投服中心网上行权与外部审计师风险应对

粟立钟，赵元煦，范文昕

(北京工商大学商学院，北京 100048)

一、问题的提出

习近平总书记在2017 年全国金融工作会议上指出，要把发展直接融资放在重要位置，形成融资功能完备、基础制度扎实、市场监管有效、投资者合法权益得到有效保护的多层次资本市场体系。中国结算官网公布的统计年报显示，2019—2021 年，我国新增投资者数量分别为0.132 亿人次、0.180 亿人次和0.196 亿人次，2021 年期末投资者数量达到了1.974 亿人次，其中自然人投资者1.969 亿人次，占比达到99.7%。投资者数量的持续上涨表明我国资本市场的吸引力在不断增强。自然人投资者数量众多且占比极高，则表明中小投资者在人数上占据了绝对数量，已成为我国资本市场高质量发展的重要基础。然而，人数众多的中小投资者由于持股比例低、掌握信息有限和地理分布分散，容易被企业控股股东和管理层攫取私人收益［1］。并且，在得知自身权益被攫取后，中小投资者也没有足够的能力和动力维护自身利益，而只能采用“用脚投票”的消极方式应对，表现得如“沉默的羔羊”一般［2］。对此，诸如信息披露、独立董事制度等传统公司治理手段都未能从根本上解决这一问题［3］，而选择让缺乏经验的中小投资者直接参与企业决策，又可能会引起企业的迎合行为以及企业经营管理的混乱［2，4］。因此，如何建立健全行之有效的中小投资者保护机制已成为我国学术界和政府监管部门十分关注的问题。

随着我国对中小投资者保护工作的重视程度与日俱增，建立中证中小投资者服务中心(China Securities Investor Services Center，ISC) 及相关制度成为完善资本市场治理的有益探索和创新。《国务院办公厅关于进一步加强资本市场中小投资者合法权益保护工作的意见》(国办发〔2013〕110 号) 强调，要构建投资者综合保护体系;《国务院关于进一步促进资本市场健康发展的若干意见》(国发〔2014〕17 号) 文件中提出，要坚持市场化和法治化取向，维护投资者特别是中小投资者合法权益。在此背景下，中国证监会牵头于2014年12 月共同出资设立了ISC。ISC 随后于2016年2 月发布《持股行权试点工作方案》，着手在上海、广东(不含深圳)、湖南三个区域试点。2018年8 月，ISC 首次行权，针对百花村业绩承诺问题提出质询。为规范和提高持股行权工作的专业性和科学性，ISC 于2019 年5 月发布《中证中小投资者服务中心持股行权工作规则(试行) 》(以下简称《行权工作规则》) 和《中证中小投资者服务中心持股行权专家委员会管理办法(试行) 》。2020 年3 月开始实施的新《中华人民共和国证券法》将投资者保护上升到了法律层面，其中第94 条对ISC 提起股东代表诉讼的持股比例与期限限制予以豁免，进一步加强了ISC 的法律地位和作用。

ISC 作为上市公司的股东(仅持1 手股票)，有别于监管机构和自律组织等监管方式。其通过参加股东大会和媒体说明会、发送股东建议函、网上行权等市场化方式，坚持以股东身份行使股东权利，积极维护广大中小投资者的合法权益，并引导中小投资者充分知权、积极行权、依法维权，使政府“看得见的手”延伸到不便于管制但需要进一步完善的领域，实现“有为政府”与“有效市场”的有机融合、相互强化，是我国现行资本市场中小投资者保护机制改革的一次重要创新。网上行权是ISC 持股行权下的重要业务模式，主要针对2011—2014 年、2015—2017 年两个时段内，对涉及轻资产重大重组事项中承诺期后业绩断层的上市公司开展的集中专项行权行动。通过网上公示、公开问责和网上曝光等方式，ISC 在积极维护中小投资者利益的同时，带来了“监管效应”和“信号效应”，并可能引发证监会和交易所的监管跟进，以及主流媒体的关注，使被行权企业面临更高的不确定性［5］，进而影响外部审计师在对相关企业开展审计业务时的风险感知及应对。这主要是因为ISC 网上行权关注的重点与外部审计师的工作密切相关。被行权企业相关业绩补偿承诺未达成涉及的诉讼纠纷和潜在损失，以及与此相关的企业独立董事尽责情况和相关信息披露的及时性和完整性，都是ISC 网上行权关注的重点。而由此引发的监管风险和诉讼风险变化又与外部审计师的工作职责、预期收益和审计风险感知系统相关联。对于ISC 网上行权究竟能否，以及如何影响外部审计师的风险感知及应对，鲜有研究进行系统阐述。

