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一、引言

近年來，以“兩康事件”為代表的上市公司造假案件對作為市場經(jīng)濟基礎(chǔ)工程的整個審計行業(yè)的公信力產(chǎn)生了嚴(yán)重沖擊，審計意見購買行為引起監(jiān)管部門前所未有的關(guān)注。比如，2020年3月，深交所針對星輝精密三個月內(nèi)兩次更換審計機構(gòu)的舉動發(fā)函提醒新任審計機構(gòu)遵守相關(guān)法律，發(fā)表恰當(dāng)?shù)膶徲嬕庖姟?021年1月，滬深交易所同步修訂了《上市公司擬續(xù)聘/變更會計師事務(wù)所公告格式》，加強了對審計收費和變更會計師事務(wù)所信息披露的監(jiān)管。同月，在ST赫美公告擬改聘深圳堂堂后，深交所迅速發(fā)函要求ST赫美核查是否存在向堂堂所購買審計意見的情形。審計意見購買行為不僅是監(jiān)管機構(gòu)重點關(guān)注的問題之一，也是學(xué)術(shù)研究的熱點問題之一[1]。現(xiàn)有研究既探討了審計意見購買的存在性[2-3]，也分析了各種風(fēng)險因素、分析師跟蹤和媒體關(guān)注等對審計意見購買的可能影響[4-7]。然而，現(xiàn)有研究尚未分析機構(gòu)投資者這一重要的資本市場參與者對審計意見購買的影響，本文試圖對此進行探討。

審計意見購買的主要原因是掩蓋公司糟糕或不及預(yù)期的財務(wù)狀況[8](1)。因此，機構(gòu)投資者既可能通過其治理作用激勵管理者努力工作，改善公司財務(wù)狀況，提高公司價值[10]，減少審計意見購買的需求；也可能通過“用手投票”直接介入購買審計意見行為，或者通過自身對信息環(huán)境的改善作用，提高公司違規(guī)被稽查的可能性[11]，降低審計意見購買的成功率。不管是減少需求還是降低成功率，最終都表現(xiàn)為機構(gòu)投資者可以顯著抑制審計意見購買行為?；谝陨戏治?，本文運用Lennox的審計意見購買模型[2]，從簽字CPA層面檢驗機構(gòu)投資者在審計意見購買方面的作用(2)。結(jié)果表明，機構(gòu)投資者持股比例越高，上市公司通過變更簽字CPA進行審計意見購買的可能性越低。

機構(gòu)投資者治理作用的根源之一是信息優(yōu)勢[13-14]。然而，即使是水平最高的市場參與者也需要為監(jiān)督、獲取和分析信息而努力，這也是機構(gòu)投資者對已披露信息未充分利用的主要原因[15]。因此，基于有限注意假說[16]，機構(gòu)投資者治理作用的發(fā)揮可能主要發(fā)生在內(nèi)外部治理環(huán)境比較好的樣本中，因為其信息處理成本比較低,本文結(jié)果證實了這一點。具體表現(xiàn)在，機構(gòu)投資者對審計意見購買的抑制作用主要發(fā)生在內(nèi)部控制質(zhì)量較好、市場化程度較高或?qū)嵤┕蓹?quán)分置改革之后的樣本中，表明機構(gòu)投資者治理作用的發(fā)揮需要良好的內(nèi)外部治理環(huán)境的配合[17]。

變動的機構(gòu)投資者持股、固定效應(yīng)模型、工具變量以及Heckman兩階段模型等方法表明，可能存在的內(nèi)生性問題不會顯著影響本文的主要結(jié)論。本文還排除了機構(gòu)投資者無視或者鼓勵上市公司通過支付超額審計費用進行審計意見購買的可能性。進一步研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者對審計意見購買的抑制作用因機構(gòu)投資者類型而存在顯著差異，但不因機構(gòu)投資者穩(wěn)定性或?qū)Ｗ⑿远l(fā)生顯著變動。此外，在控制持股比例后，機構(gòu)投資者數(shù)量的抑制作用不再顯著。

