连锁股东与企业违规行为：监督还是合谋

唐贵鑫 黄昌兵 马宇

【摘要】在我国资本市场生态环境亟待改善的背景下， 连锁股东作为联结同行业企业间的桥梁及资本市场的治理主体之一， 能否有效抑制企业违规行为是值得关注的。本文以2010 ～ 2020年我国沪深A股上市企业为研究对象， 实证考察连锁股东对企业违规行为的影响。研究发现： 连锁股东能够显著抑制企业违规行为的发生， 减少企业违规次数， 支持“监督效应”， 其通过提升内部控制质量、 促使企业聘请四大会计师事务所提供更高质量的审计服务、 降低信息不对称三条路径对企业违规行为产生影响； 在国有企业和法律制度较为完善的地区， 连锁股东对企业违规行为的监督效应更加显著； 连锁股东能够防范企业违规行为的发生， 从而使得正向审计费用减少。上述研究结论有助于深入认识连锁股东在公司治理中扮演的重要角色， 为有效遏制企业违规行为提供了新的线索和依据。

【关键词】连锁股东；企业违规行为；监督效应；合谋效应

【中图分类号】 F271     【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2023）07-0038-8

一、 引言

当前我国经济已由高速增长阶段逐步过渡到高质量发展阶段， 推动经济发展质量改革需聚焦于微观层面， 企业高质量发展无疑成为构建经济高质量发展新格局的重要抓手。近几年， 我国上市企业违纪违法行为屡禁不止（蔡卫星等，2020）， 经营异常的企业更是频频“爆雷”， 如长生生物信息披露违规、 抚顺特钢财务舞弊案以及轰动一时的康美药业财务造假案。企业违规行为存在行业同群效应， 会导致整个行业经营风险的上升（陈瑶雯和穆军，2022）， 不仅严重侵害了投资者权益， 而且社会反响极其恶劣， 阻碍了资本市场的可持续健康发展。相对于欧美国家， 我国资本市场起步较晚， 相关法律支持体系也不完善。因此， 深入探析上市企业违规行为的治理机制和规避措施至关重要。

现有文献主要从两方面探究了上市企业违规行为的影响因素： 一是从内部视角出发， 认为内部控制缺陷（张建平和张嵩珊，2020）、 员工持股计划（张学志等，2022）、 高管团队稳定性（徐鹏等，2022）、 董事会特征（江新峰等，2020；车响午和彭正银，2018）等因素会影响企业违规行为的发生； 二是从外部视角出发， 发现法律执行力度和环境（何轩等，2019）、 产品市场竞争（滕飞等，2016）、 第三方审计师行业专长（周静怡等，2022）、 保险治理（李从刚和许荣，2020）等因素能够有效抑制企业违规行为的发生， 发挥显著的监督效果和外部治理效应。

然而， 在现有股权结构因素对企业违规行为影响的研究中， 多数学者将股东作为一个完全理性的孤立个体展开分析， 忽视了股东之间网络关系对上市企业违规行为的影响。连锁股东网络关系是指通过在多家企业同时持股而形成的彼此之间的经济纽带关系。此外， 连锁股东网络作为一种在市场经济改革过程中孕育而生的企業组织形式， 对企业治理产生的重要影响已经引起实务界和理论界的广泛关注。通过梳理相关文献发现， 一方面， 连锁股东可以通过在管理决策提案上投反对票（He等，2019）、 抑制财务信息操纵（He等，2018）、 直接委派董事代表自身权益参与企业日常事务管理（陆正飞和胡诗阳，2015）等方式来约束和监督管理层， 减少企业违规行为， 发挥“监督效应”。另一方面， 连锁股东与同行业参股企业存在“合谋”行为。根据理性经济人假设， 连锁股东为了实现投资组合的利益最大化， 会以大股东的身份降低董事会独立性， 甚至与其他大股东合谋， 通过违规操作来获取私有收益（左雪莲等，2018）， 抑或与管理层合谋做出违法违规行为， 并凭借自身资源、 信息优势瞒天过海。因此， 厘清连锁股东是否以及如何影响企业违规行为是十分必要的。

