分析師關注度在共享審計師與股價同步性之間的調節作用，本文添加了供應鏈共享審計師（shareaud）與分析師關注度（Analyst）的交乘項，并構建了回歸模型（4）檢驗假設H2：

三、實證結果與分析

1.描述性統計

表1 為本文主要變量的描述性統計結果。樣本中供應鏈共享審計師的有136 個，非共享審計師樣本共有1454 個，供應鏈中有9.4%的企業共享審計師。根據表1，當供應鏈企業共享審計師時，股價同步性（SYN）的均值為-0.61，小于非共享審計師的股價同步性，并且二者存在顯著性差異，即供應鏈共享審計師有助于降低股價同步性。其他變量的統計結果與現有文獻基本一致。另外，通過Person 相關性分析，供應鏈共享審計師（shareaud）與股價同步性（SYN）的相關系數為0.056，在5%的水平上顯著。

表1 變量描述性統計

2.多元回歸分析

本文運用模型（3）對假設H1 進行檢驗，回歸結果如表2。第（1）列為基準模型未加入控制變量的回歸結果，回歸系數為-0.205，在1%的水平上顯著，初步說明供應鏈共享審計師（shareaud）與股價同步性（SYN）負相關。第（2）列為加入控制變量后的結果，回歸系數為-0.197，且在1%的水平上顯著，進一步說明供應鏈共享審計師能夠降低股價同步性，驗證了假設H1。

表2 共享審計師與股價同步性的回歸結果

為了驗證分析師關注度在共享審計師與股價同步性的關系中發揮的調節作用，本文運用模型（4）對假設H2 進行檢驗。結果如表2 的第（3）列，加入調節變量后，shareaud 的系數為-0.12 并且在10%的水平顯著，交乘項shareaudAna 的系數在1%的水平上顯著負相關。說明分析師關注度加強了共享審計師降低股價同步性的作用。公司的分析師關注度越高，供應鏈共享審計師對股價同步性的降低作用越明顯。驗證了假設H2。

2.穩健性檢驗

本文首先通過調整因變量（股價同步性）進行了穩健性檢驗。參考伊志宏的做法重新計算股價同步性，SYNCH1 是按照分市場流通市值平均法計算的股價同步性；SYNCH2、SYNCH3、SYNCH4分別以分市場等權平均法、分市場總市值平均法、綜合市場等權平均法計算的股價同步性。然后按照模型（3）對不加入控制變量和加入控制變量的情況分別進行回歸，shareaud 的系數和顯著性沒有實質性改變，因此結論穩健。

其次，為了解決樣本自選擇產生的內生性問題，本文采用傾向得分匹配法（PSM）進行了穩健性檢驗。參考胡志穎等（2022），具體做法為：先根據供應鏈企業特征、審計師特征選擇公司規模（Size）、企業性質（SOE）、審計意見（Opinion）、審計師是否為四大（Big4）、賬面市值比（BM）指標與供應鏈共享審計師樣本進行1：1 最近鄰匹配。然后，根據PSM 配對結果重復檢驗假設H1 和假設H2。出于篇幅限制，未列示PSM 配對的均衡性檢驗結果。樣本配對后，shareaud 的回歸系數未-0.287，并且在1%的水平上顯著，本文的主要研究結論依然成立。

四、異質性檢驗

1.經濟政策不確定性異質性分析

經濟政策的不確定性會影響微觀企業的行為，本文根據Baker 等計算的經濟不確定指數，將樣本劃分為兩組分別進行回歸，高于經濟不確定指數的中位數則為高經濟政策不確定性組，否則為低經濟政策不確定性組。第（1）列為經濟政策高度不確定組別的回歸結果，shareaud 系數不顯著，回歸結果的第（2）列表示在政策不確定性較低的組別中，shareaud 的系數在5%的水平上顯著為負，即較于經濟政策不確定性較高的環境，在經濟政策不確定較低的環境中供應鏈共享審計師可以降低股價同步性。原因可能是：一方面，較于高經濟政策不確定性，處于經濟政策不確定性更低的環境中，供應鏈企業的經營策略穩定，審計師的“知識溢出效應”得以發揮，更多信息進入股價從而降低股價同步性。另一方面，經濟政策不確定程度越低，投資者更關注公司層面的信息而不是整體的發展，使更多公司特質信息融入股價。

2.公司治理完善程度的異質性分析

通過上述分析，供應鏈企業共享審計師通過提高審計質量、完善公司治理兩方面作用于公司信息披露，促進公司信息融入股價，降低股價同步性。一方面，通過分組回歸發現，較低的經濟不確定性環境下，審計師的信息傳遞作用得以發揮，降低股價同步性。另一方面，供應鏈共享審計師通過改善企業公司治理影響股價同步性，即共享審計師降低股價同步性的作用在公司治理不完善的企業較明顯。本文借鑒郭恒泰和王妍，選擇真實盈余管理衡量公司治理完善程度，將真實盈余管理程度高于中位數的公司列為公司治理不完善組，低于中位數的則為公司治理完善組。第（3）列為公司治理不完善組別的回歸結果，shareaud 系數在5%的水平上顯著為負，第（4）列中shareaud的系數不顯著，即在治理不完善的供應鏈企業中，共享審計師可以發揮抑制股價同步性的作用，驗證了供應鏈企業共享審計師提高公司治理從而降低股價同步性這一路徑。

五、結論

本文以2012—2021 年A 股上市公司的數據為樣本，探究了供應鏈企業共享審計師對股價同步性的影響。研究結果表明：首先，供應鏈企業共享審計師能夠顯著降低股價同步性；其次，分析師關注能夠促進共享審計師降低股價同步性作用的發揮；最后，供應鏈共享審計師降低股價同步性的作用在經濟政策不確定性較低的環境中更明顯，并且對于公司治理不完善的公司，與供應鏈企業共享審計師更能發揮其降低股價同步性的作用。