本文的可能貢獻表現(xiàn)在三個方面。第一，豐富了有關(guān)審計意見購買影響因素的研究。現(xiàn)有研究檢驗了供應(yīng)鏈集中度[1]、訴訟風(fēng)險[4]、分析師[6]、媒體報道或關(guān)注[7]等因素對審計意見購買的影響，但甚少探討機構(gòu)投資者的治理作用。本文不僅探討了機構(gòu)投資者對審計意見購買的治理作用，而且指出了機構(gòu)投資者治理作用的發(fā)揮需要其他公司治理機制的配合，為提高審計質(zhì)量提供了新思路。第二，豐富了有關(guān)機構(gòu)投資者治理作用的研究?，F(xiàn)有文獻從諸多視角探討了機構(gòu)投資者的治理作用，比如，抑制成本粘性[14]、提高信息披露質(zhì)量[18]、減少控股股東私利侵占行為[19]等。本文以審計意見購買為切入點，從信息鑒證者的角度分析了機構(gòu)投資者的治理作用，并檢驗了內(nèi)外部治理環(huán)境、機構(gòu)投資者異質(zhì)性和數(shù)量對其治理作用的影響，為機構(gòu)投資者影響公司信息披露展現(xiàn)了一條較為詳細(xì)的路徑，為監(jiān)管部門鼓勵機構(gòu)投資者發(fā)展提供了一定的理論支持。第三，從實務(wù)角度來看，本文為發(fā)展機構(gòu)投資者提供了監(jiān)管借鑒。隨著社保基金和保險資金入市與持股上限的提升以及QFII、滬港通和深港通等創(chuàng)新機制的出現(xiàn)，機構(gòu)投資者在資本市場的地位越來越重要。但是，有關(guān)機構(gòu)投資者治理行為是否有效的研究結(jié)論并不統(tǒng)一[13]。本文結(jié)果表明，內(nèi)外部治理環(huán)境、機構(gòu)投資者異質(zhì)性以及機構(gòu)投資者數(shù)量等因素都會影響其治理作用的發(fā)揮。這深化了對不同約束條件下以及異質(zhì)機構(gòu)投資者作用的理解，為監(jiān)管部門進一步引導(dǎo)機構(gòu)投資者良性發(fā)展提供了借鑒。

二、文獻述評

(一)審計意見購買的方式和影響因素

審計意見購買一般是指經(jīng)營者通過一定的方式獲得低質(zhì)量的審計意見,而低質(zhì)量的審計意見會降低會計信息質(zhì)量。非標(biāo)意見往往意味著“壞消息”，會對公司股價和信用評級造成不良影響，甚至與后續(xù)破產(chǎn)風(fēng)險正相關(guān)[20]。因此，大量研究發(fā)現(xiàn)，上市公司為規(guī)避風(fēng)險而進行審計意見購買。比如，基于經(jīng)營風(fēng)險角度，薛爽等發(fā)現(xiàn)，供應(yīng)商-客戶集中度越高，公司越可能進行審計意見購買[1]；趙西卜和薛鋼發(fā)現(xiàn)，地級市黨政領(lǐng)導(dǎo)更替帶來的不確定性會促使上市公司通過審計意見購買轉(zhuǎn)移企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險[5]。秦帥和劉琪指出，訴訟風(fēng)險會使上市公司陷入融資困境，進而催生審計意見購買行為[4]。在ST甚至退市威脅之下，上年度盈利差的公司可能會支付超額審計費用以在本年度報告高盈利[8]。

然而，對于公司治理機制能否有效抑制上市公司的審計意見購買行為，現(xiàn)有研究的結(jié)論并不一致。比如，翟勝寶等發(fā)現(xiàn)，跟蹤分析師越多，上市公司進行審計意見購買的可能性越高，原因在于分析師不但沒有發(fā)揮監(jiān)督作用，反而通過提高投資者關(guān)注度增加了管理層迎合市場預(yù)期的壓力[6]。但是，媒體報道能夠顯著抑制上市公司的審計意見購買行為[7]。

總的來說，現(xiàn)有研究甚少探討機構(gòu)投資者對審計意見購買行為的影響，更沒有研究討論機構(gòu)投資者是否影響通過更換簽字審計師這一方式進行審計意見購買的傾向，本文試圖從這一視角進行分析。

(二)機構(gòu)投資者的公司治理作用

機構(gòu)投資者會從多個方面影響公司政策，最終影響公司績效[21-22]。然而，在不同的研究情境下，機構(gòu)投資者所發(fā)揮的作用存在很大差異。比如，同樣是分析機構(gòu)投資者對股價崩盤風(fēng)險的影響，曹豐等和高昊宇等得到了完全不同的結(jié)果[23-24]，董紀(jì)昌等則發(fā)現(xiàn)了市場變量的調(diào)節(jié)作用[25]。

從公司治理的角度而言，機構(gòu)投資者則可能扮演“監(jiān)督者”“合謀者”和“旁觀者”三種角色[19]，其中“監(jiān)督者”角色得到最多驗證。比如，Harford等發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)持股可以減少企業(yè)的盈余管理活動[26]。此外，McCahery等在研究中指出，退出(用腳投票)也是一種有效的治理機制[27]。也有研究證實了機構(gòu)投資者的“合謀者”或“旁觀者”角色[27]，機構(gòu)投資者的“合謀”角色主要由于機構(gòu)投資者短視[28]和機構(gòu)投資者的成本收益權(quán)衡[19]。機構(gòu)投資者的“旁觀者”角色主要源于機構(gòu)投資者異質(zhì)性[27]、某些企業(yè)決策的性質(zhì)不明晰難以判斷機構(gòu)投資者持股比例對公司績效和風(fēng)險的影響[21]以及對公司相對績效的影響[29]。比如，梁上坤研究表明，壓力敏感型和壓力抵制型機構(gòu)投資者在公司治理中的作用也不相同[14]。McCahery等發(fā)現(xiàn)，相對于其他類型的機構(gòu)投資者，共同基金更喜歡積極參與公司治理[27]。

