三个审计师签字与盈余反应系数.pdf

129审计研究2023年4期三个审计师签字与盈余反应系数王娟高燕【摘要】审计准则规定，审计报告应由两名具备相关业务资格的审计师签字。然而，审计报告中出现三个审计师签字现象，并呈逐年增长趋势，投资者如何看待这一自发行为？为此，使用盈余反应系数度量投资者感知的审计质量，分析三个审计师签字对盈余反应系数的影响。研究发现，三个审计师签字伴随着更高的公司盈余反应系数。异质性检验发现，三个审计师签字对公司盈余反应系数的正向影响，在投资者专业能力低、公司交易风险高或者审计师行业专长能力低的样本组中更显著。经济后果检验发现，三个审计师签字能改善公司的财务业绩和市场业绩。该研究有助于分析三个审计师签字的经济后果，也为相关部门后续规范审计师签字行为提供依据。【关键词】三个审计师签字盈余反应系数审计质量一、引言为规范审计行为，明确法律责任，提高审计质量，财政部制定了规范审计师签字行为的相关准则。1996年，经财政部批准同意，在第一批中国注册会计师独立审计准则中明确要求注册会计师需在审计报告中签名盖章。2 0 0 1年7 月2 日，财政部在注册会计师在审计报告上签名盖章有关问题的通知中进一步细化了注册会计师签名盖章的相关事项，明确指出审计报告应当由两名具备相关业务资格的注册会计师签名盖章。虽然法律强制性规定审计报告至少由两名注册会计师签字，但实践中有一定数量的上市公司财务报告由三名审计师签字，并且这一现象呈逐年增长趋势。既有文献除了研究三个审计师签字对财务报告层面审计质量的影响外（唐凯桃等，2 0 2 1），也有考察三个审计师签字如何影响分析师感知层面审计质量（王彪华等，2 0 2 1），还没有文献探讨三个审计师签字如何影响投资者感知层面审计质量。审计质量包含财务报告层面审计质量和市场感知层面审计质量，从市场角度出发的感知层面审计质量更能体现审计价值（Dopuch，2 0 0 3）。虽然投资者和分析师都是资本市场的信息需求者，但两者存在较大区别。一方面，作为信息中介的分析师在信息获取与处理方面更有优势（Cheng等，2016），作为社会公众的大多数投资者却在信息获取与处理方面能力更弱（王雄元等，2 0 19）。另一方面，分析师获取信息进行加工，然后传递，其利益与公司并不直接相关；而投资者接收信息，依据其做出投资决策，影响公司股权资本成本。因此，从投资者视角探讨三个审计师签字的市场感知层面审计质量是值得研究的。本文以2 0 10-2 0 2 0 年A股上市公司为样本，运用盈余反应系数度量投资者感知的审计质量，分析三个审计师签字与盈余反应系数的关系；进一步探讨投资者专业能力、公司交易风险与签字审计师行业专长的异质性如何影响两者的关系；考察三个审计师签字对公司财务业绩和市场业绩的影响。这有助于丰富三个审计师签字和盈余反应系数的相关文献，并为监管层制定政策规范审计师资源配置提供依据。*王娟，长沙理工大学经济与管理学院，邮政编码：10 0 0 8 1，电子信箱：；高燕（通讯作者），山东省农业科学院，邮政编码：2 50 10 0,电子信箱：。本文得到国家社会科学基金项目（项目批准号：2 2 CJY064）湖南省社会科学评审委员会项目（项目批准号：XSP22YBC028）、湖南省教育厅项目（项目批准号：19 B017）和智能财务研究中心基金的资助。130审计研究2023年4期二、文献回顾（一）签字审计师特征影响审计质量的相关文献被审公司的需求、审计师的供给和监管层的干预均能影响审计质量（Defond等，2 0 14）。从审计师方面看，审计师专业胜任能力和审计师独立性联合影响审计质量（DeAngelo，19 8 1；W a t t s 和Zimmerman，19 8 6）。以往文献大多围绕审计师专业胜任能力和审计师独立性研究审计师个体特征对审计质量的影响，如审计师的行业专长、执业经验、海外经历与关系网络等个体特征对审计质量的影响。从财务报告层面审计质量来看，Balsam等（2 0 0 3）和王晓珂等（2 0 16）发现，行业专长审计师审计的公司盈余管理程度更低，审计质量更高。Chen等（2 0 0 8）发现，审计师签字年限越长，独立性越差，审计质量越低，表现为被审单位的盈余管理程度越高。杜兴强和侯菲等（2 0 19）发现，审计师的海外经历增强了审计师的专业胜任能力和独立性，从而降低被审单位的盈余管理程度，提升审计质量。