田 璇，喬貴濤（副教授），劉金芹

一、引言

股票市場(chǎng)的主要功能是通過(guò)股價(jià)的信號(hào)機(jī)制實(shí)現(xiàn)社會(huì)資源的最優(yōu)化配置[1][2]，而股價(jià)信號(hào)機(jī)制能否有效發(fā)揮作用則取決于股票價(jià)格的形成機(jī)制，即股價(jià)是否融入了更多的上市公司特質(zhì)性信息。股價(jià)同步性能夠在一定程度上度量股價(jià)的信息含量，從而成為理論界關(guān)注的研究熱點(diǎn)。

基于信息效率觀的解釋?zhuān)蓛r(jià)同步性的高低反映了公司特質(zhì)性信息融入股價(jià)的程度。獨(dú)立審計(jì)作為保證上市公司信息質(zhì)量的重要制度設(shè)計(jì)，審計(jì)質(zhì)量的高低也必然會(huì)影響公司特質(zhì)性信息融入股價(jià)的程度，從而影響股價(jià)同步性。例如，國(guó)際“四大”作為高審計(jì)質(zhì)量的代表，其專(zhuān)業(yè)化的勝任能力和對(duì)于客戶(hù)業(yè)務(wù)的熟悉有助于將可靠的公司特質(zhì)性信息傳遞給市場(chǎng)[3]，從而使得股價(jià)盡快融入公司的特質(zhì)性信息，最終降低了股價(jià)同步性。但Francis等[4]發(fā)現(xiàn)，在會(huì)計(jì)師事務(wù)所分所層面，由于審計(jì)師（本文所指審計(jì)師包括會(huì)計(jì)師事務(wù)所和簽字注冊(cè)會(huì)計(jì)師兩個(gè)層面，簽字注冊(cè)會(huì)計(jì)師又分為復(fù)核合伙人和項(xiàng)目審計(jì)師，復(fù)核合伙人負(fù)責(zé)對(duì)審計(jì)項(xiàng)目進(jìn)行三級(jí)質(zhì)量復(fù)核，項(xiàng)目審計(jì)師具體負(fù)責(zé)審計(jì)項(xiàng)目的審計(jì)過(guò)程和二級(jí)質(zhì)量復(fù)核）之間的相互模仿及受到可能存在缺陷的業(yè)務(wù)質(zhì)量控制制度的影響，審計(jì)質(zhì)量存在傳染效應(yīng)（審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)指審計(jì)師提供的審計(jì)服務(wù)質(zhì)量要么系統(tǒng)性偏高、要么系統(tǒng)性偏低的現(xiàn)象。審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)本身是個(gè)中性概念，有可能審計(jì)師內(nèi)部治理水平高，正確的審計(jì)經(jīng)驗(yàn)得到傳播，其審計(jì)服務(wù)質(zhì)量普遍較高，從而出現(xiàn)高審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)；反之，則出現(xiàn)低審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)。但本文以及大多數(shù)文獻(xiàn)中的審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)概念更多的是指低審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)，通過(guò)上下文的語(yǔ)境可以作出明確判斷），即同一個(gè)分所的審計(jì)質(zhì)量存在系統(tǒng)性偏高或偏低的現(xiàn)象。劉明輝和喬貴濤[5]、冉明東等[6]、Li等[7]還分別從會(huì)計(jì)師事務(wù)所和簽字注冊(cè)會(huì)計(jì)師層面驗(yàn)證了審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)的存在性。如果審計(jì)師的審計(jì)質(zhì)量存在傳染效應(yīng)，那么聘用共同審計(jì)師的上市公司由于受到審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)的影響，審計(jì)師協(xié)助公司層面特質(zhì)性信息融入股價(jià)的程度必然也系統(tǒng)性偏低，從而導(dǎo)致股價(jià)同步性的系統(tǒng)性偏高現(xiàn)象。同時(shí)審計(jì)師的審計(jì)行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)對(duì)審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)具有一定的抑制作用[4][5]，也必然會(huì)對(duì)共同審計(jì)師與股價(jià)同步性之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。本文即考察了聘用共同審計(jì)師的上市公司的股價(jià)同步性是否存在系統(tǒng)性偏低或偏高的現(xiàn)象，并進(jìn)一步考察了審計(jì)行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)是否對(duì)這種現(xiàn)象具有調(diào)節(jié)作用。

二、文獻(xiàn)回顧、理論分析與研究假設(shè)

外部審計(jì)的作用在于發(fā)現(xiàn)和報(bào)告公司財(cái)務(wù)報(bào)告存在的缺陷，并對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)告進(jìn)行鑒證[8]，這使得報(bào)表使用者得到的會(huì)計(jì)信息更加真實(shí)、公允，從而降低了投資者面臨的信息不對(duì)稱(chēng)，起到保護(hù)投資者利益的作用[9]。審計(jì)的上述功能能否實(shí)現(xiàn)，取決于審計(jì)質(zhì)量的高低。然而，大量研究表明，審計(jì)師（會(huì)計(jì)師事務(wù)所層面、事務(wù)所分所層面和簽字注冊(cè)會(huì)計(jì)師層面）的審計(jì)質(zhì)量存在系統(tǒng)性偏低的現(xiàn)象，即審計(jì)質(zhì)量存在傳染效應(yīng)[4][5][6][7]。這是否會(huì)對(duì)聘用共同審計(jì)師的企業(yè)帶來(lái)一定的經(jīng)濟(jì)影響？

