审计师行业专长与公司违规：监督还是合谋?

周静怡 刘 伟 陈 莹

(1.暨南大学，广东 广州 510632；2.华南师范大学，广东 广州 510631)

一、引言

近年来，我国上市公司违规丑闻频发，影响恶劣，引发社会各界的持续广泛关注。层出不穷的财务造假、股价操纵、内幕交易等违规行为不仅动摇了投资者对资本市场的信心，使投资者蒙受巨大财富损失，也严重损害了供应商、消费者、公司员工、同行业竞争者、社会公众等其他利益相关者的利益。而诸如毒奶粉、问题疫苗等食品、药品安全问题更是导致相关行业形象崩塌、声誉尽毁，身陷信任危机。因此，深入探究公司违规行为的治理机制显得尤为迫切且至关重要。

公司违规是指公司在信息披露、经营与交易等方面违反相关规定，且受到证监会、司法部门以及公安机关等机构公开谴责、批评和处罚的行为。现有研究形成的基本共识是，公司违规行为会引发一系列负面后果，如减损公司价值(Karpoff et al.,1999)、降低资本配置效率(Kedia et al.,2009)、破坏金融市场稳定(Amiram et al.,2018)等，从而严重威胁资本市场的健康发展。但是，对于如何识别并有效防范及治理公司违规行为，我们仍然知之甚少。已有研究发现，独立董事、媒体报道、机构投资者持股等公司内外部治理因素能够有效约束公司的违规行为(Beasley,1996；Miller,2006；Dyck et al.,2010；陆瑶 等，2012)，但鲜有文献关注第三方审计对公司违规行为的影响。

理论上，审计师行业专长对公司违规行为既有“监督效应”，又有“合谋效应”。一方面，审计师作为外部治理机制可以有效监督上市公司。具有行业专长的审计师能够利用其所拥有的专业知识、技能和经验发挥监督作用，从而抑制公司违规行为。另一方面，审计师与客户存在“合谋”行为。为获取高额收费，审计师可能会辅助客户实施违规行为，如操纵盈余(刘启亮，2006)、降低会计稳健性(朱松 等，2010)、助长避税(魏春燕，2014)等。因此，有必要厘清审计师行业专长是否以及如何影响公司违规行为。

本文以2006—2015年沪深A股上市公司为研究样本，探讨审计师行业专长对公司违规行为的影响及其作用机制。较之已有研究，本文可能的贡献主要体现在：(1)丰富了公司违规行为影响因素的研究。现有文献主要考察了董事会结构、独立董事背景、高管薪酬激励、员工期权授予等公司内部治理机制对公司违规行为的影响(Beasley，1996；Goldman et al.,2006；Burns et al.,2006;Dyck et al.,2010;Khanna et al.,2015;陆瑶 等,2016a)，而基于公司外部治理机制视角的研究并不多见。本文从审计师行业专长切入，考察外部治理机制对公司违规行为的影响，是对已有相关文献的有益补充。(2)拓宽了审计师行业专长的研究视角。针对审计师行业专长能否有效发挥外部治理功能，已有研究结论尚存分歧。部分研究发现，审计师行业专长具有外部治理作用，能够降低股价同步性(高增亮 等，2019)、提高企业或有事项的信息披露水平(张婷 等，2019)以及促进企业创新投资(李姝 等，2021)等。而另一部分研究则指出，审计师与客户之间存在“合谋”行为，从而导致客户IPO后业绩变脸(刘迪 等，2019)、年报信息披露质量降低(王嘉鑫 等，2020a)以及审计报告造假(王可第 等，2021)等。本文以公司违规作为切入点，研究审计师行业专长对公司行为的影响，丰富了审计师行业专长经济后果方面的研究。(3)研究结论为监管机构监管与治理公司违规行为提供了重要启示。

