李 英,梁日新

(1.北京国家会计学院 教研中心,北京 101312;2.中国会计学会,北京 100045)

一、引言

建立产权清晰、权责明确、政企分开、管理科学的现代企业制度,是上市公司实现高质量发展的先决条件。然而,近年来,中国上市公司违规事件频频发生,严重扰乱了资本市场秩序和阻碍了经济的高质量发展。譬如,“广州安州”的股价操纵、“康得新”“瑞幸咖啡”的财务造假等。据国泰安数据统计,2010—2020年我国上市公司共发生了约6 000起违规行为。这些企业的违规行为严重破坏了资本市场的正常秩序,损害了投资者的合法利益,同时干扰了市场资源的合理配置,不利于提高上市公司质量与资本市场的稳定健康发展[1]。2020年10月,国务院发布《关于进一步提高上市公司质量的意见》,该意见指出提高上市公司质量是上市公司监管的重要目标,要严惩上市公司违规行为,提高违规成本。因此,如何抑制企业违规成为亟待研究的问题。

随着审计业务的日趋复杂,我国资本市场出现了三个审计师签字盖章的现象。国泰安数据库显示,2010—2019年我国上市公司由三位审计师签字盖章的比例达到了3.3%。据不完全统计,2021年已有15家会计师事务所出具了至少250份三名注册会计师签字的A股上市公司审计报告。那么,为什么我国资本市场会出现三个审计师签字的现象?三个审计师签字会产生什么样的经济后果?现有文献比较不足。尽管有研究发现三个审计师签字提高了审计质量和分析师关注度[2-3],但鲜有文献以微观企业行为为视角,深入考察三个审计师签字对企业违规的影响。外部审计作为重要的外部治理机制,三个审计师签字能否抑制企业违规?其作用机制是什么?它们的关系是否会因为审计师行业专长、企业代理成本、产权性质的差异而有所不同?

为回答上述问题,本文以2010—2019年A股上市公司为研究样本,考察三个审计师签字对企业违规的影响及作用机制。研究发现:(1)三个审计师签字显著抑制了企业违规,具体表现为三个审计师签字抑制了企业违规倾向,降低了企业违规次数;(2)三个审计师签字对企业违规的抑制作用在审计师行业专长较低、代理成本较高的企业中更显著,而在产权性质不同的企业中没有显著差异;(3)三个审计师签字通过提高企业内部控制质量,从而抑制了企业违规;(4)三个审计师签字抑制了企业违规,但提高了未来一期的审计费用。

研究贡献主要体现在以下三方面:第一,以三个审计师签字为研究视角,补充了企业违规的影响因素研究,并进一步探究了审计师行业专长、代理成本以及产权性质对三个审计师签字与企业违规关系的影响,丰富了签字审计师与企业违规的相关文献。现有文献从外部环境这一视角研究企业违规的影响因素主要有媒体[4]、产品市场竞争[5]、巡视监督[6]。外部审计作为公司治理机制的重要组成部分,审计师是开展审计业务的主体,对企业具有重要的治理作用,然而目前尚未有研究分析三个审计师签字对企业违规的影响。第二,拓展了签字审计师研究的相关文献。对签字审计师的研究主要集中在签字审计师的个人特征。尽管有部分文献发现三个审计师签字提高了审计质量与分析师关注度[2-3],但尚未有文献以微观企业行为为视角考察三个审计师签字对企业违规的影响。本文进一步厘清了签字审计师数量对企业违规的影响及作用机制,为审计师行为特征影响企业违规提供了更为直接的经验证据,丰富了签字审计师数量的经济后果研究。第三,研究结论为相关部门提供了重要的政策启示,为抑制企业违规、维护资本市场秩序、促进资本市场的资源配置提供了有益的参考。同时,为会计师事务所人员派遣和降低审计风险提供了新的思路。

