监管问询的有效性研究：基于审计师行为视角分析

彭 雯，张立民，钟 凯，黎来芳

1 北京交通大学 经济管理学院，北京 100044 2 对外经济贸易大学 国际商学院，北京 100029 3 中国人民大学 商学院，北京 100872

引言

近年来深圳证券交易所(简称深交所)和上海证券交易所(简称上交所)对上市公司展开“刨根问底”式监管问询的力度不断加大，针对信息披露存在疑点的公司提问，要求其解释、更正或者补充关键信息，相关信息要求审计师等中介机构核查并发表明确意见。自2014年12月交易所首次将问询函在深交所和上交所网站上公开至今，问询函数量逐年增加，对资本市场多方主体的决策行为产生了重要影响：通过施加监管压力对上市公司规范信息披露行为发挥督促作用[1]，通过发布监管信号对外部投资者的决策行为发挥提示作用[2]，从而降低信息不对称[3]。交易所监管问询也对资本市场信息中介审计师的决策行为产生了一定的影响，如2017年，中安消股份有限公司7次收到发自深交所的问询函，随后2017年12月5日其审计师由德勤华永变更为大华会计师事务所；深圳新都酒店股份有限公司屡次收到深交所问询函，随后该公司于2018年8月15日发布公告称公司尚未聘请到审计机构对2017年度报告进行审计。可见，监管问询促使审计师与上市公司之间的契约关系发生重构。由于外界监管环境趋严，在审计师与客户的博弈过程中，审计师的决策行为受到监管问询的影响，审计师与客户关系的均衡状态被打破[4]。

本研究探讨监管问询对审计师行为的影响机理，基于审计视角揭示监管问询发挥积极作用的新渠道。证券交易所向信息披露存在疑点的上市公司发函，暴露了客户公司的经营风险，从而提高了审计师面临的处罚风险，审计师出于声誉成本的考虑，会提高谨慎性水平，从而增加就是否存在与被审计单位持续经营能力相关的重大不确定性出具持续经营审计意见的概率。同时，对于收到问询函的高风险客户，审计师可能采取辞聘策略。被问询公司若不及时针对财务报告信息披露中的疑点问题进行修正，甚至会面临聘不到审计师的处境。这在一定程度上说明监管问询通过影响审计师行为，加深了上市公司的监管压力，促使上市公司提高信息披露质量，有助于资本市场健康发展。本研究结合持续经营审计意见、审计师变更(指会计师事务所层面变更)等审计师决策行为视角，分析证券交易所问询机制发挥监管效应的机理。

1 制度背景

监管问询是证券交易所对上市公司履行监管职责的一种方式，此项以证券交易所为发函主体的问询机制属于非行政处罚性监管，不同于行政处罚性监管。问询函涉及的内容不一定属于违法范畴，问题严重性尚未达到惩处程度，但由于问询函的发函主体证券交易所是规范上市公司信息披露的第一道关口，监管问询对上市公司进行全面“体检”，能够及时发现信息披露过程中潜在的不准确、不合规、不完整等问题。证券交易所将问题公开，监督整改，体现证券交易所一线监管在灵活性、透明度、及时性等方面的优势。从源头发现萌芽中的市场风险，杜绝目前尚未严重的问题继续恶化，具有一定的威慑力，可以建立起维护资本市场健康运行的第一道防线。中国有关证券交易所监管问询的制度规定可以追溯到1998年1月深交所发布的《深圳证券交易所股票上市规则》和上交所发布的《上海证券交易所股票上市规则》中要求上市公司及时回复证券交易所的问询，随后深交所和上交所相继多次发布相关政策文件，做出相关规定。《上海证券交易所市场监察质量报告(2008)》指出，依据每年发放问询函的次数考核市场监察发现问题的及时性；《深圳证券交易所上市公司信息披露工作考核办法(2017年修订)》和《上海证券交易所上市公司信息披露工作评价办法(2017年修订)》要求以回复证券交易所问询函的及时性作为评价上市公司信息披露的一项测量指标等。近年来证券交易所监管工作的透明度也不断提高，问询函从2014年12月开始公开披露，为本研究探讨证券交易所监管问询机制的有效性提供了契机。

与证券交易所监管问询密切相关的一项监管措施是信息披露直通车制度，2011年深交所开始信息披露直通车试点工作，2013年上交所发布《上海证券交易所直通车业务指引》，正式开启信息披露直通车业务，此举允许上市公司直接发布公告，证券交易所不进行事前审核，将信息披露监管的重心从事前转移到事中、事后，这与证券交易所监管问询机制相辅相成。证券交易所信息披露直通车放松事前管制，监管问询加强事后监管，有助于提高信息披露效率，满足投资者的信息需求。HUANG et al.[5]研究发现，中国信息披露直通车制度实施之后，上市公司的信息披露质量有所下降，而且放松事前管制之后，审计师和分析师等资本市场信息中介并没有发挥积极的外部治理功能，因此需要加强事后监管以保证审计等外部治理机制发挥作用，从而提升信息质量。本研究将研究视角聚焦于证券交易所的事后监管制度——监管问询，分析其发挥效应的机理。