二、文献回顾、理论分析与研究假说

(一)文献回顾

1.公司内外部治理因素与公司违规行为

已有研究侧重于从公司内部治理层面探寻公司违规行为的成因，而对公司外部治理层面影响因素的关注则相对不足。

(1)内部治理因素的影响。从已有文献来看，与公司违规行为紧密相关的内部治理因素大致可归为三个方面：一是管理层或员工动机。Goldman et al.(2006)认为，基于股权的薪酬激励或与短期股价直接相关的薪酬激励虽然可以促进管理层努力工作，但也会强化管理层违规的动机。Burns et al.(2006)证实了上述理论预期，发现强激励的薪酬合约与财务违规行为正相关。Dyck et al.(2010)认为，员工在违规行为被揭发的过程中发挥着重要作用，具体体现在：一方面，监管机构可以通过金钱奖励激发员工举报公司违规行为；另一方面，公司也可以通过向员工授予股票期权的方式，诱导员工对公司违规行为保持沉默。二是董事会结构。Beasley(1996)发现，独立董事比例越高的公司，财务违规行为越少。三是管理层与董事之间的社会联系。Khanna et al.(2015)发现，CEO在任期内任命的高管和董事比例越高，公司违规倾向越严重，并且当违规行为被揭发后，公司CEO被解职的概率越低。陆瑶等(2016a)发现，CEO与董事间的“老乡”关系会显著提高公司违规倾向，同时降低违规后被稽查的概率。

(2)外部治理因素的影响。传统理论认为产品市场竞争是一种重要的公司外部治理机制。然而，滕飞等(2016)却发现公司所处行业的产品市场竞争越激烈，公司违规倾向越高，并且违规行为被监督稽查的可能性越低。此外，还有相当数量的文献研究了信息中介以及机构投资者对公司违规行为的影响。比如：Miller(2006)、Dyck et al.(2010)研究发现，媒体报道能够显著提高公司违规行为被发现的概率；陆瑶等(2012)研究结果显示，机构投资者持股比例越高，公司违规倾向越低，且违规被稽查的可能性越高。

2.审计师行业专长与公司治理

关于审计师行业专长能否有效发挥外部治理作用，已有研究并未达成一致结论。多数研究表明，审计师行业专长能够有效发挥外部治理作用。Kwon et al.(2007)发现，在外部法律环境不尽完善时，审计师行业专长更有利于提高盈余质量。DeBoskey et al.(2012)发现，审计师行业专长减少了银行管理层使用贷款损失准备金平滑盈余的情况，在管理层操控会计选择时起到了约束作用。范经华等(2013)发现，审计师行业专长能够抑制公司的应计和真实盈余管理行为。此外，还有研究表明，审计师行业专长有助于提高客户信息披露质量(Dunn et al.,2004)、降低知情交易概率(陈小林 等，2013)、提高现金价值(Kim et al.,2015)、提高资本分配效率(Su et al.,2016)、降低费用粘性(宋常 等，2016)、缓解资产误定价(王生年 等，2018)、降低汇率风险(刘继红 等，2019)以及提高投资效率(赵艺 等，2020)等。然而，也有少部分研究结果显示，审计师行业专长未能有效发挥外部治理作用。魏春燕(2014)发现，审计师行业专长会助长客户避税，尤其是当事务所对客户的收入依赖性较强或审计任期较长时，审计师更有可能利用其行业专长帮助客户避税。李思飞等(2014)发现，随着审计任期的增加，当具备行业专长的审计师对行业内客户的经济依赖度增大时，审计质量趋于降低。

(二)理论分析与研究假设

公司违规行为产生的原因主要包括两个方面：一是客观条件。较差的公司治理环境以及较高的内、外部人之间的信息不对称程度，为公司实施违规行为提供了机会。二是主观动机。违规行为虽可以给内部人带来短期收益，但也存在很高的违规成本(违规行为被稽查的可能性与被稽查的实际损失的乘积)。一旦违规行为被稽查，公司则可能面临行政处罚、民事赔偿、媒体负面评价、融资成本上升、产品销售受阻等一系列问题。因此，本文认为，审计师行业专长主要通过影响实施违规行为的机会与成本，进而对公司违规行为产生影响。理论上，审计师行业专长对公司违规行为既可能存在“监督效应”，也可能存在“合谋效应”。