綜上，現(xiàn)有研究主要探討機構(gòu)投資者與公司的雙方關(guān)系，甚少有研究去探討機構(gòu)投資者、公司與審計師的三方關(guān)系。本文以審計意見購買為切入點，分析涉及三方關(guān)系時機構(gòu)投資者的治理作用。

三、研究假說

(一)機構(gòu)投資者持股與審計意見購買

審計意見購買是一種企業(yè)舞弊行為。根據(jù)舞弊三角理論，企業(yè)舞弊的產(chǎn)生需要動機、機會與自我合理化，而機構(gòu)投資者至少可以從動機與機會兩方面發(fā)揮積極的治理作用。

首先，舞弊的動機源于經(jīng)營、財務(wù)困境或?qū)Y本的迫切需求。具體到審計意見購買，主要原因是掩蓋公司糟糕或不及預(yù)期的財務(wù)狀況，或者應(yīng)對因投資者關(guān)注度增加而提升的資本市場壓力[6]，表現(xiàn)之一是頻繁更換審計師。比如，Beasley等的分析顯示，出現(xiàn)財務(wù)報告舞弊的公司在舞弊期間更換審計師的比例高達26%，是同期正常公司的兩倍多[30]。從公司基本面角度而言，機構(gòu)投資者可以發(fā)揮降低費用粘性[14]、提高現(xiàn)金持有價值[31]、改善公司財務(wù)狀況[10]等作用，這些最終都會體現(xiàn)為良好的公司績效并將其反映到公司股價中[31]。如果公司的業(yè)績足夠扎實和令人信服，那么，審計意見將如實反映這一情況，公司則沒有必要進行審計意見購買[8]。因此，機構(gòu)投資者持股可以從動機維度降低審計意見購買的需求。

其次，機構(gòu)投資者可以降低審計意見購買的成功率，從機會維度減少審計意見購買現(xiàn)象。審計意見購買往往對應(yīng)高盈余管理甚至造假。即審計意見購買往往出現(xiàn)在信息披露水平較低、信息不對稱程度較高的樣本中，因為不透明的信息環(huán)境提高了投資者識別舞弊的難度[32]。從公司信息透明度角度而言，機構(gòu)投資者持股可以降低盈余管理程度[33]、提高公司整體的信息披露水平[18,29]、減少信息不對稱進而改善公司信息環(huán)境[34]?！瓣柟馐亲詈玫木臁保该鞯男畔h(huán)境減少了上市公司成功進行審計意見購買的機會。陸瑤等還發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者持股降低了公司違規(guī)行為傾向，同時增加了公司違規(guī)行為被稽查的可能性[11]。這意味著如果公司出現(xiàn)審計意見購買傾向，機構(gòu)投資者可能發(fā)揮“吹哨人”作用，降低上市公司審計意見購買的成功率。

最后，機構(gòu)投資者具有影響審計意見購買行為的能力。相比于個人投資者，機構(gòu)投資者持股比例一般都比較高，而且不同機構(gòu)投資者之間還可以共享信息、聯(lián)合行動[31]，機構(gòu)投資者“用手投票”和“用腳投票”都能發(fā)揮較好的治理作用[31]，因而具有較強的監(jiān)督管理者和大股東的能力[19,27]。

綜上，本文預(yù)期，機構(gòu)投資者可以發(fā)揮積極的監(jiān)督作用，抑制審計意見購買行為，提高上市公司信息披露質(zhì)量。基于此，本文提出如下假說H1。

H1：在控制影響審計意見購買的其他因素后，機構(gòu)投資者持股比例越高，上市公司通過變更簽字審計師進行審計意見購買的可能性越小。

(二)機構(gòu)投資者持股、治理環(huán)境與審計意見購買

即使是水平最高的市場參與者也需要為監(jiān)督、獲取和分析信息而努力，這也是機構(gòu)投資者對已披露信息未充分利用的主要原因[15]。正因為如此，基于投資者有限注意假說[16]，機構(gòu)投資者可能在內(nèi)外部治理環(huán)境比較好的樣本中發(fā)揮積極的監(jiān)督作用，因為這類樣本的信息處理成本比較低?，F(xiàn)有研究也確實發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者治理作用的發(fā)揮受到公司內(nèi)外部其他環(huán)境的影響[13-14]。因此，本文預(yù)期，機構(gòu)投資者對審計意見購買的抑制作用主要發(fā)生在內(nèi)外部治理環(huán)境比較好的樣本中。