2 相关研究评述

关于资本市场监管的研究主要关注行政处罚性监管，上市公司受到行政处罚，市场对处罚公告做出显著的负面反应，同时使审计师受到牵连[6]。审计师为了降低声誉成本会增加谨慎性水平[2]，证明行政处罚性监管的有效性。然而有关非行政处罚性监管的早期研究对其监管效度提出质疑，随着监管政策的不断完善，证券交易所监管问询机制这项非行政处罚性监管能否发挥作用值得研究。关于证券交易所监管问询机制经济后果的少量研究主要关注证券交易所向上市公司发放问询函的信息含量[7]。与中国证券交易所的监管问询机制相似，美国证券交易委员会的意见函监管模式也属于信息披露事后监管，但美国证券交易委员会公开意见函的年份较早，因此关于美国意见函监管模式的研究较多。萨班斯法案第408条强制要求美国证券交易委员会对所有上市公司披露的重要信息进行至少3年1次的审阅，向信息披露存在问题的公司发放意见函[8]。BROWN et al.[9]研究发现，美国意见函监管模式通过审计师行为渠道发挥溢出效应，提升同行业公司信息披露质量。已有研究发现，由于公司在回复意见函时通常会抄送给审计师[10]，使审计师更加谨慎。调整审计风险评估程序和重要性水平，识别与意见函提及问题相关的财务信息披露中的潜在缺陷，导致审计师发生变更行为[11]。

证券交易所问询函是投资者和审计师关注的焦点，向市场传递负面信号[7]的同时，也给审计师带来了较高的处罚风险。为降低风险，审计师会增加就是否存在与被审计单位持续经营能力相关的重大不确定性出具持续经营审计意见的可能性[12]，而且当处罚风险大于审计师能承受的最大风险水平时，会进一步导致审计师拒绝为收到问询函的高风险客户提供审计服务。可是，被问询上市公司也有动机通过变更审计师进行审计意见购买、降低信息披露等问题被发现的可能性[13]。因此，审计师在审计报告中出具的审计意见体现为审计师与客户的博弈，当监管环境趋严，客户收到监管问询函，审计供给要素与审计需求要素之间的均衡被打破，审计师与客户的契约关系发生改变。通过考察证券交易所监管问询对审计师行为的影响，一方面有助于说明监管问询是否能够通过审计师途径发挥积极的监管效应，另一方面能够深入反映在中国竞争较为激烈的审计市场中，审计师的决策行为是否具有较高的独立性。

关于审计师行为的研究大多假定注册会计师是理性的经济人[10]，然而由于审计环境的复杂性，审计师在对客户执行审计程序的过程中可能受信息的可获取性、不确定性和真实性等因素干扰，产生认知偏差，因此审计师的决策行为在一定程度上具有非理性特征。在这种情况下，审计师可能向外部监管层提供的信息框架寻求心理依托[14]。认知心理学中的框架理论是审计师判断决策的重要依据之一，框架理论认为框架能够影响审计师对情景的理解和对信息的处理[15]。基于认知心理学理论分析监管问询对审计师行为的影响，①证券交易所向上市公司发布问询函，搭建起被问询公司存在的问题框架，审计师依据监管问询设置的问题框架收集证据，做出职业判断，进而出具审计意见；②上市公司收到问询函之后，公司从监管层关注对象到成为公众和审计师等利益相关者关注的焦点，促使各主体在潜意识中与上市公司的认知框架趋于一致[16]，从而影响审计师的判断决策行为。若证券交易所作为监管主体对某上市公司的信息披露提出质疑，则该公司的审计师会依据证券交易所发布的权威信息，用更加严谨的批判式思维对客户进行风险评估，对客户财务信息的真实性持高度的职业怀疑态度，使审计师有动机就是否存在与被审计单位持续经营能力相关的重大不确定性出具持续经营审计意见。

3 理论分析和研究假设

从审计师声誉理论和处罚风险视角分析，证券交易所向信息披露存在疑点的上市公司发放问询函，被问询公司的经营风险被暴露。已有研究发现证券交易所问询机制传递了风险信息，投资者据此调整了对收到问询函公司的风险评估水平[7]，上市公司成为投资者和监管层关注的焦点，使审计师面临的处罚风险提高，审计师声誉受损[17]。为了降低潜在的处罚风险和声誉风险，审计师在对高风险客户实施审计程序时持以更加谨慎、稳健的职业怀疑态度[12]，从而导致审计师加大了就是否存在与被审计单位持续经营能力相关的重大不确定性出具持续经营审计意见的可能性[18]。因此，本研究提出假设。

