审计师行业专长对股价同步性的影响研究

高增亮，张俊瑞，胡明生

(1.西安交通大学管理学院，陕西 西安 710049；2.华中科技大学管理学院，湖北 武汉 430074)

一、引 言

资本市场的重要功能是通过股价的信号机制引导资源实现最优化配置，而股价的信号机制能否充分发挥作用取决于股价的形成机制。Roll(1988)[1]指出，股票价格综合反映了市场信息和公司特质信息，当公司特质信息更多地融入股价时，股价的波动将更多地体现公司经营发展的变化，反之股价将更多地反映来自整个证券市场的信息。因此，股价同步性一定程度上反映了股票的定价效率，从而成为理论界与实务界所共同关注的热点问题。作为新兴资本市场的典型代表，中国的股价同步性高居全球前列[2]，过高的股价同步性不仅降低了资本配置的效率，而且干扰了公司的投融资决策、损害了广大中小投资者的切身利益[3]。因此，探寻降低股价同步性的有效途径，是促进资本市场健康发展、完善投资者保护制度的必由之路。

基于股价同步性的信息效率观解释，Morck等(2000)[2]和Roll等(1988)[1]分别从宏观层面和微观层面研究了股价同步性的影响因素，指出股价同步性的高低取决于国家对私有产权的保护和公司特质化信息披露水平，这两篇研究也成为该领域的开山之作。在此基础上，国内外学者广泛探讨了机构投资者[4]、管理层股权结构[5]、会计信息质量[6]、经营复杂度[7]、所有权性质[8]等对于股价同步性的影响，产生了许多具有影响力的研究，极大地丰富了相关研究领域。但遗憾的是，现有研究大多侧重于分析公司内部特征对于股价同步性的影响，较少有研究关注外部治理机制所发挥的作用。而独立审计作为一种重要的外部治理机制，是保证上市公司信息披露质量的重要制度设计[9]，审计师专业化水平的高低(特别是对某一行业的了解程度，即行业专长)至少会从三个方面影响股价同步性的变化：第一，具备行业专长的审计师可以提供更高质量的财务报告[9]，降低公司内外部信息不对称水平；第二，具备行业专长的审计师可以更好地履行监督职责，约束管理层机会主义行为[10]，提高信息披露的可靠性；第三，具备行业专长的审计师向资本市场传递了公司财务报告真实可靠的信号，提振了投资者信心、减少了噪音交易行为[11]。因此，直观而言，聘用具备行业专长的审计师可以提高被审计客户的信息披露质量、增强公司特质信息融入股价的能力，从而降低其股价同步性，但上述关系尚未得到经验证据的支持。

本研究利用中国A股上市公司2003～2016年的数据，实证检验了审计师行业专长与股价同步性之间的关系。研究发现，审计师行业专长(事务所层面、审计师个人层面)与股价同步性显著负相关，在控制了内生性问题后该结论依然稳健；进一步研究发现，高质量审计师对盈余管理等机会主义行为的抑制是上述关系的内在机制；此外，部分审计师个人特征对主要结果具有显著的调节作用。

文章的贡献在于：(1)根据我们所掌握的文献资料，本研究首次同时从事务所与审计师个人两个层面检验了审计师行业专长与股价同步性之间的关系，丰富了股价同步性影响因素与审计师行业专长经济后果的相关文献；(2)研究结论揭示了审计师行业专长与股价同步性关系的内在机制：即具有行业专长的审计师对管理层机会主义盈余操纵行为的抑制增强了公司特质化信息融入股价的能力；(3)文章探讨了审计师个人特征对主要结果的调节作用，回应了Defond等(2014)[11]对进一步细化审计研究单元的呼吁；(4)研究结论对提升我国资本市场信息效率、充分认识审计师在完善上市公司信息披露中的重要作用具有一定的实践价值。

