上市公司审计质量与“国家队”持股

张恒瑞 陈 超

(复旦大学，上海 200433)

一、引言

中国股票市场自2014年下半年开启的一波“牛市”，促使股民的投资情绪不断高涨，但这样的趋势仅持续约一年时间。2015年6月中旬，股市行情急转直下，受高杠杆率的链式反应和泡沫经济中的市场失灵等因素的影响，一周之内沪指下跌13.32%，深成指下跌13.11%，投资者情绪极度恐慌，随后一周即出现超1000家公司股票收盘价触及10%单日最大跌幅的现象，至第三周结束，沪指下跌28.64%，深成指下跌32.34%，个股股价大范围大幅度的下跌使投资者遭受严重亏损。为维护股票市场稳定，2015年7月5日证监会发布《关于中国人民银行给予中国证券金融股份有限公司流动性支持的公告》(中国证券监督管理委员会公告〔2015〕17号)，明确中国证券金融股份有限公司(以下简称“证金公司”)将积极筹资入市，同时中国人民银行也将协助通过多种形式给予证金公司流动性支持。2015年7月8日，中央汇金投资有限责任公司(以下简称“汇金公司”)发布公告称将继续向二级市场注资，并承诺在股市异常波动期间不减持股份。由此可见，中国政府高度重视资本市场稳定，以证金公司、汇金公司等为代表的“国家队”成员肩负着维护股市平稳运行、防范系统性金融风险的重要责任。

根据委托代理理论，“国家队”作为政府出资的救市机构持有上市公司股票，其与上市公司之间也不可避免地存在信息不对称问题。但是，“国家队”以注入流动性为目的、以国家资金为投资成本的投资行为，在一定程度上又有别于其他以获取收益为目标的机构投资者，不同的持股目标和资金来源可能造成“国家队”和其他机构投资者在与上市公司订立权益契约时风险评判标准的差异，“国家队”如何在选股过程中降低权益契约风险值得进一步探究。鉴于外部审计是独立于上市公司的外部监督力量，审计的信息鉴证功能和保险功能有助于缓解股东与上市公司之间的代理问题，提升会计信息质量，降低持股风险(DeFond et al.,2014)，本文着重从审计质量的角度探究“国家队”选股决策的影响因素，即分析和检验上市公司审计质量与“国家队”持股之间的关系。具体而言，本文选取2015—2018年沪深A股非金融类上市公司为样本，在控制公司财务特征、内外部环境特征、股票交易特征以及年份和行业效应后，对前一年度上市公司审计质量是否会影响“国家队”持股进行细致考察。

较之已有研究，本文的理论贡献主要体现在以下两个方面：一是从审计质量的角度研究投资者投资决策的影响因素，实证结果证实上市公司审计质量对政府救市主体来说具有决策有用性。较高的审计质量可以显著降低上市公司的股价崩盘风险，从而帮助政府救市主体有效规避投资风险，这是政府救市主体关注审计质量的重要原因之一，也从侧面反映出在股市异常波动时期，较高的审计质量对于上市公司获取流动性支持至关重要。二是不同于其他关注“国家队”持股收益或尾部风险的学术文章和新闻报道，本文对“国家队”选股决策进行了深度解析，是对政府救市领域研究的有益补充。

本文余下的结构安排为：第二部分为文献回顾与假设推演；第三部分为研究设计；第四部分为实证结果与分析；第五部分为进一步研究；第六部分为稳健性检验；第七部分为结论与建议。

二、文献回顾与假设推演

(一)政府救市方面的研究

根据新凯恩斯主义代表人物Krugman(2008)的观点，当资本市场和实体经济市场出现危机时，政府应在合理范围内给予金融救助，甚至实施暂时国有化政策，直至危机解除，局势扭转。国内外学者针对金融市场危机发生后的政府救市措施展开了广泛探讨。大量研究表明，诸如央行向金融市场注资、开展不良资产救助计划、推行定期拍卖工具、限制卖空行为等救市方案均有助于恢复市场参与者信心、改善因市场大跌导致的悲观预期、缓解市场流动性压力，进而避免发生程度更大和范围更广的金融危机以及由此衍生的社会性危机(Miron,1986；Wu,2008；Frino et al.,2011；Bayazitova et al.,2012；McAndrews et al.,2017)。本研究所述的“国家队”在境外常常被称作平准基金(Stock Stabilization Funds)，其出资主体多为政府机构，比如养老金、政府控股银行和保险公司等。Su et al.(2002)以1998年中国香港特别行政区政府为应对亚洲金融危机购买33只股票构成恒生指数股这一事件为背景，研究发现政府救市持股行为能够有效抑制股票市场下跌态势，降低股票市场波动，并且未被政府持股的公司也可以从政府干预行为中获益。Liu et al.(2002)首次实证检验了平准基金对股票市场的影响，研究发现平准基金入市能够显著抑制股价的进一步下跌。Jung et al.(2005)针对韩国股市平准基金的研究表明，平准基金持股入市类似于股票回购，其持股窗口的累积超额收益显著为正。李志生等(2019)对中国2015年股灾发生后的“国家队”救市效果进行了深入研究，发现“国家队”救市可以显著降低股价的尾部系统风险，且主要是通过为市场提供流动性及重振市场信心两条路径来抑制股价暴跌的。综上回顾可知，在股市暴跌的危机时期，大部分国家(或地区)为稳定股市而适时采取的救市政策均取得了预期成效。但是，上述文献侧重于考察救市行为对金融市场的影响，而对救市主体如何制定投资决策、选择投资对象则缺乏足够的关注。有鉴于此，本研究聚焦于中国政府救市主体“国家队”的投资行为，重点探讨影响其选股决策的关键因素。