本文以2010 ～ 2020年沪深A股上市企业为研究对象， 探究连锁股东对企业违规行为的影响及其作用机制、 经济后果。与已有研究相比， 本文可能的贡献在于： ①丰富了连锁股东经济后果领域的研究， 关于连锁股东是发挥了监督效应还是增强了同行业合谋的动机， 学术界尚未形成定论， 对此本文研究发现连锁股东能抑制企业违规行为， 发挥监督效应， 加深了对连锁股东的理论认知。②扩展了企业违规行为的影响因素研究， 从完善内部控制、 聘请“四大”审计和降低信息不对称三条路径检验了连锁股东影响企业违规的作用机制。③拓展了不同产权性质和地区法制环境下连锁股东对企业违规的监督效应差异研究， 可以为我国监管部门制定相应的政策法规提供参考依据。

二、 理论分析和研究假设

相较于普通股东， 连锁股东拥有丰富的同行业信息资源获取优势和治理策略， 在防止更大利益被掏空的驱动下， 其有能力和动机扮演好企业监督者角色， 减少企业违规行为， 以维持企业有序参与资本市场活动， 促进我国资本市场的可持续健康发展。具体而言， 连锁股东主要从以下方面抑制企业违规行为：

第一， 连锁股东可凭借其庞大的社会网络关系缓解融资压力进而抑制企业违规。根据资源依赖理论， 组织无法完全实现资源自给， 必须通过外部环境交换和获取资源来维持自身的生存与发展。在企业经营活动面临资金短缺的情况下， 持续稳定的现金流显得格外重要。一旦企业与外界的资源交换和资源获取受阻， 出现资金链断裂风险， 管理层就会因信贷危机而萌发获取短期安全和利益的违规动机， 从而催生违规行为。此时， 连锁股东以股权联结为纽带建立的社会网络， 能够向投资组合内的其他企业传递出本企业未来经营状况甚佳的信息， 并出面为企业提供信用担保， 以解燃眉之急。同时， 企业获取的“信贷光环”有利于降低资金成本和提高筹资效率， 从而减轻经营业绩压力（黄灿和李善民，2019）， 最终减弱企业违规动机。

第二， 连锁股东能够通过改善内部控制制度、 强化内部监督来抑制企业违规。根据委托代理理论， 所有者和经营者为实现各自利益最大化而相互博弈， 诱发明显的委托代理关系矛盾。在企业委托代理冲突加剧时， 管理层可能会为一己之私而进行违规操作。由此， 内部控制机制作为企业约束管理层违规的一项重要制度， 在一定程度上能够保障企业所有者的权益不受侵占。具有所有者身份的连锁股东可以发挥信息资源优势， 为企业改善内部控制制度提供可行性方案。健全有效的内部控制制度能够赋予员工更多的信息知情权和建议权， 激发员工的主人翁意识， 从而提高他们的工作热情， 使其敢于参与到企业各部门单位“事前—事中—事后”的监督体系当中， 对管理层的经营决策实施更加有效的监督（Kang等，2018；Brooks等，2018；Chen等，2018）， 形成相互监督制约的局面， 进而降低企业违规的可能性。

第三， 连锁股东更愿意聘请高质量的会计师事务所（“四大”）进行审计， 从而抑制企业违规。首先， 连锁股东存在聘请高质量会计师事务所的动机。连锁股东同时参股多家企业必定会导致其精力分散， 无暇顾及企业经营管理的方方面面（Di等，2021）， 疏于对企业的全面监督， 因此其希望能多一重审查来发挥监督作用。但考虑到企业内部人可能会合谋侵害自身利益， 连锁股东更愿意聘请审计独立性较强的四大会计师事务所作为外部监督机制参与公司治理。此外， 高质量会计师事务所的审计团队中包括具有较强学科专长的审计师， 能够及时发现企业会计信息披露问题， 监督企业提高信息披露质量（Dunn和Mayhew，2004；Kwon等，2007）。其次， 鉴于新《证券法》实施的威慑力， 审计师为了降低审计失败带来的巨额罚款， 会更加勤勉尽责， 出具合理恰当的审计意见用以反映企业真实的财务状况和经营成果。最后， 为严格抑制企业中存在的机会主义利己行为（周静怡等，2022）， 连锁股东需要与会计师事务所协作， 共同减少企业违规行为。