二、文献回顾与理论假说

(一)股价同步性的决定因素：信息披露

Roll(1988)[1]基于信息经济学理论，将股票中信息来源划分为市场层面信息与公司层面信息，并根据不同来源的信息对股价波动的差异化影响提出了股价同步性这一概念。Wurgler(2000)[12]的一项跨国研究显示，过高的股价同步性限制了资本流入，使得资本无法得到有效的配置。Durnev等(2004)[13]从行业层面指出，股价同步性较低的行业更容易获得资本投入。Defond等(2004)分析了股价同步性的公司治理机制，并指出较高的股价同步性干扰了投资者对公司经营管理状况的判断，损害了公司治理效率[14]。总之，过高的股价同步性不仅降低了股票的定价效率，而且干扰了公司的投融资决策、损害了广大中小投资者的切身利益。

从宏观层面看，Morck等(2000)[2]通过对比发达国家和新兴市场的制度差异，指出新兴市场对私有产权保护的不足是导致其股价同步性显著高于发达国家的重要因素。Jin等(2006)[15]认为国家层面的信息披露制度越不完善，投资者可获取的用于预测公司未来发展的特有信息就越少，从而越依赖市场平均收益来进行投资决策。游家兴等(2007)[16]利用中国上市公司的数据发现了类似的经验证据，并指出当资本市场各项披露制度得到完善时，股价同步性将会显著降低。

从微观层面看，现有研究主要以信息披露为切入点进行展开：Chan等(2006)[17]认为，信息透明度越低的公司，管理层隐藏负面信息的能力越强，股价中能够反映的公司特质信息越少，进而会提高股价同步性；Hutton等(2009)[18]以机会主义盈余管理为信息透明度的代理变量，证实了公司信息透明度与股价同步性之间存在负相关关系；Durnev等(2004)[13]研究发现，股价同步性越低，股票回报对未来基本面预测越准确，这在一定程度上支持了股价同步性与信息透明度负相关的观点。基于上述研究，国内学者在中国资本市场中也发现了类似的经验证据。

综上，股价同步性与公司行为之间的逻辑关系可由信息披露这一重要因素来串联，即信息披露质量越好的公司，股票价格中含有越多的公司特质信息，其股价同步性水平越低。在此基础上，关于股价同步性的研究方兴未艾，国内外学者们广泛探讨了机构(境外)投资者[4]、管理层股权结构[5]、会计信息质量[6]、经营复杂度[7]、所有权性质[8]等因素对于股价同步性的影响，并取得了一系列具有影响力的研究成果。但遗憾的是，现有研究大多侧重于分析公司内部特征对于股价同步性的影响，少有研究关注外部治理机制所发挥的作用。因此，更多的从外部视角探讨股价同步性的影响因素和治理机制显得重要而迫切。

(二)审计师行业专长、信息披露与股价同步性

作为一种重要的公司治理机制，独立审计保障了公司信息披露的可靠性，是一项保护投资者权益、缓解公司内外部代理冲突的重要制度安排[19]。当审计师具备行业审计专长时，其对行业知识的了解将更加深入、对行业特有风险的认识也将更加全面，这有助于审计师在审计工作中更好地发挥监督治理角色，因此受到了学术界的广泛关注[8][9][10]。Dan(1980)[20]指出，具备行业专长的事务所能够在审计人员培训中针对性地进行投入，从而提高审计质量；Krishnan(2003)[21]发现具备行业专长的审计师能够抑制管理层的盈余管理行为，提高财务报告质量；Goodwin等(2014)[8]研究认为，具备行业专长的审计师能对所审计公司的信息披露进行规范，提高公司会计信息的透明度；Balsam等(2003)[22]认为具备行业专长的审计师可以减少管理层对应计项目的操纵，降低审计师对财务报告重大错报等问题的容忍度；王艳艳等(2006)[23]认为具备行业专长的审计师可以提供更高质量的审计服务；江轩宇等(2013)[24]研究发现，审计行业专长有助于降低上市公司未来的股价崩盘风险，并指出“抑制客户操纵信息、隐藏坏消息的机会主义行为”是行业专家审计师发挥治理作用的基础。