Du等（2 0 18）发现，审计师与承销商的长期合作主要基于勾结动机而不是效率动机，因而会降低审计质量，表现为促进IPO公司的盈余管理行为；龚启辉等（2 0 2 1）则发现，审计师与投资银行的关系会损害审计师独立性，降低审计质量，加剧IPO公司正向盈余管理行为。除此之外，唐凯桃等（2 0 2 1）从三个审计师签字行为切入，研究了审计师资源配置这一审计师特征与审计质量之间的关系，发现三个审计师签字提高财务报告层面审计质量仅存在于正向盈余管理样本组中。审计师特征除影响财务报告层面的审计质量外，还影响其他信息需求者感知层面的审计质量。已有研究发现，审计师的行业专长、执业经验与关系网络等个人特征通过影响会计信息质量，影响作为专业信息解读者的分析师决策。如Behn等（2 0 0 8）发现行业专长审计师能提高分析师盈余预测的准确度；储一昀等（2 0 11）实证检验了审计师任期与分析师盈余预测持续性的关系，发现分析师能准确感知审计师任期的信息内涵；蔡利等（2 0 18）通过探讨供应链中审计师共享对分析师行为的影响，发现供应链审计师共享显著降低分析师预测分歧。少数文献从投资者角度探讨签字审计师特征对市场感知层面审计质量的影响，Balsam等（2 0 0 3）和王晓珂等（2 0 16）发现，投资者感知行业专长审计师审计的公司审计质量更高；Hohenfels（2 0 0 6）发现审计师执业年限与投资者感知层面审计质量呈非线性关系。（二）盈余反应系数的相关文献盈余反应系数衡量市场对公司未预期盈余部分的反应程度，体现了投资者对影响公司盈余状况因素的感知（Collins和Kothari，19 8 9）。以往文献主要从风险感知和盈余质量等角度探讨了对盈余反应系数的影响。在风险感知层面，Collins和Kothari（19 8 9）发现，公司风险越高，其未来现金流的折现率越高，从而盈余反应系数越低；Easton等（19 8 9）和Dhaliwal等（19 9 1）分别用值和杠杆系数度量公司风险，同样发现公司风险与盈余反应系数负相关。在盈余质量层面，Kormendi和Lipe（19 8 7）发现未预期盈余的变动的持续性越高，盈余反应系数越高；Francis等（2 0 0 5）和Ecker等（2 0 0 6）发现盈余反应系数与应计质量正相关。另外，Teoh和Wong（19 9 3）发现投资者感知层面的审计质量与盈余反应系数正相关。综上，现有文献考察了三个审计师签字对财务报告层面审计质量和分析师感知层面审计质量的影响，并未进一步考察三个审计师签字对投资者感知层面审计质量的影响。本文从投资者感知的审计质量视角切人，探讨不同审计师资源配置能否以及如何影响盈余反应系数，丰富三个审计师签字和盈余反应系数的相关文献。三、理论分析与研究假设投资者不能直接观察公司经济状况，需通过财务报告信息了解上市公司财务状况、经营成果和现金流量，做出买卖股票的决策。作为重要的外部监督形式，审计通过执行一系列的审计程序保证财务报告不存在由于舞弊或错误导致的重大错报，提高财务报告的可靠性（Watts和Zimmerman，19 8 6）。如果资本市场有效，投资者理性，根据有效证券市场理论，财务报告层面审计质量和市场感知层面审计质量会呈现趋同，即审计对财务报告信息信赖程度的提升，会增加投资者对经审计财务报告信息的信赖程度，同时引发证券价格上涨。131B审计研究2023年4期签字审计师特征是影响审计结果的重要影响因素之一（Francis，2 0 0 5）。我国法律规定，一个审计项目应由两名审计师签字，但近年来三个审计师签字现象却逐年增长。与两个审计师签字相比，三个审计师签字对财务报告层面审计质量提升作用有限，表现为全样本和向下调节应计盈余组中三个审计师签字并未显著提升财务报告层面审计质量，向上调节应计盈余组中三个审计师签字提升了财务报告层面审计质量（唐凯桃等，2 0 2 1）。因此，当资本市场有效、投资者理性时，投资者并不会增强对三个审计师签字财务报告的信赖程度，即三个审计师签字与投资者市场感知层面审计质量不显著相关。长期以来，我国资本市场以中小投资者为主，由于主客观条件限制，其处理和解读财务报告信息能力不足（Blankespoor等，2 0 19；何慧华等，2 0 2 2）。因此，投资者可能忽视三个审计师签字对财务报告的实质性影响，依赖三个审计师签字传递的信号，产生了较为感性的认识。一方面，投资者从人力资源角度来看，认为三个审计师签字更易形成执业经验互补、资源和知识共享，提升审计项目组专业能力；另一方面，投资者从“深口袋”理论和审计师声誉角度来看，认为三个审计师签字更有动力提升审计质量，否则审计失败将要被追究责任。