H1证券交易所监管问询促使审计师就是否存在与被审计单位持续经营能力相关的重大不确定性出具持续经营审计意见的概率增加。

上文分析认为在证券交易所监管问询机制的影响下，审计师有动机就是否存在与被审计单位持续经营能力相关的重大不确定性出具持续经营审计意见。而当风险较高时，审计师就是否存在与被审计单位持续经营能力相关的重大不确定性出具持续经营审计意见无法规避受到处罚的风险，高额的潜在处罚成本和声誉成本无法由已收取风险溢价的审计业务收入来支撑，使审计师重新评估现有客户风险水平并调整客户组合，辞聘高风险客户[19]。审计师-客户匹配关系理论认为审计师特征与客户特征相匹配，审计供给与客户需求达到均衡是审计效率最优状态[20]，当外界环境或内部特征发生变化时，审计师与客户关系的稳态被打破，发生审计师变更。关于监管环境的变化对审计师变更行为的影响，ACITO et al.[21]研究发现，美国公众会计监督委员会对审计师的监管加大了审计师变更的可能性；黄崑等[22]认为，《公开发行证券的公司信息披露编报规则第14号——非标准审计意见及其涉及事项的处理》监管政策的实施，导致审计师从大事务所向小事务所降级变更，变更后的审计师谨慎性水平也逐渐提高。除监管环境外，外生事件的冲击以及审计市场结构等因素也会影响审计师与客户的关系，LANDSMAN et al.[20]研究发现，安然-安达信事件之后发生的审计师变更行为主要由于审计师与客户关系不匹配，安然公司破产、安达信事务所消失这一外生冲击使审计市场结构发生变化；HAISLIP et al.[23]的研究表明，在审计市场竞争激烈、审计师处于弱势地位的情况下，审计师在盈余预测修正之后被客户解聘的可能性较大。

对于审计师而言，证券交易所监管问询机制改变了其成本结构和收益函数。审计师与客户之间的潜在不匹配关系被放大激化，客户风险超过审计师能容忍的最高水平，而且证券交易所要求审计师等中介机构对问询函中的相关问题进行核查并发表明确意见增加了审计投入，审计师在与客户的博弈过程中，权衡继续为被问询公司提供审计服务的成本与收益，处罚成本、声誉成本、审计投入等成本大于已收取风险溢价之后的审计收费，导致审计师变更。进一步分析证券交易所问询机制如何影响审计师变更的方向，上市公司受到的监管压力具有溢出效应，使审计师面临高额的潜在处罚成本和声誉成本，为了降低处罚风险，审计师会采取优化客户组合的风险管理策略[19]，辞聘收到问询函的高风险客户。因此，收到问询函公司的审计师变更方向为从大所向小所降级变更。因此，本研究提出假设。

H2a相对于没有被证券交易所问询的上市公司，被问询的公司在收到问询函之后发生审计师变更的概率较高。

H2b证券交易所监管问询促使被问询公司的审计师从大所向小所降级变更。

根据上文分析，证券交易所问询机制促使审计师出具持续经营审计意见，审计师辞聘的可能性增加，表现为审计师独立性水平的提升[24]。而审计师独立性水平的提升有助于信息质量的改善[25]，在一定程度上说明证券交易所问询机制的监管效应能够通过资本市场信息中介——审计的决策行为发挥作用。一方面，监管问询通过影响审计师出具持续经营审计意见，审计师变更行为向上市公司传递监管压力，促使上市公司提高信息披露质量。另一方面，根据审计师声誉理论，被问询公司的审计师为了减少声誉受损的成本，有动机提高审计师独立性水平[26]，增加审计投入，进而提高客户信息质量。因此，本研究提出假设。

H3证券交易所监管问询促使被问询公司的信息质量提升。

4 研究设计

4.1 模型和变量

为了检验H1，即证券交易所监管问询机制影响审计师就是否存在与被审计单位持续经营能力相关的重大不确定性出具持续经营审计意见(下文简称持续经营审计意见)，本研究参考DEFOND et al.[27]的研究构建模型进行检验，即

Gcoi,t=α0+α1Leti,t-1+∑Coni,t+μi,t

(1)

其中，Gcoi,t为i上市公司在t年被审计师是否出具持续经营审计意见，出具取值为1，否则取值为0；Leti,t-1为i上市公司在(t-1)年是否收到证券交易所问询函，收到取值为1，否则取值为0；Coni,t为控制变量，包括自由现金流量比率、审计收费、审计师行业专业能力、客户重要性、破产风险、成长能力、应收账款比率、存货比率、流动比率、公司规模、财务杠杆、总资产报酬率等；α0为截距项，α1为回归系数，μi,t为残差项。相关变量定义见表1。