本文從三個維度對治理環(huán)境進行分析。第一，地區(qū)市場化程度?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)市場化程度的高低會顯著調(diào)節(jié)機構(gòu)投資者對現(xiàn)金持有價值[35]和研發(fā)投入[36]等的影響?？傮w而言，較高的地區(qū)市場化進程代表了較好的外部治理環(huán)境。因此，本文預(yù)期，機構(gòu)投資者對審計意見購買的抑制作用主要發(fā)生在地區(qū)市場化程度較高的樣本中。

第二，內(nèi)部控制質(zhì)量。有效的內(nèi)部控制能夠顯著降低兩類代理成本，減少機構(gòu)投資者的外部監(jiān)督成本[37]。內(nèi)部控制質(zhì)量較高的樣本更有利于外部監(jiān)督，因此，本文預(yù)期機構(gòu)投資者對審計意見購買的抑制作用主要發(fā)生在內(nèi)部控制質(zhì)量較高的樣本中。

第三，股權(quán)分置改革。股權(quán)分置改革為研究機構(gòu)投資者作用提供了良好的制度場景[14]。股權(quán)分置改革后，大股東持股比例下降，其他股東尤其是機構(gòu)投資者的話語權(quán)上升，參與公司治理的能力增強[38]；同時，大股東與其他股東利益基礎(chǔ)的一致性得到增強，這意味著機構(gòu)投資者退出所對應(yīng)的股價波動對大股東利益的影響變大，“退出威脅”在抑制大股東私利行為方面能發(fā)揮更大的作用[39]。諸多研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)分置改革改善了公司治理，提升了公司價值[14,38]。因此，本文預(yù)期，機構(gòu)投資者對審計意見購買的抑制作用主要發(fā)生在股權(quán)分置改革之后的樣本中?；谏鲜龇治?，本文提出如下假說H2。

H2：機構(gòu)投資者對審計意見購買的抑制作用主要發(fā)生在公司治理比較好的樣本中，即主要發(fā)生在市場化程度比較高、內(nèi)部控制質(zhì)量比較好或股權(quán)分置改革之后的樣本中。

四、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文以2003—2018年的A股上市公司為初始樣本，剔除金融業(yè)樣本、ST或*ST樣本、發(fā)生審計師強制輪換的樣本以及分析所需數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終得到27430個公司-年樣本。本文對所有連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理。機構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，并對簽字審計師數(shù)據(jù)進行了必要的手工處理。本文進行數(shù)據(jù)處理的軟件是SAS 9.4和STATA12。

(二)模型與變量定義

本文在對審計意見購買進行度量時使用Chen等[3]擴展的Lennox[2]模型。Lennox認(rèn)為，企業(yè)變更審計師不一定實現(xiàn)審計意見購買[2]，因此，該模型衡量的是企業(yè)變更審計師與不變更審計師時獲得非標(biāo)意見的概率差。首先，本文對式(1)所示模型進行Probit回歸。

Pr(Opionit=1)=γ0+γ1Switchit+γ2Switchit×Opionit-1+γ3Opionit-1+γ4ROAit+γ5Lossit

+γ6OCFit+γ7Levit+γ8Occupyit+γ9CRit+γ10Sizeit+γ11ARInvit+γ12Ageit

+γ13Retit+∑InteractiveItems+∑Industry+∑Year+εit

(1)

其中，Opion為虛擬變量，如果公司被出具非標(biāo)審計意見則取值為1，否則取值為0；Switch為虛擬變量，若公司發(fā)生簽字審計師變更，取值為1，否則取值為0。模型(1)的控制變量設(shè)置參照Chen等[3]，具體定義見表1。模型還控制了各控制變量與Switch的交互項以及行業(yè)和年度固定效應(yīng)。

其次，根據(jù)模型(1)的估計系數(shù)，計算出公司更換以及不更換簽字審計師得到非標(biāo)意見的條件概率，分別表示為Pr(Opionit=1|Switchit=1)和Pr(Opionit=1|Switchit=0)，并根據(jù)式(2)定義變量Shop：

Shopit=Pr(Opionit=1|Switchit=1)-Pr(Opionit=1|Switchit=0)

(2)

再次，以Switchit為因變量、Shopit為被解釋變量進行回歸。模型如下：

Switchit=β0+β1Shopit+Controls+∑Industry+∑Year+φit

(3)

根據(jù)Lennox[2]以及Chen等[3]，如果在模型(3)的回歸中，Shopit的估計系數(shù)顯著為負(fù)，則說明上市公司成功進行了審計意見購買。為檢驗機構(gòu)投資者對審計意見購買的影響，參考翟勝寶等[6]以及薛爽等[1]的研究，本文在模型(3)的基礎(chǔ)上引入機構(gòu)投資者持股比例(INSit)以及交互項(Shopit×INSit)，具體模型見式(4)。

Switchit=α0+α1Shopit+α2Shopit×INSit+α3INSit+Controls+∑Industry+∑Year+υit

(4)