一方面，审计师行业专长具有外部监督作用，能够有效抑制公司违规行为。首先，审计师行业专长可以通过下述两条渠道限制客户实施违规行为的客观条件，从而降低公司违规倾向。其一，改善公司治理环境。受声誉机制的约束，具备行业专长的审计师为了降低由审计失败带来的职业风险，有强烈的动机抑制客户的机会主义行为(范经华 等,2013；宋常 等,2016)，降低公司代理成本。其二，缓解内、外部人之间的信息不对称。基于声誉和专业胜任能力两方面的考虑，与不具备行业专长的审计师相比，具备行业专长的审计师更倾向于监督其客户提高信息披露质量(Dunn et al.,2004；Kwon et al.,2007)，降低内、外部人之间的信息不对称程度。其次，在内部人短期收益不变的情况下，审计师行业专长可以通过提升公司违规行为被稽查的可能性从而增加客户的违规成本，弱化公司实施违规行为的主观动机。由于具备行业专长的审计师在开展工作时更可能秉持职业怀疑态度(王嘉鑫 等，2020b)，加强对客户的全过程监督，因此违规行为被稽查的可能性显著提升。

另一方面，审计师与客户之间的“合谋”会助长公司违规行为。首先，具备行业专长的审计师可能会利用客观条件帮助客户实施违规行为，从而提高公司违规倾向。与西方成熟资本市场相比，中国资本市场的法律制度不够完善，对中小投资者的利益保护较为不足。因此，审计失败带来的诉讼风险和经济损失较低(魏春燕，2014)，具备行业专长的审计师具有动机利用较差的公司治理环境以及较严重的内、外部人之间的信息不对称辅助客户开展违规行为。其次，审计师行业专长可以通过降低公司违规行为被稽查的可能性进而减少客户的违规成本，强化公司实施违规行为的主观动机。为获取高额审计收费，审计师具有动机粉饰审计报告以协助客户实施违规行为(王可第 等，2021)。相比于不具备行业专长的审计师，具备行业专长的审计师拥有更加丰富的专业知识、技能以及经验，粉饰审计报告的能力更强，从而能够显著降低公司违规行为被稽查的可能性。

基于上述分析，本文提出如下竞争性假说：

H1a

：

审计师行业专长能够降低公司违规倾向以及提高公司违规被稽查的可能性，即具备行业专长的审计师对公司违规行为具有“监督效应”；H1b

：

审计师行业专长能够助长公司违规倾向以及降低公司违规被稽查的可能性，即具备行业专长的审计师对公司违规行为具有“合谋效应”。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文以2006—2015年沪深A股上市公司为样本。由于2005年进行了股权分置改革，2006年后开始有较为完整的股权分置改革后的数据，因此参照滕飞等(2016)的做法，选择2006年为研究起始年份。本文对初始样本进行了如下筛选：(1)剔除金融、保险类上市公司；(2)剔除ST、PT等处于特别处理状态的公司；(3)剔除关键变量缺失的样本。经过上述处理，最终得到13038个观测值。所有数据均来自CSMAR数据库。此外，为避免极端值的影响，本文对所有连续变量进行了上下1%的缩尾(Winsorize)处理。