根据《中国注册会计师审计准则第1324号——持续经营》的规定，持续经营审计意见是指审计师就管理层在编制财务报表时运用持续经营假设的适当性获取充分、适当的审计证据，就是否存在与被审计单位持续经营能力相关的重大不确定性得出结论的一类非标准审计意见[28]。与非标准审计意见相比，持续经营审计意见具有异质性[29]，审计师就管理层编制财务报表时运用持续经营假设的适当性获取充分、适当的审计证据并得出结论的过程中，审计师不仅需要依据被审计单位的财务信息，还需要依据非财务信息进行主观判断，如评价管理层与持续经营能力评估相关的未来应对计划等。

表1 变量定义Table 1 Definition of Variables

借鉴黄崑等[22]和CHEN et al.[30]的审计师变更模型，本研究设计模型分析证券交易所问询机制对审计师变更的影响，验证H2a。具体模型为

Chai,t=η0+η1Leti,t-1+∑Coni,t+σi,t

(2)

其中，Chai,t为i上市公司在t年是否发生审计师变更，发生取值为1，否则取值为0；η0为截距项，η1为回归系数，σi,t为残差项。

参考WANG et al.[31]的方法，本研究使用(3)式进行Ordered Logistic回归，验证H2b。具体模型为

Swii,t=χ0+χ1Leti,t-1+∑Coni,t+τi,t

(3)

其中，Swii,t为序数变量，表示i上市公司在t年的审计师变更方向，若审计师从大所降级变更为小所取值为3，大所指国际“四大”会计师事务所(普华永道、德勤、毕马威、安永)，小所指非“四大”会计师事务所，若审计师不变或同级变更取值为2，若从小所升级变更为大所取值为1；χ0为截距项，χ1为回归系数，τi,t为残差项。

检验H3的模型为

DAi,t=λ0+λ1Leti,t+∑Coni,t+υi,t

(4)

其中，DAi,t为i上市公司在t年的信息质量，λ0为截距项，λ1为回归系数，υi,t为残差项。采用修正的琼斯模型，利用(5)式分年度、分行业回归得到的残差为操控性应计利润，操控性应计利润的绝对值为信息质量的代理变量，即

(5)

其中，Acci,t为i上市公司在t年的应计项，TAi,t-1为i上市公司在(t-1)年的总资产，Sali,t为i上市公司在t年的营业收入，Reci,t为i上市公司在t年的应收账款，Ppei,t为i上市公司在t年的固定资产，β1～β3为系数，εi,t为残差项。

4.2 数据来源

从2014年12月开始中国在深交所网站和上交所网站上公开问询函，本研究样本选择2015年至2017年的沪深A股上市公司。证券交易所问询数据来自中国研究数据服务平台(简称CNRDS)，为确保数据的质量，本研究对CNRDS数据库中的监管问询数据进行检查，将其与手工查找的证券交易所数据进行核对，没有发现数据偏误，说明CNRDS数据质量具有可信度；审计师变更数据来源于中国注册会计师协会网站，手工整理；持续经营审计意见数据为手工数据，根据第1324号审计准则，借鉴周楷唐等[32]的手工收集方法，在非标准审计意见的审计报告中提取关键词句，包括持续经营能力产生重大疑虑的重大不确定性、持续经营能力存在重大不确定性、持续经营能力产生重大疑虑、持续经营能力产生重大不确定性、持续经营存在重大不确定性、持续经营能力存在不确定性、持续经营存在不确定性、主要财务指标显示财务状况进一步恶化、已严重资不抵债等，若审计报告中出现以上关键词则判定为持续经营审计意见样本；上市公司财务数据来自于国泰安数据库(简称CSMAR)。本研究按照如下方法对数据进行筛选处理：剔除金融行业样本；剔除净资产小于0的样本；剔除数据缺失样本；剔除会计师事务所合并、名称变更、强制轮换的样本；考虑到与并购、半年报、季报相关的问询不直接影响年度财务报告审计师行为，剔除相关的问询函样本，仅保留年报问询函、年报审核问询函样本；针对连续型变量两端进行1%缩尾处理。具体样本筛选过程见表2。

表2 样本筛选Table 2 Sample Selection

5 实证结果

5.1 描述性统计和相关性分析

变量的描述性统计结果见表3。由表3可知，Gco的均值为0.014，中位数为0，说明有1.400%的样本被出具了持续经营审计意见；Cha的均值为0.095，中位数为0，说明有9.500%的样本发生了审计师变更，这与刘启亮等[17]研究的描述性统计结果一致；Swi的均值为2.024，中位数为2，说明与发生审计师升级变更的样本相比，发生降级变更的样本较多；Let的均值为0.145，中位数为0，说明有14.500%的样本收到了证券交易所问询函；DA的均值为0.071，中位数为0.045。控制变量中CF的均值为0.040，中位数为0.039；Fee的均值为13.870，中位数为13.760；Spe的均值为0.067，中位数为0.053；Imp的均值为0.014，中位数为0.005，说明客户审计收费占事务所当年收费总额的平均比率为1.400%；Z的均值为0.842，中位数为0.852，反映中国资本市场中破产风险的平均水平；Gro的均值为0.238，中位数为0.113，说明样本公司的营业收入以23.800%的平均速度增长；Rec的均值为0.120，中位数为0.096；Siz的均值为22.320，中位数为22.180；Lev的均值为0.433，中位数为0.424；Roa的均值为0.034，中位数为0.032；Big4的均值为0.056，中位数为0，说明有5.600%的样本被国际“四大”会计师事务所审计。