已有研究表明，投资者对审计师发现和纠正会计违规行为的能力的评估会影响投资者对审计质量的感知（DeAngelo，19 8 1；W a t k i n s 等，2 0 0 4）。因此，在我国资本市场中，投资者可能更加信赖三个审计师签字的财务报告，即三个审计师签字与投资者感知的审计质量正相关。盈余反应系数衡量公司股票异常回报对公司未预期盈余部分的反应程度，体现了投资者对影响公司盈余状况因素的感知。已有研究表明，投资者感知层面的审计质量与盈余反应系数正相关（Teoh和Wong，1993），故采用盈余反应系数衡量投资者感知的审计质量（Balsam等，2 0 0 3；Hohenfels，2 0 0 6；王晓珂等，2016）。综合上述分析，提出如下假设：H1：三个审计师签字有助于提升盈余反应系数。投资者专业能力越强，越能更深入地解读财务报表信息，从而将所获取的相关信息及时融人股票价格中，促使股票价格迅速回归基本面，降低潜在错误定价，实现理性决策（钟覃琳和陆正飞，2 0 18）。因而，投资者专业能力越强，越能完全理解和认识三个审计师签字对财务报告层面审计质量提升的实质性影响。与之相反，投资者专业能力越弱，其处理和解读财务报告信息能力欠佳，越不能看透三个审计师签字行为隐含的信息，越依赖主观判断三个审计师签字传递的信号。基于以上分析，提出假设2：H2：其他条件不变，投资者专业能力越弱，三个审计师签字对盈余反应系数的提升作用更明显，四、研究设计（一）数据来源与选取本文以2 0 10-2 0 2 0 年A股上市公司作为初始研究样本，对相关数据进行了如下处理：（1）由于行业的特殊性，剔除金融保险业样本公司；（2）剔除相关数据缺失和异常的样本公司；（3）剔除ST、*ST、PT 公司；（4）为消除极端值的影响，本文对所涉及的连续变量在上下1%的水平进行了缩尾处理。最终得到19 30 8 个公司一年度样本观测值，由于实证研究涉及的模型不同，因而各部分观测值存在一定差异。为克服异方差和序列相关问题的影响，我们对所有公司层面回归进行了相应的群聚（Cluster）调整。签字审计师个人信息来自中注协官网，其余数据均取自CSMAR数据库。（二）模型设定及变量说明为了检验三个审计师签字对盈余反应系数的影响，构建如下实证模型：HAR=o+a,UE+a,N3+a,UEN3+a,SIZE+a,LEV+a.GROWTH+a,ROA+a.TOP1+a,BOARD+aiolNDR+auOPIN+ZYEAR+ZINDUSTRY+.（11.被解释变量累计超额回报率（BHAR）：公司i在第t+1年的股票买人并持有超额收益率。考虑到我国上市公司公布年报的截止日期为次年的4月30 日，本文采用t+1年5月初至+2 年4月末这12 个月的回报率计算BHAR。13222）的等权审计研究2023年 4期其中，R为考虑现金红利再投资的月个股回报率，Rm为分市场考虑现金红利再投资的月市场回报率（平均法）。计算公式为：BHAR=II（1+Ri t）一II（1+Rm）。2.解释变量未预期盈余（UE）：t+1期净利润与t期净利润之差除以当期期初权益市场价值。三个审计师签字（N3）：上市公司t年审计报告由三个审计师签字时，赋值为1；否则赋值为0。若3显著大于0，表明三个审计师签字与盈余反应系数之间呈正相关关系，三个审计师签字有助于提升公司盈余反应系数，即投资者认可三个审计师签字的财务报告。3.分组变量投资者专业能力：借鉴罗进辉等（2 0 19）和唐斯圆等（2 0 2 2）的研究，采用机构投资者持股比例衡量投资者专业能力。如果机构投资者持股比例高于中位数，认为投资者专业能力高，赋值为1；反之，认为投资者专业能力低，赋值为0。4.控制变量借鉴Collins和Kothari（19 8 9）及唐斯圆等（2 0 2 2）的研究，本文控制了影响超额市场回报的三个层面变量：（1）上市公司层面：公司规模（SIZE）资产负债率（LEV）公司成长性（GROWTH）总资产收益率（RO A）第一大股东持股比例（TOP1）董事会规模（BOARD）和董事会独立性（INDR）；（2）事务所层面：审计意见（OPIN）和事务所合并（MERGE）；（3）签字注册会计师层面：审计师执业经验（EXP）和审计师变更（SWITCH）。为了控制年度固定效应和行业固定效应的影响，文章还引人年度虚拟变量（YEAR）和行业虚拟变量（INDUSTRY）。