基于此，本文手工收集了ISC 网上行权的相关数据，在利用倾向得分匹配法(PSM) 克服样本选择性偏误的基础上，以审计收费和审计意见作为外部审计师风险应对行为的代理变量，运用多时点DID 模型，检验了ISC 网上行权与外部审计师风险应对之间的关系。研究发现: (1) 被ISC网上行权后，外部审计师对相关企业收取的审计费用增加，出具非标准审计意见的概率更高;(2) 机制检验表明，被行权企业监管风险和诉讼风险的变化，是ISC 网上行权影响外部审计师风险感知及其应对的重要作用路径;(3) 进一步研究发现，被ISC 网上行权后，相关企业更容易发生审计师变更，以及伴随着企业信息披露质量和盈余质量的提升，并且这些影响，在非国有企业和投资者关注度较高的企业更加显著。

本文可能的贡献如下。一是为ISC 持股行权的有效性提供了新的经验证据。现有文献主要考察了ISC 持股行权的影响因素、市场反应、监管效应和示范作用［5-7］，而从外部审计师视角，考察ISC 持股行权影响的研究较少。刘馨茗等［8］的文献与本文的话题相关，他们以企业是否位于试点地区划分处理组和对照组，但未能对应到具体被行权企业，而本文则是基于ISC 网上行权的实际数据，以企业是否被网上行权划分处理组和对照组，可以对应到具体被行权的企业。二是为ISC网上行权的经济后果提供了初步证据。已有研究［6-8］以ISC 持股行权试点作为政策事件冲击，评价了ISC 行权的整体效应，但未单独识别出具体行权方式的效应。陈运森等［5］以ISC 参加股东大会行权作为研究对象，但参加股东大会行权与网上行权的工作内容和关注重点不同。前者涉及被行权企业绩效、违规、公司章程、并购重组、利润分配等多方面问题，并购重组只是其中的一个方面，这可能导致其在行权中的监管资源分散，而本文则更加聚焦于被行权企业的并购重组问题，监管资源较为集中。此外，相较于其他行权方式，网上行权具有跨越空间地理距离的优势，极大地降低了行权相关成本。特别是在数字化环境下，网上行权便于持续跟踪并督促被行权企业回复问询及履行承诺，提升相关行为和信息的透明度。本文首次利用ISC 网上行权的数据，弥补了关于ISC 网上行权经济后果研究的空白。三是发现并检验了ISC 网上行权影响外部审计师风险应对的作用机制。本文研究发现被行权企业相关的监管风险和诉讼风险变化，是ISC 网上行权导致外部审计师收取更高风险溢价和发表更多非标准审计意见的重要原因。

二、理论分析与研究假设

基于我国独特的制度背景，现有研究分别从市场反应、盈余管理、会计信息质量、融资成本、企业价值、审计风险等角度，重点关注了证监会监管和交易所问询函监管的治理效应。随着ISC 的设立与行权工作的广泛展开，有关ISC 的研究已经逐渐兴起，但关于ISC 行权这一近年来我国资本市场创新型监管方式的经验证据较少，尤其是当企业被ISC 网上行权时，外部审计师会采取怎样的风险应对策略，还需要进一步的理论分析和实证检验。

(一) ISC 网上行权与外部审计师风险感知及风险应对行为

ISC 网上行权可能产生的“监管效应”和“信号效应”，以及其本身作为一种特殊类型的“股东积极主义”，在通常情况下，将增加外部审计师感知到的监管风险和诉讼风险。心理学研究发现，风险感知在人类行为中扮演着重要角色［9］。在面对潜在风险时，人们一方面会评估相关风险发生的概率和预期损失的大小，另一方面会评估自身能够应对潜在风险的能力以及可采取的行动。当外部审计师在感受到相关审计业务风险发生变化时，也会在风险评估基础上，采取相应的应对措施。当外部审计师在感受到审计业务风险增加时，一方面，为了有效降低审计风险对其职业发展的潜在不利影响(包括诉讼风险、声誉毁损以及未来的业务流失)，一般会选择增加审计投入，或出具更为审慎的审计意见，以此降低潜在的审计风险;另一方面，也可能选择提高审计收费以弥补其所承担的审计风险［10-12］。考虑到ISC 网上行权很可能会增加外部审计师感受到的监管风险和诉讼风险，在其他条件不变的情况下，外部审计师会提高审计收费，增加出具非标准审计意见的概率，甚至可能主动解约或拒绝承接审计业务［13-15］。而且，我国的上市公司审计市场是一个具有竞争力的市场［16］，审计失败所造成的声誉毁损会降低审计师吸引和保留客户的能力，严重影响其在行业中的竞争地位和未来发展。通过权衡利弊，外部审计师具备充分动机对涉及高监管风险和诉讼风险的审计业务采取更为谨慎的风险应对措施。基于此，本文提出以下研究假设。