表3 描述性统计结果Table 3 Results for Descriptive Statistics

注：观测数为7 592。

表4给出本研究主要变量的Pearson相关系数，由表4可知，Let与Gco、Cha、Swi均在1%水平上显著正相关，Let与DA在1%水平上显著负相关。一定程度上说明证券交易所监管问询与审计师出具持续经营审计意见的概率正相关；相对于没有被证券交易所问询的上市公司，被问询的公司在收到问询函之后发生审计师变更的概率较高，变更方向为从大所向小所降级变更；并且，证券交易所监管问询促使被问询公司的信息质量提升。Lev与Siz的相关系数为0.514，与已有研究的相关系数分析结果相近[33]，除此之外，其他变量之间的相关系数在0.500以下。在回归过程中进行了方差膨胀因子检验，VIF值都在5以下，小于阈值，说明把这些变量引入回归模型不会产生明显的多重共线性问题。

5.2 回归结果

表5给出证券交易所监管问询机制影响审计师出具持续经营审计意见的回归结果，表5的第2列为Let与Gco的回归结果，第3列为在第2列的基础上加入控制变量的回归结果，第4列为在第3列的基础上控制行业和年度的回归结果。总体来看，公司在上1期收到证券交易所问询函与当期审计师出具持续经营审计意见的概率在1%水平上显著正相关，表明证券交易所监管问询暴露了企业的风险，促使被问询客户的审计师出具持续经营审计意见的概率增加，H1得到验证。说明监管问询能够影响审计师行为，有助于审计师独立性的提升[34]，而审计师独立性的提升也反映为审计质量和信息质量的改善[35-36]，在一定程度上揭示了审计是证券交易所监管问询机制发挥作用的重要途径。

表4 相关系数Table 4 Correlation Coefficients

注：***为在1%水平上显著，**为在5%水平上显著，*为在10%水平上显著，下同。

表5 监管问询与持续经营审计意见的回归结果Table 5 Regression Results for Inquiry Letters on Auditors′ Going-concern Opinion

注：括号中的数据为z值。

上文分析结果说明，在证券交易所监管问询的作用下，审计师为了降低处罚风险采取了出具持续经营审计意见的风险管理措施。而当处罚风险较大、审计师通过提高谨慎性水平出具持续经营审计意见也无法应对时，审计师可能采取优化客户组合的风险管理策略，辞聘被问询的客户，发生审计师变更行为[37]。为了检验证券交易所监管问询对审计师变更行为的影响，本研究分别对(2)式和(3)式进行Logit和Ordered Logistic回归分析，表6给出监管问询与审计师变更的回归结果。表6上半部分结果表明，上1期Let与当期Cha至少在10%水平上显著正相关，表明相对于没有收到证券交易所问询函的上市公司，收到问询函的公司随后发生审计师变更的概率较高，H2a得到验证。表6下半部分的结果表明，上1期Let与当期Swi至少在10%水平上显著正相关，表明证券交易所监管问询促使被问询公司的审计师从大事务所变更为小事务所，H2b得到验证。在一定程度上说明证券交易所监管问询提高了审计师面临的处罚风险，从而对审计师与客户的关系产生影响，审计师拒绝继续为收到问询函的高风险公司提供审计服务，促使审计师发生降级变更行为。

表6 监管问询与审计师变更和 审计师变更方向的回归结果Table 6 Regression Results for Inquiry Letters on Auditor Change and Auditor Switch

上文实证结果说明监管问询能够影响审计师行为，而审计作为资本市场信息中介对会计信息质量的提升发挥着重要作用。表7给出监管问询与信息质量的回归结果，表7的第2列为Let与DA的回归结果，第3列为在第2列基础上加入控制变量的回归结果，第4列为在第3列的基础上控制行业和年度的回归结果。表7结果表明，上1期Let与当期DA在1%水平上显著负相关，说明证券交易所监管问询促使被问询公司的信息质量提升，H3得到验证。在一定程度上说明监管问询对于提升资本市场信息质量的监管效应通过审计师渠道发挥作用。

表7 监管问询与信息质量的回归结果Table 7 Regression Results for Inquiry Letters on Information Quality