股價(jià)同步性是度量個(gè)股與大盤(pán)同漲同跌程度的一個(gè)指標(biāo)。Roll[10]、Morck等[11]從產(chǎn)權(quán)保護(hù)視角解釋了產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度的差異如何影響公司層面的特質(zhì)信息融入股價(jià)中。Jin、Myres[12]則從信息透明度視角，闡明了信息透明度如何影響公司特質(zhì)性信息融入股價(jià)的程度。上述文獻(xiàn)從信息效率觀角度解釋了股價(jià)同步性程度不同的原因，后續(xù)的大量研究基于信息效率觀，分別從公司治理[13]、制度環(huán)境[14]、證券分析師[15]等視角進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，基本支持了信息效率觀的邏輯推理。

那么，審計(jì)師作為提升信息可靠性的重要媒介，其審計(jì)過(guò)程中呈現(xiàn)出的審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)，是否會(huì)導(dǎo)致所審計(jì)的客戶(hù)其股價(jià)中融入公司特質(zhì)性信息的程度也存在系統(tǒng)性偏低或偏高的現(xiàn)象，即擁有共同審計(jì)師的公司的股價(jià)同步性是否系統(tǒng)性偏高或偏低呢？本文的共同審計(jì)師從共同會(huì)計(jì)師事務(wù)所和共同簽字注冊(cè)會(huì)計(jì)師兩個(gè)層面進(jìn)行考察。

從共同會(huì)計(jì)師事務(wù)所層面來(lái)看?！稌?huì)計(jì)師事務(wù)所質(zhì)量控制準(zhǔn)則第5101號(hào)——業(yè)務(wù)質(zhì)量控制》規(guī)定，會(huì)計(jì)師事務(wù)所應(yīng)當(dāng)制定質(zhì)量控制制度，以合理保證：①會(huì)計(jì)師事務(wù)所及其人員遵守法律法規(guī)、中國(guó)注冊(cè)會(huì)計(jì)師職業(yè)道德規(guī)范以及中國(guó)注冊(cè)會(huì)計(jì)師業(yè)務(wù)準(zhǔn)則；②會(huì)計(jì)師事務(wù)所和項(xiàng)目負(fù)責(zé)人根據(jù)具體情況出具恰當(dāng)?shù)膱?bào)告。然而，會(huì)計(jì)師事務(wù)所制定的業(yè)務(wù)質(zhì)量控制制度并不是完美無(wú)缺的，類(lèi)似于一般企業(yè)的內(nèi)部控制制度，也存在影響產(chǎn)出質(zhì)量的缺陷[16]，而這些缺陷將會(huì)對(duì)會(huì)計(jì)師事務(wù)所所有的審計(jì)業(yè)務(wù)產(chǎn)生系統(tǒng)性影響，必然會(huì)導(dǎo)致會(huì)計(jì)師事務(wù)所的審計(jì)質(zhì)量系統(tǒng)性偏低，從而影響其所有客戶(hù)特質(zhì)性信息的披露質(zhì)量，進(jìn)而降低客戶(hù)層面特質(zhì)性信息融入股價(jià)的程度，最終提高其所有客戶(hù)的股價(jià)同步性。

從會(huì)計(jì)師事務(wù)所內(nèi)部成員來(lái)看，成員之間的審計(jì)行為存在相互模仿的現(xiàn)象，從而形成固定的審計(jì)模式，但這種固定的審計(jì)模式可能會(huì)存在有缺陷的審計(jì)程序?qū)嵤┓绞剑部赡軙?huì)形成重商業(yè)利益、輕審計(jì)質(zhì)量的行為標(biāo)準(zhǔn)[5]，這種審計(jì)模式必然會(huì)系統(tǒng)影響會(huì)計(jì)師事務(wù)所的所有審計(jì)業(yè)務(wù)質(zhì)量，降低公司層面特質(zhì)性信息的披露質(zhì)量，最終提升客戶(hù)的股價(jià)同步性。然而上述分析是建立在所有會(huì)計(jì)師事務(wù)所均存在低審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)的假設(shè)基礎(chǔ)之上的，事實(shí)上有些會(huì)計(jì)師事務(wù)所可能其業(yè)務(wù)質(zhì)量控制制度并不存在缺陷，或者其員工的固有審計(jì)模式不存在缺陷，那么這些會(huì)計(jì)師事務(wù)所就不存在低審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)，或者說(shuō)這些會(huì)計(jì)師事務(wù)所可能存在高審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)，其提供的審計(jì)服務(wù)質(zhì)量均較高。

根據(jù)上述作用機(jī)理，可以合理地反推，如果某家企業(yè)的股價(jià)同步性較高，那么為該家企業(yè)提供審計(jì)服務(wù)的會(huì)計(jì)師事務(wù)所的審計(jì)質(zhì)量可能比較差，從而該會(huì)計(jì)師事務(wù)所可能存在低審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)，聘用該家會(huì)計(jì)師事務(wù)所的所有企業(yè)的股價(jià)同步性可能會(huì)系統(tǒng)性偏高?；谏鲜龇治?，本文提出以下研究假設(shè)：