根據(jù)翟勝寶等[6]以及薛爽等[1]的研究，如果新引入的影響因素促進了審計意見購買，則該因素與Shop交互項的估計系數(shù)(α2)應(yīng)該與未引入影響因素前Shop的估計系數(shù)同方向，即顯著為負(fù)。反之，如果α2顯著為正，則說明該影響因素抑制了審計意見購買。根據(jù)本文的假說H1，機構(gòu)投資者能夠抑制審計意見購買，則α2預(yù)期顯著為正。參考現(xiàn)有研究[1,3,40]，模型(3)與模型(4)控制了反映上市公司特征以及審計師與客戶關(guān)系特征的變量，包括ROA、OCF、Loss、Ret、Lev、CR、Occupy、ARInv、Size、Age、SEO、Tenfirm以及Big4，具體定義見表1。

最后，本文根據(jù)內(nèi)部控制質(zhì)量、市場化進程和股權(quán)分置改革衡量內(nèi)外部治理環(huán)境[17,25,35-39]，如表1所示，取值為1者代表較好的治理環(huán)境。

表1 變量定義表

表2 變量描述性統(tǒng)計

五、實證分析與結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了變量的描述統(tǒng)計。簽字審計師變更(Switch)的比例為57.8%，與謝?；鄣?span id="qe22quu0i" class="superscript" tag="41" style="margin: 0px; padding: 0px; font-size: 0.6em; vertical-align: super; color: rgb(0, 153, 255);">[41]的數(shù)據(jù)接近。Shop的均值和中位數(shù)都大于零，表明大部分企業(yè)更換簽字審計師獲得非標(biāo)準(zhǔn)審計意見的概率更高。審計意見類型(Opion)的均值為0.048，表明有4.8%的樣本獲得非標(biāo)準(zhǔn)審計意見，與劉笑霞和李明輝[42]統(tǒng)計接近(3)。機構(gòu)投資者持股比例均值為33.6%，高于梁上坤的研究結(jié)論[14]，主要原因是樣本期不同，而自2009年開始，機構(gòu)持股比例持續(xù)高于35%(4)。

(二)多元回歸結(jié)果

1.假說H1的檢驗

表3列示了本文的初步回歸結(jié)果。在回歸(3)中，Shop×INS的估計系數(shù)為1.1408，在5%的水平上顯著為正，說明在控制其他變量的影響后，機構(gòu)投資者持股仍然能夠顯著抑制上市公司的審計意見購買行為，假說H1得到驗證。

表3 機構(gòu)投資者持股與審計意見購買

注：括號內(nèi)為z值，***、**和*代表的顯著性水平分別為1%、5%和10%。限于篇幅，未報告控制變量的回歸結(jié)果，留存?zhèn)渌?，下表同?/p>

2.假說H2的檢驗

本文采用分組回歸對假說H2進行檢驗。根據(jù)假說H2，機構(gòu)投資者對審計意見購買的抑制作用主要發(fā)生在內(nèi)外部治理環(huán)境比較好的樣本中，即在公司治理比較好的樣本中，Shop×INS的估計系數(shù)將顯著為正；在公司治理比較差的樣本中，Shop×INS的估計系數(shù)將不顯著區(qū)別于0，或者顯著為負(fù)。表4報告了相關(guān)回歸結(jié)果。

表4 機構(gòu)投資者持股、治理環(huán)境與審計意見購買

回歸(1)中，Shop×INS的估計系數(shù)為1.2824，在5%的水平上顯著為正；回歸(2)中，Shop×INS的估計系數(shù)為0.3484，不顯著區(qū)別于0。這說明機構(gòu)投資者對審計意見購買的抑制作用主要發(fā)生在內(nèi)部控制質(zhì)量較高的樣本中。回歸(3)中，Shop×INS的估計系數(shù)為1.3103，在5%的水平上顯著為正；回歸(4)中，Shop×INS的估計系數(shù)為0.5966，不顯著區(qū)別于0。這說明機構(gòu)投資者對審計意見購買的抑制作用主要發(fā)生在市場化程度較高的樣本中?；貧w(6)中，Shop×INS的估計系數(shù)為-0.5301，不顯著區(qū)別于0；在回歸(5)中，Shop×INS的估計系數(shù)為1.2883，在1%的水平上顯著為正。這說明機構(gòu)投資者對審計意見購買的抑制作用主要發(fā)生在股權(quán)分置改革后的樣本中。

綜合表4的回歸結(jié)果，假說H2得到驗證，即機構(gòu)投資者對審計意見購買的抑制作用主要發(fā)生在內(nèi)外部治理環(huán)境比較好的樣本中，說明機構(gòu)投資者治理作用的發(fā)揮需要其他治理機制的配合[17]。