综上，诸多研究已经广泛论证了具备行业专长的审计师可以更好地履行外部审计的监督职责、抑制管理层机会主义行为，有效提高公司信息披露质量。在此基础上，审计师行业专长与股价同步性之间的逻辑关系可以从以下三个方面进行展开：

第一，从审计供给的角度而言，具备行业专长的审计师其业务能力更强，可以提供更高质量的审计服务，因此能够更加有效地识别公司的财务风险[22]，抑制管理层隐藏公司负面信息[23]、操纵盈余等机会主义行为[24]，进而提高公司的信息披露水平，降低股价同步性；此外，在供需关系的作用下，高质量的审计服务可以获得更多的审计费用溢价[10]，事务所在保证一定利润的前提下可将更多的资源投入到审计流程和专长行业，培养具备行业专长的审计人员，维持高质量的审计服务，从而形成良性循环；对于审计师个人而言，专注于特定行业可以积累更多的行业知识和经验、增强审计师自身的专业判断和审计效率、提高自身的行业竞争力，这有助于审计师更好地履行其监督职责、提高公司信息披露水平。正如前文所述，信息披露质量的提高有利于公司特质信息更好地融入到股价中，从而降低公司的股价同步性。

第二，从审计需求的角度而言，上市公司聘用具备行业专长的审计师进行财务报告的审计工作，客观上向资本市场传递了其财务报告真实可靠的信号[25]，增强了投资者的信心，减少了投资者在股价异常波动情况下的非理性交易行为。非理性交易行为的减少进一步弱化了市场噪音对于股价正常变动的干扰，使得公司信息能够更好地融入到股价中[26]。由于股价的波动同时受到信息和噪音的影响，更多的信息交易和更少的市场噪音可以使股价变动正向地反映公司自身的经营行为和信息披露水平，从而降低公司的股价同步性。

第三，从声誉机制的角度而言，具备行业专长的审计师更加在意其声誉与可能的诉讼风险，此类审计师的审计风险容忍阈值更低、行业敏感性也更高。审计师行业敏感性的提高可以有效地遏制财务舞弊行为，也会对用词模糊的信息披露方式提出异议，这些都可以有效地提高信息披露质量，降低信息不对称水平。更重要的是，除了事前监督外，具备行业专长的审计师在发现公司的违规行为后，有更强的动机通过发表非标审计意见来维护自身利益，避免掉入低质量审计引发法律诉讼中的“深口袋”[27]。因此，具备行业专长的审计师会更加尽责地督促相应公司对违规行为进行事后整改，避免原本轻微的违规行为成为“沉默的螺旋”[28]，保障公司的信息披露始终处于较高的水平。因此，从声誉机制的角度讲，具备行业专长的审计师可以有效保障公司的信息披露质量，从而使股价反映出更多的公司特质信息，降低股价的同步性。

基于上述文献回顾和理论分析，审计师行业专长与股价同步性的逻辑关系可概括为：具有行业专长的审计师具备更强的专业素质、更低的风险容忍度以及更高的行业敏感性，对相关行业风险敞口的认识和理解也更为清晰和深入，这些特征不仅能够促使此类审计师提供更加审慎、专业的审计服务，提高了公司信息披露质量，同时也向资本市场传递了客户财务报告真实可靠的积极信号，增加了信息交易、减少了市场噪音，促使更多公司特质信息融入到股价中，从而降低了股价同步性。综上，本研究提出如下假设：

H1：保持其他条件不变，审计师行业专长与股价同步性呈负相关关系。

三、研究设计

(一)数据与样本

选取2003～2016年[注]由于模型中部分控制变量起始披露年份为2003年，为保证尽可能多的保留原始观测，故研究起点为2003年。我国A股上市公司为研究对象，参照已有文献[5][29][30]对原始样本进行整理：(1)剔除ST、ST*公司样本；(2)剔除金融类公司样本；(3)剔除每年交易不足180日的公司样本，以缓解微观结构因素对实证结果产生的影响；(4)剔除模型中所需变量存在缺失值的公司样本。最终本研究共得到13428个公司(年度)观测值，数据来自国泰安数据库与中国注册会计师协会网站。为缓解异常值对实证结果的影响，所有连续变量均进行了1%的缩尾处理。