H1：與股價(jià)同步性高的企業(yè)聘用共同會(huì)計(jì)師事務(wù)所的企業(yè)的股價(jià)同步性也高。

從簽字注冊(cè)會(huì)計(jì)師層面來(lái)看。在我國(guó)，每家上市公司的審計(jì)報(bào)告均由復(fù)核合伙人和項(xiàng)目審計(jì)師兩名注冊(cè)會(huì)計(jì)師簽字。在審計(jì)工作中，項(xiàng)目審計(jì)師主要負(fù)責(zé)項(xiàng)目組的整個(gè)審計(jì)過(guò)程，更多地參與到日常的審計(jì)程序中并且直接作出審計(jì)判斷和決策，還要對(duì)項(xiàng)目組其他成員的工作進(jìn)行二級(jí)復(fù)核，因此會(huì)對(duì)審計(jì)結(jié)果具有決定性影響。復(fù)核合伙人一般由會(huì)計(jì)師事務(wù)所合伙人擔(dān)任，主要職責(zé)是進(jìn)行三級(jí)復(fù)核，是整個(gè)審計(jì)質(zhì)量的最終把關(guān)者，需要判斷和決策審計(jì)中的重大問(wèn)題和重要調(diào)整事項(xiàng)，經(jīng)其復(fù)核后的審計(jì)工作底稿得到充分的補(bǔ)充和完善。而審計(jì)過(guò)程是會(huì)計(jì)師事務(wù)所專(zhuān)業(yè)人員職業(yè)素質(zhì)發(fā)揮作用的過(guò)程，包括專(zhuān)業(yè)勝任能力、決策水平等[17]。在審計(jì)過(guò)程中，簽字注冊(cè)會(huì)計(jì)師從計(jì)劃、執(zhí)行、復(fù)核至最終出具公司審計(jì)報(bào)告的整個(gè)審計(jì)過(guò)程均需要作出各種決策和判斷，這些決策和判斷會(huì)直接影響審計(jì)結(jié)果[18]。審計(jì)決策與判斷理論還認(rèn)為，審計(jì)質(zhì)量受個(gè)人特質(zhì)的影響，如行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)、認(rèn)知程度、審計(jì)經(jīng)驗(yàn)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度等[19]。因此，簽字注冊(cè)會(huì)計(jì)師是影響審計(jì)質(zhì)量的主要因素。

從共同項(xiàng)目審計(jì)師來(lái)看，其負(fù)責(zé)客戶(hù)承接、風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估、執(zhí)行審計(jì)程序、形成審計(jì)報(bào)告的全過(guò)程。項(xiàng)目審計(jì)師的認(rèn)知風(fēng)格、努力水平、經(jīng)驗(yàn)、風(fēng)險(xiǎn)偏好以及動(dòng)機(jī)等均會(huì)對(duì)審計(jì)結(jié)果產(chǎn)生影響[7]，而且這種影響對(duì)該項(xiàng)目審計(jì)師所負(fù)責(zé)的全部審計(jì)項(xiàng)目是系統(tǒng)性的，即在項(xiàng)目審計(jì)師層面可能會(huì)存在審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)。如果項(xiàng)目審計(jì)師層面上存在審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)，則該項(xiàng)目審計(jì)師負(fù)責(zé)的所有審計(jì)業(yè)務(wù)的審計(jì)質(zhì)量必然系統(tǒng)性偏低，那么這些客戶(hù)財(cái)務(wù)報(bào)告中特質(zhì)性信息的披露質(zhì)量必然也系統(tǒng)性偏低，從而導(dǎo)致這些企業(yè)的股價(jià)同步性系統(tǒng)性偏高。從共同復(fù)核合伙人來(lái)看，其復(fù)核審計(jì)項(xiàng)目的過(guò)程中也存在固有的復(fù)核模式，如果其形成的復(fù)核模式存在缺陷，則會(huì)系統(tǒng)影響其所復(fù)核的所有業(yè)務(wù)的審計(jì)質(zhì)量，即在復(fù)核合伙人層面也可能存在審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)，從而降低了客戶(hù)特質(zhì)性信息的披露質(zhì)量，最終導(dǎo)致其復(fù)核客戶(hù)的股價(jià)同步性系統(tǒng)性偏高。同樣，可以合理反推，如果由某項(xiàng)目審計(jì)師或復(fù)核合伙人簽字的某家企業(yè)的股價(jià)同步性較高，則可以合理推測(cè)該項(xiàng)目審計(jì)師或復(fù)核合伙人審計(jì)質(zhì)量較低，可能存在審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)，那么由其審計(jì)的客戶(hù)的股價(jià)同步性可能會(huì)較高。根據(jù)上述分析，本文提出以下研究假設(shè)：

H2a：與股價(jià)同步性高的上市公司聘用共同復(fù)核合伙人的公司的股價(jià)同步性也高。

H2b：與股價(jià)同步性高的上市公司聘用共同項(xiàng)目審計(jì)師的公司的股價(jià)同步性也高。

發(fā)展行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)是會(huì)計(jì)師事務(wù)所實(shí)施市場(chǎng)差異化競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略的重要策略。理論界普遍認(rèn)為，行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)能夠提升會(huì)計(jì)師事務(wù)所的審計(jì)質(zhì)量[20][21]。行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)是審計(jì)師在向特定客戶(hù)提供服務(wù)的過(guò)程中形成的、由審計(jì)師個(gè)人或團(tuán)隊(duì)擁有的知識(shí)，有助于審計(jì)師在獨(dú)立性既定的條件下掌握客戶(hù)所在行業(yè)的經(jīng)營(yíng)特點(diǎn)、交易流程、特殊會(huì)計(jì)政策等知識(shí)，能夠幫助其搜集審計(jì)證據(jù)、提高專(zhuān)業(yè)判斷能力和審計(jì)效率，從而更準(zhǔn)確地評(píng)估客戶(hù)財(cái)務(wù)報(bào)告的真實(shí)性和公允性。Solomon等[22]認(rèn)為具有行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)的審計(jì)師擁有更多的行業(yè)經(jīng)驗(yàn)，能做出更準(zhǔn)確的審計(jì)判斷。Balsam等[20]認(rèn)為具有行業(yè)專(zhuān)門(mén)知識(shí)的員工在解決與該行業(yè)有關(guān)的審計(jì)問(wèn)題時(shí)更加熟練。Owhoso等[23]研究表明，行業(yè)經(jīng)驗(yàn)豐富的審計(jì)師能夠更容易地在其行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)領(lǐng)域發(fā)現(xiàn)錯(cuò)誤。O'Keefe等[24]則發(fā)現(xiàn)具有行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)的審計(jì)師能夠更加有效地遵守審計(jì)準(zhǔn)則和更加穩(wěn)健地出具審計(jì)報(bào)告[25]。因此，具有行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)的會(huì)計(jì)師事務(wù)所的員工能夠更加及時(shí)地發(fā)現(xiàn)審計(jì)業(yè)務(wù)流程中存在的缺陷并予以修正，從而降低審計(jì)質(zhì)量的傳染效應(yīng)[4][5]。由此可以合理推斷，審計(jì)行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)對(duì)于共同審計(jì)師與股價(jià)同步性之間的關(guān)系發(fā)揮著調(diào)節(jié)作用。因此本文提出以下研究假設(shè)：