二、文献回顾、理论分析与研究假设

(一)文献回顾

1.签字审计师的经济后果研究

已有文献主要从签字审计师的个人特征角度考察了其可能带来的经济后果,签字审计师的个人特征包括审计师的经验、行业专长、任期、性别、业务关联等方面。就审计师的个人经验而言,有学者研究发现,签字审计师的个人经验越丰富,越能降低企业的应计盈余管理与财务重述发生的可能性[7-8],促进企业避税[9],提高会计信息可比性[10]。在签字审计师的行业专长方面,具有行业专长的审计师,能够提供更高质量的审计服务以增加企业现金持有价值[11-12]。在签字审计师的任期方面,储一昀等[13]研究发现审计任期越长,财务报告所反映的会计信息质量越高,盈余预测的准确性越高。在签字审计师的性别方面,曹燕明[14]发现相比男性审计师,女性审计师更有可能披露商誉减值的关键审计事项。在签字审计师的业务关联方面,龚启辉等[15]发现投资银行与签字审计师在个人层面的业务关联有利于提高IPO正向盈余管理水平,也可以提高审计费用。

近些年,学者还从签字审计师的数量角度考察了其经济后果。唐凯桃等[2]发现三个审计师签字提高了审计质量;王彪华等[3]从签字审计师超额配置出发,研究发现三个审计师签字提高了分析师关注度,且这一关系在公司治理水平低、审计师不具有行业专长的样本中更显著。

2.企业违规的影响因素研究

现有文献对企业违规的影响因素展开了一系列的研究,主要集中在外部环境、外部治理与内部治理三方面。在外部环境方面,行业竞争、产品市场竞争以及地区文化会增加企业的违规行为[16-17];在外部治理方面,分析师关注[18-19]、巡视监督[6]、政治关联[20]、机构投资者持股[21]均能够降低企业违规;在内部治理方面,董事会[22]、审计委员会[23]、监事会[24-25]、高管薪酬[26]、内部审计[27]以及董事长的党员身份[28]等因素均对企业违规产生了抑制作用。然而,也有学者研究发现偏好风险的CEO可能会增加企业的违规行为[29]。同时,还有研究证明员工持股计划[30]、国有股东参股[31]、党组织嵌入[32]均对企业的违规行为产生了抑制作用。

综上所述,学者们对签字审计师个人特征的经济后果、企业违规的影响因素进行了一系列的研究,为本文的研究提供了较好的研究基础。已有文献仅考察了三个审计师签字对分析师关注、审计质量的影响,鲜有文献从企业违规视角出发,考察三个审计师签字的经济后果。因此,本文研究三个审计师签字对企业违规的影响。这有利于拓展审计师行为特征的研究视角,有助于全面认识三个审计师签字的经济后果,也为如何有效抑制企业违规提供了全新的思路与参考。

(二)理论分析与研究假设

较差的公司治理环境是公司违规行为产生的重要原因,为公司实施违规行为提供了机会。违规行为虽可以给公司内部带来短期收益,但也存在很高的违规成本,即违规行为被稽查的可能性与被稽查的实际损失的乘积。一旦违规行为被稽查,公司则可能面临行政处罚、民事赔偿、媒体负面评价、融资成本上升、产品销售受阻等一系列问题。作为一种重要的外部公司治理机制,外部审计能够及时发现公司财务报告存在的错报与违规行为[33]。审计师作为资本市场和金融市场的信息鉴证者,应当对披露信息的可信赖程度提供合理保证,从而有效保护投资者及潜在投资者的利益。那么,三个审计师签字是如何影响企业违规呢?梳理现有文献,本文从审计资源投入、审计师执业经验、审计师合谋三个角度分析三个审计师签字对企业违规的影响。

从审计资源投入的角度来看,首先,三个签字审计师作为一个团队,受个人经历及工作时间限制,高强度的审计工作会造成审计师的倦怠[34],并分散审计师的注意力[35],降低审计师的谨慎性[36-37]。三个审计师签字则有利于缓解人员不足与时间的压力,保证审计程序的正常开展,提高审计质量[38],从而降低企业的违规动机。其次,三个审计师签字意味着更多审计师面临职业风险,为了降低可能存在的审计风险,审计师会投入更多审计资源。具体地,根据相关规定,财务报告需要负责质量复核的审计师以及负责项目的审计师共同签字,审计失败的风险主要由在财务报告上签字的审计师负责,第三位签字审计师将与前两位签字审计师共同承担可能因审计失败而面临的巨额赔偿责任。为降低自身的巨额赔偿风险以及声誉风险,三个审计师签字将会增加审计工作量,提高风险防范意识,投入更多的时间与精力,降低被审计单位的重大错报风险,提高审计质量[2],促使管理层营造良好的公司治理环境,完善公司治理机制。作为公司治理制度的重要组成部分,内部控制的基本目标是对公司财务报告以及相关信息的真实性、完整性提供合理的保证,同时提高企业的风险防范能力[39]。高质量的内部控制有利于约束管理层的自由决策权,避免核心领导者的“一言堂”现象发生[40]。因此,三个审计师签字有利于抑制管理层进行自利行为的动机,保证企业合法经营,减少企业管理层的违规动机,有效提升企业违规的识别概率。