第四， 连锁股东能够通过完善企业信息环境来抑制企业违规。根据信息不对称理论， 企业内外部之间存在明显的信息不对称， 处于信息优势的一方会降低内部或与外部沟通的频率， 导致生产经营效率降低（于连超等，2022）， 盈利能力也可能随之下降， 致使企业为达到投资者的短期盈利目标而发生财务造假等违规行为。连锁股东为获取投资组合内收益最大化， 既有能力也有动机防止因违规警示、 处罚等带来的股价走势下跌， 甚至企业价值受损。加之连锁股东鼓励连锁网络中其他企业采用相同或类似的会计处理方式（李世刚，2021）， 且通过数字化平台实现财务信息共享， 使得连锁股东拥有对企业财务报表等相关信息更强的分析和鉴别能力， 能及时分享企业内外部信息， 缓解企业内外部之间的信息不对称， 减少代理成本和逆向选择问题， 提高企业盈利能力， 杜绝管理层以满足投资者预期经营目标为借口来粉饰企业违规行为（ 陆超和王宸，2022）。基于以上分析， 本文提出如下假设：

H1a： 连锁股东能够显著降低企业的违规倾向和违规次数， 即具有“监督效应”。

虽然连锁股东在抑制企业违规行为方面有强烈的动机和监督治理优势， 但其监督效应并非总是积极或有效的， 也可能会产生无效监督和负面监督， 使之与同行业非共同持股的股东和管理层合谋舞弊的行为成为可能。具体原因如下：

首先， 连锁股东所带来的竞争合谋效应会使得管理者的工作作风松散， 具体表现为本企业与连锁股东所持股的其他同行业企业之间的激烈竞争得到缓和， 获取市场份额相对容易， 导致发生破产清算的可能性变小。即使企业发生违规， 管理层被更换、 解雇的概率也很低（杜勇和胡红燕，2022）， 因此管理层在维护企业声誉形象以及稳固行业市场地位方面的意愿不足， 乃至变本加厉地进行违规乱纪活动。

其次， 连锁股东会带来负面监督， 他们依靠同行业多家企业持股来实现投资组合的价值最大化， 这更容易诱使连锁股东利用行业信息资源优势与管理层合谋， 其势必对管理层放松监督， 并通过财务信息操纵等方式掏空企业（Gao等，2019）； 甚至是利用广泛的人脉关系资源， 与不同高层次专业人士进行洽谈， 以低成本的信息获取方式及时捕捉到国家及地区层面的最新产业政策、 法律法规适用修改方面的情况， 从而纵容企业违规行为的发生。

最后， 连锁股东所参股的企业组成了一个巨大的网络关系图， 处于该网络关系图中的企业能够优先进行合作， 对同行业的其他企业产生排他性。连锁股东在增强企业资源共享的同时， 也使得企业之间的交易信息透明度降低， 导致信息在单个网络中“闭环传递”（胡海峰等，2022）， 形成信息壁垒效应（Ramalingegowda等，2020）。这大大提高了网络外部信息不对称程度， 使得网络之外的其他企业和个人投资者获取信息的难度加大、 成本增加， 也有助于网络关系内的企业隐藏准确、 可靠的会计信息， 出现盈余管理操纵违规的“羊群效应”， 帮助企业在行业内获取超额报酬。该违规现象难以被外界人士和监管部门察觉， 也从侧面反映出连锁股東网络成为掩盖企业违规的特有渠道。因此， 连锁股东可能会促进企业违规行为的发生。基于上述分析， 本文提出如下假设：

H1b： 连锁股东能够显著提高企业的违规倾向和违规次数， 即具有“合谋效应”。

三、 研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选择2010 ～ 2020年我国沪深A股上市企业为研究对象， 并遵循以往研究标准对样本进行如下筛选： ①剔除金融类和保险类上市企业； ②剔除在研究期间被ST、 ?ST及PT等异常经营的企业； ③剔除资产负债率大于等于1或小于等于0的观测值； ④剔除所有变量数据缺失的样本； ⑤对所有连续变量进行1%和99%的缩尾处理。经过上述处理， 最终得到27323个观测值。本文数据来自CSMAR数据库和Wind数据库。

（二）变量定义

1.  被解释变量： 企业违规行为。借鉴以往相关文献， 本文采用两种方法来度量企业违规行为： ①企业是否违规（Fraud）， 若企业当年存在违规事件， 则取值为1， 否则为0；  ②企业违规频率（Freq）， 用于反映企业违规行为发生的总次数。