因制造业存在较多子行业，而各子行业之间差异较大，故对其采用二级代码分类，其他行业均采用一级代码分类。其他变量定义如表1所示。表1变量定义变量名称变量符号变量定义未预期盈余UE（当期净利润上期净利润）/上期年末权益市场价值三个审计师签字N3若公司审计报告由三个审计师签字，取值为1；否则为0公司规模SIZE年末公司总资产的自然对数资产负债率LEV年末负债总额与年末资产总额之比公司成长性GROWTH（当期营业收入一上期营业收人）/上期营业收人总资产收益率ROA当期净利润/年末资产总额第一大股东持股比例TOP1第一大股东持股数量/年末股本总额董事会规模BOARD董事会总人数取自然对数董事会独立性INDR独立董事人数/董事会总人数审计意见OPIN若上市公司被出具非标审计意见，取值为1；否则为0事务所合并MERGE事务所当年发生合并，取值为1；否则为0审计师执业经验EXP签字会计师执业年限之和取自然对数审计师变更SWITCH若上市公司当年发生签字审计师变更，取值为1；否则为0此外，为了控制相关变量对盈余反应系数（BHAR）的影响，参考张金丹等（2 0 19）唐斯圆等（2 0开究，将未预期盈余（UE）与所有控制变量相乘，纳人回归模型。如模型（2）所示：BHAR=ao+a,UE+a,N3+a,UEN3+ZCONTROLVARIBLE+ZUECONTROLVARIBLE+ZYEAR+ZEINDUSTRY+（三）描述性统计表2 列示了2 0 10-2 0 2 0 年内我国三个审计师签字的公司分布情况。表中数据表明，三个审计师签字的现象呈逐年增多趋势133审计研究2023年4期表2 2 0 10-2 0 2 0 年我国三个审计师签字的上市公司情况年份三个审计师签字的公司数全样本占比（%）20103116861.83920114318932.27220126023232.58320136223702.61620147724913.09120159726783.622201610629703.569201712533493.732201814334474.149201915236524.162202027541016.706表3列示了各主要变量的描述性统计结果。从表中数据可知：BHAR的平均值为-0.0 34，说明样本期间样本公司在市场上的平均累计超额回报率为负，市场表现差。UE的均值为-0.0 0 3，说明样本期间样本公司的当期获利能力低于上一年获利能力。N3的均值为0.0 36，表明样本期间样本中有3.6%的公司存在三个审计师签字现象，占比相对较低，表明这一现象还不普遍。表3描述性统计变量样本量均值中位数最小值最大值标准差BHAR19308-0.034-0.096-0.8671.5180.373UE19308-0.003-0.001-0.1180.1480.032N3193080.0360010.186SIZE1930822.47622.27719.81028.0361.389LEV193080.4630.4590.0690.9310.205GROWTH193080.1550.094-0.5882.7570.417ROA193080.0370.033-0.2030.1920.055TOP11930835.76733.7739.00075.39315.339BOARD193082.3102.3031.6092.9960.253INDR193080.3780.3640.2500.6000.072OPIN193080.0310010.172MERGE193080.0490010.213EXP193083.2783.2951.3423.8760.356SWITCH193080.4900010.476五、实证结果与分析（一）假说分析1.三个审计师签字对盈余反应系数的影响表4列（1）列（2）和列（3）列示了三个审计师签字对盈余反应系数影响的回归结果，第（1）列为不加控制变量的回归结果，第（2）列为按照模型（1）进行多元回归的结果，第（3）列为按照模型（2）进行多元回归的结果。从列（1）列（2）和列（3）可看出，UEN3与BHAR的回归系数均在5%的置信水平下显著正相关；表明在控制了其他影响因素之后，签字审计师的超额配置会显著提升公司盈余反应系数，验证了本文的研究假设，表明三个审计师签字有助于提高投资者感知层面的审计质量。表4列（4）列式了全样本下三134审计研究2023年4期个审计师签字对财务报告层面审计质量影响的回归结果。