(二)主要变量测度

1.被解释变量：股价同步性

借鉴Gul等(2010)[3]的研究，采用市场模型的R2度量股价同步性波动：模型(1)中因变量的计算采用周收益数据对模型(1)分年度回归得到R2，R2越大代表股价同步性越高。

ri,w,t=αi,t+βi,t*rm,w,t+γi,t*rj,w,t+εi,w,t

(1)

模型(1)中，ri,w,t是公司i在第t年第w周的收益率，rm,w,t是第t年第w周市场收益率，rj,w,t是行业j在第t年第w周的收益。对于公司i，在计算其行业收益率时，其自身收益率被排除在外；在计算其市场收益率时，所在行业被排除在外。其中行业收益定义如下：

rj,w,t=(∑k∈jWk,w,t*rk,w,t-Wi,w,t*ri,w,t)/(Ij,w,t-1)

(2)

模型(2)中，Wk,w,t是行业j中公司k在第t年第w周的市值权重。Ij,w,t是公司i在所在行业j在第t年第w周的公司数量。按同样方法可定义市场收益rm,w,t。

由于R2取值区间为[0，1]，为保证因变量的正态分布，参考Morck等(2000)[2]的研究，对R2进行对数变换，得到SYNCHi,t，SYNCHi,t越大，代表股价同步性越高。

(3)

2.解释变量：审计师行业专长

本研究在衡量审计师行业专长时，除了考虑事务所层面外，还利用中国审计市场特有的数据，探索了审计师个人层面的行业专长对于股价同步性的影响。

(4)

(5)

3.多元回归模型

建立以下回归模型研究审计师行业专长与股价同步性之间的关系：

SYNCHi,t+1=α0+α1*EXPERT1i,t+α2*EXPERT2i,t+α3*SIZEi,t+α4*STDROAi,t+

α5*TURNOVERi,t+α6*VOLi,t+α7*LEVi,t+α8*MBi,t+α9*ROEi,t+

α10*TOP1i,t+α11*INSHOLDi,t+α12*SOEi,t+α13*INDNUMi,t+

α14*INDISZEi,t+α15*BIG4i,t+∑INDUSTRY+∑YEAR+εi,t

(6)

模型(6)中，因变量SYNCHi,t+1为t+1期公司i的股价同步性指标。自变量EXPERT1i,t为第t期事务所层面的审计师行业专长，EXPERT2i,t为第t期审计师个人层面的行业专长。控制变量包括：SIZEi,t(第t期公司总资产的自然对数)[2][3][5]、STDROAi,t(公司连续三年的总资产回报率的波动率)[3][4][5]、TURNOVERi,t(第t年月平均换手率与t-1年月平均换手率的差值)[3][17][18]、VOLi,t(第t年交易量除以第t年流通股股数)[3][5][15]、LEVi,t(总负债除以总资产)[3][29][30]、MBi,t(账面市值比)[3][5][7]、ROEi,t(净资产回报率)[4][13][17]、TOP1i,t(第一大股东持股比例)[3][4][5]、INSHOLDi,t(机构投资者持股比例)[3][4][29]、SOEi,t(产权性质)[3][5][30]、INDNUMi,t(行业内公司总数的自然对数)[3][4][5]、INDSIZEi,t(行业内公司总资产之和的自然对数)[3][4][5]、BIG4i,t(是否为“四大”审计)[3][6][18]以及∑INDUSTRY(行业)、∑YEAR(年份)的固定效应，εi,t为回归模型残差项。依据本文假设，系数α1与α2应显著为负。