从审计师的执业经验来看,审计师的个人职业经验能够帮助审计师更好地识别以及评估内部控制缺陷[41]。一方面,依据团队资源理论,由于每位签字审计师具有独特的个人关系网络,当审计师数量增加时,能够获取更多的外部资源助力审计工作,提高审计师解决疑难问题的能力[42-44]。具体到审计业务,管理层可能会利用复杂业务掩盖其违规行为,当实施审计程序过程中难以对企业违规作出判断时,三个签字审计师能够利用其社会关系获取更多相关资源与经验,弥补自身认知的局限性[29],增加审计证据收集的多样性,制定更为科学的审计方案,识别被审计单位的内部控制缺陷,进而有效识别企业违规行为。另一方面,增加签字审计师人数有助于促进审计师之间相互学习,提高审计团队的专业胜任能力,更容易发现被审计单位的内部控制缺陷。Cameran等[45]发现,团队成员多样性能够提高审计质量。每位签字审计师通过不同的学习经历与工作经历,形成独特的价值观和认知观。审计过程也是审计师不断积累审计经验、提升专业胜任能力的过程。签字审计师数量的增加有助于丰富签字审计师团队成员的多样性,使审计师在审计过程中能够互相借鉴学习、取长补短,提高团队的审计效率与审计质量[35],倒逼企业完善内部控制制度,提高内部控制质量,进而抑制企业违规。

从审计师合谋角度来看,公司治理水平会影响审计师与管理层合谋的概率,从而影响企业违规[46]。作为外部治理手段,审计能够对管理层牟取私利等机会主义行为进行监督,从而抑制企业违规。但是,作为“理性经济人”,审计师为了追求自身利益最大化,容易受利益驱动,管理层可能通过向审计师提供超额报酬与审计师合谋,从而进行粉饰业绩等违规操作[46]。相比于两个审计师签字,三个审计师签字更有助于彼此之间相互制约,提高签字审计师团队的独立性,从而降低审计师与客户合谋的可能[3]。另外,内部控制有利于审计师保持独立性,降低审计难度,充分发挥审计师的监督作用,从而抑制企业违规。

综上分析,本文提出以下假设:

假设H:其他条件不变的情况下,三个审计师签字能够抑制企业违规。

三、研究设计

(一)数据来源与选取

考虑到2007年实行新的会计准则,会计准则的变化可能会对企业报表产生影响,而且企业可能需要一定的时间来适应新的会计准则,同时为了排除2020年疫情暴发对研究结论的影响,本文以2010—2019年A股上市公司为研究样本,并经过以下处理:剔除ST、*ST公司;剔除金融类上市公司;剔除存在缺失的观测值。最终获得22 163条公司-年度观测值。所有数据均来源于国泰安(CSMAR)数据库,并经手工整理。此外,为了缓解异常值的影响,本文对所有的连续变量在上下1%进行了缩尾处理。数据处理采用Stata 15.0软件。

(二)变量定义

1.被解释变量

被解释变量为企业违规(Vio)。企业违规是指企业在经营过程中因违反相关法律法规而受到了监管部门的处罚,包括虚构利润、虚假记载、推迟披露内部交易、违规担保以及重大遗漏等行为。本文借鉴Khanna等[47]、魏芳和耿修林[48]、李世辉等[29]的做法,用企业违规倾向和企业违规次数衡量企业违规。Vio1表示企业违规倾向,若企业当年发生违规行为,则取值为1,否则为0。Vio2表示企业违规次数,用企业当年发生违规行为的总次数衡量。