财务报告层面审计质量（ABS_DA）为采用修正的琼斯模型计算，并对其取绝对值计算所得。列（4）数据显示，N3与ABS_DA的回归系数不显著相关，表明三个审计师签字并未显著提升财务报告层面的审计质量，与唐凯桃等（2 0 2 1）的实证结果一致。表4三个审计师签字对盈余反应系数和应计盈余管理的影响BHARABS_DA变量变量(1)(2)(3)(4)UE2.438*(29.23)1.759*(15.26)1.698*(18.59)N30.002(-0.68)N3-0.002(-0.14)-0.010(-0.54)-0.549*(-1.99)BANKLEV-0.013*(-2.81)UExN30.939*(2.04)0.916*(2.16)1.041*(2.53)SIZE-0.004*(-9.21)SIZE0.021*(5.65)0.037*(5.09)LEV0.029*(7.64)LEV0.142*(3.71)0.147*(3.76)GROWTH0.024*(22.24)GROWTH0.012*(2.90)0.012*(2.85)CASH0.002(0.55)ROA0.659*(8.56)0.598*(8.12)ACE0.001(1.44)TOP10.000(0.54)0.000(0.78)ROA-0.162*(-17.55)BOARD-0.084*(-4.29)-0.080*(-4.07)TOP10.000*(3.04)INDR0.041*(2.00)0.037*(2.12)DUAL0.000(0.44)OPIN-0.106*(-6.78)-0.127*(-6.94)INDR-0.001(-0.19)MERGE0.001(1.77)0.003(1.68)OPIN0.024*(8.55)EXP0.011*(2.87)0.023*(2.18)STATE-0.010*(-8.37)SWITCH0.063(-0.45)0.059(-1.73)UExSIZE0.027(1.43)UExLEV-0.103(-0.63)UExGROWTH0.053(0.78)UExROA0.873*(2.47)UETOP1-0.003(-0.48)UExBOARD-0.002(-0.91)UExINDR0.093(0.56)UExOPIN0.431(1.75)UExMERCE0.001(0.47)UExEXP0.012(1.69)UExSWITCH-0.059(-1.34)CONSTANT-0.038(-1.76)-0.198*(-3.95)-0.205*(-4.07)CONSTANT0.172*(16.70)YEAR控制控制控制YEAR控制INDUSTRY控制控制控制INDUSTRY控制N193081930819308N24,738Adj_R?0.0780.1070.107Adj_R20.081注：括号内为t值，*、*和*分别代表在10%、5%和1%的水平下显著；下同。2.不同投资者专业能力下，三个审计师签字对盈余反应系数的影响表5列式了不同投资者专业能力下，三个审计师签字对盈余反应系数影响的回归结果。结果显示，在投资者专业能力高的样本组中，UEN3的回归系数正相关但不显著；在投资者专业能力低的样本组中，UEN3的回归系数在10%的水平下显著正相关。这说明，其他条件不变，投资者专业能力越弱，三个审计师签字对投资者感知审计质量的促进作用更明显，假设2 得到支持。135审计研究2023年4期表5不同投资者专业能力下，三个审计师签字对盈余反应系数的影响投资者专业能力高拉投资者专业能力低投资者专业能力高投资者专业能力低变量变量(1)(2)(1)(2)UE1.968*(12.03)1.687*(12.57)OPIN-0.219*(-3.84)-0.080*(-4.25)N30.008(0.47)0.035(-1.21)MERGE0.215*(4.79)0.287*(3.11)UExN30.670(0.90)0.985(1.72)EXP0.515(2.00)0.436(1.94)SIZE0.007(1.20)0.010(0.10)SWITCH-0.024(-0.71)-0.103(-1.54)LEV0.125*(5.17)0.093*(3.60)CONSTANT-0.120(-1.51)-0.093(-1.00)GROWTH0.010(0.53)0.103*(3.11)YEAR控制控制ROA0.823*(7.95)0.694*(5.88)INDUSTRY控制控制TOP1-0.005*(-3.55)0.000(1.12)N9,5439,743BOARD0.203*(-3.13)-0.107(-1.43)Adj_R20.1050.099INDR0.092(1.45)0.083(1.83)（二）内生性问题1.