H3a：具有審計(jì)行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)的共同會(huì)計(jì)師事務(wù)所能夠有效抑制由于共同會(huì)計(jì)師事務(wù)所導(dǎo)致的股價(jià)同步性系統(tǒng)性偏高現(xiàn)象。

H3b：具有審計(jì)行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)的共同會(huì)計(jì)師事務(wù)所能夠抑制由于共同復(fù)核合伙人導(dǎo)致的股價(jià)同步性系統(tǒng)性偏高現(xiàn)象。

H3c：具有審計(jì)行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)的共同會(huì)計(jì)師事務(wù)所能夠抑制由于共同項(xiàng)目審計(jì)師導(dǎo)致的股價(jià)同步性系統(tǒng)性偏高現(xiàn)象。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選擇2008～2015年我國(guó)A股上市公司為樣本，并進(jìn)行以下處理：①剔除金融行業(yè)上市公司；②剔除周收益數(shù)據(jù)中每年交易不足30周的觀測(cè)值；③剔除簽字審計(jì)師有缺失值的觀測(cè)值。2008年作為分組的依據(jù)，不參與回歸分析，2009～2015年企業(yè)年觀測(cè)值為9034個(gè)。為剔除異常值的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量在樣本1%和99%分位進(jìn)行縮尾（Winsorize）處理。本文數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫(kù)。

需說(shuō)明的是，之所以以2008年作為樣本期間的開(kāi)始年度，主要是考慮2007年開(kāi)始執(zhí)行現(xiàn)行企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，后續(xù)年度的會(huì)計(jì)信息與以前期間的可比性較低；而未包括2007年度的數(shù)據(jù)，主要是考慮到2007年作為執(zhí)行現(xiàn)行會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的第一年，實(shí)務(wù)界對(duì)準(zhǔn)則的理解和執(zhí)行可能存在偏差，不同企業(yè)間會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的可比性仍然存在一定問(wèn)題。2008年度數(shù)據(jù)不參與回歸分析，主要是因?yàn)楦鶕?jù)2008年股價(jià)同步性的高低對(duì)審計(jì)師進(jìn)行分組后，如果再讓2008年數(shù)據(jù)參與回歸，會(huì)提高結(jié)果的顯著性，但這是對(duì)回歸結(jié)果的誤導(dǎo)。

（二）變量定義與模型設(shè)定

1.被解釋變量。被解釋變量為股價(jià)同步性（SYN），借鑒 Gul等[3]、Morck 等[11]、伊志宏等[26]的研究，本文采用模型（1）和模型（2）兩種方法衡量股價(jià)同步性。

其中，模型（1）利用個(gè)股周收益率對(duì)市場(chǎng)周收益率和行業(yè)周收益率進(jìn)行回歸。Ri，t表示第t周個(gè)股的周收益率；MKTRi，t表示第t周市場(chǎng)的周收益率；INDRi，t表示第t周行業(yè)的周收益率，是按照證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)，以公司流通市值為權(quán)重，對(duì)Ri，t進(jìn)行加權(quán)平均的指標(biāo)。模型（2）在模型（1）的基礎(chǔ)上，加入滯后一期的市場(chǎng)周收益率和行業(yè)周收益率作為解釋變量，以減少潛在的非同步性交易帶來(lái)的有偏性。

兩組模型回歸后的擬合優(yōu)度R2反映個(gè)股收益率能被市場(chǎng)收益信息和行業(yè)收益信息解釋的部分。由于R2取值區(qū)間為（0，1），為使數(shù)據(jù)正態(tài)化，利用模型（3）對(duì)R2進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，所得SYN即為股價(jià)同步性的衡量指標(biāo)。該指標(biāo)值越大，說(shuō)明個(gè)股波動(dòng)被市場(chǎng)波動(dòng)和行業(yè)波動(dòng)所解釋的比例越高，同漲同跌現(xiàn)象越明顯，即公司的股價(jià)同步性程度越高。

用SYN1表示根據(jù)模型（1）得到的R2計(jì)算出來(lái)的股價(jià)同步性指標(biāo)，用SYN2表示根據(jù)模型（2）得到的R2計(jì)算出來(lái)的股價(jià)同步性指標(biāo)。

2.解釋變量。解釋變量為共同審計(jì)師（Low）和審計(jì)行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)（SPE）。本文將共同審計(jì)師分為共同會(huì)計(jì)師事務(wù)所和共同簽字注冊(cè)會(huì)計(jì)師兩個(gè)層面。借鑒Brown、Drake[27]的方法，本文選擇2008年為基期，按照股價(jià)同步性的高低將樣本劃分為10組，標(biāo)記出股價(jià)同步性最高組企業(yè)的會(huì)計(jì)師事務(wù)所和簽字注冊(cè)會(huì)計(jì)師，然后將后續(xù)年份中由上述會(huì)計(jì)師事務(wù)所和簽字注冊(cè)會(huì)計(jì)師審計(jì)的企業(yè)設(shè)為測(cè)試組，將其他會(huì)計(jì)師事務(wù)所和簽字注冊(cè)會(huì)計(jì)師審計(jì)的企業(yè)設(shè)為對(duì)照組，根據(jù)不同組別設(shè)置解釋變量Low。在進(jìn)行回歸分析時(shí)，剔除2008年的數(shù)據(jù)，防止對(duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生誤導(dǎo)。

