監督型基金持股如何影響審計師應對力度？

中圖分類號：F832.48 文獻標識碼：A 文章編號：1000-176X（2025）07-0042-13

一、問題的提出

在“促進居民儲蓄向投資轉化”“繼續大力發展權益類公募基金”的政策背景下，公募基金成為投資者進行財富管理的重要金融載體。根據理財魔方發布的《居民理財行為洞察報告》，近30% 的受訪者愿意拿出總收入的 30% 一 50% 購買股票和混合基金等權益類資產。為了進一步發揮公募基金在穩定資本市場、提升居民投資與消費能力等方面的重要作用，《關于加強監管防范風險推動資本市場高質量發展的若干意見》將“穩步推進公募基金改革”作為改革方向之一。2025年5月，中國證券監督管理委員會發布《推動公募基金高質量發展行動方案》，進一步落實公募基金改革方案。按照中國證券監督管理委員會的數據，截至2023年底，公募基金持有A股流通市值5.1萬億元，成為A股第一大專業機構投資者。這種結構性變化為公募基金深度參與上市公司治理提供了基礎支撐，公募基金是否及如何發揮“積極股東”的作用成為重要的研究命題。

公募基金是影響上市公司價值、引導投資和穩定資本市場的主要途徑之一。一方面，由于機構投資者具備專業知識、信息等方面的優勢「，所以基金在這些方面具有天然的優勢。另一方面，基金的投資規模優勢[2]使其比其他中小投資者更具“用手投票”的能力；即便不能“用手投票”，“用腳投票”及其產生的“退出威脅”也能產生顯著的治理效應[3-4]。但是，由于資源限制和有限注意，基金不可能將監督資源均勻地分配到每一家持股公司，所以基金持股的治理效應存在差異。基金對在其投資組合中相對重要的公司具有更強的監督動機[5]，因而監督型基金的治理效應更明顯。現有研究多從公司經營決策的角度檢驗監督型基金持股對公司層面的治理效應，本文進一步擴展監督型基金持股治理效應的作用對象，考察監督型基金持股對審計師應對力度的影響。

根據審計風險模型，審計風險 σ=σ 重大錯報風險 × 檢查風險。因此，在給定審計師可接受的審計風險水平下，如果審計師感知或預期的重大錯報風險較高，則需要采用較強的審計師應對力度，以降低檢查風險。即審計師應對力度與審計師感知或評估的重大錯報風險正相關。這意味著，如果監督型基金持股能夠降低審計師感知或評估的重大錯報風險，那么監督型基金持股應該也能相應減小審計師應對力度。關鍵審計事項應對程序能夠在很大程度上反映審計事項應對力度[6。因此，本文基于2017—2023年中國A股上市公司數據，采用關鍵審計事項應對程序作為審計師應對力度的代理變量，實證檢驗監督型基金持股對審計師應對力度的影響及作用機制。

與現有研究相比，本文可能的邊際貢獻主要體現在三個方面。第一，本文豐富了關鍵審計事項方面的研究。關鍵審計事項方面的研究主要集中在關鍵審計事項披露的經濟后果上，鮮有研究從關鍵審計事項的視角分析審計師應對的影響因素。關鍵審計事項可以視為審計師公開披露的一種特殊“工作底稿”[7-8]，能夠傳遞有關審計努力的信號[9]。本文通過關鍵審計事項打開審計過程的“黑箱”6，豐富了關鍵審計事項方面的研究。第二，本文豐富了基金監督動機對審計行為影響的研究。現有對基金監督動機的研究主要集中在公司經營決策方，本文從信息鑒證的過程視角探討基金監督動機的治理效應，通過審計師應對力度這個動態指標對相關研究[10]進行了有益補充，既豐富了基金監督動機影響公司經營決策的經濟后果研究，也豐富了機構投資者和審計師兩種公司治理機制如何關聯的研究[11]。第三，本文具有一定的實踐意義。在中國證券監督管理委員會的監管框架下，公募基金被視為資本市場的專業投資力量和普惠金融載體，并被寄予服務居民財富管理和實體經濟金融需求的長遠使命。本文的研究結果可以為培育機構投資者、更好地發揮機構投資者的治理效應和加快推進公募基金行業高質量發展提供政策借鑒。