四、结果分析

(一)描述性统计与相关性分析

表1 描述性统计分析

(二)多元回归结果分析

采用最小二乘回归(稳健标准误)对模型(6)进行回归分析，并且在公司层面进行了聚类(Petersen，2009[34])。表2中结果表明，事务所层面的行业专长(EXPERT1)与股价同步性指标SYNCHt+1显著负相关，说明事务所层面的审计师行业专长能够显著降低股价同步性；在研究审计师个人层面行业专长(EXPERT2)与股价同步性之间的关系时，由于事务所本身会负向影响股价同步性，因此控制了事务所层面的行业专长，但即使在控制了事物所层面的行业专长后，审计师个人层面的行业专长依然能够显著降低股价同步性。

表2 回归结果分析(N=13428)

注：回归采用OLS模型，稳健标准误，括号内为t值；*** 、** 、* 分别表示在 1%、5%、10% 显著性水平上显著(双尾)。

(三)稳健性检验[注]篇幅所限，稳健性检验结果未在文中汇报，作者备索。

1. 分市场调整后的股价同步性

为缓解交叉上市导致的不同市场特征对股价同步性的影响，借鉴Gul等(2010)[3]的研究，本文综合考虑了A股上市公司与B股、H股的联动作用。模型(7A)为仅发行A股的市场模型，模型(7B)为同时发行A股与B股的市场模型，模型(7C)为同时发行A股与H股的市场模型。

rj,t=α+β1,j*rm,t-1+β2,j*ri,t-1+β3,j*rm,t+β4,j*ri,t+β5,j*rm,t+1+β6,j*ri,t+1+εj,t

(7A)

rj,t=α+β1,j*rm,t-1+β2,j*ri,t-1+β3,j*rm,t+β4,j*ri,t+β5,j*rm,t+1+β6,j*ri,t+1+

(7B)

rj,t=α+β1,j*rm,t-1+β2,j*ri,t-1+β3,j*rm,t+β4,j*ri,t+β5,j*rm,t+1+β6,j*ri,t+1+

(7C)

2. 采用审计费用计算审计师行业专长

免费医学生也称农村订单式定向医学生，根据国家发展和改革委员会、原卫生部、教育部等部门在2010 年印发《关于印发开展农村订单定向医学生免费培养工作实施意见的通知》，免费医学生在入学前必须与培养学校和当地县级卫生行政部门签署定向就业协议，毕业后需要到相应的基层医疗机构服务满6年，入学后免收学费、住宿费并有一定的生活补助。而普通医学生毕业后需要进行双向选择就业，在校期间也没有相应的助学金政策[3]。

参考Huang等(2007)[32]的研究，将模型(4)、模型(5)中的总资产替换为审计费用，重新计算审计师行业专长指标，然后再次进行回归分析，采用审计费用计算出的审计师行业专长指标依然与股价同步性显著负相关。

3. 固定效应模型与Heckman两阶段回归

为缓解遗漏变量造成的估计偏差，参考王化成等(2015)[35]的研究，采用面板固定效应模型重新进行回归分析，结果依然稳健；为缓解自选择问题，参考王春飞等(2010)[36]的研究，采用Heckman两阶段法重新进行回归分析，研究结论依然稳健。

4. 配对样本分析

为缓解“反事实”问题带来的估计偏差，借鉴黄俊等(2014)[29]和Masulis等(2014)[37]的研究，分别采用倾向性得分匹配与资产规模最接近匹配(同年、同行业)两种方法对样本进行配对，两种匹配样本的回归结果依然支持了基本结论。

五、进一步研究

上述一系列稳健性检验说明本文的基本结论是比较可靠的。接下来本研究对基本结论进行扩展分析，主要探讨两个问题：(1)审计师行业专长与股价同步性负相关关系的内在机制是什么；(2)个人层面的行业专长受到哪些审计师个人特征的影响。

(一)管理层机会主义盈余管理行为的中介作用

至此，审计师行业专长与股价同步性之间的负向关系已经得到了实证检验，但二者关系间的内在机制尚未进行研究。正如前文理论分析所述，具备行业专长的审计师可以有效地抑制管理层操纵盈余等机会主义行为、改善信息披露质量，从而降低股价同步性，因此，本部分主要检验审计师行业专长是否抑制了管理层的机会主义盈余管理行为，从而降低了股价同步性。