(二)审计质量经济后果方面的研究

在信息鉴证价值方面，审计工作有助于减小报告的会计数据与真实的会计数据之间的差距，增强财务报告的真实性和可靠性(Holmstrom,1979；Watts et al.,1981)；在保险价值方面，当审计师因工作失误或商业欺诈等出具的非真实审计报告使得投资者遭受损失时，投资者可要求会计师事务所予以赔偿，这种风险转移机制相当于为投资者等信息使用者提供了一定程度的保险(Dye,1993；Willenborg,1999；薛祖云 等，2004)。基于上述认知，学者开始探究哪些群体对审计的信息鉴证价值和保险价值的需求较高，以及审计质量会产生何种经济后果。从债务人的角度来看，较高的审计质量有助于缓解债务人与债权人之间的信息不对称，同时为债权人的投资行为提供一定程度的保险，进而帮助企业获取长期贷款和信用贷款(El Ghoul et al.,2016；狄灵瑜 等，2019)，降低资本成本(Pittman et al.,2004)，提高债权信用评级和发债主体评级(陈超 等，2013)。从股权投资者的角度来看，较高的审计质量能够缓解股权投资者与被投资企业之间的信息不对称，约束管理者的机会主义行为，从而降低企业的权益资本成本(朱丹 等，2017)，提高公司价值(雷光勇 等，2015)。此外，在IPO过程中，较高的审计质量还可以有效降低IPO抑价率(Holland et al.,1993；Willenborg,1999)。从供应商的角度来看，较高的审计质量有助于确保财务报告的真实可靠性，提高供应商与企业之间的信任程度，降低常规购销契约和替代性融资契约中的交易成本，帮助企业获取更高水平的商业信用融资(陈运森 等，2010)。总体来看，目前尚无文献从政府救市角度探究审计质量的作用与价值，即上市公司审计质量如何影响政府救市行为。

(三)审计质量与“国家队”救市选股

尽管以汇金公司和证金公司为代表的“国家队”在持股形式上类似于机构投资者，但其持股意图却与机构投资者存在本质差异。机构投资者是指在金融市场从事证券投资的法人机构，比如养老基金、保险公司、银行和券商等。他们往往具有较强的短期投机倾向(杨海燕 等，2012；Jiang et al.,2015)，主要利用噪音交易者的情绪变化获取超额回报(De Long et al.,1990)，重视短期业绩的基金经理也更倾向于选择跟随交易或惯性交易策略(Scharfstein et al.,1990；禹湘 等，2007)。而“国家队”持股的主要目的是向股票市场注入流动性，扭转股价暴跌的局势，维护股票市场的稳定(1)本文后续实证检验了审计质量与非“国家队”机构投资者持股之间的关系，以揭示“国家队”与非“国家队”机构投资者的选股偏好是否存在差异，结果显示，审计质量与非“国家队”机构投资者持股并不存在显著的相关关系。篇幅所限，该实证结果未在文中披露，有兴趣的读者可以联系作者索取。。那么，上市公司的审计质量是否与“国家队”的选股决策相关呢？

首先，从“国家队”选股团队人员构成的角度进行分析。以证金公司为代表的“国家队”往往会从券商抽调投资经理和交易员负责救市交易。Chevalier et al.(1999)、Brown et al.(2001)指出，出于对声誉和职业生涯的担忧，投资经理会根据其获取的信息谨慎做出投资决策，规避因选择持股盈余质量差或信息披露质量差的公司所产生的投资风险(Jin et al.,2006)。而较高的审计质量有助于提高上市公司的信息披露质量，缓解投资者与上市公司之间的信息不对称，从而间接为“国家队”的投资行为提供更高的鉴证和保险价值。因此，“国家队”旗下的投资经理可能更青睐审计质量高的上市公司。