二、理論分析與研究假設

（一）監督型基金持股與審計師應對力度

即便是最高水平的市場參與者也需要為監督、獲取和分析信息而努力，這是以基金為代表的機構投資者未能充分利用已披露信息的主要原因[12]。基于有限注意假說，基金不可能將監督資源均勻地分到每一家持股公司，而是主要關注在其投資組合中相對重要的公司[5。這意味著，一家基金既可以被視為其投資組合中部分公司的監督型基金，同時也充當其他公司的非監督型基金。在該基金的專業知識、信息優勢及監督治理能力無顯著差異的前提下，其對不同投資組合治理效應產生差異的主要原因在于該基金是否具備監督動機，而這種動機通常存在于投資權重較高且對基金業績影響較大的公司中[12]。

Edmans等[4]指出，包括基金在內的機構投資者參與持股公司監督的主要方式有“用手投票”“用腳投票”兩種。其中，“用手投票”具體包括向持股公司委派董事、監督董事會行為等方式[13-15]。但是，委派董事需要基金擁有較高的持股比例，不一定成為基金進行監督的主流方式①。按照《公開募集證券投資基金管理人參與上市公司治理管理規則》，基金管理人的股東權利除了投票表決，還包括溝通、致函、提出股東提案、提名董事、召集股東會、提起仲裁或訴訟等。即使是被動的指數型基金，也能影響公司治理[16]。此外，基金對其“重倉股”的監督治理行為也可能如投服中心行權那樣對其他中小股東產生示范效應[17]。

“用腳投票”及其產生的“退出威脅”能夠發揮作用的主要原因是信號傳遞，即實施退出策略或發出“退出威脅”的股東具有信息優勢，其行為能夠影響市場預期。基金本身具有收集和處理信息的專業優勢，當其重倉特定公司時，分配至該公司的監督資源多于其他非重倉公司，因而能夠獲取更多的信息優勢。加之機構投資者還擁有實地調研等獲取私有信息的特殊渠道，市場會將基金重倉股及其變動視為投資風向標。因為持股份額相對較高，監督型基金的退出會導致相應股票出現較大的交易量波動。在此情境下，監督型基金的退出將向市場傳遞更多負面信息，從而帶來更高的股價下跌風險。控股股東或管理層不管是出于對股價的敏感性，還是出于市值管理壓力，都會重視監督型基金的“退出威脅”。

總的來說，監督型基金可以通過監督—“退出威脅”一退出的完整鏈條發揮治理效應。現有實證研究也從多個維度證實了監督型基金的治理效應。比如，在公司經營決策方面，監督型基金持股可以增加企業創新投入和創新產出[18]，提高現金持有價值和投資效率[19-20]；在信息披露方面，監督型基金持股可以提高信息透明度，進而抑制盈余管理[2.21]。

為了將審計風險控制在可接受水平，審計師需要執行更有效的審計程序[22]。按照《中國注冊會計師審計準則第1211號——重大錯報風險的識別和評估》，審計師需要評估的風險包括經營風險，這說明經營風險是造成審計重大錯報風險的重要因素。雖然經營風險是重大錯報風險的主要來源[23]，但信息透明度也是決定審計師能否發現重大錯報的重要因素[24]。在實踐中，審計師也會依賴其他公司治理主體的信息治理作用。比如，審計師對機構投資者持股比例較高或分析師跟蹤數量較高的公司執行較少的審計程序[25-26]。監督型基金持股能夠通過降低經營風險和提高信息透明度等途徑提高上市公司質量。當經營風險較低、信息透明度較高時，審計師感知或評估的重大錯報風險較低[27]，需要執行較少的審計程序，進而減小審計師應對力度。基于上述分析，本文提出如下假設：

H1：監督型基金持股能夠減小審計師應對力度。

（二）監督型基金持股、經營風險與審計師應對力度

監督型基金持股能夠降低經營風險。經營風險是公司經營過程中產生的不確定性，主要取決于市場風險和公司戰略決策失誤。市場風險源于需求變化、不可抗力、政策變化等行業和宏觀經濟因素；公司戰略決策失誤既可能源于對市場風險的錯判，也可能源于公司治理缺陷誘發的管理層機會主義行為。一方面，監督型基金能夠憑借其專業團隊或同時持有多家公司（即共同所有權）等方式掌握被審計單位管理層未掌握的行業和宏觀經濟信息[28-29]。然后通過投票表決、溝通、致函、提出股東提案等方式將這些信息分享給被審計單位[17]，以更好地應對市場風險。另一方面，監督型基金能夠通過治理效應改善公司治理結構，減少管理層機會主義行為[19-20]。因此，監督型基金能夠助力被審計單位更好地應對市場風險，減少戰略決策失誤，進而降低經營風險。當經營風險較低時，管理層進行財務舞弊的動機較弱。當審計師感知或評估的重大錯報風險較低時，審計師應對力度較小[30]。基于上述分析，本文提出如下假設：