(三)內(nèi)生性問題討論

為了檢驗可能的內(nèi)生性問題對本文主要結(jié)論的影響，本文進行以下五個方面的測試。

第一，變動分析。將INS分解為上一年的機構(gòu)投資者持股比例(L_INS)以及變動的機構(gòu)投資者持股比例(ΔINS，當(dāng)年與上一年機構(gòu)投資者持股比例之差)，然后重復(fù)表3和表4的回歸，結(jié)果報告在表5的Panel A?？梢钥闯觯谌珮颖净貧w中，Shop×ΔINS的回歸系數(shù)為0.0246，在1%的水平上顯著為正；Shop×L_INS的回歸系數(shù)為0.0087，在10%的水平上顯著為正。這說明在上一年機構(gòu)投資者持股比例抑制審計意見購買的基礎(chǔ)上，變動的機構(gòu)投資者持股比例也影響了審計意見購買，這增強了兩者因果關(guān)系的推斷。分組回歸結(jié)果是類似的。比如，在內(nèi)部控制質(zhì)量較高、市場化程度較高或股權(quán)分置改革后的樣本中，Shop×ΔINS的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正；而在對應(yīng)組樣本中，Shop×ΔINS的回歸系數(shù)均不顯著區(qū)別于0。

第二，控制公司固定效應(yīng)。公司固定效應(yīng)能夠緩解公司層面不隨時間變化的遺漏變量問題。表5的Panel B報告了加入公司固定效應(yīng)后的回歸結(jié)果。在全樣本中，Shop×INS的回歸系數(shù)為1.1393，在5%的顯著性水平上顯著為正。在分組回歸結(jié)果中，Shop×INS的回歸系數(shù)只在公司治理水平較高的樣本中顯著為正。這說明控制公司固定效應(yīng)后，本文的主要結(jié)論未受到顯著影響。

第三，使用工具變量法進行檢驗。參照梁上坤的研究[14]，本文以公司是否屬于滬深300指數(shù)以及行業(yè)機構(gòu)投資者持股比例均值為工具變量，重新進行回歸，結(jié)果報告在表5的Panel C。在全樣本中，Shop×INS的回歸系數(shù)為1.1974，在5%的顯著性水平上顯著為正；在分組回歸中，Shop×INS的回歸系數(shù)只在公司治理水平較高的樣本中顯著為正。這說明本文的主要結(jié)論是穩(wěn)健的。

第四，使用Heckman兩階段模型進行測試。參照梁上坤的研究[14]，本文構(gòu)建如下模型(5)作為第一階段模型。

Holdit=λ0+λ1Vrightit+λ2Transit+λ3ICit+λ4Eastit+σit

(5)

其中，Hold為虛擬變量，若機構(gòu)投資者持股比例超過樣本中位數(shù)取值為1，否則取值為0。Vcright等于實際控制人擁有上市公司的控制權(quán)比例減去其擁有的所有權(quán)比例，Trans等于公司前3年操控性應(yīng)計絕對值之和；IC等于1加上公司內(nèi)部控制指數(shù)和的自然對數(shù)；East為虛擬變量，若公司所在地處于東部省份取值為1，否則取值為0?；貧w中同時控制行業(yè)和年份固定效應(yīng)。

我們將根據(jù)模型(5)的結(jié)果計算出來的IMR(Inverse mills ratio)代入到模型(4)的回歸中，結(jié)果報告在表5的Panel D。全樣本中Shop×INS的回歸系數(shù)為0.0097，在10%的顯著性水平上顯著為正。這說明可能的自選擇偏差不會顯著影響本文的主要結(jié)論。

表5 內(nèi)生性測試

最后，機構(gòu)投資者持股、治理環(huán)境與審計意見購買之間可能存在內(nèi)生性問題(5)，即：(1)機構(gòu)投資者更愿意到市場化程度高的地區(qū)以及內(nèi)部控制質(zhì)量高的企業(yè)中持股；(2)內(nèi)部控制質(zhì)量和市場化進程也會對審計意見購買產(chǎn)生影響。第一種可能性對應(yīng)自選擇偏差，上文Heckman兩階段法的模型(5)已經(jīng)控制了內(nèi)部控制質(zhì)量，且結(jié)果顯示本文的主要結(jié)論不受影響。類似地，本文在模型(5)中加入市場化程度，重復(fù)Heckman兩階段法，未報告的結(jié)果與上文保持一致。針對第二種可能性，本文在模型(4)的回歸中分別加入IC和Shop×IC以及Market和Shop×Market。未報告的結(jié)果仍然與上文保持一致。這說明上述潛在的內(nèi)生性問題不會嚴(yán)重影響本文的主要結(jié)論。

六、進一步分析

(一)排除替代性解釋

相比于變更審計師實現(xiàn)審計意見購買，通過支付超額審計費用進行審計意見購買是更隱蔽的方式。而且，某些公司治理機制會出現(xiàn)“顧此失彼”的現(xiàn)象[43]。因此，上文所發(fā)現(xiàn)的現(xiàn)象可能源于上市公司采用了更隱蔽的審計意見購買方式，即支付超額審計費用。本文通過檢驗機構(gòu)投資者持股與審計費用以及異常審計費用之間的關(guān)系分析這種可能性。