(二)研究方法与模型构建

在研究公司违规行为时会遇到样本部分可观测的问题，即样本数据中可观测的违规行为是已经发生且被稽查的，而发生违规行为但没有被稽查的公司样本是不可观测的。样本的部分可观测可能会带来两个识别上的问题：其一，可观测的违规行为实际上取决于两个不可观测的潜变量，即违规倾向和违规被稽查的可能性。只要违规被稽查的概率不等于1，可观测的违规倾向就不等于实际违规行为。其二，违规倾向与违规被稽查的概率是相关的。违规被稽查的概率越高，说明违规成本越高，内部人实施违规行为的倾向相应越低。如果不考虑违规倾向与违规被稽查的概率的相关性，则可能会损失参数估计的效率。因此，借鉴已有文献(陆瑶 等，2012；Khanna et al.,2015；陆瑶 等，2016a；滕飞 等，2016)的做法，本文采用部分可观测的Bivariate Probit模型将公司违规并被稽查(Violation)区分为公司违规倾向(Fraud)和违规被稽查的可能性(Detect)。具体公式如下：

(1)

(2)

Violation=Fraud×Detect

(3)

其中，Violation=1表示公司i在t年度违规并被稽查，Violation=0表示公司i在t年度没有违规或者存在违规但没有被稽查，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为二元正态分布函数。因此，Violation的对数似然函数为：

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对模型(6)进行参数估计。根据Poirier(1980)，在部分可观测的Bivariate Probit模型中区分公司违规倾向(Fraud)和违规被稽查的可能性(Detect)，要求X和X分别包含公司违规倾向和违规被稽查的可能性的影响因素，两部分的影响因素要求不完全相同且解释变量数据有足够的变化。本文的变量选取满足上述条件。

(三)变量定义

1.被解释变量：公司违规行为

如上文所述，本文使用虚拟变量Violation来衡量公司当年是否违规并被稽查。若公司发生违规行为且被稽查，则Violation=1，否则Violation=0。

2.解释变量：审计师行业专长

参考已有研究(魏春燕，2014；刘继红 等，2019)的做法，本文使用以客户主营业务收入总额计算的行业市场份额(IMS)是否大于或等于10%来衡量审计师行业专长，用虚拟变量Expert表示。行业市场份额通过式(7)计算得到：

(7)

3.控制变量

本文借鉴公司违规倾向影响因素方面的研究(Beasley,1996;薄仙慧 等，2009;陆瑶 等，2012;Khanna et al.,2015;梅丹 等，2016; 滕飞 等，2016)，在公司违规倾向的回归模型中纳入如下控制变量：审计师独立性(AuditIndp)、机构投资者持股比例(InsOwn)、监管环境与监管质量(MI_Law)、产品竞争程度(HHI)、国有股比例(Stateh)、股权集中度(Top5)、两职合一(Dual)、公司规模(Size)、股票年收益率(Return)、董事会规模(Board)和独立董事比例(IndRatio)。同时，本文还参考公司违规被稽查可能性影响因素方面的研究(Povel et al.,2007；Johnson et al.,2007；Wang et al.,2010；陆瑶 等，2012；Khanna et al.,2015；陆瑶 等，2016b；梅丹 等，2016；滕飞 等，2016)，在公司违规被稽查可能性的回归模型中引入如下控制变量：审计师独立性(AuditIndp)、机构投资者持股比例(InsOwn)、监管环境与监管质量(MI_Law)、产品竞争程度(HHI)、收入增长率(Growth)、经营业绩(ROA)、资产负债率(Leverage)、年平均交易换手率(TurnOver)、年回报波动率(StckVlt)、行业发展前景(IndustryQ和IndustryQ)和行业违规频率(IndustryFrd)。

本文所有变量的说明如表1所示。

表1 变量说明

(四)描述性统计

表2列示了本文研究变量的描述性统计结果。公司违规并被稽查(Violation)的均值为0.17，说明约有17%的样本公司发生违规行为并被稽查。审计师行业专长(Expert)的均值为0.17，说明约有17%的样本公司聘请了具备行业专长的审计师。在控制变量方面，公司规模(Size)的最大值为25.80，最小值为19.81，标准差为1.23，表明样本公司规模存在一定差异；收入增长率(Growth)的均值为0.20，经营业绩(ROA)的均值为0.04，资产负债率(Leverage)的均值为0.46，表明样本公司收入增长及负债水平适中，经营业绩良好。其他变量的结果见表2，不再赘述。