H2a ：監督型基金持股通過降低經營風險減小審計師應對力度。

黃曉蓓，宋云玲，武浩．監督型基金持股如何影響審計師應對力度？

（三）監督型基金持股、信息透明度與審計師應對力度

監督型基金持股能夠提高信息透明度。一方面，監督型基金的治理效應能夠改善公司治理結構，而公司治理結構的改善有助于提高信息透明度[31]。比如，汪玉蘭和易朝輝[2]、李青原和時夢雪[21]研究發現，監督型基金持股能夠提高信息透明度，進而抑制盈余管理。盈余管理會提高重大錯報風險，進而減小審計師應對力度[32]。另一方面，監督型基金持股對公司質量的改善能夠向市場傳遞“好消息”，吸引更多投資者關注或投資公司股票，提高公司聲譽，通過“聚光燈”效應倒逼管理層提高信息披露質量和財務報告透明度[3」]。比如，Cao等[34研究發現，聲譽較高的公司較少進行財務報表重述，即這些公司出現重大錯報的概率較低。總的來說，當信息透明度較高時，管理層進行財務舞弊的機會較少，因而對應較小的審計師應對力度。基于上述分析，本文提出如下假設：

H2b：監督型基金持股通過提高信息透明度減小審計師應對力度。

三、研究設計

（一）數據來源

中國滬深A股上市公司自2017年開始全面披露關鍵審計事項，因而本文選取2017—2023年中國滬深A股公司中所有披露關鍵審計事項的公司為初始樣本，并剔除金融行業、ST和*ST公司及數據缺失的樣本，最終得到23534個觀測值。審計師應對力度數據經手工整理獲得，監督型基金持股數據來源于Wind數據庫，其他數據均來源于CSMAR數據庫。為了排除異常值的干擾，本文對所有連續變量進行上下 1% 的縮尾處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是審計師應對力度（ProcedNum）。本文首先識別審計師對i公司 Φ_t 年每個關鍵審計事項的應對程序數量，然后采用 i 公司 Φ_t 年所有關鍵審計事項應對程序數量的均值 +1 的自然對數衡量審計師應對力度。

2.解釋變量

本文的解釋變量是監督型基金持股（S_Motivated）。本文借鑒Fich等[5]、李青原和時夢雪[21]、汪玉蘭和易朝輝[2]的研究，首先將基金投資組合中位于前 10% 的公司定義為監督型基金，然后采用每家公司每年監督型基金持股比例之和衡量監督型基金持股。

3.中介變量

經營風險。本文分別借鑒陳文哲等[35]、牛華等[36]的研究，將破產風險指數（ZScore）和現金流波動性（Risk）作為經營風險的代理變量。其中，破產風險指數 =1.2 （營運資本/總資產）+1.4 （留存收益/總資產） +3.3 （息稅前利潤/總資產） +0.6 （股東權益市值/總負債賬面價值）+1.0 （銷售收入/總資產）；現金流波動性采用公司近三年現金流波動性衡量。破產風險指數數值越大，破產風險越低，經營風險越低；現金流波動性數值越大，經營風險越高。

信息透明度。本文將分析師跟蹤數量（Follow）和交易所信息披露評級（Rate）作為信息透明度的代理變量[37-38]。其中，分析師跟蹤數量采用分析師跟蹤數量 +1 的自然對數衡量；交易所信息披露評級分為優秀、良好、合格、不合格，分別取值為4、3、2、1。