6 进一步分析

6.1 审计师变更：辞聘还是解聘

上文研究发现证券交易所监管问询机制影响了审计师与客户关系的稳定性，促使审计师从大事务所降级变更为小事务所。那么，在证券交易所监管问询的影响下，中国审计市场中发生的审计师-客户关系重构究竟是客户享有主动权的解聘行为还是审计师主动的辞聘行为有待进一步分析。一方面，已有研究发现中国审计市场在早些年为客户享有主动权的买方市场；另一方面，有研究发现随着事务所合并热潮的掀起、监管的加强，审计师地位逐渐上升[4]，近年来甚至出现上市公司在收到问询函之后聘不到审计师的情况，在一定程度上说明证券交易所问询机制暴露了公司存在的问题，在审计师选择行为的作用下，问题公司若不及时修正将有可能面临被市场淘汰的处境。下面进一步验证是辞聘还是解聘行为主导了证券交易所监管问询机制对审计师变更行为的影响，已有研究认为在客户风险较高的情况下审计师辞聘的动机更强[28-29]。本研究通过考察不同客户风险下监管问询与审计师变更行为的关系是否存在差异，检验在证券交易所监管问询机制的影响下审计师变更行为的动机是辞聘还是解聘。在客户风险的代理变量中，KRISHNAN et al.[38]用Altman的破产风险Z-Sco测量客户风险，发现辞聘与解聘的客户在破产风险上存在差异，被辞聘的客户破产风险较高。本研究借鉴LEE et al.[35]构建的根据中国资本市场调整的Z-Sco测量客户风险，调整的Z-Sco越小表示客户风险越大，定义调整的Z-Sco小于年度行业中位数为高客户风险组，其他样本为低客户风险组。若在高客户风险组中监管问询与审计师变更的相关关系显著，说明在监管问询的影响下，审计师变更为审计师主动的辞聘行为。

表8给出按客户风险高低分组的检验结果，表8的上半部分的结果表明，在高客户风险组中上1期Let与当期Cha至少在5%水平上显著正相关；下半部分的结果表明，在高客户风险组中上1期Let与当期Swi至少在10%水平上显著正相关；而在低客户风险组中上1期Let与当期Cha和Swi的关系均不显著。分样本F检验结果表明，Let与Cha和Swi之间的相关关系在高客户风险组与低客户风险组存在显著差异，说明审计师为了降低诉讼风险而辞聘收到问询函的高风险客户，审计师辞聘行为反映为较高的审计师独立性水平[37-38]，因此检验结果也验证了证券交易所监管问询机制有助于提升审计师独立性。

表8 进一步分析：客户风险的回归结果Table 8 Further Analysis: Regression Results for Client Risk

6.2 问询函次数

上文实证结果发现收到问询函的公司被审计师出具持续经营审计意见，审计师辞聘的概率增加。首先，定义Num为问询函次数，计算方法为公司在一个年度区间内共收到问询函的次数加1取自然对数。然后以上1期的Num作为自变量，以当期Gco和Swi分别作为因变量，进行回归检验。表9给出对问询函次数的回归结果，第2列～第4列的结果表明，上1期Num与当期Gco在1%水平上显著正相关；第5列～第7列的结果表明，上1期Num与当期Swi在1%水平上显著正相关。进一步验证了监管问询对审计师决策行为产生影响，问询函次数越多影响越大。

6.3 审计投入

为进一步验证监管问询的有效性，本研究检验监管问询对审计投入的影响。借鉴王艳艳等[36]的方法，用审计完成日期与资产负债表日之间的天数取自然对数测量审计投入Lnt。表10给出对审计投入的回归结果，第2列～第4列的结果表明，上1期Let与当期Lnt至少在10%水平上显著正相关；第5列～第7列的结果表明，上1期Num与当期Lnt在1%水平上显著正相关。说明监管问询促使审计师增加审计投入，进一步验证审计是监管问询发挥积极效应的途径。

6.4 问询函分类

鉴于监管问询可分为与审计相关、与审计不相关两类问询函，本研究对问询函进一步分类，分别检验两类问询对审计师行为的影响。首先定义Typ为收到与审计相关问询函，若问询函包含审计相关内容，即问询函中出现“审计”或“会计师事务所”字样取值为1，否则取值为0；定义Num_A为收到与审计相关问询函次数，计算方法为当年公司共收到与审计相关问询函的次数加1取自然数；定义Typ2为收到与审计不相关问询函，若收到的问询函与审计不相关取值为1，否则取值为0；定义Num_A2为收到与审计不相关问询函数次数，计算方法为当年公司共收到与审计不相关的问询函的次数加1取自然对数。表11给出按问询函分类的回归结果，第2列和第3列的结果表明，上1期Typ和Num_A与当期Gco至少在5%水平上显著正相关；第4列和第5列的结果表明，上1期Typ和Num_A与当期Swi在1%水平上显著正相关；第6列和第7列的结果表明，上1期Typ2和Num_A2与当期Gco至少在5%水平上显著正相关；第8列和第9列的结果表明，上1期Typ2和Num_A2与当期Swi至少在10%水平上显著正相关。说明即使考虑问询函是否与审计相关的进一步分类，前文结果依然成立。