共同會(huì)計(jì)師事務(wù)所標(biāo)記為L(zhǎng)ow_Firm，與股價(jià)同步性高的公司具有共同會(huì)計(jì)師事務(wù)所的企業(yè)取值為1，否則取0。按照SYN1分組的變量記為L(zhǎng)ow_Firm1，按照SYN2分組的變量記為L(zhǎng)ow_Firm2。

按照審計(jì)報(bào)告準(zhǔn)則規(guī)定，每個(gè)公司的審計(jì)報(bào)告至少由復(fù)核合伙人和項(xiàng)目審計(jì)師兩名注冊(cè)會(huì)計(jì)師簽字。因此，共同簽字注冊(cè)會(huì)計(jì)師又區(qū)分為共同復(fù)核合伙人和共同項(xiàng)目審計(jì)師兩個(gè)解釋變量。參照以往文獻(xiàn)[28]和我國(guó)審計(jì)市場(chǎng)的一般做法，本文按照審計(jì)報(bào)告中的簽名順序，列首位的審計(jì)師為復(fù)核合伙人，列第二位的為項(xiàng)目審計(jì)師。

共同復(fù)核合伙人標(biāo)記為L(zhǎng)ow_REV，與股價(jià)同步性高的公司具有共同復(fù)核合伙人的企業(yè)取值為1，否則取0。共同項(xiàng)目審計(jì)師標(biāo)記為L(zhǎng)ow_ENG，與股價(jià)同步性高的公司具有共同項(xiàng)目審計(jì)師的企業(yè)取值為1，否則取0。按照SYN1分組的變量記為L(zhǎng)ow_REV1、Low_ENG1，按照SYN2分組的變量記為L(zhǎng)ow_REV2、Low_ENG2。

審計(jì)行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)變量標(biāo)記為SPE。本文借鑒Zeff、Fossum[29]的計(jì)算方法，采用特定會(huì)計(jì)師事務(wù)所在某一行業(yè)中的客戶(hù)總資產(chǎn)的平方根占全部會(huì)計(jì)師事務(wù)所在該行業(yè)的客戶(hù)總資產(chǎn)來(lái)衡量審計(jì)行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)。具體計(jì)算公式如下：

式（4）中，SPEik表示i會(huì)計(jì)師事務(wù)所在k行業(yè)中的市場(chǎng)份額，表示i會(huì)計(jì)師事務(wù)所在行業(yè)k中的客戶(hù)公司總資產(chǎn)的平方根之和；表示行業(yè)k中的全部客戶(hù)公司總資產(chǎn)的平方根之和。借鑒蔡春、鮮文鐸[30]的做法，SPEik值大于10%時(shí)，SPE取1，否則取0。

3.模型設(shè)定。為檢驗(yàn)H1，借鑒有關(guān)股價(jià)同步性的研究，本文建立了模型（5）進(jìn)行回歸分析：

為檢驗(yàn)H2，在模型（4）的基礎(chǔ)上加入共同復(fù)核審計(jì)師和共同項(xiàng)目審計(jì)師變量，建立模型（6）和（7）進(jìn)行回歸分析：

為檢驗(yàn)H3，在上述模型基礎(chǔ)上加入審計(jì)行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)變量和共同審計(jì)師與審計(jì)行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)變量的交乘項(xiàng)，建立模型（8）進(jìn)行回歸分析：

本文在模型中控制了可能影響公司股價(jià)同步性的其他因素作為控制變量，包括企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)SOE、企業(yè)規(guī)模 Size、資產(chǎn)負(fù)債率 LEV、資產(chǎn)報(bào)酬率ROA、市賬比MB、機(jī)構(gòu)投資者持股比例INST、換手率Turnover、股權(quán)集中度Central、年度啞變量Year和行業(yè)啞變量Industry。具體變量定義如表1所示。

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

表2報(bào)告了回歸模型中主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)信息，其中R21和R22分別為利用模型（1）和（2）回歸后的擬合優(yōu)度，均值分別為0.45和0.47，中位數(shù)分別為0.45和0.48，中位數(shù)和均值比較接近，基本符合正態(tài)分布，與Morck等[11]、金智[31]、史永[32]等的研究結(jié)果基本一致。這表明我國(guó)上市公司45%左右的股價(jià)波動(dòng)可以由市場(chǎng)信息和行業(yè)信息解釋?zhuān)h(yuǎn)高于其他大多數(shù)國(guó)家的R2，說(shuō)明我國(guó)股票市場(chǎng)股價(jià)同步性較高。SYN1、SYN2的最大值和最小值分別為2.07、2.08和-8.89、-4.04，標(biāo)準(zhǔn)差分別為 0.82和0.75，說(shuō)明不同公司之間股價(jià)同步性的差異較大。Low_Firm1和Low_Firm2的均值為0.63，說(shuō)明樣本中63%的公司由股價(jià)同步性較高組公司的會(huì)計(jì)師事務(wù)所進(jìn)行審計(jì)。Low_REV和Low_ENG的均值分別為0.10和0.04，表明在簽字注冊(cè)會(huì)計(jì)師層面對(duì)共同審計(jì)師進(jìn)行分組的結(jié)果是有偏的，只有10%和4%被劃分到由股價(jià)同步性較高公司的簽字注冊(cè)會(huì)計(jì)師進(jìn)行審計(jì)的組別中，這與現(xiàn)實(shí)也是相符的，因?yàn)樵谕荒甓?，簽字注?cè)會(huì)計(jì)師能夠同時(shí)審計(jì)的上市公司數(shù)量是有限的。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)SOE的均值為0.48，說(shuō)明樣本中48%的公司為國(guó)有企業(yè)，與我國(guó)上市公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分布情況基本相當(dāng)。機(jī)構(gòu)投資者持股比例INST的均值為0.16，遠(yuǎn)低于美國(guó)上市公司機(jī)構(gòu)投資者平均持股比例（約為37%[33]），說(shuō)明我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者持股規(guī)模有很大的發(fā)展空間。股權(quán)集中度Central的均值和中位數(shù)分別為0.36和0.34，說(shuō)明我國(guó)上市公司中“一股獨(dú)大”的現(xiàn)象依然比較普遍。其余控制變量的均值（中位數(shù)）以及其他描述性統(tǒng)計(jì)量均處于合理范圍之內(nèi)。