4.控制變量

本文借鑒王嘉鑫等[39]的研究，選取如下控制變量：公司規模（Size），采用公司年末總資產的自然對數衡量；資產負債率（Lev），采用公司年末總負債與總資產的比值衡量；總資產收益率（ROA），采用公司年末凈利潤與年末總資產的比值衡量；流動比率（CATA），采用公司年末流動資產與總資產的比值衡量；賬面市值比（B/M），采用公司年末權益的賬面價值與市值的比值衡量；審計復雜性（ImuRec），采用公司年末存貨與應收賬款之和與總資產的比值衡量；子公司數量 （Subs） ，采用納入合并報表范圍的子公司數的算術平方根衡量；其他機構持股（Other_INS），采用除基金之外的其他機構投資者持股比例之和衡量；大股東持股（Top1），采用第一大股東持股比例衡量；獨立董事占比（IndepR），采用獨立董事人數與董事會總人數的比值衡量；兩職合-（Dual） ，如果董事長兼任總經理取值為1，否則為0；審計費用（Aufee），采用審計費用的自然對數衡量；審計師變更（Suitch），如果審計師變更取值為1，否則為0；審計任期（Tenure），采用審計師任期的自然對數衡量；非標意見（Opinion），如果當年財務報告被出具非標準無保留意見取值為1，否則為0；“四大”審計（Big4），如果審計師來自國際四大會計師事務所取值為1，否則為0；產權性質（SOE），國有企業取值為1，否則為0。

本文主要變量的描述性統計結果如表1所示。此外，本文對回歸模型進行了VIF檢驗，各變量的VIF值均不超過5，表明模型不存在嚴重的多重共線性問題。

（三）模型構建

為了檢驗監督型基金持股對審計師應對力度的影響，本文構建如下基準回歸模型：

其中， i 和 Φ_t 分別表示公司和年份， ProcedNum_it 表示審計師應對力度，S_Motivatedu表示監督型基金持股，Controlsu表示上述一系列控制變量， Firm_i 和 Year_t 分別表示公司固定效應和年份固定效應， ε_?i 表示隨機誤差項。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸結果與分析

表2是本文基準的回歸結果。表2列（1）是僅引入監督型基金持股、企業固定效應和年份固定效應的回歸結果，監督型基金持股的回歸系數為-0.002，且在 5% 水平上顯著。表2列（2）是在列（1）基礎上引入上述一系列控制變量的回歸結果，監督型基金持股的回歸系數為-0.002，且在 1% 水平上顯著，H1得到驗證。

（二）內生性檢驗

1.處理效應模型和熵平衡匹配樣本

本文的基準回歸結果可能存在樣本自選擇偏差。比如，監督型基金可能存在選股偏好，更偏向于某種類型的上市公司，導致存在一些不可觀測因素同時影響監督型基金持股和審計師應對力度。本文采用處理效應模型和熵平衡匹配樣本對此進行檢驗。在處理效應模型中，第一階段以是否存在監督型基金（D_Motivated）為被解釋變量構建Probit回歸模型，以同行業、同年度其他公司監督型基金持股的均值（Mean）作為排除性約束變量，根據第一階段的回歸結果計算逆米爾斯比率（IMR）。在第二階段，將IMR引入模型（1）重新進行回歸。由表3列（1）和列（2）可知，控制潛在樣本自選擇偏差的回歸結果與基準回歸結果一致。表3列（3）報告了熵平衡匹配樣本的回歸結果，與基準回歸結果一致。

2.工具變量法

本文采用工具變量法進一步檢驗監督型基金持股對審計師應對力度的影響。其中，工具變量為同行業、同年度其他公司監督型基金持股的均值（Mean）和同行業、同年度有監督型基金持股的公司占比（Proportion）。由表3列（4）和列（5）可知，監督型基金持股的回歸系數仍顯著為負，表明本文基準回歸結果是穩健的。此外，Kleibergen-Paap rkLM統計量為60.491，且在

1% 水平上顯著，拒絕工具變量識別不足的原假設；Cragg-Donald WaldF統計量為51.932，大于Stock-Yogo弱工具變量識別F檢驗在 10% 顯著性水平上的臨界值，拒絕弱工具變量的原假設；HansenJ統計量為2.235，對應的P值為0.135，大于 10% 顯著性水平，接受“所有工具變量都是外生的”原假設，因而本文選取的工具變量是合理的。