表9 进一步分析：问询函次数的回归结果Table 9 Further Analysis: Regression Results for Number of Inquiry Letters

表10 进一步分析：审计投入的回归结果Table 10 Further Analysis: Regression Results for Audit Effort

表11 进一步分析：问询函分类的回归结果Table 11 Further Analysis: Regression Results for Type of Inquiry Letters

6.5 首次问询

上文实证结果发现监管问询对审计师决策行为产生影响，问询函次数越多影响越大。为进一步比较首次问询与多次问询的有效性，本研究分别检验首次问询和多次问询对审计师行为的影响。定义Fir为样本期间内是否首次收到问询函，首次收到取值为1，否则取值为0；定义Fir2为样本期间内是否多次收到问询函，多次收到取值为1，否则取值为0。表12给出首次收到问询函和多次收到问询函的回归结果，第2列和第3列的结果表明，上1期Fir与当期Gco和Swi至少在5%水平上显著正相关；第4列和第5列的结果表明，上1期Fir2与当期Gco和Swi至少在5%水平上显著正相关。说明证券交易所首次问询和多次问询都对审计师行为产生显著影响。

表12 进一步分析：首次问询的回归结果Table 12 Further Analysis: Regression Results for the First Time Inquiry Letters

6.6 溢出效应

本研究基于审计视角研究监管问询的有效性，为了进一步验证审计在其中发挥的作用，考虑到由于同一家会计师事务所可以审计多家上市公司，同一家事务所审计的被问询公司与未被问询公司之间可能存在溢出效应，本研究实证检验该溢出效应。Spi为在未收到问询函的样本中上市公司的会计师事务所在之前年度审计的客户组合中是否存在被问询的公司，存在取值为1，否则取值为0。表13给出对监管问询溢出效应的回归结果，第2列～第4列的结果表明，上1期Spi与当期Gco至少在5%水平上显著正相关；第5列～第7列的结果表明，上1期Spi与当期Swi至少在5%水平上显著正相关。说明监管问询的有效性能够通过审计师渠道发挥溢出效应。

6.7 中介效应

为进一步验证审计师行为在监管问询对信息质量的影响中发挥中介效应，本研究参考温忠麟等[39]的中介效应模型，检验结果说明存在中介效应，即Gco在Let对DA的影响中发挥中介效应，进一步验证监管问询的有效性通过审计师渠道发挥作用。

7 稳健性检验

7.1 非A+H股

考虑到A+H股公司于2017年开始率先执行修订后的新审计准则，为了避免准则变动可能对上文结果产生的潜在干扰，本研究用非A+H股样本进行稳健性检验。非A+H股样本回归结果表明，上1期Let与当期Gco在1%水平上显著正相关，上1期Let与当期Swi至少在10%水平上显著正相关，上1期Let与当期DA至少在5%水平上显著负相关。说明即使考虑准则变动的潜在干扰，前文结果依然成立。

表13 进一步分析：监管问询溢出效应的回归结果Table 13 Further Analysis: Regression Results for Spillover Effect of Inquiry Letters

7.2 非标准审计意见

上文用持续经营审计意见作为测量审计师行为的指标之一，虽然在非标准审计意见中，与其他非标准审计意见相比，持续经营审计意见具有异质性，理论上是一个较好的测量指标[40]。但是，一方面，持续经营审计意见仍属于非标准审计意见范畴；另一方面，目前中国审计师还未针对公司持续经营能力单独发表意见，持续经营审计意见的测量需基于审计报告加以判断，因而可能引发一定的测量偏差。因此，本研究用非标准审计意见代替持续经营审计意见进行稳健性检验。监管问询与非标准审计意见的回归结果表明，上1期Let与当期Opi在1%水平上显著正相关，说明监管问询促使审计师出具非标准审计意见的概率增加。

7.3 审计师变更方向

在(3)式中审计师变更方向的测量变量Swi为序数变量，本研究参考SHU[19]和LANDSMAN et al.[20]的实证模型，用虚拟变量Swi2测量审计师变更方向，若审计师从大会计师事务所降级变更到小会计师事务所取值为1，否则取值为0。审计师变更方向检验结果表明，上1期Let与当期Swi2至少在10%水平上显著正相关，上1期Num与当期Swi2在1%水平上显著正相关。说明证券交易所监管问询机制促使审计师降级变更行为的发生，为研究结果提供了稳健性证据。

7.4 倾向得分匹配

鉴于证券交易所向上市公司发放问询函并非随机选择，可能对研究结果的稳健性产生影响，为了检验上述结论的可靠性，本研究采取倾向得分匹配方法(PSM)进行卡尺内的近邻匹配。考虑到被问询公司与未被问询公司之间可能在经营风险和成长性等方面存在系统性差异，选取自由现金流量比率、破产风险、成长能力等变量作为PSM匹配过程中的解释变量。