2.解释变量

解释变量为三个审计师签字(Thraudit)。本文借鉴唐凯桃等[2]、王彪华等[3]的做法,当上市公司审计报告由三个审计师签字,则取值为1,否则取值为0。

3.控制变量

借鉴已有研究,控制了公司财务层面、公司治理层面以及事务所层面的变量。具体而言,在公司财务层面,控制了资产负债率(Lev)、资产报酬率(Roa)、企业成长性(Growth)等变量;在公司治理层面,控制了公司规模(Size)、产权性质(Soe)、董事会规模(Board)、股权集中度(Top1)、两职合一(Dual)、独立董事比例(Id)等变量;在事务所层面,本文控制了事务所规模(Big4)。本文进一步控制了年份固定效应与行业固定效应,所有回归系数的标准误均在企业层面进行了聚类调整。主要变量的定义如表1所示。

表1 主要变量定义表

(三)模型设计

为了检验三个审计师签字与企业违规的关系,本文设计如下模型:

Vio1i,t/Vio2i,t=α0+α1Thrauditi,t+

α2Controlsi,t+∑Year+

∑Indu+εi,t。

(1)

其中,Vio1表示企业违规倾向,因为Vio1为分类变量,因此采用Logit模型进行回归;Vio2表示企业违规次数,企业违规次数是非负离散取值的计数变量,因此采用泊松模型进行回归。为了保证估计回归结果的准确性,在稳健性检验中,本文进一步采用公司固定效应模型、Conditional Logit模型以及面板负二项回归等方法进行检验。

四、实证分析

(一)描述性统计

表2列示了主要变量的描述性统计结果。企业违规倾向(Vio1)的均值为0.141,说明样本企业中发生违规行为的占比为14.1%,同时企业违规倾向(Vio1)的25%分位数与75%分位数均为0,表明发生企业违规的样本占比较小。企业违规次数(Vio2)的均值为0.217,最小值为0,最大值为13,表明样本上市公司发生违规行为的次数存在较大的差异。三个审计师签字(Thraudit)的均值为0.033,表明样本中约有3.3%的上市公司有三个审计师签字。这一结果与王彪华等[3]的研究结论基本一致。

表2 主要变量的描述性统计

(二)主回归分析

表3列示了三个审计师签字与企业违规的回归结果。当被解释变量为企业违规倾向(Vio1)时,列(1)是只控制了行业与年份固定效应的回归结果,三个审计师签字(Thraudit)的回归系数为-0.243,且在5%的统计水平上显著相关。列(2)是在列(1)的基础上加入控制变量后的回归结果,三个审计师签字(Thraudit)的回归系数为-0.249,且在5%的统计水平上显著相关。从经济意义上来说,列(2)中Thraudit的优势比(odds ratio)为0.780(1)其计算公式为有三个审计师签字的公司发生企业违规的几率(odds)与没有三个审计师签字的公司发生企业违规的几率(odds)之比,该公式的计算值可由模型(1)的 Logistic 回归系数直接获得(stata 中运行 logistic 命令即可得到各个变量的 odds ratio)。,说明有三个审计师签字的公司发生企业违规的概率是没有三位审计师签字的公司的0.780倍,同时三个审计师签字(Thraudit)得到边际效应(dy/dx值)为-0.029(2)边际效应(dy/dx值),是从已有拟合模型结果中计算出来的统计量。该数值表示自变量的变化对因变量的变化的影响作用的大小,对模型(1)进行 Logit 回归后,运行 margins,dydx(Interlock)命令后可得到 Interlock 的边际效应值。,说明当三个审计师签字(Thraudit)每增加一个单位时,企业违规的概率下降约3%。以上结果表明,三个审计师签字的上市公司的违规概率更小。当被解释变量为企业违规次数(Vio2)时,列(3)是只控制了行业与年份固定效应的回归结果,三个审计师签字(Thraudit)的回归系数为-0.351,且在1%的统计水平上显著相关。列(4)是在列(3)的基础上加入控制变量后的回归结果,三个审计师签字(Thraudit)的回归系数为-0.340,且在1%的统计水平上显著相关,说明三个审计师签字的上市公司的违规次数更少。以上回归结果表明,三个审计师签字能显著抑制企业违规,支持了研究假设。

表3 三个审计师签字与企业违规

(三)稳健性检验

1.公司固定效应模型

为了控制潜在的遗漏变量问题,本文进一步通过公司固定效应模型进行重新估计,未列示的回归结果表明,三个审计师签字显著抑制了企业违规,验证了前文的结论。

2.Conditional Logit模型

借鉴陆瑶和李茶[49]、文雯和乔菲[50]的研究,当被解释变量为企业违规倾向时,采用Conditional Logit模型进行重新估计。未列示的回归结果表明,三个审计师签字抑制了企业违规,验证了前文的结论。