表2 描述性统计结果

四、实证结果与分析

(一)审计师行业专长与公司违规行为

表3报告了审计师行业专长对公司违规行为影响的检验结果。列(1)的结果显示，在违规概率方程中，Expert的回归系数在5%的水平上显著为负；列(2)的结果显示，在违规被稽查概率方程中，Expert的回归系数在10%的水平上显著为正。这表明，审计师行业专长显著降低了公司违规倾向，同时提高了公司违规被稽查的可能性，即具备行业专长的审计师对公司违规行为具有“监督效应”。由此，H1a得到验证。

从控制变量的回归结果来看，在公司违规倾向方面，监管环境与监管质量(MI_Law)的回归系数显著为负，表明外部监管质量越高，其对公司的威慑力越大，从而公司违规倾向越低；两职合一(Dual)的回归系数显著为正，表明管理层权力越大，公司违规倾向越高；公司规模(Size)的回归系数显著为负，表明随着公司规模的增大，公司违规倾向逐渐降低。这些结果与已有文献(滕飞 等，2016；陆瑶 等，2016a)的发现一致。在公司违规被稽查的可能性方面，审计师独立性(AuditIndp)的回归系数显著为正，表明审计师的独立性越高，公司违规被稽查的可能性越高；监管环境与监管质量(MI_Law)的回归系数显著为正，表明随着监管环境的完善以及监管质量的提升，公司违规被稽查的可能性逐步提高；公司收入增长率(Growth)和年平均交易换手率(TurnOver)的回归系数显著为正，表明营业收入增长率以及年平均交易换手率越高的公司，越容易被监管部门视为异常状态，从而违规被稽查的可能性越高；资产负债率(Leverage)和行业违规频率(IndustryFrd)对违规被稽查的可能性均存在显著的正向影响。这些结果与已有文献(陆瑶 等，2016a；蔡志岳 等，2007)的结论一致。

表3 审计师行业专长对公司违规行为的影响

(二)稳健性检验

1.考虑自选择问题

为解决自选择问题产生的偏误，本文借鉴已有文献(魏春燕，2014；陈小林 等，2013；王生年 等，2018)的做法，按照Heckman(1979)提出的两阶段模型修正样本。第一阶段为公司是否选择具备行业专长审计师的Probit模型，用来估计逆米尔斯比率(Inverse Mill’s Ratio，IMR)。具体模型如下：

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

(8)

其中：Local表示会计师事务所与客户所在地是否一致，若客户总部与会计师事务所总部在同一省份，则Local取值为1，否则取值为0；Tenure表示审计任期，以会计师事务所为客户连续服务年数衡量；Switch表示会计师事务所是否更换，若会计师事务所发生了更换，则Switch取值为1，否则取值为0；AuditFee表示审计费用，以审计费用的自然对数衡量。第二阶段是将第一阶段估计得到的IMR纳入Probit模型。表4报告了Heckman两阶段回归结果。由列(2)可知，IMR的回归系数在10%的水平上显著为正，表明样本存在选择偏误；在控制IMR后，Expert的回归系数仍然显著为负，说明审计师行业专长能够有效抑制公司违规行为。因此，在考虑自选择问题后，研究结论与上文保持一致。

表4 Heckman两阶段回归结果

2.工具变量法

当公司存在违规行为时，其可能会主动聘请具有行业专长的审计师来协助隐藏信息，因而本文的研究结论可能受反向因果关系带来的内生性问题的影响。为了缓解上述内生性问题，本文借鉴李姝等(2021)的做法，选取滞后一期的审计师行业专长(Lag_Expert)作为Expert的工具变量。表5列示了具体的检验结果。由列(1)可知，Lag_Expert的回归系数显著为正，F统计量较大，说明本文选取的工具变量不太可能存在弱工具变量问题。Sargan检验显示p值为0.911，表明本文选取的工具变量满足外生性条件。由列(2)可知，在使用工具变量后，审计师行业专长(Expert)的回归系数仍然显著为负。因此，在考虑反向因果关系的影响后，本文研究结论并未发生改变。