表6 機構(gòu)投資者持股對審計費用的影響

注：括號內(nèi)為t值。

本文根據(jù)萬東燦[44]的模型估算正常審計費用，以當(dāng)年實際審計費用(Fee)與正常審計費用的差額作為異常審計費用(Ex_Fee)。表6報告了相關(guān)回歸結(jié)果。在回歸(1)和回歸(2)中，INS的估計系數(shù)均顯著為負(fù)，說明機構(gòu)投資者持股會顯著降低審計費用和異常審計費用。這與審計師會依賴其他治理機制減少審計投入的現(xiàn)象是一致的[45]，再次證實了機構(gòu)投資者的監(jiān)督作用。

(二)基于事務(wù)所層面的審計意見購買

表7 機構(gòu)投資者持股與事務(wù)所層面的審計意見購買

上文的分析基于簽字審計師層面，并未研究事務(wù)所層面的審計意見購買情況。本部分將探討機構(gòu)投資者是否影響基于事務(wù)所變更的審計意見購買。模型設(shè)置與式(1)至式(4)類似，僅以事務(wù)所層面的變量FirmSwitch代替Switch。即如果發(fā)生了事務(wù)所變更則FirmSwitch取值為1，否則取值為0。本文在新定義下可計算出一個新的概率差，標(biāo)示為Shop2。以Shop2代替模型(4)中的Shop，對新定義的FirmSwitch進行Probit回歸，結(jié)果報告在表7。

在回歸(4)中，Shop2×INS的估計系數(shù)為0.0067，在10%的水平上顯著為正，說明機構(gòu)投資者也能顯著抑制基于事務(wù)所變更的審計意見購買行為，再次證實了其監(jiān)督作用。

(三)機構(gòu)投資者異質(zhì)性的影響

1.機構(gòu)投資者類型

現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，壓力抵制型和壓力敏感型機構(gòu)投資者在公司治理中的角色并不相同[13-14]。借鑒梁上坤[14]的做法，本文將基金、社?；?、QFII和企業(yè)年金歸為壓力抵制型機構(gòu)投資者，將其持股比例之和記為INS1；將保險公司、信托公司、券商理財產(chǎn)品和財務(wù)公司歸為壓力敏感型機構(gòu)投資者，將其持股比例之和記為INS2；將其他機構(gòu)投資者持股比例之和記為INS3。然后，本文將模型(4)中的INS替換為INS1、INS2和INS3，重新進行回歸。表8報告了相關(guān)回歸結(jié)果。

表8 機構(gòu)投資者類型與審計意見購買

在回歸(4)中，Shop×INS1以及Shop×INS3的回歸系數(shù)均為正，且分別在10%以及5%的水平上顯著；而Shop×INS2的回歸系數(shù)不顯著區(qū)別于0。以上結(jié)果表明，壓力抵制型機構(gòu)投資者與其他類型的機構(gòu)投資者對審計意見購買具有較好的抑制作用，而壓力敏感型機構(gòu)投資者對審計意見購買無顯著影響。

2.機構(gòu)投資者穩(wěn)定性和專注性

整體而言，機構(gòu)投資者穩(wěn)定性越高，越傾向于價值投資，越能夠發(fā)揮治理作用。但是，短期機構(gòu)投資者“用腳投票”的退出威脅也能發(fā)揮治理作用[31]。因此，機構(gòu)投資者穩(wěn)定性和專注性如何影響審計意見購買是一個需要檢驗的問題。本文參照王壘等衡量機構(gòu)投資者穩(wěn)定性和專注性[19]，檢驗其對審計意見購買的影響，結(jié)果報告在表9。

在機構(gòu)投資者穩(wěn)定性較高樣本的回歸(1)中，Shop×INS的估計系數(shù)為1.2676，在10%的水平上顯著為正；在機構(gòu)投資者穩(wěn)定性較低樣本的回歸(2)中，Shop×INS的估計系數(shù)為1.7790，在5%的水平上顯著為正。SUE檢驗表明，組間系數(shù)差異不顯著，說明機構(gòu)投資者穩(wěn)定性不會顯著影響機構(gòu)投資者對審計意見購買的抑制作用。基于機構(gòu)投資者專注性的結(jié)果是類似的。綜合上述結(jié)果，機構(gòu)投資者穩(wěn)定性和專注性均不會顯著影響機構(gòu)投資者與審計意見購買的關(guān)系。