H1:ISC 网上行权会影响外部审计师的行为，这些行为具体表现为提高审计收费和出具更多的非标准审计意见。

(二) ISC 网上行权与监管风险及外部审计师风险感知

通常审计风险可以分解为固有风险、控制风险和检查风险。上市公司外部审计师实际感知到的审计业务风险，取决于所面临审计风险的大小和预期损失的多少。即给定企业的审计风险大小，企业越是容易引起政府监管部门的注意进而被查处(监管风险) 和容易陷入潜在诉讼进而引发相关利益者的不满(诉讼风险)，外部审计师受到牵连进而产生的预期损失越大，审计师感知到的风险越高。而ISC 网上行权会提升被行权企业的监管风险，进而影响到相关企业外部审计师实际感知到的风险水平。

ISC 网上行权具有“监管效应”，使被行权企业更容易引起行政监管部门的注意和查处，进而提升了外部审计师感知到的监管风险。首先，ISC由证监会主导设立并直接管理，其股东成员由证券交易所、期货交易所和证券登记结算机构共同组成，其董事会成员主要由股东单位管理层出任，其持股行权相关事宜也须严格遵守《行权工作规则》以及证监会等监管部门的要求，行权工作本身就具有浓厚的政府监管色彩［17］。不仅如此，ISC 的行为和关注点作为线索容易被政府监管部门接受。其次，根据《行权工作规则》，ISC 会将行权过程中市场关注、舆情异常等重要或敏感的问题，以及被行权企业存在涉嫌违法违规、限制行权、拒不改正的情形，及时报告给行政监管机构和自律组织，并就被行权企业未答复的情况与证券交易所展开书面沟通①。这意味着被ISC 网上行权的企业很可能存在潜在问题，进而增加被行政监管部门关注和查处的概率。相关企业受到行政监管部门关注和查处，极可能使企业外部审计师受到牵连，增加外部审计师感知到的监管风险，进而推动其采取提高审计收费以及出具非标准审计意见等更加谨慎的风险应对措施。基于此，本文提出以下研究假设。

H2:ISC 网上行权通过影响被行权企业的监管风险，引致外部审计师的风险应对行为变化。

(三) ISC 网上行权与法律风险及外部审计师风险感知

ISC 网上行权具有“信号效应”，公开传递了被行权企业高管可能存在未尽职尽责或舞弊问题的重要信息，进而提升了外部审计师感知到的诉讼风险。ISC 网上行权通常能够释放被行权企业存在损害投资者合法利益嫌疑的负面信号，一方面会使得被行权企业声誉受损，降低投资者对被行权企业控股股东和管理层的信任［18］，增加承接审计业务的外部审计师所面临的声誉风险; 另一方面也会减少被行权企业的信息不对称，增加企业隐瞒的违法违规事实被揭发检举的概率，进而增加外部审计师感知到的诉讼风险。而且，根据网上行权主要问询事项的公开信息②，ISC 重点关注并购业绩承诺事项(包括业绩承诺指标设置、业绩补偿承诺履行、承诺期满业绩下滑或断层等内容)。并购业绩承诺本身就是外部审计师的风险关注重点，其中业绩承诺期满业绩下滑(断层)意味着以前年度(业绩承诺期内) 可能存在较多的业绩操纵问题，此时网上行权的“信号效应”可以更好地“提示”外部审计师，被行权企业前期可能隐含重大错报，从而影响外部审计师本期的风险感知。此外，根据《行权工作规则》，ISC 将在中国投资者网(investor.org.cn) 等相关媒体信息平台上公开行权事项、程序、进度和结果等相关信息，并经常会引起主流媒体的负面报道。作为当前信息传递的重要媒介，媒体负面报道会进一步强化网上行权的“信号效应”，使外部审计师感知到的客户诉讼风险骤增［19-21］。