表5 工具变量法回归结果

3.考虑宏观环境变化的影响

考虑到本文研究结论可能受股权分置改革、金融危机冲击等宏观因素的影响，我们分别在剔除2006—2007年和2008年的数据以及控制年度和行业交互效应的基础上重新进行了分析，结果如表6所示。列(1)、(2)为剔除2006—2007年数据后的回归结果，从中可见，Expert的回归系数在违规概率方程中显著为负，且在违规被稽查概率方程中显著为正。列(3)、(4)为剔除2008年数据后的回归结果，不难发现，在违规概率方程中，Expert的回归系数在5%的水平上显著为负；而在违规被稽查概率方程中，Expert的回归系数在10%的水平上显著为正。列(5)、(6)的结果显示，在控制年度和行业交互效应后，Expert的回归系数的符号和显著性均与前述检验结果一致。综上，在考虑宏观环境变化的影响后，H1a仍然成立。

表6 考虑宏观环境变化影响后的检验结果

4.重新衡量审计师行业专长

本文借鉴陈小林等(2013)的做法，将核心解释变量替换为使用客户主营业务收入总额计算的审计师行业专长的连续变量(IMS)，并重新采用部分可观测的Bivariate Probit模型进行回归分析。表7的估计结果显示，在违规概率方程中，IMS的回归系数在5%的水平上显著为负；而在违规被稽查概率方程中，IMS的回归系数在10%的水平上显著为正。这表明审计师行业专长显著地降低了公司违规倾向，同时提高了公司违规被稽查的可能性，与基准回归结果一致。

表7 更换审计师行业专长的衡量方法

五、作用机制检验

上文研究结果表明，审计师行业专长能够显著降低公司违规倾向以及提高公司违规被稽查的可能性。然而，关于作用机制的探讨仍停留在理论分析层面。接下来，从代理成本和信息不对称两方面对审计师行业专长抑制公司违规倾向的作用机制进行检验。

(一)代理成本机制

与不具备行业专长的审计师相比，具备行业专长的审计师为了避免因审计失败造成的声誉损失，其会利用丰富的专业知识和经验识别并抑制管理层机会主义行为，以降低代理成本。因此，本文预期审计师行业专长通过缓解由所有权和经营权分离导致的代理问题进而抑制了公司违规倾向。参考既有文献(周泽将 等，2019；李从刚 等，2020)的做法，本文构建如下模型(9)来检验代理成本机制：

AC=β+βExpert+∑γControls+ε

(9)

其中，AC表示代理成本，用管理费用与营业收入的比值来衡量。借鉴周泽将等(2019)、李从刚等(2020)，控制变量集合Controls包括以下公司治理和财务变量：审计师独立性(AuditIndp)、股权集中度(Top5)、两职合一(Dual)、公司规模(Size)、董事会规模(Board)、独立董事比例(IndRatio)、收入增长率(Growth)、经营业绩(ROA)、资产负债率(Leverage)。

表8列(1)报告了代理成本机制的检验结果，从中可见，Expert的回归系数在1%的水平上显著为负。这表明审计师行业专长通过降低代理成本进而抑制了公司违规倾向。

表8 作用机制检验结果

(二)信息不对称机制

为维护自身声誉以及体现自身的专业胜任能力，具备行业专长的审计师拥有提高公司信息透明度的动机。由此，本文预期审计师行业专长能够通过缓解内、外部人之间的信息不对称进而抑制公司违规倾向。参考相关文献(周泽将 等，2019；李从刚 等，2020)的做法，本文构建如下模型(10)来检验信息不对称机制：

ILL=β+βExpert+∑γControls+ε

(10)