其次，从“国家队”国有资产配置的角度进行分析。当股市发生剧烈波动时，“国家队”代表政府向股票市场注资救市本质上仍是一种投资行为。一旦上市公司因信息披露风险或其他实质性风险而出现股价暴跌，势必导致“国家队”持股价值迅速缩水，国有资产大量流失。而国有资产保值增值一直是国资委监管的重要任务(黄群慧 等，2013)，其不仅关乎国有资本使用方党组成员的政治前途(陈仕华 等，2014)，还事关经济社会稳定发展大局(谭劲松 等，2005)。因此，“国家队”更倾向于持股审计质量高的上市公司，以避免出现因信息风险而导致的国有资产流失问题。

最后，从“国家队”救市效果的角度进行分析。上市公司被“国家队”持股的信息往往会被市场解读为上市公司具有良好的发展前景或较高的价值稳定性，从而诱发其他机构投资者或散户投资者的买入型羊群行为(Bikhchandani et al.,2001；Tan et al.,2008)。相反，如果上市公司审计质量较低，那么未来期间盈余转亏及虚假违规披露的可能性就相对较高，这些利空消息或将诱发大规模的卖出型羊群行为(李惠璇 等，2019)，而单个股票的暴跌极易引发系统性金融市场动荡(King et al.,1994；戴方贤 等，2017)。因此，出于稳定股票市场和降低系统性金融风险的目的，审计质量高的公司更可能成为“国家队”的持股目标。

基于上述分析，本文提出：

假设1：上市公司审计质量越高，被“国家队”选为持股目标的可能性越大。

梳理股价崩盘的相关文献可知，上市公司管理层具有隐瞒或延迟披露“坏消息”的动机，但“坏消息”无法一直被隐瞒，一旦“坏消息”累积到极限而被集中释放至外部市场，公司股价将受到严重的负面冲击甚至面临崩盘风险(Jin et al.,2006；Hutton et al.,2009)。既有研究表明，审计师、证券分析师、机构投资者等公司外部监督主体能够有效抑制管理层的机会主义行为，减小管理层操纵会计信息的空间，从而降低上市公司未来的股价崩盘风险(An et al.,2013；Callen et al.,2013；潘越 等，2011；江轩宇 等，2013；万东灿，2015)。万东灿(2015)研究发现，审计收费越高，股价崩盘风险越低，这是因为较高的审计收费促使审计师更加努力地工作，进而提升了审计质量。江轩宇等(2013)、Robin et al.(2015)注意到具有行业专长的审计师可以更为精准地识别出上市公司财务报告中存在的问题，提供更高质量的审计报告，从而有效缓解股价崩盘风险。张瑞君等(2017)研究指出，母子公司统一审计通过提高财务报告信息质量，有效减轻了投资者与上市公司之间的信息不对称程度，继而降低了未来股价崩盘风险。褚剑等(2017)聚焦于政府审计的外部治理效应，发现在政府审计实施后，被审计公司的股价崩盘风险显著降低。上述研究一致认为，上市公司审计质量越高，未来股价崩盘风险越低。

本文认为，“国家队”可能会借助高质量审计所提供的鉴证价值，识别和筛选出未来股价崩盘风险相对较低的公司，并以此构建持股选择集。这不仅可以有效规避持股后股价暴跌所致的投资风险和国有资产流失风险，以及由此衍生的投资经理执业风险和机构管理人员行政责任、法律责任风险，还能够显著增强“国家队”降低市场价格波动和稳定投资者情绪的能力。

基于上述分析，本文提出：

假设2：股价崩盘风险在审计质量与“国家队”持股之间发挥中介效应，即上市公司审计质量越高，其未来期间股价崩盘风险越低，进而越可能被“国家队”选为持股目标。

三、研究设计

(一)样本选取与数据来源

本文选取2015—2018年沪深A股上市公司为研究样本，因解释变量滞后一期，所以解释变量对应的期间为2014—2017年。我们对初始样本进行了以下处理：剔除金融业上市公司；剔除*ST与ST样本；剔除变量数据缺失的样本。经过上述筛选，本文最终得到10792个公司-年度观测值(2)这里的观测值是针对检验假设1的样本，检验假设2时需要进一步剔除股价崩盘风险指标缺失的样本，剔除后剩余10768个公司-年度观测值。。“国家队”持股数据来自同花顺iFind数据库，其他财务数据和股票交易数据来自CSMAR国泰安数据库。此外，为了消除极端值对结果的影响，本文对所有连续型变量进行了1%和99%的缩尾处理。

(二)模型构建

本文构建如下模型(1)对假设1进行检验，并利用模型(2)和(3)对假设2进行检验。

Logit(Nationali,t)=α0+α1AuditQualityi,t-1+α2SOEi,t-1+α3Sizei,t-1+α4Levi,t-1+

α5MBi,t-1+α6ROAi,t-1+α7Analysti,t-1+α8Institutioni,t-1+

α9Volatilityi,t-1+α10Returni,t-1+Year+Industry+εi,t

(1)

Crashriski,t=β0+β1AuditQualityi,t-1+β2～10Control+Year+Industry+εi,t

(2)