此外，网上行权是ISC 的重要工作职责之一，并且在法律诉讼中享受一定的便利，进一步提高了ISC 实施诉讼以及胜诉的概率。传统的股东积极主义既包括中小投资者通过参加股东大会行使表决权等直接参与公司治理方式［4］，也包括中小投资者利用社交媒体平台发表舆论等间接参与公司治理方式［1］。现实中，中小投资者受持股比例低、掌握信息受限、地理分布分散、行权成本远高于行权收益、利益联盟脆弱等限制［1-2，22］，在参与公司治理中往往面临“集体行动困境”，导致传统的股东积极主义具有局限性。而ISC 持股行权则在一定程度上打破了这一僵局，其行为对外部审计师风险感知的影响更为广泛且重要。首先，新《中华人民共和国证券法》中放宽了ISC 提起诉讼时持股比例和持股期限的限制要求，增加了违规企业被ISC 起诉的可能性，进而增强了外部审计师感知到的诉讼风险。其次，ISC 下设行权事务部等部门专门负责行权工作的相关事宜，必要时还会邀请专家出席行权专项会，行权的专业性更强，掌握的信息和证据更加充分，企业违法违规事实更容易被揭发检举，使外部审计师感知到的诉讼风险进一步提高。再次，网上行权突破了空间地理距离的限制，在一定程度上降低了行权成本，使得企业随时都可能遭到ISC 的行权问询。最后，ISC 不以营利为目的，其持股完全是为了获得股东资格，具有公益性股东的性质，不会受到行权成本与行权收益之间抉择的影响，是积极行权并“主动出击”的小股东，还能够引导其他中小股东“用手投票”参与公司治理，具有引导和示范作用［6］。综上所述，ISC 网上行权在很大程度上突破了传统股东积极主义存在的固有局限。因此，本文认为ISC 网上行权是一种特殊类型的“股东积极主义”，其所蕴含的潜力和能量巨大，对审计师风险感知的影响也更为深远而重大，由此推动审计师采取提高审计收费以及出具非标准审计意见等更加谨慎的风险应对措施。综上，ISC 网上行权引发的潜在法律风险以及便利的行权法律环境，极可能增加外部审计师感知到的法律风险，进而推动其采取提高审计收费以及出具非标准审计意见等更加谨慎的风险应对措施。基于此，本文提出以下研究假设。

H3:ISC 网上行权通过影响被行权企业的法律风险，引致外部审计师的风险应对行为变化。

三、研究设计

(一) 数据来源与样本选取

ISC 网上行权始于2018 年第三季度，为了考察行权前后外部审计师对被行权企业的风险应对策略是否存在显著差异，本文将行权前界定为行权日前1 ～3 年，故样本期间为2015—2020 年。ISC 网上行权、参加股东大会、参加重大资产重组媒体说明会的相关数据经手工检索整理取得，监管处罚、问询函、企业涉诉相关数据来源于CNRDS 数据库，上市公司日换手率相关数据来源于RESSET 数据库，企业财务数据以及外部审计师风险应对相关数据来源于CSMAR 数据库。本文的样本筛选过程如下: (1) 剔除所有金融行业的样本;(2) 剔除所有非A 股样本; (3) 剔除所有关键数据缺失的样本。为减少样本数据极端值的影响，对连续型变量在1%和99%分位数进行了缩尾处理。

考虑到ISC 网上行权对象多为2011—2014年、2015—2017 年两个时间段内重大轻资产重组中，涉及标的公司承诺业绩未实现、补偿义务未履行(未完全履行) 的上市公司，因此，ISC 网上行权这一事件存在非随机性，直接采用线性OLS 回归会导致严重的估计偏误。由此，本文运用倾向得分匹配法(PSM)，借助可观测的企业特征为被行权企业寻找对照组，以减少样本的选择性偏误。具体做法如下。第一阶段，以企业是否被ISC 网上行权作为被解释变量，协变量的选择包含三个维度: 首先是企业财务特征，包含企业规模、资产负债率和股东权益报酬率;其次是并购交易特征，包含并购规模、评估增值率、发生重大资产重组并购、发生关联交易并购、业绩承诺达标、变更业绩承诺内容和变更业绩补偿条款; 最后是公司治理特征，包含两权分离率、盈余质量和第一大股东持股比例。上述协变量的观测期间为2015—2017年，结果变量和处理变量的观测期间为2018—2020 年，匹配模型采用Logit 模型，计算得出倾向匹配得分(PScore)。第二阶段，根据第一阶段得到的倾向匹配得分进行逐年匹配，采用卡尺内1对2 最邻近匹配法，在剔除未得到配对以及不属于共同区间内的样本后，得到594 个观测值。由于逐年匹配无法直接使用Pstest 进行测试，故本文参考谢申祥等［23］的做法，比较匹配前后不同年度的Logit 回归结果。判断标准为: 若匹配后Logit 回归中各协变量的回归系数变小，或变得不显著，或R2变小，则说明匹配使得不同年度的协变量之间不存在显著差异。在此基础之上，最终得到含有1 834 个观测值的拼合样本。

(二) 变量定义

1.被解释变量

被解释变量为外部审计师风险应对，具体包含两个维度。(1) 审计收费(Afee)，参考翟胜宝等［10］的做法，采用会计师事务所收取年度审计费用的自然对数值表示。现代观点认为审计收费主要包含审计投入(审计延迟) 和风险溢价两部分，前者反映了审计师投入的审计成本，后者反映了审计师针对客户风险而收取的风险溢酬。(2) 审计意见(Opinion)，定义为若企业当年财务报告被出具非标准无保留审计意见，则取值为1，否则为0。