表1 主要變量定義

表3報(bào)告了SYN1以及根據(jù)SYN1分組后的共同審計(jì)師變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣，其中SYN1與 Low_Firm1的 Pearson相關(guān)系數(shù)為 0.073，與Low_REV1的 Pearson相關(guān)系數(shù)為0.049，且均在1%的水平上顯著，與Low_ENG1的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.034，并且在5%的水平上顯著，初步驗(yàn)證了H1和H2。被解釋變量與控制變量之間絕大部分都存在顯著相關(guān)性，表明本文中控制變量的選取是比較合理的。解釋變量與控制變量之間、控制變量與控制變量之間的相關(guān)系數(shù)除Size和MB之間超過(guò)0.5之外，均大大低于0.5，基本排除了多重共線性對(duì)回歸結(jié)果的不利影響。SYN2以及根據(jù)SYN2分組后的共同審計(jì)師變量得出的相關(guān)系數(shù)矩陣（限于篇幅，此處略去）中，上述結(jié)論依然成立。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）單變量分析

為了考察不同組別審計(jì)師審計(jì)企業(yè)的股價(jià)同步性是否存在顯著差異，本文對(duì)股價(jià)同步性在不同審計(jì)師審計(jì)的企業(yè)之間進(jìn)行了均值T檢驗(yàn)和中位數(shù)Mann-Whitney U檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。表4顯示，共同會(huì)計(jì)師事務(wù)所、共同復(fù)核合伙人和共同項(xiàng)目審計(jì)師分組變量中，不同組之間的均值和中位數(shù)均存在顯著差異，并且差異的方向均符合H1和H2的預(yù)期，表明由股價(jià)同步性較高企業(yè)的審計(jì)師審計(jì)的上市公司的股價(jià)同步性也高，證實(shí)了H1和H2，但其他因素也可能會(huì)影響變量之間的相關(guān)性，因此，要得到更可靠的結(jié)果還需要在控制其他因素的情形下進(jìn)行多元回歸分析。

（三）多元回歸分析

表3 相關(guān)系數(shù)矩陣Central 0.061????0.027?-0.120???over rn 0.010??-0.061??-0.064??Tu 0.016 ST A 0.027??-0.210?IN-0.006 R O V 0.022?MB 0.009??-0.015 E ?0.004 0.14????Size SO LE 0.25???0.150?-0.0055 1 E SP?0.170???0.016-0.032?。??0.022?0.039??0.037???0.022?-0.054?????0.200??-0.059???-0.180???-0.260??-0.096?0.230???0.003 0.025?????0.190?0.036???1-0.0048-0.170??0.004-0.018 0.084?????著0.130?????0.470?????0.020?0.045?-0.008-0.160???????-0.160???-0.006-0.012顯上0.390?平0.140?水的-0.011-0.010-0.034???????0.540???1 0.200???-0.086?0.054???-0.640?、1%、5%10%-0.390???1-0.016-0.005-0.270????0.038??0.300??0.001-0.056???-0.280???0.014在0.260??驗(yàn)檢數(shù)系0.120?????????示0.053?????-0.290??0.130?????0.008 0.300?1-0.550???????0.094?0.017 0.075?-0.240????表別????-0.12???????分-0.019-0.070?1 0.032????-0.22??-0.290??0.30??0.039?-0.20??；?、??、??0.170?數(shù)系0.029?1 0.063???0.270?-0.0087-0.070?0.034???????-0.0074-0.053??0.037???0.052???關(guān)相n G-0.043?0.19??1 Pearso 0.014 0.049???0.032??1-0.0087-0.001-0.021?-0.002 0.019為域區(qū)角-0.019-0.160??三w_E N w_RE 0.045?0.083?0.190???0.029??-0.015 0.022?Lo??0.000 0.042?下，左Lo 數(shù)系-0.030??0.073???1關(guān)0.049???-0.013-0.028??-0.012 0.25?0.009??????0.005-0.026?0.010 0.002 0.028???0.083???相an-0.018 Spearm??N1????為????0.073?0.160?-0.0052-0.061?-0.210??????0.140?-0.055??0.061?0.034??域1 Lo 1區(qū)0.026???0.049?角-0.008 1三上1 SY：右-0.290?w_Firm V1-0.120????V1量N1 G1 EN E E w_R E Lo LE Lo w_SP RO ST over Lo SO SizeV MBA IN rn 1-0.098?0.024?0.004 w_Firm變SY 注Tu??1 0.130?0.049?Central