Logit(Nationali,t)=δ0+δ1AuditQualityi,t-1+ δ2Crashriski,t+δ3～11Control+Year+Industry+εi,t

(3)

(三)变量说明

1.被解释变量

本文的被解释变量为是否被“国家队”持股(National)。上市公司被“国家队”持股取值为1，否则取值为0。

2.核心解释变量

本文的核心解释变量为审计质量。我们借鉴Kothari et al.(2005)、张健等(2016)、Ernstberger et al.(2020)的方法，在Jones模型的基础上控制盈利能力，利用经业绩调整的操控性应计绝对值作为审计质量的第一个代理变量(ABSACC)。同时，本文对经业绩调整的操控性应计绝对值进行行业均值调整，并将其作为审计质量的第二个代理变量(ABSACC_adj)。此外，考虑到被解释变量是哑变量，回归模型为Logit模型，为了更直观地解释系数含义，本文还参考Lafond et al.(2008)的做法，将前述两个连续型变量从小到大分为10组并取秩数，以此作为审计质量的离散型代理变量(ABSACC10、ABSACC_adj10)。上述四个代理变量均为审计质量的反向指标，即数值越大，说明审计质量越低。

3.控制变量

参考已有研究(齐鲁光 等，2016；Eakins et al.，1998；Gompers et al.，2001；李辰颖，2016；Yu，2008；李春涛 等，2014；张敏 等，2011)，本研究选取的控制变量具体包括：产权性质(SOE)、企业规模(Size)、负债水平(Lev)、市账比(MB)、盈利能力(ROA)、分析师跟踪(Analyst)、机构投资者持股(Institution)、股票波动性(Volatility)、股票收益水平(Return)。此外，模型中还控制了年度(Year)和行业(Industry)固定效应。

4.中介变量

本文的中介变量为股价崩盘风险。参考Kim et al.(2011)、江轩宇等(2015)的方法，采用负收益偏态系数(NCSKEW)和收益上下波动比率(DUVOL)衡量股价崩盘风险。限于篇幅，NCSKEW和DUVOL的计算方法不再详细阐述。

本文主要变量的说明如表1所示。

表1 主要变量说明

四、实证结果与分析

(一)描述性统计与单变量分析

表2报告了本文主要变量的描述性统计结果。“国家队”持股(National)的均值为0.3846，说明样本中有38.46%的观测值存在“国家队”持股情形。审计质量反向指标(ABSACC)的均值为0.0572，中位数为0.0390，数量级与已有研究(张健 等，2016；郑登津 等，2021)的结果基本一致。其余变量的均值和中位数也都在合理范围之内，此处不再赘述。

表2 描述性统计结果

进一步，本文对解释变量、控制变量和中介变量进行了单变量检验，结果列于表3。不难发现，被“国家队”持股的上市公司的审计质量显著高于未被“国家队”持股的上市公司。这初步说明，审计质量越高的上市公司，越可能被“国家队”选为目标股份。

表3 单变量检验结果

此外，由表3还可知，在控制变量方面，被“国家队”持股的上市公司的国有企业占比、公司规模、资产负债率、总资产收益率、分析师跟踪数量、机构持股比例均显著高于未被“国家队”持股的上市公司，被“国家队”持股的上市公司的市值账面比、股价波动水平和收益水平均显著低于未被“国家队”持股的上市公司。这表明，盈利能力、外部信息环境、股价稳定性等财务和治理特征也可能影响“国家队”的选股决策，从而间接证实在回归模型中控制这些特征变量是必要且合理的。

(二)主检验结果

表4报告了审计质量与“国家队”持股的回归分析结果。列(1)～(4)分别是以经业绩调整的操控性应计(ABSACC)、经行业调整后的业绩调整操控性应计(ABSACC_adj)、经业绩调整的操控性应计的秩(ABSACC10)、经行业调整后的业绩调整操控性应计的秩(ABSACC_adj10)作为审计质量反向指标得到的结果。

表4 审计质量与“国家队”持股的回归分析结果

表4的回归结果显示，不论采用何种指标衡量审计质量，解释变量的估计系数均显著为负，即操控性应计水平越高，审计质量越低，被“国家队”选为目标股份的可能性越低。由此，假设1得到验证。此外，控制变量的检验结果显示，国有产权、规模越大、负债水平越低、市账比越高、盈利能力越好、分析师跟踪数量越多、机构持股比例越低、股票收益波动性越低及收益水平越低的上市公司，越有可能成为“国家队”的持股目标。