3.负二项回归

因被解释变量企业违规次数是计数变量,因此,在非线性面板数据的情况下,应使用面板泊松回归或面板负二项回归。从表2的描述性统计可以看出,企业违规次数(Vio2)的均值为0.217,标准差为0.657,可能存在过度分散的问题。因此,运用面板负二项模型进行回归。未列示的回归结果表明,三个审计师签字抑制了企业违规,验证了前文的结论。

4.改变模型设定

为了缓解模型中可能存在的反向因果问题,增强结论的稳健性,对模型(1)中的自变量及所有控制变量进行滞后一期。未列示的回归结果表明,三个审计师签字抑制了企业违规,验证了前文的结论。

考虑到企业违规具有一定的惯性,即上期存在违规行为的上市公司下期仍有可能继续违规。因此,将因变量滞后一期并将其加入到控制变量中。未列示的回归结果表明,三个审计师签字抑制了企业违规,验证了前文的结论。

5.安慰剂检验

尽管前文研究发现三个审计师签字抑制了企业违规,但这种关系可能是由于其他某些未观测的因素而导致的。因此,本文进一步采用安慰剂检验排除这一假设。具体而言,将样本中三个审计师签字(Thraudit)的样本值全部取出,再随机分配到公司年度观测值中,如果回归结果显示三个审计师签字(Thraudit)与企业违规(Vio1、Vio2)仍然是显著的负相关关系,说明的确存在安慰剂效应。未列示的回归结果表明,三个审计师签字抑制了企业违规,验证了前文的结论。

6.PSM检验

为了进一步缓解样本选择偏误问题,本文还进行了PSM检验。具体而言,将存在三个审计师签字的上市公司作为处理组,选择公司规模(Size)、资产负债率(Lev)、资产报酬率(Roa)、企业成长性(Growth)、董事会规模(Board)、股权集中度(Top1)、两职合一(Dual)、独立董事比例(Id)作为匹配变量,再通过最近邻匹配(1∶5)为处理组寻找特征相似的对照组,在此基础上进行回归检验。未列示的回归结果表明,三个审计师签字抑制了企业违规,验证了前文的结论。

7.双重聚类调整

为了降低自相关以及异方差的影响,本文借鉴Petersen[51]的做法,对标准误分别进行公司与年度、行业与年度的双重聚类。未列示的回归结果表明,三个审计师签字抑制了企业违规,验证了前文的结论。

8.增加控制变量

企业的风险特征和事务所的特征可能会影响会计师事务所派遣签字审计师的人数。为了缓解遗漏变量对研究结论的影响,本文进一步控制了企业是否亏损(Loss)、上一期审计意见(Op)。未列示的回归结果表明,三个审计师签字抑制了企业违规,验证了前文的结论。

五、进一步分析

(一)审计师行业专长

为了验证审计师行业专长对三个审计师签字与企业违规的关系是否存在异质性,本文借鉴范经华等[52]、徐亚琴和宋思淼[53]的研究,基于客户总资产,使用行业市场组合指标估计审计师行业专长(Ims),根据审计师行业专长的中位数,将样本企业划分为高审计师行业专长组(High_Ims)与低审计师行业专长组(Low_Ims),并对模型(1)进行分组检验。

表4列示了审计师行业专长的分组检验回归结果。从表4列(1)～(2)可以看出,当被解释变量为企业违规倾向(Vio1)时,在低审计师行业专长组中,三个审计师签字(Thraudit)的回归系数为-0.330,且在5%的统计水平上显著;在高审计师行业专长组中,三个审计师签字(Thraudit)的回归系数为-0.101,但并不显著,且通过了组间系数差异检验。从列(3)～(4)可以看出,当被解释变量为企业违规次数(Vio2)时,在低审计师行业专长组中,三个审计师签字(Thraudit)的回归系数为-0.440,且在1%的统计水平上显著;在高审计师行业专长组中,三个审计师签字(Thraudit)的回归系数为-0.142,但并不显著,且通过了组间系数差异检验。以上回归结果说明三个审计师签字对企业违规的抑制作用在低审计师行业专长企业中更为显著。