倾向得分匹配法为了减少样本间存在差异导致的选择性偏差，本文采用倾向得分匹配法（PSM）寻找与三个审计师签字公司特征尽可能相似的对照组。以签字审计师是否超额配置为因变量，模型（1）中的控制变量为协变量，按照1:1的近邻重复匹配原则，得到配对样本，用以验证三个审计师签字对公司盈余反应系数的影响。对匹配样本完成匹配后的平衡性检验，结果表明，实验组与对照组不存在显著差异。在使用倾向得分匹配法后，三个审计师签字与公司盈余反应系数之间的多元回归结果表明，UEN3的回归系数均在5%的置信水平下显著正相关，表明投资者确实认可三个审计师签字。2.工具变量法考虑到三个审计师签字这一行为与盈余反应系数之间存在互为因果的内生性问题，本文采用工具变量法重新验证前述回归结果。由于很难找到与三个审计师签字相关又不与盈余反应系数相关的工具变量，拟选取同年度同行业其他公司的签字审计师人数均值作为工具变量。从相关性来看，同年度同行业其他公司业务具有相似性，会影响到本公司的审计师签字人数；从外生性来看，同年度同行业其他公司的签字审计师人数影响本公司的盈余反应系数，还没有证据证实。工具变量两阶段多元回归结果显示，在控制反向因果内生性问题后，三个审计师签字仍然与公司盈余反应系数正相关。3.固定效应模型法考虑变量遗漏或者不随时间变化的潜在因素可能带来内生性问题，本文采取固定效应模型重新验证前述回归结果，并控制年度和公司层面的固定效应。回归结果显示，前述结论仍然成立。（三）稳健性检验为进一步验证实证研究结果的可靠性，本文从以下三个方面进行稳健性检验。一是改变样本规模，经“四大”审计的上市公司基本没有三个审计师签字现象，剔除经“四大”审计的样本公司；二是改变样本期间，2 0 16年底，财政部发布了修订的12 项审计报告准则，能显著提升审计工作服务，基于此，选取2 0 17-2 0 2 0 年的上市公司作为研究样本；三是替换关键变量，使用第t+1年度12 个月的累计超额回报率。回归结果表明，结论稳健。表6稳健性检验改变样本规模改变样本期间替换关键变量变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)UE2.367*(27.83)1.543*(14.20)2.063*(22.00)1.205*(9.36)1.197*(24.24)0.920*(11.96)N30.002(0.17)-0.016(-0.73)-0.003(-0.14)-0.007(-0.42)0.005(0.35)-0.001(-0.12)UExN31.002*(2.19)0.879*(2.34)0.874(1.82)0.657(1.70)0.485(1.77)0.675*(2.12)136审计研究2023年4期续表改变样本规模改变样本期间替换关键变量变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)SIZE0.005(0.98)0.031*(7.99)0.009(1.73)LEV0.103*(4.98)0.037(0.96)0.092*(6.03)GROWTH0.018*(2.98)0.052*(3.61)0.033*(5.49)ROA0.513*(10.73)0.924*(10.19)0.794*(13.05)TOP10.000(0.27)0.001*(-2.48)0.000(0.54)BOARD-0.001*(-2.61)-0.002(-1.45)-0.002*(-2.15)INDR0.031(1.42)0.162*(3.19)0.085*(2.31)OPIN-0.093*(-5.02)-0.087*(-3.92)-0.079*(-5.66)MERGE0.009(1.71)0.025(1.88)0.012*(1.83)EXP0.163*(2.05)0.023*(2.26)0.057*(2.18)SWITCH-0.049(-1.66)-0.112(-1.86)-0.078(-1.54)CONSTANT-0.031(-1.41)-0.161*(-2.66)0.039(1.29)-0.640*(-8.00)-0.020(-0.94)-0.212*(-3.92)YEAR控制控制控制控制控制控制INDUSTRY控制控制控制控制控制控制N17,86517,8659,3599,35919,81219,812Adj_R?0.0780.0950.0730.1190.0630.089六、进一步分析（一）公司交易风险的异质性分析这部分考察公司交易风险不同时，三个审计师签字如何影响盈余反应系数。