2.解释变量

解释变量为网上行权(Treat)，表示企业是否进入处理组。若企业当年被ISC 网上行权问询，代表进入处理组，则当年及以后各年均取值为1，否则为0。

3.中介变量

中介变量包括:(1) 监管风险(SupRisk)，以企业下一期是否受到监管机构处罚度量，若受到处罚则取值为1，否则为0; (2) 诉讼风险(LitRisk)，以企业下一期是否涉及诉讼度量，若受到诉讼则取值为1，否则为0。

4.控制变量

本文的控制变量选取综合如下因素: (1) 参考已有文献［10-11，23-24］的做法，控制了涉及公司财务状况、公司治理以及审计师特征的相关变量，具体包括企业规模(Size)、资产负债率(Lev)、营业收入增长率(Growth)、盈利能力(Roa)、亏损(Loss)、非经常性损益比重(Absei)、应收账款比重(Rec)、第一大股东持股比例(Top1)、两职合一(Dual)、审计延迟(Ad)、事务所类型(Big4)、审计任期(Tenure) 和审计专长(MSA) ;(2) 考虑到网上行权配对样本的特殊性，本文控制了重大资产重组并购(Major) 和关联交易并购(Relate) 并购重组特征变量;(3) 考虑到证监会的行政处罚和交易所的问询函既是ISC 的行权线索，也是外部审计师的重点关注对象，本文控制了受到监管处罚(Punish) 和收到问询函(Ask) ; (4) 鉴于ISC 行权的方式还包括参加股东大会、参加重大资产重组媒体说明会等，为了分离出网上行权的净效应，本文控制了参加股东大会行权(Attend) 和参加重大资产重组媒体说明会行权(Media) ;(5) 经前文分析，ISC 网上行权是一种特殊类型的股东积极主义，为了排除其他类型股东积极主义的影响，本文控制了中小股东参与股东大会投票率(Participant)。根据多时点DID 的模型特征，本文控制了个体(ID) 固定效应和年度(Year) 固定效应。上述变量定义如表1 所示。

表1 变量定义

(三) 模型构建

为了检验H1，构建模型(1) 和模型(2)。

模型(1) 和模型(2) 中，Controls表示表1 中的控制变量，当审计收费(Afee)、审计意见(Opinion) 分别作为被解释变量时，另一个则作为控制变量;μ 表示随机扰动项。模型(2) 中由于被解释变量审计意见(Opinion) 是虚拟变量，故选用Logit回归。

为了检验H2，构建模型(3) ～模型(5)。

为了检验H3，构建模型(6) ～模型(8)。

模型(1) ～模型(3) 的方差膨胀因子(VIF)检验显示，各变量的VIF 值均不超过5，说明模型中不存在严重的多重共线性问题。此外，为了缓解模型中可能存在的异方差和自相关等问题，本文采用稳健标准误差，并在公司层面进行了聚类调整。

四、实证结果与分析

(一) 描述性统计分析

表2 报告了变量的描述性统计结果。(1) 被解释变量中Afee的均值为13.92，说明样本企业的平均审计收费为1 143 951.6 元，Opinion的均值为0.08，说明有8%的样本被外部审计师出具了非标准审计意见。(2) 解释变量Treat的均值为0.13，说明有13%的样本被划为处理组。(3)控制变量中Big4 的均值为0.01，说明只有1%的样本选择了国际“四大”会计师事务所;Punish的均值为0.26，说明有26%的样本曾受到监管处罚;Ask的均值为0.17，说明有17%的样本曾收到过问询函;Attend、Media的均值均为0.01，说明有1%的样本曾被ISC 以参加股东大会和重大资产重组媒体说明会的方式行权。另外，通过外部审计师风险应对的分组均值③比较可知，平均而言，处理组(Treat=1) 的审计收费、被出具非标准审计意见的概率、发生外部审计师变更的可能性(将在进一步研究中展开讨论) 均显著高于对照组(Treat=0)，初步支持了H1。

表2 变量的描述性统计结果

(二) 基准回归结果分析

表3 是多时点DID 的检验结果。结果显示，当审计收费(Afee) 和审计意见(Opinion) 分别作为被解释变量时，网上行权(Treat) 分别在10%、1%的水平下显著且系数均为正，说明企业被ISC 网上行权后，会显著提高外部审计师对被行权企业的审计收费和出具非标准审计意见的可能性。以上表明，面对ISC 网上行权所带来的风险，外部审计师会采取对被行权企业收取更多风险溢价并出具更多的非标准审计意见的方式来控制风险。由此，H1 得到验证。

表3 基准回归结果

(三) 机制分析

ISC 网上行权的“监管效应”和“信号效应”，以及其作为一种特殊类型的“股东积极主义”，均会提高外部审计师感知到的监管风险和诉讼风险，进而影响到外部审计师的风险应对措施，包括提高审计收费和出具非标准无保留审计意见。