表4 三个审计师签字、审计师行业专长与企业违规

(二)代理成本

为了验证代理成本对三个审计师签字与企业违规的关系是否存在异质性,借鉴Singh和Davidson[54]的研究,利用管理费用率(Mexpense)衡量代理成本。管理费用率是管理费用除以营业收入的比值。将样本企业划分为高代理成本组(High_Mexpense)与低代理成本组(Low_Mexpense),并对模型(1)进行分组检验。

表5列示了代理成本的分组检验回归结果。从表5列(1)～(2)可以看出,当被解释变量为企业违规倾向(Vio1)时,在高代理成本组(High_Mexpense)中,三个审计师签字(Thraudit)的回归系数为-0.435,且在5%的统计水平上显著;在低代理成本组(Low_Mexpense)中,三个审计师签字(Thraudit)的回归系数为-0.107,但并不显著,且通过了组间系数差异检验。从列(3)～(4)可以看出,当被解释变量为企业违规次数(Vio2)时,在高代理成本组(High_Mexpense)中,三个审计师签字(Thraudit)的回归系数为-0.495,且在1%的统计水平上显著;在低代理成本组(Low_Mexpense)中,三个审计师签字(Thraudit)的回归系数为-0.210,但并不显著,且通过了组间系数差异检验。以上回归结果说明三个审计师签字对企业违规的抑制作用在高代理成本企业中更为显著。

表5 三个审计师签字、代理成本与企业违规

(三)产权性质

为了验证产权性质对三个审计师签字与企业违规的关系是否存在异质性,本文将样本分为国有企业组(Soe)和非国有企业组(Non-Soe)。表6列示了产权性质的分组检验回归结果。从表6列(1)～(2)可以看出,当被解释变量为企业违规倾向(Vio1)时,在国有企业组(Soe)中,三个审计师签字(Thraudit)的回归系数为-0.255,并不显著;在非国有企业(Non-Soe)中,三个审计师签字(Thraudit)的回归系数为-0.238,且在10%的统计水平上显著,但并未通过组间系数差异检验。从列(3)～(4)可以看出,当被解释变量为企业违规次数(Vio2)时,在国有企业组(Soe)中,三个审计师签字(Thraudit)的回归系数为-0.276,并不显著;在非国有企业组(Non-Soe)中,三个审计师签字(Thraudit)的回归系数为-0.369,且在1%的统计水平上显著,但并未通过组间系数差异检验。以上回归结果说明三个审计师签字对企业违规的抑制作用在产权性质不同的企业中没有显著差异。

表6 三个审计师签字、产权性质与企业违规

六、拓展性研究

(一)中介效应检验

为了验证内部控制质量是否为三个审计师签字影响企业违规的中介变量,本文借鉴温忠麟和叶宝娟[55]的做法,采用中介效应模型验证内部控制是否发挥了中介作用。在模型(1)的基础上,本文构建模型(2)和(3):

Ici,t=β0+β1Thrauditi,t+β2Controlsi,t+

∑Year+∑Indu+εi,t,

(2)

Vio1i,t/Vio2i,t=γ0+γ1Thrauditi,t+

γ2Ici,t+γ3Controlsi,t+

∑Year+∑Indu+εi,t。

(3)

中介效应回归结果如表7所示。当被解释变量为企业违规倾向(Vio1)时,列(2)中三个审计师签字(Thraudit)的回归系数为0.095,在10%的统计水平上显著相关,说明三个审计师签字提高了内部控制质量;列(3)中三个审计师签字(Thraudit)的系数仍然显著为负且内部控制(Ic)的系数显著为负,同时SobelZ值为-1.980,在5%的统计水平上显著,Bootstrap置信区间不包含0,中介效应占比为9.2%(0.095*-0.244/-0.251)。当被解释变量为企业违规次数(Vio2)时,列(5)中三个审计师签字(Thraudit)的回归系数为0.095,在10%的统计水平上显著相关,说明三个审计师签字提高了内部控制质量;列(6)中三个审计师签字(Thraudit)的系数仍然显著为负且内部控制(Ic)的系数显著为负,同时Sobel Z值为-1.982,在5%的统计水平上显著,Bootstrap置信区间不包含0,中介效应占比约为6%(0.095*-0.217/-0.342)。以上结果表明,内部控制质量的确发挥了部分中介作用,即三个审计师签字通过提高内部控制质量,进而抑制了企业违规。