(三)中介效应检验

表5报告了中介效应检验结果。其中，列(1)、(2)是以股价崩盘风险指标(NCSKEW、DUVOL)为被解释变量，以审计质量反向指标(ABSACC)为解释变量，进行回归得到的结果。不难发现，审计质量反向指标(ABSACC)的估计系数均显著为正，说明审计质量越高，未来的股价崩盘风险越低。列(3)、(4)是同时以审计质量反向指标(ABSACC)和股价崩盘风险指标(NCSKEW、DUVOL)为解释变量，以是否被“国家队”持股(National)为被解释变量，进行Logit回归得到的结果。从中可以发现，审计质量反向指标(ABSACC)的估计系数依然显著为负，两个股价崩盘风险代理指标(NCSKEW、DUVOL)的估计系数也都显著为负。Sobel中介检验结果显示，以负收益偏态系数(NCSKEW)为股价崩盘风险代理指标时，Sobel Z值为-3.31，对应p值是0.0010；以收益上下波动比率(DUVOL)为股价崩盘风险代理指标时，Sobel Z值为-2.61，对应p值是0.0092。以上结果说明，较高的审计质量降低了上市公司的股价崩盘风险，为规避股价崩盘风险可能产生的负面后果，“国家队”更可能持股审计质量高的上市公司。由此，假设2得到证实(3)利用表1中其他审计质量代理指标进行检验所得结论与表5基本一致，限于篇幅，不再详细列示。。

表5 审计质量、股价崩盘风险与“国家队”持股

此外，本文还利用STATA统计软件中的Bootstrap中介机制检验方法，每次从样本中随机抽取5000个观测，放回式抽取1000次，进行“审计质量—股价崩盘风险—‘国家队’持股”逻辑链条下的直接效应与间接效应检验。表6列示了Bootstrap中介机制检验的结果。其中，BS1代表直接效应系数，BS2代表间接效应系数。当以负收益偏态系数(NCSKEW)作为股价崩盘风险代理指标时，直接效应系数在1%的水平下显著为负，间接效应系数在5%的水平下显著为负；当以收益上下波动比率(DUVOL)作为股价崩盘风险代理指标时，直接效应系数和间接效应系数均在5%的水平下显著为负。这一结果再次证实股价崩盘风险在上市公司审计质量与是否被“国家队”持股之间发挥部分中介作用。

表6 Bootstrap中介机制检验结果

五、进一步研究

根据前文的理论分析及实证结果可知，审计质量越高的上市公司，越可能被“国家队”选为持股目标，其中一个重要的原因在于上市公司审计质量越高，未来的股价崩盘风险越低，由此降低了“国家队”持股救市的潜在风险。为进一步验证这一逻辑的真实性，本文进行了以下的截面讨论与分析。

一是考虑公司治理水平的影响。较高的公司治理水平可能有助于降低上市公司股价崩盘风险，进而减弱“国家队”选股过程对审计质量的依赖程度。接下来，分别从公司内外部治理的角度进行分析。(1)外部治理角度。跟踪上市公司的分析师作为外部监督者，有能力利用其拥有的专业知识，通过调研走访、长期持续性关注等约束上市公司的机会主义行为(Jensen et al.,1976；Healy et al.,2001)。进一步，有研究指出，如果跟踪上市公司的分析师越多，外部监督力量越强，则上市公司的信息透明度越高，未来的股价崩盘风险越低(An et al.,2013；肖土盛 等，2017)。由此，本文预期，跟踪上市公司的分析师越多，“国家队”选股过程对审计质量的依赖程度越低。(2)内部治理角度。根据委托代理理论，管理者与股东目标的差异会导致代理冲突出现。因此，提高管理层持股比例，使其与股东的利益目标趋于一致，有助于缓解代理冲突带来的负面影响(Zhang et al.,2008)，进而提高信息披露质量(高敬忠 等，2013)，降低上市公司股价崩盘风险。由此，本文预期，管理层持股比例越高，上市公司审计质量对“国家队”选股决策的影响越小。

二是考虑股票流动性的影响。股票流动性会影响股东治理效应和股价信号效应的发挥。股票流动性很大程度上决定了股票交易成本的高低，股票流动性越高，投资者受到的内在约束程度就越低，交易成本也越低(Amihud et al.,1986)。此时，股东出售股份的成本相对较低，股东的退出威胁更具治理效应，对管理者机会主义行为的监督更为有效(Maug,1998；Edmans,2009)。同时，投资者能够以较低的交易成本买卖股份，也有助于更多的公司特质性信息加速融入股价，使股价可以更加全面地反映管理者的经营行为，由此强化管理者的尽职动机和信息披露动机(Holmstrom et al.,1993)。综上分析可知，股票流动性越高，股东治理效应和股价信号效应越可能对股价崩盘风险产生抑制作用，此时“国家队”借助审计质量缓解其与上市公司之间信息不对称问题的动机越弱。由此，本文预期，股票流动性越高，上市公司审计质量对“国家队”选股决策的影响越小。