2.  解释变量： 连锁股东。本文将企业大股东持有同行业多家企业5%以上的股份定义为连锁股东， 为此保留季度层面持股比例不小于5%的股东， 并确定其为大股东。以5%为保留标准是根据相关法规条款来界定的， 持有5%以上股份的股东会对企业经营、 治理和重大决策等产生重要影响。借鉴潘越等（2020）的做法， 统计每个企业有多少名大股东拥有其他同行业企业股份并作为大股东， 计算出季度层面企业的连锁股东汇总数， 求年度均值后加1取自然对数， 用以衡量连锁股东（Cross）。

3.  控制变量。本文参考以往关于企业违规行为影响因素研究的文献， 设置了如下控制变量： 企业规模（Size）、 财务杠杆（Lev）、 资产收益率（Roa）、 董事会规模（Board）、 独立董事比例（Indep）、 两职合一（Dual）、 托宾Q值（TobinQ）、 第一大股东持股比例（Top1）和公司上市年限（Listage）。此外， 为避免个别行业的特性和宏观环境政策对估计结果产生干扰而出现偏差的问题， 本文还控制了行业和年份固定效应。具体变量定义如表1所示。

（三）模型设计

参照杨兴全和张记元（2022）的模型设定， 本文构建模型（1）对连锁股东如何影响企业违规进行检验：

Fraudi，t/Freqi，t=α0+α1Crossi，t+α2Controlsi，t+

∑Year+∑Industry+εi，t （1）

其中： 被解释变量分别为企业是否违规（Fraud）和企业违规频率（Freq）； 解释变量为连锁股东（Cross）； 控制变量（Controls）详见表1。本文还控制了年份和行业固定效应。为了探究连锁股东影响企业违规的中介机制， 借鉴温忠麟和叶宝娟（2014）的做法， 构建以下模型进行回归检验：

Medi，t=β0+β1Crossi，t+β2Controlsi，t+∑Year+

∑Industry+εi，t （2）

Fraudi，t/Freqi，t=γ0+γ1Crossi，t+γ2Medi，t+

γ3Controlsi，t+∑Year+∑Industry+εi，t （3）

中介效应的检验方法包括以下几个步骤： 第一步， 通过模型（1）检验连锁股东对企业违规的影响； 第二步， 通过模型（2）检验连锁股东对中介变量（Med）的影响， 包括内部控制质量（IC）、 “四大”审计（Big4）和信息不对称（Ada）； 第三步， 将中介变量引入模型（1）中得到模型（3）， 通过观察模型（3）中中介变量的系数符号和显著性， 判断中介机制是否成立。

四、 实证检验结果与分析

（一）描述性统计

表2报告了主要变量的描述性统计结果。根据表2可知： 从企业违规行为来看， 企业是否违规（Fraud）的均值为0.2， 表明20%的样本企业存在违规行为； 企业违规频率（Freq）的最大值为4， 最小值为0， 且平均值远大于中位数， 说明部分企业违规次数较多。连锁股东（Cross）的均值为0.1， 最小值为0， 最大值为1.099， 表明一家企业中最多存在3名连锁股东。其他变量与以往研究一致， 不再重述。

（二）回归结果分析

表3列示了在使用不同回归模型方法后， 连锁股东与企业违规行为的回归结果。当以企业是否违规（Fraud）作为被解释变量时， 分别使用混合OLS回归、 Logit回归和Probit回归， 列（1） ～ （3）的结果显示， 连锁股东（Cross）的回归系数都为负且显著， 即连锁股东在公司治理中能够有效抑制企业违规行为的发生， 引导企业良性健康发展， 以此维护资本市场秩序， 确保国家宏观经济平稳运行。当以企业违规频率（Freq）作为被解释变量时， 除了使用混合OLS回归， 还使用了泊松回归和负二项回归模型以优化拟合效果和预测精度。列（4） ～ （6）的结果显示， 连锁股东（Cross）的回归系数仍均显著为负， 即连锁股东在一定程度上降低了企业违规频率。综上， 在企业存在连锁股东网络关系的情况下， 企业违规倾向降低、 违规次数减少， 企业的日常经营管理更加规范化、 合法化， H1a得到验证。