1.监管风险

为了检验被ISC 网上行权后，企业的监管风险是否发生变化，进而引起外部审计师风险应对行为变化，参考现有文献［10-11］的做法，检验监管风险(SupRisk) 在ISC 网上行权引起外部审计师风险应对行为变化中的中介效应。表4 的列(1) ～列(3) 报告了监管风险的中介效应检验结果。列(1) 是以监管风险(SupRisk) 作为被解释变量的回归结果。可知，Treat在5%的水平下显著且系数为正，说明网上行权显著增加了被行权企业的监管风险。列(2) 和列(3) 是以监管风险(SupRisk) 作为解释变量的回归结果。可知，当审计收费(Afee)、审计意见(Opinion) 作为被解释变量时，监管风险(SupRisk) 显著且系数为正，而Treat不显著，说明监管风险发挥了中介效应。另外，Sobel 检验Z 值在统计意义上显著，表明ISC 网上行权通过影响外部审计师感知到的监管风险影响其风险应对策略。由此，H2 得到验证。

表4 机制检验结果

2.诉讼风险

为了检验ISC 网上行权后，企业的诉讼风险是否发生变化，进而引起外部审计师风险应对行为的变化，参考现有文献［10-11］的做法，检验诉讼风险(LitRisk)在ISC 网上行权引起外部审计师风险应对行为变化中的中介效应。表4 的列(4) ～列(6) 报告了诉讼风险的中介效应检验结果。列(4) 是以诉讼风险(LitRisk) 作为被解释变量的回归结果。可知，Treat在5%的水平下显著且系数为正，说明网上行权显著增加了被行权企业的诉讼风险。列(5) 和列(6) 是以诉讼风险(LitRisk)作为解释变量代入模型(7) 和模型(8) 的回归结果。可知，当审计收费(Afee)、审计意见(Opinion)分别作为被解释变量时，诉讼风险(LitRisk) 均显著且系数均为正，而Treat均不显著，说明诉讼风险发挥了中介效应。另外，Sobel 检验Z 值在统计意义上显著，表明ISC 网上行权是通过影响外部审计师感知到的诉讼风险影响其风险应对策略。由此，H3 得到验证。

(四) 稳健性检验

1.平稳性检验

逐年匹配的平衡性检验结果④显示，除2018年由于样本量过少导致无法比较外，其他年度在匹配后多数协变量显著性水平都有所下降，由此说明本次匹配有效降低了组间差异，匹配效果良好。

2.安慰剂检验

本文针对多时点DID 模型设计如下安慰剂检验。首先，构造虚拟变量Opinion_placeboi(i=1，2)，表示若企业被网上行权，则在被行权年度前第i年取值为1，否则为0。若企业在不同年度内被多次行权，则从最早被行权年度起计算。例如，若A 企业于2018 年被行权，Opinion_placebo1表示A 企业在2017 年取值为1，其余年度取值为0;Opinion_placebo2表示A 企业在2016 年取值为1，其余年度取值为0。其次，将Opinion_placeboi分别代入模型(1) 和模型(2) 中进行回归。最后，若回归结果显示Opinion_placeboi显著而Treat不显著，则说明ISC 网上行权并未真正影响到外部审计师的风险应对行为，换言之，其仅是一味安慰剂而已。

安慰剂检验的结果如表5 的列(1) 和列(2)所示。结果显示，审计收费(Afee) 和审计意见(Opinion) 均通过了检验。

表5 稳健性检验结果

3.剔除非网上行权专项行动样本

全部网上行权样本中包含了部分非专项行动样本，在这些样本中，ISC 关注了除轻资产重大资产重组之外的其他公司治理问题，这可能会对研究结论产生影响。因此，本文将非专项行动样本(24 个处理组样本) 剔除，重新进行逐年匹配获取拼合样本，并重复前文的实验过程，检验结果如表5 的列(3) 和列(4) 所示。结果显示，Treat的显著性和系数方向性均未发生根本性变化，说明本文的实证结果是稳健的。

4.排除股东大会行权的影响

考虑到参与股东大会这种行权方式起步较早(从2016 年开始)，而网上行权起步较晚(从2018年开始)，这意味着某些样本企业可能在以前年度先被股东大会行权，而在以后年度又被网上行权，使得前文所观测到的外部审计师风险应对的变化可能源自股东大会行权的结果。因此，为了排除股东大会行权的影响，本文剔除了这部分存在行权交集的样本，并重复前述实验过程，检验结果如表5 的列(5) 和列(6) 所示。结果显示，Treat的显著性和系数方向性均未发生根本性变化，说明本文的实证结果是稳健的。