为检验上述推断是否成立，本文选取三个调节变量：一是分析师跟踪度(Analyst)，计算方法如控制变量部分所述；二是管理层持股比例(Manager)，用管理层持股数量占总股数的比例进行衡量；三是股票流动性(Dturn)，借鉴许年行等(2012)的方法，利用去趋势的月均换手率作为股票流动性的代理指标。将上述调节变量及其与审计质量反向指标(ABSACC、ABSACC_adj)的交乘项分别纳入模型(1)进行回归，结果如表7所示。列(1)、(2)为分析师跟踪度调节效应的检验结果，从中可见，ABSACC×Analyst的估计系数在10%的水平下显著为正，ABSACC_adj×Analyst的估计系数在5%的水平下显著为正。列(3)、(4)为管理层持股比例调节效应的检验结果，可以看出，ABSACC×Manager、ABSACC_adj×Manager的估计系数均在1%的水平下显著为正。列(5)、(6)为股票流动性调节效应的检验结果，不难发现，ABSACC×Dturn、ABSACC_adj×Dturn的估计系数分别在10%和5%的水平下显著为正。以上检验结果表明，提高分析师跟踪度、管理层持股比例以及股票流动性均有助于优化公司治理机制，改善公司信息环境，降低公司未来的股价崩盘风险，从而弱化“国家队”选股决策对审计质量的依赖程度。这一结果侧面证实了“审计质量—股价崩盘风险—‘国家队’持股”路径的可靠性(4)本文也检验了分析师跟踪度、管理层持股比例、股票流动性与上市公司未来股价崩盘风险之间的关系，实证结果支持现有文献中的相关阐述。限于篇幅，未报告此部分的检验结果。。

表7 截面检验结果

六、稳健性检验

(一)替换审计质量的度量指标

第一，本文借鉴陈宋生等(2014)利用会计稳健性度量审计质量的思路，以及Khan et al.(2009)对会计稳健性(C-score)的度量方法，以会计稳健性(CSCORE)和经行业调整的会计稳健性从小到大分为10组后的秩(CSCORE_adj)作为审计质量的代理指标重新进行回归，结果如表8列(1)、(2)所示。不难发现，CSCORE、CSCORE_adj的估计系数均在1%的水平下显著为正，说明前一年度上市公司会计稳健性水平越高，即审计质量越高，被“国家队”持股的概率越高。

表8 稳健性检验结果：替换审计质量衡量方法、控制公司个体固定效应

第二，本文参考王艳艳等(2006)和陈超等(2013)的方法，利用是否被“四大”会计师事务所审计(BIGFOUR)作为审计质量的替代指标，重新回归后的结果见表8。由列(3)可知，BIGFOUR的估计系数在1%的水平下显著为正，说明前一年度被“四大”会计师事务所审计的上市公司更可能被“国家队”选为持股目标。此外，考虑到中国上市公司选聘“四大”会计师事务所进行审计的比例极低，本文先利用倾向得分匹配法对选聘“四大”和“非四大”会计师事务所审计的上市公司进行1∶1匹配，而后重新回归，检验结果见表8列(4)。不难发现，前文结论依然成立。

第三，本文借鉴Palmrose(1986)、Whisenant et al.(2003)的观点，即审计费用越高，审计质量越高，同时考虑到业务规模的大小也与审计费用的高低密切相关，参考李心渝等(2017)的方法，先算得经总资产调整后的审计费用，然后将其从小到大分为10组并取秩数(Auditfee)，并以此作为审计质量的代理指标。重新回归后的结果如表8列(5)所示，从中可见，Auditfee的估计系数显著为正，说明审计费用越高，被“国家队”持股的可能性越大。

第四，本文参考Christensen et al.(2016)、Beardsley et al.(2021)的方法，从上市公司是否发生财务重述的角度测度审计质量。对某一年度的财务报告进行重述，说明该重述年度财务报告审计质量较低。进一步，考虑到财务重述多发生在重述年度后的1～3年，“国家队”制定选股决策时很难观测到前一年度基于财务重述的审计质量，因此本文选取过去1年和过去3年上市公司发布财务重述公告的数量(Restate1、Restate3)作为审计质量反向指标。表8列(6)、(7)的回归结果显示，Restate1、Restate3的估计系数均显著为负，说明公司过去1年和过去3年发生财务重述的频率越高，越不可能被“国家队”选为持股目标。

综上所述，更换审计质量测度指标后的检验结果表明，本文假设1依然成立，即上市公司审计质量越高，被“国家队”选为持股目标的可能性越大。

(二)控制公司个体固定效应

为了排除遗漏公司个体不随时间变化的特征变量对结果的干扰，本文将模型(1)变更为OLS模型，同时控制了公司个体固定效应。由于样本期内很多上市公司的被解释变量(National)本身不随时间变化，本文在主检验样本的基础上剔除了样本期内一直被“国家队”持股和一直未被“国家队”持股的上市公司，最终得到包含414家上市公司的1595个观测值。同时，考虑到被解释变量(National)是哑变量，为了提高被解释变量与解释变量的类型匹配度，本文选择审计质量反向指标的离散型变量(ABSACC10)作为解释变量。重新回归后的结果如表8列(8)所示，从中可见，ABSACC10的估计系数显著为负，说明本文结论不受遗漏变量的影响。