（三）稳健性检验

1. 考虑稀有事件偏差测试。在样本期间内， 发生违规行为的样本仅有20%， 考虑到回归结果受稀有事件带来的偏差影响， 借鉴梁上坤等（2020）的研究， 本文采用稀有事件Logistic模型和补对数—对数模型重新进行检验。结果显示（限于篇幅， 稳健性检验结果略， 下同）， 在上述两个模型中连锁股东（Cross）的回归系数均为负， 且在1%的水平上显著， 研究结论不变。

2. Tobit模型。被解释变量企业是否违规（Fraud）和企业违规频率（Freq）均为归并数据， 这类数据可以使用Tobit模型估计以提高结论的稳健性， 故本文采用Tobit模型重新对H1a进行检验。结果显示， 被解释变量分别为Fraud、 Freq 时连锁股东（Cross）的回归系数均在1%的水平上显著為负， 支持前文结论。

3. 增加控制变量。考虑到还有个别关键影响因素会对企业违规产生重要影响， 参考周静怡等（2022）的研究， 本文在模型（1）中进一步增加产品竞争程度（HHI）、 年平均交易换手率（Turnover）和年回报波动率（Stckvlt）作为控制变量， 重新进行检验。结果显示， 无论被解释变量是企业是否违规（Fraud）还是企业违规频率（Freq）， 连锁股东（Cross）的系数均显著为负， 研究结论稳健。

4. 替换解释变量。对于解释变量连锁股东（Cross）， 采用如下两个变量进行替换： 一是参考He和Huang（2017）、 Chen等（2018）的做法， 根据企业当期是否存在连锁股东设置虚拟变量（Cross_dum）， 若存在取值为1， 否则为0； 二是连锁股东持股比例（Cross_share）， 即统计出每季度层面连锁股东持有每家企业的股份比例之和， 再求年度均值。将这两个变量分别代入模型（1）中重新回归， 结果显示， 无论被解释变量是企业是否违规（Fraud）还是企业违规频率（Freq）， Cross_dum和Cross_share的系数均在1%的水平上显著为负， 说明在替换解释变量后结论仍然成立。

5.  PSM方法。借鉴Chen等（2018）的做法， 设置虚拟变量Cross_dum， 若企业当年存在连锁股东， 则取值为1， 反之为0。由于企业可能存在连锁股东样本自选择带来的内生性问题， 本文进一步采用倾向得分匹配（PSM）方法来解决。具体来说， 以企业规模、 财务杠杆、 资产收益率等因素作为基准， 按照1∶1邻近匹配从不存在连锁股东的样本中找寻与存在连锁股东样本企业较为相似的配对组， 经匹配后得到6623个观测值， 然后对连锁股东和企业违规行为的关系再次进行实证检验。结果显示， Cross_dum的回归系数均在1%的水平上显著为负， 再次证实了H1a。

6.  工具变量法。以往研究表明， 上市企业违规行为的诱因众多， 考虑到可能存在遗漏变量的问题， 本文借鉴潘越等（2020）的研究， 以股票指数成分变化作为工具变量。该变量的合理性在于： 市场上有着繁多的指数型基金且资产规模雄厚， 这些基金会以某只股票的成分与权重来配置资产， 当某只股票发生调入或调出某一指数时， 它们也会相应地优化其资产组合。因此， 这些资产组合变化在很大程度上会影响企业的连锁股东指标， 但不会对企业违规行为产生直接影响。具体来说， 选取上市企业股票在中证500指数中的变化情况（Ln500）作为工具变量， 若某一股票上期从非中证500转入中证500， 则Ln500取值为1， 否则为0。由两阶段回归结果可知， 第一阶段中Ln500的系数显著为负， 第二阶段中连锁股东（Cross）的系数也显著为负， 表明在控制遗漏变量的影响后， 连锁股东对企业违规行为的监督效应仍然存在， 进一步支持了H1a。

五、 进一步分析

（一）分组检验

1. 产权性质异质性。本文按照上市企业的产权性质将样本划分为国有企业（SOE=1）和非国有企业（SOE=0）， 以进行分组检验， 回归结果如表4列（1）、 列（2）所示。列（1）中连锁股东（Cross）的系数不显著， 列（2）中Cross的系数为-0.029， 且在5%的水平上显著； 通过组间系数Chow检验发现， 分组间确实存在差异， p<0.000。这说明在国有企业中， 连锁股东与企业违规行为之间的负相关关系显著增强。造成上述结果的原因在于： 首先， 国有企业作为国家经济的中流砥柱， 理应承担更多社会责任， 在资本市场发展中起着引导作用， 愿意与连锁股东一起合作监督企业违规行为， 提升企业质量水平； 其次， 相較于非国有企业， 国有企业拥有更完善的监管体制和治理机构， 为连锁股东的监督作用提供了充分条件， 有利于连锁股东积极履行监督职责， 进而抑制企业违规行为。