参照已有研究，采用股价波动率衡量公司市场交易风险，股价波动率为当年考虑现金红利再投资的日收益率标准差。如果公司当年股价波动率高于中位数，认为其交易风险高，赋值为1；反之，认为其交易风险低，赋值为0。表7 列（1）和列（2）回归结果显示，在公司交易风险高的样本组中，UEN3的回归系数在5%的水平下显著正相关；在公司交易风险低的样本组中，UEN3的回归系数负相关但不显著。这表明公司交易风险越高，投资者认为三个审计师签字基于“深口袋”理论和审计师声誉理论更有动力提升审计质量，否则审计失败将要被追究责任。（二）签字审计师行业专长的异质性分析参照已有研究，本文选取CSMAR数据库中第一顺位和第二顺位签字审计师的行业市场份额之和衡量签字审计师行业专长。当第一顺位和第二顺位签字审计师在每年度同一行业的市场份额之和位于前2 5%时，认为签字审计师具有行业专长，赋值为1；反之，认为其不具有行业专长，赋值为0。表7 列（3）和列（4）显示，UEN3的回归系数在签字审计师行业专长能力高的样本组中不显著但正相关；在签字审计师行业专长能力低的样本组中，UEN3的回归系数在5%的水平下显著正相关。这表明，投资者认为超额签字审计师配置形成执业经验互补、资源和知识共享，从而提升审计项目组发现和纠正会计违规行为能力的评估。表7异质性分析公司交易风险审计师行业专长公司交易风险审计师行业专长变量(1)(2)(3)(4)变量(1)(2)(3)(4)高低高低高低高低1.532*水*1.593*-0.095*2.587*1.598*-0.103-0.421*-0.187*UEOPIN(10.97)(11.68)(6.98)(13.72)(-3.74)(-3.02)(-2.76)(-4.95)-0.007-0.0130.0480.0010.482*0.3530.430*0.561*N3MERCE(-0.20)(-0.39)(0.90)(0.14)(2.39)(1.53)(2.41)(2.07)1.517*-0.2901.1161.031*0.019*0.268*0.398*0.164*UExN3EXP(2.41)(-0.45)(0.72)(2.14)(1.51)(1.73)(2.25)(2.60)137审计研究2023年4期续表公司交易风险审计师行业专长公司交易风险审计师行业专长变量(1)(2)(3)(4)变量(1)(2)(3)(4)高低高低高低高低-0.000-0.065*0.0380.0120.006-0.072*-0.069*-0.042SIZESWITCH(5.43)(1.49)(-0.74)(0.79)(-1.85)(-1.74)(-1.86)(1.41)0.067*0.045*0.712*0.450-0.469-0.188-0.280*-0.155*LEVCONSTANT(2.80)(3.42)(3.91)(2.96)(-4.78)(-2.99)(-1.69)(-2.36)0.0130.010*-0.7080.049*GROWTHYEAR控制控制控制控制(1.35)(1.98)(-0.08)(3.80)ROA0.750*0.6820.903*0.895*INDUSTRY控制控制控制控制(7.46)(8.27)(5.37)(10.45)0.000-0.000*-0.0010.000TOP1N9,7299,5721,85815,346(1.09)(-1.84)(-0.67)(0.53)-0.041-0.104*-0.231*-0.027BOARDAdj_R20.0980.2000.1830.126(-0.92)(-2.99)(-2.59)(-1.38)0.0920.0730.2700.035INDR(1.27)(1.43)(1.50)(1.39)（三）经济后果分析：三个审计师签字对公司价值的影响考虑到公司价值包括财务价值和市场价值，参考已有研究，CONSEQUECE分别为公司的财务价值ROA和市场价值TOBINQ，控制变量如模型（3）所示。按照模型（3）进行多元回归的结果如表8 所示。