表7 内部控制质量的中介效应

(二)经济后果研究

前文研究发现三个审计师签字抑制了企业违规。那么,对于审计师而言,这一结果对审计师收取的下一期审计费用的影响如何?因此,本文进一步探究三个审计师签字与企业违规的关系对下一期审计费用的影响。具体而言,设置三个审计师签字与企业违规的交乘项(Thraudit*Vio1、Thraudit*Vio2)对审计费用(Fee)进行回归,构建模型(4)和(5):

Feei,t+1=δ0+δ1Thrauditi,t+δ2Vio1i,t+

δ3Thraudit*Vio1i,t+δ4Controlsi,t+

∑Year+∑Indu+εi,t,

(4)

Feei,t+1=μ0+μ1Thrauditi,t+μ2Vio2i,t+

μ3Thraudit*Vio2i,t+

μ4Controlsi,t+∑Year+

∑Indu+εi,t。

(5)

回归结果如表8所示,在列(1)中,三个审计师签字与企业违规倾向的交乘项(Vio1*Thraudit)的回归系数为0.096,且在10%的统计水平上显著相关;在列(2)中,三个审计师签字与企业违规次数的交乘项(Vio2*Thraudit)的回归系数为0.069,且在5%的统计水平上显著相关。说明尽管三个审计师签字抑制了企业违规,但提高了审计师收取的审计费用。可能的原因在于签字审计师超额配置导致事务所审计投入、审计成本增加,从而提高了审计费用。

表8 三个审计师签字、企业违规与审计费用

七、结论与启示

(一)研究结论

以2010—2019年A股上市公司为研究对象,基于三个审计师签字的数据,以企业违规为研究视角,实证检验了三个审计师签字的经济后果。研究发现,三个审计师签字显著抑制了企业违规,上述结果在控制了可能的内生性问题后仍然成立。进一步研究发现,三个审计师签字对企业违规的抑制作用在审计师行业专长较低、代理成本较高的企业中更为显著,而在产权性质不同的企业中没有显著差异。作用路径检验发现,三个审计师签字通过提高企业内部控制质量,进而抑制了企业违规。经济后果检验发现,尽管三个审计师签字降低了企业违规,但提高了未来一期的审计费用。研究结论拓展了审计师行为特征的研究视角,有助于全面认识三个审计师签字的经济后果,也为如何有效抑制企业违规提供了全新的思路与参考。

(二)研究启示

本文的研究结论为政策制定者、会计师事务所以及企业等相关利益者提供一定的参考与借鉴。对于政策制定者而言,应进一步完善审计师签字的法律法规,积极引导审计师签字的行为,同时,加强对上市公司的监管,健全上市公司治理机制,提高上市公司的治理质量。对于会计师事务所而言,由于三个审计师签字是市场的自发行为,会计师事务所应根据被审计单位的经营状况、可能存在的重大错报风险,有针对性地委派签字审计师进行审计,从而最大程度降低审计风险,抑制企业违规。同时,加快自身的治理机制建设,推动会计师事务所管理模式变革。另外,会计师事务所在决定是否委派第三个签字审计师时,应综合考虑审计师行业专长、企业内部治理水平等因素。对于企业而言,应积极接受会计师事务所超额委派签字审计师,这有利于提高公司治理水平,改善财务报告信息质量,进而促进企业高质量发展;同时企业应完善自身内部控制制度建设,优化治理结构,充分发挥外部治理与内部治理相结合的作用。

(三)研究展望

尽管本文考察了三个审计师签字对企业违规的抑制作用,但目前鲜有文献考察三个审计师签字的影响因素以及经济后果。因此,针对三个审计师签字,还可以从以下几方面探究:一是三个审计师签字的影响因素,会计师事务所委派三位签字审计师的动机是什么?这值得进一步研究。二是三个审计师签字的经济后果。尽管目前有文献探究了三个审计师签字对审计质量、分析师关注的影响,但总体而言研究成果较少,而且尚未有文献探究三个审计师签字对企业微观行为的影响。三是相对于传统的两位签字审计师,三个审计师签字在执行审计业务、实施审计程序时是否有区别?这些问题都是值得进一步研究的。