其中，ILL表示内、外部人之间的信息不对称程度，借鉴Amihud(2002)，采用股票的非流动率加以衡量。同时，参考卜君等(2020)、雷啸等(2021)，在模型中纳入以下控制变量(Controls)：审计师独立性(AuditIndp)、股权集中度(Top5)、两职合一(Dual)、公司规模(Size)、董事会规模(Board)、独立董事比例(IndRatio)、收入增长率(Growth)、经营业绩(ROA)、资产负债率(Leverage)、年平均交易换手率(TurnOver)、年回报波动率(StckVlt)、行业违规频率(IndustryFrd)。

表8列(2)为信息不对称机制的检验结果，不难发现，Expert的回归系数在1%的水平上显著为负。这表明审计师行业专长还可以通过降低内、外部人之间的信息不对称程度，从而抑制公司违规倾向。

六、拓展性研究

(一)异质性分析

1.内部控制质量的影响

已有研究指出，内部控制与外部审计均可降低企业代理成本，因而两者在治理功能上存在替代效应(杨德明 等，2009)。本文预期，当公司内部控制质量较低时，审计师行业专长对公司违规行为的影响更明显。接下来，对上述推断进行检验。本文采用迪博内部控制指数取对数来衡量内部控制质量(IC)。表9报告了具体的回归结果。由列(1)可知，在违规概率方程中，内部控制质量与审计师行业专长的交乘项(IC×Expert)的回归系数在1%的水平上显著为正；由列(2)可知，在违规被稽查概率方程中，内部控制质量与审计师行业专长的交乘项(IC×Expert)的回归系数在1%的水平上显著为负。上述结果表明，当公司内部控制质量较低时，审计师行业专长在抑制违规倾向以及提高违规被稽查的可能性方面发挥的作用更突出。

表9 内部控制质量的异质性影响

2.企业战略差异的影响

企业战略的差异主要表现在经营模式和组织结构等方面，其最终会导致企业行为模式的不同。已有研究发现，与防御型企业相比，进攻型企业更可能发生违规行为(孟庆斌 等，2018)。因此，本文预期企业战略差异可能会对审计师行业专长与公司违规行为的关系产生影响。接下来，对上述推断进行检验。本文参考孟庆斌等(2018)的做法，构建离散变量来衡量企业战略差异。具体地，通过下述六方面特征进行构建：研发支出与销售收入的比值、员工人数与销售收入的比值、销售收入增长率、销售费用和管理费用之和与销售收入的比值、员工人数的波动性以及固定资产与总资产的比值。首先，将前五项变量在“年度-行业”样本中从小到大分为五组，并依次赋值0、1、2、3、4，而第六项变量则相反，最大赋值为0，最小赋值为4；其次，对每一个“公司-年度”样本，将六项特征得分加总，最终得到企业战略差异(Strategy)总分，取值范围为0至24。Strategy得分越高，说明企业战略越激进。表10列示了具体的回归结果。由列(1)可知，在违规概率方程中，企业战略差异与审计师行业专长的交乘项(Strategy×Expert)的回归系数在1%的水平上显著为负；由列(2)可知，在违规被稽查概率方程中，企业战略差异与审计师行业专长的交乘项(Strategy×Expert)的回归系数在10%的水平上显著为正。上述分析结果表明，与实施防御型战略的企业相比，审计师行业专长对违规倾向的抑制作用以及对违规被稽查可能性的提高作用在推行进攻型战略的企业中更强。