从列（1）中可以看到，N3与下一期的ROA在5%的水平下显著正相关；从列（2）中可以看到，N3与公司下一期的TOBINQ在5%的水平下显著正相关。这表明投资者虽然不能完全理解和识别三个审计师对财务报告的实质性影响，但总体而言，三个审计师签字行为是有益的。CONSEQUECE=a+a,N3+a,BANKLEV+a,SIZE+a,LEV+a,GROWTH+a.CASH+a,AGE+a.ROA+a,TOP1+a,oBOARD+auINDR+a,2STATE+ZYEAR+ZINDUSTRY+i.（3）表8三个审计师签字对公司价值的影响ROAt+1TOBINQt+1ROAt+1TOBINQt+1变量变量(1)(2)(1)(2)N30.003*(2.07)0.108*(2.19)BOARD-0.001*(-5.98)0.013*(3.48)BANKLEV-0.027*(-8.76)-0.982*(-10.07)INDR-0.003(-0.67)0.778*(5.89)SIZE0.008*(26.22)-0.572*(-59.11)STATE-0.006*(-7.16)-0.205*(-8.43)LEV-0.047*(-19.42)0.319*(4.17)CONSTANT0.103*(-15.30)14.872*(70.28)GROWTH-0.013*(-18.34)0.481*(21.79)YEAR控制控制CASH0.020*(7.87)1.238*(15.40)INDUSTRY控制控制ACE-0.006*(-10.50)0.027(-1.45)N23,43423,434ROA0.380*(65.22)4.517*(24.67)Adj_R?0.3600.424TOP10.000*(6.56)0.002*(2.68)七、研究结论与政策启示作为外部治理机制的提供者，审计师在保障会计信息可靠性，引导社会资源有效配置方面的重要性越发凸显。本文以2 0 10-2 0 2 0 年A股上市公司为样本，从签字审计师特征-一一三个审计师签字切入，实证检验了三个审计师签字与盈余反应系数之间的关系，得到如下结论：三个审计师签字显著提升公司盈余反应系数。这表明，投资者认可三个审计师签字传递的信息内涵。异质性分析显示，在投资者专业能力低、公司交易风险高或者签字审计师行业专长能力低的样本组中，三个审计师签字与盈余反应系数的正相关关系更显著。这意味着，在投资者专业能力越低、公司交易风险越高以及签字审计师专业能力更低的样本组中，138下转第16 0 页审计研究2023 年 4期投资者更认可三个审计师签字传递的信息内涵。经济后果分析显示，三个审计师签字能提升公司市场业绩和财务业绩。这表明，投资者认可的三个审计师签字信息内涵确实有益。结合前文研究结论与现有制度背景，本文可得到如下启示：三个审计师签字在帮助中小投资者更有效地判断公司风险方面发挥了积极作用，相关政策的制定要引导被审单位和会计师事务所在执行审计业务时配置三个审计师签字；鼓励被审单位和会计师事务所在执行审计业务时，根据投资者专业能力、被审单位风险以及签字审计师行业专长等因素，考虑是否配置三个审计师签字，达到优化人力资源配置效率和提升投资者认可度的目的。主要参考文献：蔡利，郑倩雯，蔡春，2 0 18.共享审计师能降低分析师预测偏差吗？来自中国A股上市公司的经验证据 .审计研究(1):86-93.储一昀，仓勇涛，王琳，2 0 11.财务分析师能认知审计任期的信息内涵吗?J.会计研究（1):9 0-9 4.杜兴强，侯菲,2 0 19.审计师的海外经历与审计质量 .管理科学(6):133-148.龚启辉，李辰，吴联生，2 0 2 1.投资银行审计师业务关联与IP0盈余管理 .会计研究(9)10 6-119.黄方亮，孙莉，陈静，吴超鹏，2 0 19.投资者IPO信息获取与权益保护基于成熟投资者问卷调查的研究 .南开管理评论(1):181-193.吕怀立，杨聪慧，2 0 19.承销商与审计师合谋对债券发行定价的影响基于个人层面的经验数据 J.审计研究(3):111-119.唐凯桃，刘雷，赵琳,2 0 2 1.三个审计师签字与审计质量 J.审计研究(2):9 2-10 3.唐斯圆，呙昊婧，李丹，2 0 2 2.上市公司披露客户名称真的有益吗-基于投资者感知的视角 J.会计研究(1):2 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