在研究机会主义行为的中介作用时，根据Baron and Kenny(1986)[38]的方法，采用三阶段法进行路径分析。(1)路径A：自变量(EXPERT1、EXPERT2)的变动显著影响中介变量(DA)的变动；(2)路径B：中介变量(DA)的变动显著影响因变量(SYNCHt+1)的变动；(3)路径C：在加入中介变量后(DA)，自变量与因变量的关系变为不显著而中介变量与因变量关系显著(完全中介)；加入中介变量后(DA)，自变量(EXPERT1、EXPERT2)与因变量(SYNCHt+1)、中介变量(DA)与因变量(SYNCHt+1)均具有显著关系(部分中介)。

表3报告了管理层机会主义盈余管理中介作用的回归结果：审计师行业专长对机会主义盈余管理行为[注]采用修正Jones模型残差的绝对值衡量机会主义盈余管理程度(Dechow等，1994)[39]。具有显著的抑制作用；管理层机会主义盈余管理显著提高了股价同步性；审计师行业专长对机会主义盈余管理行为的抑制作用对本研究的主要结果具有部分中介作用。

表3 管理者机会主义行为的中介作用(N=13428)

注：回归采用OLS模型，稳健标准误，括号内为t值；根据Wood等(2008)的研究，采用Sobel Z检验来验证中介效应的显著性；*** 、** 、* 分别表示在 1%、5%、10% 显著性水平上显著(双尾)。

(二)审计师个人特征的调节作用

为回应Defond等(2014)[11]对细化审计研究单元的呼吁，本部分探讨了审计师年龄(AGE)、性别(GENDER)、从业经验(EXP)及教育经历(EDU)等个人特征对于审计师层面行业专长与股价同步性之间关系的调作用。各变量具体定义如下[40][41][42]：(1)AGE。两位审计师中有一位审计师年龄大于样本中位数，取值为1，否则为0；(2)GENDER。两位审计师中有一位为女性，取值为1，否则为0；

表4 审计师个人特征的调节作用(N=11604)

注：回归采用OLS模型，稳健标准误，括号内为t值；*** 、** 、* 分别表示在 1%、5%、10% 显著性水平上显著(双尾)。

(3)EXP。两位审计师有一位从业时间大于行业中位数，取值为1，否则为0；(4)EDU。两位审计师有一位学历为硕士及以上，取值为1，否则为0。将个人特征变量与个人特征变量(∑IND)和审计师层面的行业专长(EXPERT2)的交互项加入回归模型中，并控制事务所层面的行业专长(EXPERT1)、其他控制变量以及行业、年份的固定效应。表4中结果表明，年长的审计师、女性审计师、执业经验丰富的审计师会加强审计师层面的行业专长与股价同步性的负相关关系，而审计师的教育背景则未表现出显著的统计关系。

六、研究结论

利用中国A股上市公司2003～2016年的数据，检验了审计师行业专长与股价同步性之间的关系。研究发现：审计师行业专长(事务所层面、审计师个人层面)与股价同步性显著负相关，在控制了内生性问题与计量偏差后该结论依然稳健；进一步研究发现，具备行业专长的审计师对盈余管理等机会主义行为的抑制是上述关系的内在机制；此外，年龄、性别、执业经验等审计师个人特征会对主要结果起到一定调节作用。

研究结论对上市公司提高信息效率、监管部门更好地履行监督职责以及广大投资者理性地进行投资决策具有重要的启示意义：对于上市公司而言，聘用具备行业专长的审计师有助于抑制管理层机会主义行为、促进公司特质信息更好地融入股价；对于监管部门而言，切实加强对审计事务所特别是审计师的行业知识培训，有助于提高资本市场的信息效率，增强市场交易的有效性；对投资者而言，其在进行投资决策时，可将行业专家审计师作为初步的判断标准，剔除信息披露质量较差与定价效率较低的目标公司，减少可能产生的投资损失。