(三)两阶段回归分析：排除盈利能力因素的干扰

考虑到上市公司的盈利能力是投资者最为关注的指标之一，为尽可能排除盈利能力对研究结果的干扰，本文进行了一系列两阶段回归分析。第一阶段以是否被“国家队”持股为被解释变量，以前一年度盈利能力(具体包括总资产收益率(ROA)、净资产收益率(ROE)和每股盈余(EPS))为解释变量，进行Logit回归以提取残差，即无法被盈利能力解释的部分；第二阶段以第一阶段所得残差(Enational)为被解释变量，以审计质量反向指标(ABSACC)为解释变量，同时加入其他控制变量后重新进行回归。表9报告了两阶段回归的结果。其中，列(1)、(3)、(5)对应第一阶段，列(2)、(4)、(6)对应第二阶段。由表9可见，在排除盈利能力的影响后，审计质量反向指标(ABSACC)的估计系数依然显著为负，说明本文结果并不受盈利能力的干扰。

表9 稳健性检验结果：两阶段回归

(四)工具变量回归

为进一步排除其他因素可能产生的替代性解释，分离出审计质量对“国家队”选股决策影响的净效应，本文还进行了工具变量回归。

本文选取的第一个工具变量为上市公司所在地的法律环境指数(Lawenvir)。一方面，地区法律环境越好，审计师审计失败所面临的诉讼成本越高，审计师提供高质量审计的动机越强；另一方面，执业环境越好，审计师提供高质量审计的能力也越强(注册会计师执业环境问题研究课题组，2006；张鸣 等，2012)。因此，上市公司所在地的法律环境指数越高，审计质量越高。本文根据审计质量反向指标(ABSACC)的大小将样本分为两组。其中，高ABSACC组对应的审计质量反向指标哑变量(HighABSACC)取值为1，低ABSACC组对应的审计质量反向指标哑变量(HighABSACC)取值为0。以法律环境指数(Lawenvir)作为工具变量的第一阶段回归结果如表10列(1)所示，从中可见，法律环境指数(Lawenvir)的估计系数显著为负，与理论分析结论一致；第二阶段回归结果如表10列(2)所示，不难发现，审计质量反向指标哑变量(HighABSACC)的估计系数显著为负，与前文结论一致。

表10 稳健性检验结果：工具变量回归

本文选取的第二个工具变量为上市公司竞争对手分布(Distance)，即与上市公司距离最近的5个同行业竞争对手地理距离的均值。通常，当上市公司与竞争对手之间的距离较近且竞争对手分布较为集中时，上市公司面临着较强的产品市场竞争和较高的经营风险，审计师所面对的审计风险也相应较高。此时，审计师会投入更多时间和精力开展审计工作，提供的审计服务质量更高(Irvine et al.,2009；王芳 等，2018)。因此，上市公司竞争对手分布越接近且越集中，审计质量越高。以上市公司竞争对手分布(Distance)作为工具变量的第一阶段回归结果如表10列(3)所示，从中可见，竞争对手分布(Distance)的估计系数显著为正，与理论分析结论一致；第二阶段回归结果如表10列(4)所示，不难发现，审计质量反向指标哑变量(HighABSACC)的估计系数显著为负，再次证明本文结论是稳健的。

(五)“国家队”持股变量的再定义

根据同花顺iFind数据库的统计和李志生等(2019)的研究，除证金公司和汇金公司两大主力军外，“国家队”成员还包括持股数量较少的中证金融资产管理计划、五只公募基金(嘉实新机遇、华夏新经济、南方消费活力、招商丰庆和易方达瑞惠)、三个外管局投资平台(梧桐树投资平台公司、北京凤山投资公司、北京坤藤投资公司)以及社保基金投资组合。在主检验部分，本文并未考虑上述几类持股数量较少的“国家队”成员，原因主要在于：一方面，这部分“国家队”成员的性质与证金、汇金公司两大率先入市的主力军有所不同，且其持有的上市公司流通股比例较少(平均持股比例仅为0.53%)，因此持股带来的投资风险相对较低；另一方面，在被这部分“国家队”成员持股的上市公司中，约有92.4%的已被证金公司和汇金公司持有，很难排除其跟随证金公司和汇金公司选股投资的可能。为证明本文结论不受忽略持股数量较少的“国家队”成员的影响，此处重新对被解释变量进行定义。具体地，如果上市公司被证金公司、汇金公司或其他“国家队”成员持股，则National_new取值为1，否则取值为0。在此基础上，重新对模型(1)进行回归，结果报告于表11。由列(1)可见，审计质量反向指标(ABSACC)的估计系数依然显著为负，再次证实基准回归结果是可靠的。此外，本文还对研究样本做了进一步调整，即只保留单独被证金或汇金公司持股的上市公司以及未被任何“国家队”成员持股的上市公司。重新回归后的结果如表11列(2)所示，从中可见，本文假设1依然成立。