5.替换关键变量的测度方式

本文通过替换如下变量对研究结论进行稳健性测试。(1) 参考高瑜彬、毛聚［25］的做法，将审计收费替换为异常审计费用; (2) 将审计意见重新定义为若被出具标准无保留审计意见以及无保留审计意见加事项段和无保留审计意见加说明段，取值为0，否则取值为1。将上述重新测算后的变量带入模型后，各变量的显著性和系数方向性均未发生显著变化⑤，说明本文的实证结果是稳健的。

(五) 进一步研究

1.外部审计师变更

本文的作用机制检验结果表明，ISC 网上行权导致被行权企业支付的审计费用提高、被出具非标准审计意见的概率变大，是源于外部审计师感知到的监管风险和诉讼风险增加了。在此过程中，存在两个值得关注的问题。一是被行权企业管理层是否为了继续隐瞒风险，规避不利审计意见，从而寻求与之配合的外部审计师，更换现任外部审计师。二是外部审计师在面对较高的审计风险时，出于客户质量和自身声誉维护的考虑，是否会主动选择退出策略。针对上述问题，本文在模型(1) 的基础上，将外部审计师变更(Change) 作为被解释变量(若当年发生会计师事务所变更则取值为1，否则为0)，考察网上行权对外部审计师变更的影响，检验结果如表6 的列(1) 所示。Treat在10%的水平下显著且系数为正，说明ISC网上行权显著影响外部审计师变更。此外，本文还发现处理组样本(Treat=1) 均由非“四大”会计师事务所审计，这表明被行权企业的会计师事务所变更是围绕着其他非“四大”会计师事务所展开的，同时也说明被行权企业的审计项目业务风险较高，基于“深口袋”理论，“四大”会计师事务所会出于维护口碑声誉和品牌形象的考虑，拒绝承接此类审计业务。

表6 外部审计师变更和治理效应发挥检验结果

2.治理效应发挥

考虑到网上行权作为ISC 参与公司治理的一种方式，是否可能通过监督和震慑被行权企业的控股股东与管理层，抑制其机会主义行为，使其更加认真履行信息披露义务，提高被行权企业的信息披露质量，进而降低外部审计师的风险感知呢?为了检验网上行权的治理效应，本文以信息披露质量(KV) 作为被解释变量，以网上行权(Treat)和所有控制变量作为解释变量进行回归。信息披露质量(KV) 的测度采用了翟光宇等［26］经过改进后的KV 值，KV 值越小，信息披露质量越高，检验结果如表6 的列(2) 所示。结果显示，当信息披露质量(KV) 作为被解释变量时，Treat在5%的水平下显著且系数为负，说明网上行权有助于提高被行权企业的信息披露质量，降低控股股东与中小股东之间的信息不对称。结合本文的研究结果还可以说明，虽然ISC 网上行权具有治理作用，可以在一定程度上降低外部审计师的风险感知，但随之而来的监管风险和诉讼风险对外部审计师风险感知的影响还是居于主导地位。换言之，企业被ISC 网上行权后，外部审计师面临的整体审计风险提高了。

3.异质性分析

(1) 产权性质的异质性检验。现有研究表明，相较于非国有企业，国有企业往往掌握着更多的政治关系和政治资源，而监管力量通常难以限制政治关联，进而可能会导致ISC 的作用在国有企业中被弱化。因此，本文预期，在非国有企业中，ISC 网上行权对外部审计师风险应对的作用效果更显著。表7 的列(1) ～列(4) 报告了产权性质的异质性检验结果。结果显示，审计收费(Afee) 和审计意见(Opinion) 分别作为被解释变量时，与国有企业组相比，非国有企业组中Treat更显著且系数更大。由此表明，ISC 网上行权对外部审计师风险应对的影响在非国有企业中更显著，此时外部审计师要求的审计风险溢价更高，对被行权企业出具非标准审计意见的概率更大。

表7 异质性检验结果

(2) 投资者关注度的异质性检验。现有研究发现，投资者关注已经成为外部审计师考虑的风险因素之一。投资者关注有助于提高外部审计师对信息的解读效率，增加了潜在错报或漏报被发现的可能性，提高了审计失败的识别率，使得外部审计师面临更为严苛的执业环境，导致其控制和应对审计风险的动机更强烈。此外，作为行权线索，投资者关注度较高的企业也更容易受到ISC的关注。因此，本文预期，在投资者关注度较高的企业中，ISC 网上行权对外部审计师风险应对的影响更显著。