（三）穩健性檢驗

1.替換解釋變量衡量方式

本文參考Lin和 Fu^[40] 的研究，首先將基金投資組合中位于前 5% 的公司定義為監督型基金，然后采用每家公司每年監督型基金持股比例之和衡量監督型基金持股（S_Motivated1）。Schmidt和Fahlenbrach[41]研究發現，指數型基金通常不關心公司的運作方式，不影響公司治理。但是，Appel等[6]研究發現，指數型基金因無法使用“退出威脅”，所以“用手投票”積極參與公司治理的動機比較強烈。為了排除指數型基金對回歸結果的可能干擾，本文采用剔除指數型基金后的監督型基金持股（S_Motivated2）作為解釋變量。替換解釋變量衡量方式的回歸結果如表4列（1）和列（2）所示，在替換監督型基金持股的衡量方式后，監督型基金持股的回歸系數為負，且在 1% 水平上顯著，表明本文基準回歸結果是穩健的。

2.考慮持股期間

本文設置長期監督型基金持股（S_Motivated_Long）和短期監督型基金持股（S_Motivated_Short）考察持股期間的影響。當某公司在某一基金的半年報和年報中都位于該基金投資組合的前 10% 時，將該基金定義為這家公司的長期監督型基金；當某公司只在某一基金的年報中位于該基金投資組合的前 10% 時（半年報沒有持股或不是前 10% ），將該基金定義為這家公司的短期監督型基金。本文將模型（1）中的S_Motivated替換為S_Motivated_Long和S_Motivated_Short進行回歸。考慮持股期間的回歸結果如表4列（3）所示，長期監督型基金持股的回歸系數為負，且在 1% 水平上顯著，而短期監督型基金持股的回歸系數不顯著，表明本文基準回歸結果是穩健的。

3.增加關鍵審計事項變量

本文在模型（1）的基礎上增加關鍵審計事項總量 、關鍵審計事項風險（Rish_KAM）和關鍵審計事項可讀性（Readability_KAM）等可能影響審計師應對力度的變量。增加關鍵審計事項變量的回歸結果如表4列（4）所示，監督型基金持股的回歸系數為負，且在 1% 水平上顯著，表明本文基準回歸結果是穩健的。

黃曉蓓，宋云玲，武浩．監督型基金持股如何影響審計師應對力度？

4.排除替代性解釋

監督型基金的治理效應意味著監督型基金持股可能影響審計師聘任決策。比如，監督型基金持股比例較高的公司傾向于選擇專業勝任能力較強的審計師。這些審計師雖然收取較高的審計費用，但可能因其專業勝任能力較強而只需要執行較少的審計程序即可獲得充分的審計證據。為了排除這種可能性，本文從行業專長和“四大”審計兩個方面檢驗監督型基金持股對審計師聘任的影響。本文采用會計師事務所j在行業k的審計收費占行業k審計收費總額的比重衡量行業專長（Expertise），采用審計師是否來自國際四大會計師事務所衡量“四大”審計（Big4）。排除替代性解釋的回歸結果如表5所示，監督型基金持股的回歸系數均不顯著，表明監督型基金持股不會顯著影響審計師聘任決策。

（四）異質性分析

1.審計師專業勝任能力

在執行審計業務的過程中，專業勝任能力較強的審計師對其他治理機制的依賴度較低。分析師跟蹤可以通過信息治理作用降低審計費用，但這種作用在審計師專業勝任能力較弱的樣本中更顯著。在審計師專業勝任能力較弱的情況下，審計師對其他公司治理主體的依賴程度尤甚。本文從行業專長和獨立性兩個方面衡量審計師專業勝任能力。本文以會計師事務所j在行業k的審計收費占行業k審計收費總額的比重衡量行業專長，以會計師事務所j對客戶l的審計收費占會計師事務所j審計收費總額的比重衡量獨立性，并分別按中位數將樣本分為兩組，采用模型（1）進行回歸。表6列（1）和列（2）的回歸結果顯示，監督型基金持股的回歸系數分別為-0.000和-0.002，且前者不顯著，后者在 5% 水平上顯著，表明監督型基金持股對審計師應對力度的影響發生在審計師行業專長較弱的樣本中。表6列（3）和列（4）的回歸結果顯示，監督型基金持股的回歸系數分別為-0.001和-0.002，且前者不顯著，后者在 1% 水平上顯著，表明監督型基金持股對審計師應對力度的影響發生在審計師獨立性較低的樣本中。綜上，監督型基金監督持股對審計師應對力度的影響發生在審計師專業勝任能力較弱的樣本中。