相对于匹配之前，匹配之后收到问询函样本(Let=1)与未收到问询函样本(Let=0)的差异缩小，表明匹配效果理想，匹配之后被问询公司与未被问询公司之间非随机性抽样的内生性干扰得到缓解。匹配后样本的检验结果表明，上1期Let与当期Gco和Swi均在1%水平上显著正相关，上1期Let与当期DA至少在5%水平上显著负相关。说明即使考虑被问询公司与未被问询公司非随机选择可能存在的内生性问题，研究结果仍然成立，即证券交易所监管问询机制暴露了公司风险，审计师为了降低处罚风险出具持续经营审计意见，调整客户组合，辞聘收到问询函的客户，审计师与客户关系发生重构，促使信息质量的提升。

7.5 工具变量

为了缓解内生性问题对实证结果可能产生的潜在干扰，采用倾向得分匹配法在一定程度上控制了样本选择偏差，为进一步缓解遗漏变量等内生性问题，本研究采用工具变量回归。选取上市公司当年所在行业内其他上市公司被问询的平均概率M_Let作为工具变量，上1期M_Let与当期Let相关，同时上1期M_Let不受当期Gco、Swi和DA的影响。检验结果表明，Let的预测值与Gco在5%水平上显著正相关，与Swi和DA在1%水平上显著正相关，说明采用工具变量后，研究结果仍然成立。对M_Let的外生性检验结果表明，p值小于0.010，说明工具变量有效，进一步缓解了遗漏变量等内生性问题。

8 结论

8.1 研究结果

本研究基于审计师视角系统研究证券交易所问询机制发挥监管效应的机理和途径，研究结果表明，证券交易所监管问询机制这项非行政处罚性监管措施使信息披露存在疑点的上市公司成为投资者和监管者关注的焦点，客户风险被暴露。为了降低处罚风险，审计师提高了谨慎性水平，使收到证券交易所问询函的上市公司随后被审计师出具持续经营审计意见的概率增加，被审计师辞聘的可能性增加，从而加大了上市公司的外部压力，迫使公司提高信息披露质量，说明证券交易所监管问询机制通过审计师渠道发挥积极作用。进一步研究发现，收到问询函次数越多的公司，其审计师决策行为受到监管问询的影响越大；同时，监管问询促使审计师增加了审计投入，进一步验证了审计是监管问询发挥积极效应的途径。此外，结合问询函分类、首次问询、溢出效应、中介效应、非标审计意见、倾向得分匹配、工具变量等维度的分析，提供了相应的稳健性证据。

8.2 研究贡献

本研究在理论方面做出了一定贡献。

(1)发现证券交易所问询机制的有效性通过审计师渠道发挥作用，支持了证券交易所监管问询机制具有积极的经济后果这一研究结果。一方面，本研究为证券交易所监管问询机制的有效性提供了相应的经验证据，是对已有关于非行政处罚性监管和行政处罚性监管有效性研究的重要补充[41]；另一方面，本研究在已有研究发现证券交易所问询机制对于上市公司具有直接监督效应[7]的基础上，进一步发现证券交易所问询机制能够通过影响审计师行为发挥监管效应，表明监管问询机制对于提高信息披露质量、促进资本市场健康稳定发展具有重要意义。

(2)基于审计师视角的研究，拓展了证券交易所监管问询机制经济后果的相关研究。已有关于监管问询机制经济后果的研究主要关注证券交易所向上市公司发放问询函的信息含量[10]。本研究基于审计师视角，丰富了证券交易所监管问询机制的经济后果研究，发现收到问询函的上市公司更易被审计师出具持续经营审计意见，且被审计师辞聘的可能性增加。

(3)本研究结果也说明在中国竞争较为激烈的审计市场中，审计师具有较高的独立性。本研究通过探讨证券交易所监管问询机制对审计师行为的影响，发现对于被问询上市公司，审计师出具持续经营审计意见的可能性增加，且审计师更可能发生辞聘行为，表明虽然中国审计市场竞争激烈，审计师仍保持较高的独立性。一方面拓展了关于中国审计师独立性问题的研究，另一方面也对加强审计师独立性、完善审计师变更原因信息披露等制度提供了一定的理论参考。

本研究基于审计师行为视角揭示了证券交易所监管问询发挥积极作用的新渠道，但也存在一定的局限性。由于证券交易所向上市公司发放问询函并非随机选择，本研究采用的倾向得分匹配法只是在一定程度上控制了样本选择偏差；对于可能还存在遗漏变量问题，本研究采用的工具变量等方法只能在一定程度上缓解内生性问题。但是，这些方法并不能将内生性问题完全消除，未来研究可以就内生性问题的解决方法继续深入研究。由于监管问询函从2014年12月才开始公开披露，本研究的样本期间相对较短，对于监管问询有效性的检验可能还需基于更长样本期间进行考察。