表9 機構(gòu)投資者穩(wěn)定性和專注性對審計意見購買的影響

3.機構(gòu)投資者數(shù)量的影響

隨著機構(gòu)投資者數(shù)量增多，可能會出現(xiàn)搭便車行為，或因不同機構(gòu)投資者掌握信息的差異而導(dǎo)致意見分歧，在一定程度上降低其監(jiān)督效力。然而，管理層想要“收買”機構(gòu)投資者的成本也會增大，機構(gòu)投資者和管理者合謀的可能性會降低。因此，機構(gòu)投資者數(shù)量如何影響公司審計意見購買傾向并不明確。參考梁上坤的研究[14]，本文計算了公司前十大股東中機構(gòu)投資者的數(shù)量(INS_Num)，將其與交乘項(Shop×INS_Num)納入模型(4)，進行檢驗，結(jié)果報告在表10。

表10 機構(gòu)投資者數(shù)量與審計意見購買

回歸(1)中，Shop×INS_Num的回歸系數(shù)為0.0760，在10%的水平上顯著為正，說明機構(gòu)投資者數(shù)量越多，上市公司通過變更簽字審計師實現(xiàn)審計意見購買的可能性越低。但在回歸(2)中，Shop×INS_Num的回歸系數(shù)為0.0124，不顯著區(qū)別于0；而Shop×INS的回歸系數(shù)為1.2389，在5%的水平上顯著為正。這表明在考慮機構(gòu)投資者持股比例的情況下，機構(gòu)投資者數(shù)量對審計意見購買的抑制作用不再顯著。因此，機構(gòu)投資者治理作用的發(fā)揮不依賴于機構(gòu)數(shù)量的多寡，而是機構(gòu)持股比例的高低。這與現(xiàn)有文獻中單一機構(gòu)投資者持股比例只有達到某一閾值才有動機去進行監(jiān)督的結(jié)論是一致的[31,46]。

七、結(jié)論與啟示

本文以2003—2018年中國A股上市公司為樣本，考察了機構(gòu)投資者持股對上市公司通過變更簽字審計師實現(xiàn)審計意見購買的影響。研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者持股能顯著地抑制上市公司通過變更簽字審計師實現(xiàn)審計意見購買的傾向。而且，機構(gòu)投資者持股并未顯著提高實際審計收費和超額審計收費，在一定程度上避免了通過支付超額審計費用進行審計意見購買的可能性。橫截面差異分析顯示，機構(gòu)投資者對審計意見購買的治理作用主要發(fā)生在治理環(huán)境比較好的樣本中，體現(xiàn)了各種公司治理機制的互補作用。對機構(gòu)投資者異質(zhì)性的分析表明，機構(gòu)投資者類型會顯著影響機構(gòu)投資者治理作用的發(fā)揮，但機構(gòu)投資者穩(wěn)定性和專注性不會產(chǎn)生顯著影響。最后，雖然機構(gòu)投資者數(shù)量越多，審計意見購買的傾向越低，但在控制機構(gòu)投資者持股比例后，機構(gòu)投資者數(shù)量對審計意見購買的治理作用不再顯著。

本文從審計意見購買的視角提供了機構(gòu)投資者治理作用的新證據(jù)，豐富了有關(guān)機構(gòu)投資者治理作用的研究。本文的研究結(jié)果也具有一定的政策啟示：第一，本文結(jié)果表明，機構(gòu)投資者不同維度的異質(zhì)性對審計意見購買的抑制作用存在不同影響，相關(guān)部門在培育和發(fā)展機構(gòu)投資者的過程中要關(guān)注機構(gòu)投資者異質(zhì)性，進一步培育和發(fā)展有利于資本市場健康發(fā)展的機構(gòu)投資者。第二，不同公司治理機制之間存在一定的互補作用，在加強公司治理的過程中要促進機構(gòu)投資者參與到公司治理中，使機構(gòu)投資者的監(jiān)督作用與其他治理機制之間形成良好的互補關(guān)系，提升公司價值。

本文的不足之處有三點：第一，鑒于模型的復(fù)雜關(guān)系以及研究者本身能力有限，未能對機構(gòu)投資者影響審計意見購買進行路徑檢驗；第二，囿于數(shù)據(jù)所限，未能深入探討機構(gòu)投資者動機和能力對審計意見購買的影響；第三，本文的結(jié)果表明，機構(gòu)投資者既可以抑制基于簽字審計師變更的審計意見購買行為，也可以抑制基于事務(wù)所變更的審計意見購買行為，但是，鑒于審計意見購買模型的復(fù)雜性，本文未能直接對比機構(gòu)投資者在這兩方面的作用有何異同。未來的研究可在數(shù)據(jù)豐富或技術(shù)進一步發(fā)展之后彌補上述不足，也可在其他方面進行拓展性研究。比如，可以探討智能會計是否影響機構(gòu)投資者對審計意見購買的抑制作用，也可以進一步分析企業(yè)整體的數(shù)字化轉(zhuǎn)型是否影響機構(gòu)投資者在審計意見購買方面的治理作用等。

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