表4 單變量分析

首先，為了驗(yàn)證H1和H2，本文按照模型（5）～（7）進(jìn)行了回歸分析，表5為回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果（1）是以SYN1為被解釋變量、對(duì)模型（5）進(jìn)行回歸分析的結(jié)果。結(jié)果顯示，Low_Firm的系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，表明與股價(jià)同步性高的公司聘用共同會(huì)計(jì)師事務(wù)所的公司的股價(jià)同步性也高，這印證了理論分析中關(guān)于會(huì)計(jì)師事務(wù)所層面存在的審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)導(dǎo)致了聘用共同會(huì)計(jì)師事務(wù)所的特質(zhì)性信息反映能力不足，從而系統(tǒng)影響股價(jià)同步性的論據(jù)。進(jìn)一步，回歸結(jié)果（2）和回歸結(jié)果（3）顯示逐步加入共同復(fù)核合伙人和項(xiàng)目審計(jì)師變量后［模型（6）和（7）］，Low_Firm的系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正，進(jìn)一步證實(shí)了H1。回歸結(jié)果（4）～（6）中，以SYN2為被解釋變量的回歸結(jié)果依然支持H1。

回歸結(jié)果（2）和（3）主要是為了驗(yàn)證共同復(fù)核合伙人和項(xiàng)目審計(jì)師對(duì)股價(jià)同步性的影響?；貧w結(jié)果（2）顯示，Low_REV的系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，表明與股價(jià)同步性高的公司聘用共同復(fù)核合伙人的公司其股價(jià)同步性也高，印證了復(fù)核合伙人層面審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)帶來(lái)的影響。回歸結(jié)果（3）顯示，在加入共同項(xiàng)目審計(jì)師變量后，Low_REV的系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為正，進(jìn)一步證實(shí)了H2a，這說(shuō)明復(fù)核合伙人個(gè)人層面的復(fù)核能力、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、認(rèn)知等異質(zhì)性對(duì)信息質(zhì)量具有重要影響。如果復(fù)核合伙人個(gè)人的審計(jì)模式存在系統(tǒng)性問(wèn)題，且其發(fā)現(xiàn)公司錯(cuò)報(bào)漏報(bào)的能力較差，或其風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度更為激進(jìn)、可接受風(fēng)險(xiǎn)水平較高等，則該系統(tǒng)性問(wèn)題會(huì)對(duì)該復(fù)核合伙人的所有復(fù)核項(xiàng)目產(chǎn)生影響，并通過(guò)影響審計(jì)質(zhì)量最終影響股價(jià)同步性。但回歸結(jié)果（3）中Low_ENG的系數(shù)雖然為正，符合H2b的預(yù)期，但不顯著，表明共同項(xiàng)目審計(jì)師并未對(duì)股價(jià)同步性產(chǎn)生系統(tǒng)性影響，H2b未通過(guò)檢驗(yàn)?？赡艿脑蛟谟冢?xiàng)目審計(jì)師和復(fù)核合伙人在審計(jì)過(guò)程中擔(dān)任的角色不同，復(fù)核合伙人往往要簽署更多的審計(jì)報(bào)告，復(fù)核合伙人審計(jì)模式中的系統(tǒng)性問(wèn)題通過(guò)其簽署較多的審計(jì)報(bào)告得到了系統(tǒng)反映，而項(xiàng)目審計(jì)師在同一年度簽署的審計(jì)報(bào)告較少，可能項(xiàng)目審計(jì)師審計(jì)模式中的系統(tǒng)性問(wèn)題還沒(méi)有反映出來(lái)。以SYN2為被解釋變量的回歸結(jié)果（5）和（6）顯示，上述研究結(jié)論依然成立。

其次，為檢驗(yàn)H3，本文按照模型（8）進(jìn)行了回歸分析?；貧w結(jié)果如表6所示?；貧w結(jié)果（1）顯示，Low_Firm和SPE交乘項(xiàng)的系數(shù)為-0.040，且在10%的水平上顯著，表明如果共同會(huì)計(jì)師事務(wù)所為行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)會(huì)計(jì)師事務(wù)所的話，可以在一定程度上抑制共同會(huì)計(jì)師事務(wù)所對(duì)股價(jià)同步性的影響，上述結(jié)果證實(shí)了H3a?；貧w結(jié)果（2）顯示，Low_REV和SPE交乘項(xiàng)的系數(shù)為-0.204，且在10%的水平上顯著，進(jìn)一步表明如果是由來(lái)自行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)會(huì)計(jì)師事務(wù)所的共同復(fù)核合伙人進(jìn)行審計(jì)的話，也可以在一定程度上抑制共同復(fù)核合伙人對(duì)股價(jià)同步性的影響，上述結(jié)果證實(shí)了H3b?；貧w結(jié)果（3）則顯示，Low_ENG和SPE的交乘項(xiàng)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這可能與Low_ENG本身的顯著性水平不高有關(guān)，H3c未通過(guò)檢驗(yàn)。上述結(jié)果證實(shí)了H3a和H3b。除交乘項(xiàng)系數(shù)外，Low_Firm、Low_REV變量的系數(shù)方向和顯著性水平未發(fā)生顯著變化。值得注意的是，Low_ENG的系數(shù)則在10%的水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果（4）～（6）是以SYN2為被解釋變量進(jìn)行回歸的，上述結(jié)論基本保持不變。綜合上述研究結(jié)論，行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)會(huì)計(jì)師事務(wù)所能夠在一定程度上抑制共同會(huì)計(jì)師事務(wù)所和共同復(fù)核合伙人對(duì)股價(jià)同步性的不利影響，表明發(fā)展行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)可以提升審計(jì)質(zhì)量，降低會(huì)計(jì)師事務(wù)所和復(fù)核合伙人審計(jì)模式中的系統(tǒng)性問(wèn)題對(duì)審計(jì)質(zhì)量的不利影響，最終提高了企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告中特質(zhì)性信息的反映程度，從而降低了股價(jià)同步性。

表5 H1和H2的多元回歸分析結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證研究結(jié)論的可靠性，本文還進(jìn)行了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)。從穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)看，本文的研究結(jié)論基本保持不變，表明本文的研究結(jié)果具有較高的可靠性。