本文选择盈余公告换手率法来度量投资者关注度［27］，具体做法如下。(1) 采用盈余公告前30个交易日的平均换手率表示投资者关注度。IA= ∑Turnover/30，其中，Turnover表示企业在交易日的换手率，IA表示企业的投资者关注度。(2) 按投资者关注度(IA) 的大小排序并等分为高中低三组，将其中的最高组和最低组分别定义为投资者关注度较高组和投资者关注度较低组。(3) 对样本进行分组回归。表7 的列(5) ～列(8)报告了投资者关注度的异质性检验结果。结果显示，当审计收费(Afee) 和审计意见(Opinion) 作为被解释变量时，与投资者关注度较低组相比，投资者关注度较高组中Treat更显著且系数更大。分组回归结果表明，ISC 网上行权对外部审计师风险应对的影响在投资者关注度较高的企业中更显著，此时外部审计师要求的审计风险溢价更高，对被行权企业出具非标准审计意见的概率更大。

五、研究结论和启示

党的十八大以来，党中央高度重视资本市场工作，加强对资本市场的集中统一领导，做出了一系列重大决策部署，明确提出要通过深化改革，打造一个规范、透明、开放、有活力、有韧性的资本市场。习近平总书记深刻指出，要把发展直接融资放在重要位置，形成融资功能完备、基础制度扎实、市场监管有效、投资者合法权益得到有效保护的多层次资本市场体系。ISC 正是我国近年来监管体制改革的重要创新成果，通过政府监管和市场化行权并举，实现了“有为政府”与“有效市场”的有机融合、相互强化。本文从外部审计师风险的应对视角，实证检验了ISC 网上行权的经济后果。研究发现如下。(1) 企业被行权后，外部审计师收取的审计费用更多，出具非标准审计意见的概率更高，但审计延迟并未发生显著变化。(2) 机制检验表明，监管风险和诉讼风险是网上行权影响外部审计师风险应对的重要作用路径。(3) 进一步研究发现，企业被行权后更容易发生外部审计师变更; 网上行权具有治理效应，其有助于提高被行权企业的信息披露质量; ISC网上行权对外部审计师风险应对的影响在非国有企业、投资者关注度较高的企业中更显著。本文的研究结论表明，ISC 网上行权具有“监管效应”和“信号效应”，其本身还能够发挥“股东积极主义”的作用，增加了外部审计师所面临的监管风险和诉讼风险，使得外部审计师采取提高审计风险溢价和出具更多非标准审计意见等应对措施转移审计风险，而没有通过提升审计努力程度的方式降低审计风险，而且上述关系在非国有企业和投资者关注度较高的企业中更为显著。

本文研究结论具有如下启示。第一，对于政府而言，为了更好地发挥ISC 的投资者保护职能，可以考虑在立法层面上赋予ISC 更多权利，解除ISC 作为普通小股东的权利限制，巩固和加强ISC的法律地位。第二，对于ISC 而言，首先，现有网上行权主要针对上市公司收购轻资产重大重组事项中的业绩承诺断层情况，涉及范围较窄，可以考虑扩大到上市公司的所有并购事件中的业绩承诺断层情况;其次，考虑到网上行权可能会给被行权企业带来监管风险和诉讼风险增加等负面效应，因此需要认真落实行权线索搜集、分析与决策工作，充分发挥专家委员会的专业优势，力求精准行权。第三，对于被行权企业而言，需要充分重视ISC 的法律地位，积极配合ISC 的行权工作，对ISC 网上问询的相关问题予以认真回复并及时公开披露，不宜故意隐瞒或敷衍了事，维护好企业的社会信誉和公众形象。第四，对于外部审计师而言，可以考虑将ISC 网上行权的相关信息作为外部独立来源的审计证据，客观评价ISC 行权所带来的客户风险变化，采取合理的应对措施，并与ISC 一道，共同建立起维护广大投资者合法权益的“坚实堡垒”。第五，对于广大中小投资者而言，应主动接受投资者教育，提高知权、行权、维权意识，克服畏难心理障碍，敢于对违规企业提出质询，借助ISC 这一制度“春风”，积极参与公司治理，维护自身权益。

注 释:

①如，投服中心于2018 年针对ST 凯瑞(002072) 收购屹立由100%股权的重组方案中涉及的业绩承诺期限偏短、实际业绩不达预期、业绩补偿承诺未履行、独立财务顾问未能勤勉尽责等问题展开了网上行权。由于后续ST 凯瑞未能根据业绩补偿协议获取现金补偿，随后深交所于2020 年对ST 凯瑞发送了监管函，督促标的公司的原股东及时履行业绩补偿承诺和信息披露义务。

②信息来源于中国投资者网，网址: https: //www.investor.org.cn/rights_interests_protection /exercise_ service/online_xingq /? companyTypeStatus =companyType1。问询频次为问答详情中投服中心发起提问的次数。

③④⑤因篇幅所限，结果未列示，留存备索。作者邮箱:543271097@qq.com。