2.公司風險和公司治理水平

監督型基金持股對審計師應對力度的影響在公司風險較高和公司治理水平較低的情況下更顯著。一方面，在上述情況下，監督型基金發揮作用的空間較大，即公司質量得以提升的可能性和程度較高[42]。另一方面，在上述情況下，管理層進行重大錯報的動機較強，機會較多。因此，審計師會更加關注其他能降低經營風險或信息風險的事項。本文采用關鍵審計事項中的風險詞頻衡量公司風險水平[43]，采用華證ESG評級中的G評分衡量公司治理水平，并分別按中位數將樣本分為兩組，采用模型（1）進行回歸。表7列（1）和列（2）的回歸結果顯示，監督型基金持股的回歸系數分別為-0.003和-0.000，且前者在 1% 水平上顯著，后者不顯著，表明監督型基金持股對審計師應對力度的影響發生在公司風險較高的樣本中。表7列（3）和列（4）的回歸結果顯示，監督型基金持股的回歸系數分別為-0.001和-0.003，且前者不顯著，后者在 1% 水平上顯著，表明監督型基金持股對審計師應對力度的影響發生在公司治理水平較低的樣本中。

五、機制檢驗

在前文的理論分析中，本文提出監督型基金持股通過降低經營風險和提高信息透明度兩個方面影響審計師應對力度。為了驗證上述作用機制是否成立，本文借鑒江艇[44]的研究，構建如下機制模型：

Mechi = β+β，S_Motivatedit + βControlsi + Firm; + Year， +εit

其中， Mech_it 表示中介變量，其他變量含義同模型（1）。

（一）經營風險

表8列（1）的回歸結果顯示，監督型基金持股的回歸系數為0.055，且在 1% 水平上顯著。因為ZScore數值越大，經營風險越低，所以監督型基金持股能夠降低經營風險。表8列（2）的回歸結果顯示，監督型基金持股的回歸系數為-0.032，且在 5% 水平上顯著，表明監督型基金持股能夠降低經營風險。監督型基金持股通過降低經營風險減小審計師應對力度， H2a 得到驗證。

（二）信息透明度

表8列（3）和列（4）的回歸結果顯示，監督型基金持股的回歸系數分別為0.042和0.040，且在 1% 和 5% 水平上顯著，表明監督型基金持股能夠提高信息透明度。監督型基金持股通過提高信息透明度減小審計師應對力度，H2b得到驗證。

六、研究結論與啟示

公募基金在穩定資本市場和推動市場穩健向上等方面發揮了重要作用。本文基于2017—2023年中國A股上市公司數據，采用雙向固定效應模型實證檢驗監督型基金持股對審計師應對力度的影響及作用機制。研究結果顯示：監督型基金持股能夠減小審計師應對力度，表明監督型基金持股在完善公司治理方面發揮了積極作用；在經過一系列內生性檢驗和穩健性檢驗后，本文基準回歸結果仍然成立；異質性分析結果表明，監督型基金持股對審計師應對力度的影響發生在審計師專業勝任能力弱、公司風險較高和公司治理水平較低的樣本中；機制分析結果表明，監督型基金持股通過降低經營風險和提高信息透明度減小審計師應對力度。本文的研究為政策制定者和公司管理者提供了經驗證據，也為他們利用監督型基金進一步完善公司治理提供了參考。基于上述研究結論，本文得到如下啟示：

首先，完善公募基金治理機制。監督型基金可以通過降低經營風險和提高信息透明度發揮治理效應，但這種治理效應會受到基金投資組合權重的影響。讓基金發揮治理效應的不一定是其在標的公司的持股比例，而是標的公司在基金投資組合中的相對重要性。監管部門應進一步引導基金管理人堅持長期投資、價值投資理念，關注基金投資組合集中度，避免過度分散投資導致基金失去專業知識、信息優勢。同時，應鼓勵基金管理人積極行使表決權、質詢權和建議權等股東權利，充分發揮其在公司治理中的積極作用，切實發揮資本市場“穩定器”“壓艙石”的功能。