2. 法制环境异质性。为分析法制环境是否会对连锁股东与企业违规行为之间的关系产生影响， 将企业所处地区的法制环境用樊纲市场化指数的分项指标来衡量（王小鲁等， 2019）， 具体以“中介组织发育和法律得分”按中位数进行分组检验， 回归结果如表4列（3）、 列（4）所示。列（3）中连锁股东（Cross）的系数不显著， 列（4）中Cross的系数为-0.060， 且在1%的水平上显著； Chow检验发现， 两组之间存在明显差异， p<0.000。这表明在法制环境较好的地区， 连锁股东对企业违规行为的抑制效果更好。其可能的原因是： 较好的法制环境为连锁股东积极参与企业经营决策、 履行监督职责提供了良好的外部条件； 况且良好的法制环境会更好地维护受害者权益， 一旦连锁股东与管理层合谋导致企业违规， 其面临的诉讼风险更大， 基于声誉理论， 连锁股东为了维护其在行业内的良好声誉， 体现个人勤勉尽责的形象， 会有更强的动机遏制企业违规行为。

（二）作用机制检验

1. 内部控制。表5报告了内部控制的作用机制检验结果。列（1）中连锁股东（Cross）的系数为0.084， 且在1%的水平上显著， 说明连锁股东可以有效改善企业内部控制； 列（2）和列（3）中Cross的系数均显著为负， 且 内部控制质量（IC）的系数也均显著为负。该结果表明内部控制在连锁股东与企业违规行为之间发挥部分中介效应， 即连锁股东通过改善内部控制质量以减少企业违规行为的发生。其原因可能是： 首先， 连锁股东多数情况是在事中过程发挥监督治理作用， 高质量的内部控制则可以从源头上遏制企业的诸多违规操作行为。其次， 连锁股东多的企业被赋予更多的信息资源获取权， 能为本企业内部控制制度建设提供更多合理的方案， 使其内部控制制度化、 规范化程度更高， 员工的权责分配也更加明晰， 从而有效规避企业经营管理方面的风险， 降低企业违规的可能性。

2. “四大”审计。表6报告了“四大”审计的作用机制检验结果。列（1）中连锁股东（Cross）的系数显著为正， 说明存在连锁股东的企业更愿意聘请高质量审计服务； 列（2）和列（3）中Cross的系数均显著为负， “四大”审计（Big4）的系数也都显著为负， 说明代表高质量审计服务的四大会计师事务所能发挥外部监督效应， 抑制企业违规行为， 即“四大”审计在连锁股东和企业违规行为之间存在部分中介效应。其可能的原因在于： 首先， 连锁股东虽是企业的参股股东， 却很难亲自参与到企业日常经营活动当中， 因此连锁股东监督会与审计质量较高的会计师事务所审计监督相互合作， 起到“双重保险”的效果。其次， 2020年的新《证券法》强调审计师要履行好作为资本市场高质量发展“看门人”的职责。在审计执行阶段， 审计师应密切关注企业经营异常行为和财务报表的异常项目变化， 以收集充分适当的审计证据， 发表恰当的审计意见， 从而促使企业违规行为减少。

3. 信息不对称。表7报告了信息不对称的作用机制检验结果。列（1）中连锁股东（Cross）的系数显著为负， 表明连锁股东能显著降低企业盈余管理程度， 有效缓解企业信息不对称； 列（2）和列（3）中Cross的系数均显著为负， 信息不对称（Ada）的系数也均显著为负， 表明更低的信息不对称程度会造成企业更多的违规行为， 这也说明信息不对称在连锁股东和企业违规行为之间发挥了中介作用。从逻辑上来看， 连锁股东可以帮助企业消除内外部信息壁垒， 增强内外部信息的交流和传递， 减少信息不对称， 确保企业利益相关者搜寻到增量信息， 携手连锁股东共同约束管理层的机会主义行为。