表11 稳健性检验结果：“国家队”持股变量再定义、首次效应检验

(六)排除反向因果的首次效应检验

在上文中，考虑到样本期内“国家队”的持仓情况会发生动态变化，因此利用公司-年度面板数据检验审计质量与“国家队”持股的关系是合理的。但需要指出的是，二者之间的正相关性也可能源于反向因果，即“国家队”发挥的监督和治理作用促使上市公司审计质量显著提升。尽管已经对解释变量审计质量反向指标(ABSACC)采取了滞后一期的做法，但仍无法完全排除反向因果的可能性。为此，本文进行了首次效应检验，即选择2015—2018年间首次被“国家队”持股的公司-年度观测作为实验组样本，选择2015—2018年间从未被“国家队”持股的公司各年度观测作为对照组样本，并利用倾向得分匹配方法从对照组中筛选出盈利能力最接近的匹配样本。对匹配后的两组样本进行Logit回归，结果如表11列(3)所示。可以看到，审计质量反向指标(ABSACC)的估计系数依然显著为负，表明审计质量与“国家队”首次持股存在显著的正相关关系，由此可以排除反向因果这一替代性解释。此外，本文还以“国家队”持股比例(National_prop)为被解释变量，检验了审计质量与“国家队”首次持股比例之间的关系，结果如表11列(4)所示。从中可见，审计质量反向指标(ABSACC)的估计系数在1%的水平下显著为负，说明上市公司审计质量越高，首次被“国家队”持股的比例越高。进一步，在列(4)的基础上，引入是否被“国家队”持股(National)哑变量，以控制“国家队”持股比例(National_prop)在两组样本中的固有差异，结果如表11列(5)所示。不难发现，审计质量反向指标(ABSACC)的估计系数仍显著为负。

七、结论与建议

本文选取2015—2018年沪深A股上市公司为样本，实证检验了上市公司审计质量是否会影响出于救市目的而进行持股的“国家队”选股决策。研究发现：前一年度审计质量越高的上市公司，越可能成为“国家队”的持股选择，该结果在经过一系列稳健性测试后依然成立；审计质量越高，公司未来的股价崩盘风险越低，这是促使“国家队”选择高审计质量的上市公司作为持股目标的重要原因之一。进一步研究表明，较低的分析师跟踪度、较低的管理层持股比例、较差的股票流动性均有助于强化上市公司审计质量与“国家队”持股可能性之间的正相关关系。

根据上述结论，本文提出以下建议：

对于监管部门，一方面，要加强对上市公司财务报告审计工作的监管，严格要求上市公司提供规范严谨的审计报告，同时加大对上市公司违规公告、会计师事务所违规审计行为的处罚力度，确保审计工作能够有效缓解上市公司与外部投资者之间的信息不对称；另一方面，要与“国家队”成员建立高效的沟通机制，事前为“国家队”提供及时、透明、真实、可靠的上市公司经营和管理信息，事中强化监督“国家队”持股上市公司的信息披露行为，以此降低“国家队”持股维稳的投资风险，提升资本市场资源配置效率。

对于上市公司，严格把控信息披露质量依然是关键。上市公司在审计工作开展前，应努力完善信息披露和内部控制体系，从信息源头处保证信息生成的准确性和合规性，并根据公司业务模式、市场地位及所在区域等谨慎选择会计师事务所和审计师；在审计工作开展过程中，应积极配合审计人员取证和核查，合理进行审计调整；在审计工作完成后，要对审计过程中发现的问题及时总结和全面整改，责任落实到人，奖惩执行到位。

政府救市主体要坚持以向资本市场注入流动性、缓解股市大幅下跌为目标，同时注意及时获取已投资和拟投资上市公司的会计信息和其他经营管理信息，密切关注其发布的公告、消息以及外界媒体报道等，与监管部门、审计机构等外部监督主体保持紧密联系，确保投资决策和决策调整是基于真实可靠且及时有效的信息以及多方位研判制定的。对于已投资的上市公司，政府救市主体应积极行使法律法规和公司章程赋予股东的权利，加强对上市公司管理层的监督，对于有可能损害股东权益的提案要坚决予以驳斥，有效防范国有资产流失。

资本市场上的其他投资者，尤其是中小投资者，应树立理性投资、价值投资的理念，不盲目跟随“国家队”的投资步伐，利用能够获取的一切信息全面分析投资风险，并结合自有资金规模和风险承担能力，做出科学的投资决策。同时，对于被出具非标审计意见和内部控制存在重大缺陷的公司，要格外关注其公告内容和股市动态，以防重大不利消息释放后给自己带来投资损失。