表10 企业战略差异的异质性影响

(二)审计师行业专长对违规被稽查时间的影响

前文检验结果表明，审计师行业专长能够发挥外部监督作用，从而约束公司违规行为。那么，审计师行业专长能否进一步缩短违规行为被稽查的时间呢？基于已经发生违规行为的公司样本，本文建立了一个横截面数据的研究样本来解答上述问题。被解释变量为违规被稽查时间，即从违规发生至被稽查之间的月份数，用Duration表示；解释变量与基准回归模型一致。借鉴已有文献(陆瑶 等，2016b；孟庆斌 等，2018，2019；梁上坤 等，2020)的做法，选取以下控制变量：审计师独立性(AuditIndp)、机构投资者持股比例(InsOwn)、股权集中度(Top5)、两职合一(Dual)、公司规模(Size)、股票年收益率(Return)、董事会规模(Board)、独立董事比例(IndRatio)、收入增长率(Growth)、经营业绩(ROA)、资产负债率(Leverage)、年平均交易换手率(TurnOver)、年回报波动率(StckVlt)、行业发展前景(IndustryQ和IndustryQ)、行业违规频率(IndustryFrd)。解释变量和控制变量的取值为违规发生至被稽查期间的平均值。本文使用OLS进行估计，结果见表11列(1)。不难发现，Expert的回归系数在1%的水平上显著为负，表明审计师行业专长能够有效缩短公司违规行为被稽查的时间。这进一步验证了审计师行业专长对公司违规行为具有“监督效应”的理论假说。

表11 审计师行业专长对违规被稽查时间、不同程度违规行为的影响

(三)审计师行业专长对不同程度违规行为的影响

本文进一步考察了审计师行业专长对不同程度违规行为的影响。参考曹春方等(2017)的做法，将违规行为划分为严重违规和一般违规。其中，前者包括虚构利润、虚列资产、虚假记载(误导性陈述)、重大遗漏、披露不实、欺诈上市、出资违规、擅自改变资金用途、占用公司资产、内幕交易、违规买卖股票、操纵股价、违规担保；而后者则包括推迟披露、一般会计处理不当、其他。本文根据违规类型，设置虚拟变量Serious，若为严重违规，则Serious取值为1；若为一般违规，则Serious取值为0。解释变量与基准回归模型一致。借鉴已有文献(陆瑶 等，2016b；孟庆斌 等，2019；梁上坤 等，2020)的做法，控制了以下变量：审计师独立性(AuditIndp)、机构投资者持股比例(InsOwn)、股权集中度(Top5)、两职合一(Dual)、公司规模(Size)、股票年收益率(Return)、董事会规模(Board)、独立董事比例(IndRatio)、收入增长率(Growth)、经营业绩(ROA)、资产负债率(Leverage)、年平均交易换手率(TurnOver)、年回报波动率(StckVlt)、行业发展前景(IndustryQ和IndustryQ)、行业违规频率(IndustryFrd)。本文使用Logistic模型进行估计。表11列(2)的结果显示，Expert的回归系数在5%的水平上显著为负，表明审计师行业专长能够有效抑制公司实施严重违规行为。

七、结论与启示

本文以2006—2015年沪深A股上市公司为研究样本，实证检验了审计师行业专长对公司违规行为的影响。主要研究结论如下：(1)审计师行业专长能够显著降低公司违规倾向，同时提高公司违规被稽查的可能性，即审计师行业专长对公司违规行为具有“监督效应”。(2)作用机制检验结果表明，审计师行业专长通过降低代理成本和信息不对称程度进而抑制了公司违规倾向。(3)异质性分析结果显示，当公司内部控制质量较低时，审计师行业专长在抑制违规倾向以及提高违规被稽查的可能性方面的作用更突出；与实施防御型战略的企业相比，审计师行业专长对违规倾向的抑制作用以及对违规被稽查可能性的提高作用在推行进攻型战略的企业中更强。(4)进一步研究发现，审计师行业专长能够有效缩短公司违规被稽查的时间、抑制公司实施严重违规行为。

根据本文研究结论，可以得到如下启示：首先，监管部门应进一步完善审计市场的法律制度，强化审计师的独立性，促进审计师利用其行业专长抑制公司违规行为，从而保障资本市场健康、有序运行。其次，上市公司应重视审计师行业专长的外部治理效应，积极聘请具备行业专长的审计师开展审计工作，以抑制管理层的机会主义行为，不断提高信息披露质量。最后，会计师事务所应加强审计师行业专长建设，着力提高审计师的声誉风险意识和专业胜任能力，从而促进审计服务质量稳步提升。