（三）经济后果检验

上述实证结果表明， 连锁股东网络关系对上市企业违规行为具有监督效应。若企业违规行为减少， 审计师会在审计过程中相应地减少不必要的审计程序， 从而使审计资源投入变少， 与项目组在接受业务委托时所预期确定的审计费用相比， 实际的审计费用将大大地降低， 因此本文预计正向审计费用会减少。由此对上述经济后果进行检验， 并构建如下回归模型：

HIABFEEi，t=χ0+χ1Crossi，t+χ2Fraudi，t+χ3Cross×Fraudi，t+χ4Controlsi，t+∑Year+∑Industry+εi，t （4）

HIABFEEi，t=φ0+φ1Crossi，t+φ2Freqi，t+φ3Cross×Freqi，t+φ4Controlsi，t+∑Year+∑Industry+εi，t （5）

其中， HIABFEE表示正向审计费用， 借鉴陈丽红等（2022）的研究， 用审计费用模型的回归残差项来表示异常审计费用， 即实际审计费用与预期正常审计费用之间的差额， 采用残差大于0来度量HIABFEE。

表8的回归结果显示， 交乘项Cross×Fraud、 Cross×Freq的系数都为负， 且均在1%的水平上显著。这意味着企业存在的连锁股东数量越多， 企业违规行为也就越少， 后续会计师事务所收取的审计费用越低， 企业赚取了“额外”的审计收费差价， 减少了相应成本费用。

六、 结论与启示

（一）结论

本文以2010 ～ 2020年沪深A股上市企业为研究样本， 实证检验了连锁股东对企业违规行为的影响， 主要研究结论如下： ①连锁股东能够显著降低企业违规倾向， 同时减少企业违规次数， 即连锁股东对企业违规行为具有监督效应。②异质性检验结果表明， 当企业为国有企业及所处地区法制环境较好时， 连锁股东对企业违规行为的监督作用更突出。③作用机制检验结果显示， 连锁股东通过改善企业内部控制质量、 聘请“四大”审计和降低信息不对称进而抑制企业违规倾向。④经济后果检验发现， 连锁股东能够减少企业违规行为， 从而使得正向审计费用减少。

（二）启示

基于以上研究结论， 可以获得如下启示： 第一， 监管部门应进一步完善资本市场的法律法规， 抑制企业违规动机， 同时充分发挥连锁股东在企业中的治理主体地位， 推动上市企业实现高质量飞跃， 以保障我国资本市场实现有序、 健康、 可持续的发展。第二， 连锁股东对企业违规行为的监督效应在国有企业中更为明显， 所以国有上市企业可结合新一轮混合所有制改革， 将连锁股东引入企业法人治理结构改善的环节之中， 激发国有企业作为我国经济顶梁柱的活力。第三， 企业应充分利用连锁股东的信息资源整合优势， 分析和甄别企业的盈余信息， 降低企業内外部信息不对称， 提高信息披露质量， 助推我国经济高质量发展。第四， 投资者应全方位分析连锁股东在企业经营管理中是否发挥了监督作用， 并密切关注存在连锁股东的企业发生违规行为背后隐藏的真正意图， 以保护自身的权益不受损害。

【 主 要 参 考 文 献 】

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陈丽红，易冰心，张龙平．异常审计费用与关键审计事项披露［ J］．审计研究，2022（2）：60 ～ 70．

陈瑶雯，穆军．企业违规行为同群效应对实体部门经营风险的影响［ J］．统计与决策，2022（11）：183 ～ 188．

杜勇，胡红燕．机构共同持股与企业财务重述［ J］．证券市场导报，2022（2）：67 ～ 79．

何轩，朱丽娜，马骏．中国上市公司违规行为：一项以制度环境为视角的经验性研究［ J］．管理工程学报，2019（4）：61 ～ 73．

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【基金項目】国家社会科学基金一般项目“‘双碳目标情境下我国碳审计协同机制研究”（项目编号：22BJY033）；重庆市高等教学学会项目（项目编号：CQGJ19B42）；重庆工商大学研究生创新项目（项目编号：yjscxx2022-112-139）

【作者单位】1.重庆工商大学会计学院， 重庆 400067；2.三峡人寿保险股份有限公司， 重庆 401120