其次，優化審計師執業環境。審計師應充分認識到監督型基金持股對公司治理和審計風險的影響，在執行審計任務時，應結合公司所處的治理環境和監督型基金持股情況，合理調整審計策略和應對程序。對于監督型基金持股比例較低且自身專業勝任能力較弱的審計項目，審計師應更加謹慎地評估審計風險，適當增加審計投入，以確保審計質量。

最后，推動關鍵審計事項披露改革。關鍵審計事項披露是審計報告的一大改革，其旨在減少審計師與報告使用者之間的信息不對稱，增加審計報告的信息含量。近期諸多研究利用關鍵審計事項提取與審計師或公司相關的信息[43.45]。監管部門應進一步完善關鍵審計事項披露制度，鼓勵審計師在關鍵審計事項披露中提供更多關于審計應對程序的細節，如審計程序的時間和范圍等，以增加審計報告的信息含量，為利益相關者提供更有價值的決策依據。

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HowDoes Motivated Fund Ownership Affect Auditors'Response Intensity？

HUANGXiaobei1，SONGYunling2，WUHao2 （1.Schoolof Economics and Management，North China Universityof Technology，Beijing1OO144，China; 2.School of Economicsand Management，Inner Mongolia University，Hohhot O1OO21，China; 3.School of Accounting，Southwestern Universityof Financeand Economics，Chengdu 61113o，China）

Summary：Under thecurrent policy background to“promote the transformationof residents’savings into investments\"， publicmutual funds have garneredsignificantatentionaskeywealth management instruments，particularlyfortheir influence on corporate governance and auditing processes.The recent“Nine National Measures”further emphasize public mutualfundreforms，amplifying theirroleas“active shareholders”.Leveraging their professional expertiseandsubstantial equity holdings，public mutual funds mayengage in corporate governane，thereby shaping investeecompanies’business decisionsandinformation disclosure.However，duetoresourceconstraints，theirsupervisory incentives varydepending on the portfolio weight of invested firms.Against this backdrop，critical questions arise：Canpublic mutual funds ffectively functionas“activeshareholders\"？Do their governanceactivities generate spillver efects onother marketparticipants？

From the audit risk model perspective，this study posits that motivated fundownership reduces auditors’response intensitybymitigatingtheriskof materialmistatement.UsingdatafromChineseA-sharelistedcompaniesfrom2017to 2023，this study empirically examines the impactand mechanisms of motivated fund ownershiponauditors’response intensity.Theresultsdemonstrate thatmotivatedfund ownership significantlyreducesauditors’response intensity， underscoring itspositiverole incorporate govermance.These findings remainrobust afteraddresing endogeneityconcerns andconducting robustness tests.Heterogeneityanalysisrevealsthattheeffectismorepronounced infirmswithlower auditor competence，higherkey audit materrisks，or weakercorporate governance.Mechanism tests indicate thatmotivated fund ownership lowers auditors’response intensity byreducing operating risks and enhancing information transparency.

Thisstudy contributes to existing literature in thefolowing aspects.First，itadvances researchonkeyaudit matters byanalyzingauditreportdisclosures toelucidate the“blackbox”ofauditprocesses.Second，itbroadens thescopeoffund governancefunctions byexamining supervisorymotivesthrough thelensof informationverification，adeparture from prior work focused solelyoncorporate decision-making.Bylinkingfund governance to audit outcomes，this studydeepens the discourseontheinterplaybetween institutional investorsandauditorsasdual governance mechanisms.Third，thefindngs ofthis study havepractical implications.Intheregulatory framework of theChina SecuritiesRegulatory Commission （CSRC），publicmutualfundsareregardedasprofessionalinvestmentrolesinthecapitalmarketandcarrersforinclusive finance，entrustedwiththelong-termmissionofserving householdwealth managementandmeeingthefinancialnedsof thereal economy.The resultscan providepolicy insights fora betterunderstanding of the mechanisms through which institutionalinvestorsexertgovernanceefects，fosteringinstitutionalinvestors，andacceleratingthehigh-quality development of public mutual funds.

Key Words：motivated fund;auditor responses;operating risks；information transparency

（責任編輯：孫艷）

[DOI]10.19654/j.cnki.cjwtyj.2025.07.004 [引用格式]黃曉蓓，宋云玲，武浩.監督型基金持股如何影響審計師應對力度？[J].財經問題研究，2025（7）：42-54.