1.內(nèi)生性問(wèn)題。自選擇問(wèn)題可能導(dǎo)致內(nèi)生性，即股價(jià)同步性高的公司很可能自身選擇了審計(jì)質(zhì)量低的會(huì)計(jì)師事務(wù)所進(jìn)行審計(jì)。為此，本文利用Heckman兩階段回歸進(jìn)行了校正檢驗(yàn)，以解決樣本自選擇偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題?；貧w結(jié)果（限于篇幅未列示）基本保持不變。

2.企業(yè)層面的聚類(lèi)分析?？紤]到數(shù)據(jù)序列相關(guān)性可能導(dǎo)致回歸系數(shù)偏誤[34]，本文通過(guò)企業(yè)層面聚類(lèi)回歸的校正穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤對(duì)t值進(jìn)行了調(diào)整。聚類(lèi)回歸結(jié)果（限于篇幅未列示）顯示，本文的研究結(jié)論基本保持不變。

3.根據(jù)審計(jì)行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)的分組回歸檢驗(yàn)。為了降低模型中加入交乘項(xiàng)可能帶來(lái)的多重共線性影響，本文按照行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)進(jìn)行了分組回歸，以驗(yàn)證H2結(jié)論的穩(wěn)健性?；貧w結(jié)果（限于篇幅未列示）基本保持不變。

4.將樣本分為5組的分類(lèi)檢驗(yàn)結(jié)果。

本文將樣本按照2008年股價(jià)同步性的高低分為5組，取股價(jià)同步性最高組的審計(jì)師審計(jì)的企業(yè)作為測(cè)試組重新進(jìn)行回歸分析。回歸結(jié)果（限于篇幅未列示）除共同項(xiàng)目審計(jì)師Low_ENG與SYN1、SYN2的回歸系數(shù)變成分別在1%和5%的水平上顯著外，其他結(jié)論基本保持不變。上述變化可能是由于分組數(shù)量變少之后，共同項(xiàng)目審計(jì)師變量中的樣本規(guī)模變化導(dǎo)致的。

五、研究結(jié)論及啟示

本文以2008～2015年我國(guó)A股上市公司為樣本，研究了上市公司聘用共同審計(jì)師對(duì)股價(jià)同步性的影響。研究發(fā)現(xiàn)，與股價(jià)同步性高的公司聘用共同會(huì)計(jì)師事務(wù)所的公司其股價(jià)同步性也高，這表明會(huì)計(jì)師事務(wù)所存在的審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告中公司層面特質(zhì)性信息的反映程度產(chǎn)生了系統(tǒng)性影響，最終影響了公司的股價(jià)同步性；與股價(jià)同步性高的公司聘用共同復(fù)核合伙人的公司其股價(jià)同步性也高，表明在復(fù)核簽字注冊(cè)會(huì)計(jì)師層面也存在審計(jì)質(zhì)量的傳染效應(yīng)，對(duì)股價(jià)同步性產(chǎn)生了影響；但本文未能發(fā)現(xiàn)一致的證據(jù)支持“與股價(jià)同步性高的公司聘用共同項(xiàng)目審計(jì)師的公司的股價(jià)同步性也高”的研究假設(shè)。本文研究還表明審計(jì)行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)對(duì)共同會(huì)計(jì)師事務(wù)所、共同復(fù)核合伙人與股價(jià)同步性之間的關(guān)系起到一定的抑制作用，表明審計(jì)行業(yè)專(zhuān)長(zhǎng)會(huì)降低審計(jì)質(zhì)量的傳染效應(yīng)。

本文的研究結(jié)論對(duì)會(huì)計(jì)師事務(wù)所提高審計(jì)質(zhì)量、注冊(cè)會(huì)計(jì)師行業(yè)監(jiān)管以及投資者進(jìn)行投資決策具有重要的啟示意義。會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)質(zhì)量的傳染效應(yīng)主要是由于其內(nèi)部治理的系統(tǒng)性問(wèn)題導(dǎo)致的，因此會(huì)計(jì)師事務(wù)所應(yīng)加強(qiáng)內(nèi)部治理，提高風(fēng)險(xiǎn)管理和業(yè)務(wù)質(zhì)量控制能力，提升審計(jì)質(zhì)量，從而實(shí)現(xiàn)做大做強(qiáng)的目標(biāo)。簽字注冊(cè)會(huì)計(jì)師層面的審計(jì)質(zhì)量傳染效應(yīng)主要是由其審計(jì)模式中存在的系統(tǒng)性問(wèn)題導(dǎo)致的，因此，會(huì)計(jì)師事務(wù)所應(yīng)當(dāng)強(qiáng)化審計(jì)質(zhì)量的內(nèi)部檢查，及時(shí)發(fā)現(xiàn)簽字注冊(cè)會(huì)計(jì)師審計(jì)模式中存在的問(wèn)題并予以糾正，最終提供高質(zhì)量的審計(jì)服務(wù)。對(duì)注冊(cè)會(huì)計(jì)師行業(yè)監(jiān)管部門(mén)而言，在發(fā)現(xiàn)某家會(huì)計(jì)師事務(wù)所或某個(gè)簽字注冊(cè)會(huì)計(jì)師的審計(jì)失敗后，需要及時(shí)擴(kuò)大對(duì)該會(huì)計(jì)師事務(wù)所或注冊(cè)會(huì)計(jì)師審計(jì)業(yè)務(wù)的檢查范圍，并實(shí)施相應(yīng)的懲戒措施，以保證審計(jì)行業(yè)的健康發(fā)展。對(duì)投資者而言，其在進(jìn)行投資決策時(shí)，可將共同審計(jì)師作為初步的判斷標(biāo)準(zhǔn)，剔除為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較差的企業(yè)提供審計(jì)服務(wù)的審計(jì)師，以避免可能產(chǎn)生的投資損失。

表6 H3的多元回歸分析結(jié)果