注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量與機(jī)構(gòu)投資者羊群行為

王帥文

〔摘 要〕本文以2007—2016年我國A股上市公司和機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證考察了注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的影響及作用機(jī)理。研究發(fā)現(xiàn)，注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量與機(jī)構(gòu)投資者羊群行為呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系;注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的負(fù)向影響存在單一門檻效應(yīng) ，即注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量高于門檻值時(shí)，其對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為具有顯著的負(fù)向影響，反之，影響并不顯著 ;相較于存在高管信息披露操縱傾向的公司，在不存在高管信息披露操縱傾向的公司中，注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的減弱效應(yīng)更強(qiáng)。結(jié)論表明，注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為具有顯著的治理作用，是微觀公司治理機(jī)制對宏觀資本市場的影響典范，為監(jiān)管當(dāng)局在完善資本市場信息披露制度、緩解資本市場上的極端行為引起的市場動蕩提供政策考量。

〔關(guān)鍵詞〕 注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量;機(jī)構(gòu)投資者羊群行為;高管信息披露操縱傾向;公司外部治理;門檻效應(yīng)

中圖分類號 ：F830.59?? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼 ：A?? 文章編號 ： 1008- 4096（2018）06-0086-09

一、引 言

群體心理學(xué)的創(chuàng)始人勒龐 [1] 認(rèn)為群體行為的“去意識”可以讓守財(cái)奴變得揮霍無度，把懷疑者變成信徒，讓老實(shí)人成為罪犯，而資本市場上充斥的機(jī)構(gòu)投資者羊群行為無疑是心理學(xué)的這一典型群體性現(xiàn)象在經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的滲透和升華。Jegadeesh和Kim [2] 以及許年行等 [3] 則通過理論與實(shí)證分析表明機(jī)構(gòu)投資者羊群行為在金融市場上推波助瀾，是加劇市場波動、破壞市場穩(wěn)定和提高金融體系脆弱性的罪魁禍?zhǔn)住?/p>

受益于證監(jiān)會2000年提出的“超常規(guī)發(fā)展機(jī)構(gòu)投資者”的戰(zhàn)略口號和我國經(jīng)濟(jì)“井噴式”增長帶來的國民財(cái)富集聚，機(jī)構(gòu)投資者已成為我國資本市場的重要參與者

以公募基金為例，2007年初至2016年末，中國機(jī)構(gòu)投資者的持股市值從9132.19億元增長到91060.04億元，數(shù)量從312只增長到3821只，且在2016年，已有76家基金公司就12338項(xiàng)議題行使了投票表決權(quán)。? 。不可否認(rèn)的是，機(jī)構(gòu)投資者的快速增加使其于微觀公司治理處扮演著意想不到的驚喜角色，Bronson等 [4-5] 發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)持股在提升公司信息披露質(zhì)量、驅(qū)動R&D投入、促進(jìn)投資效率、降低盈余管理緩解融資約束等微觀公司治理層面收效顯著，但現(xiàn)有文獻(xiàn)并沒有從微觀角度入手探究公司治理機(jī)制對宏觀資本市場上的機(jī)構(gòu)投資者行為的反向影響，尤其是對機(jī)構(gòu)投資者規(guī)模擴(kuò)張帶來的市場極端行為——機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的特殊考量讓這一探究顯得尤為必要。

防范金融風(fēng)險(xiǎn)、維護(hù)資本市場穩(wěn)定一直以來是黨和政府以及各界人士關(guān)注的重大議題，2017年以來，國家重拳出擊、持續(xù)推進(jìn)監(jiān)管邊界和加深監(jiān)管深度，旨在“牢牢守住不發(fā)生系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的底線”。事實(shí)上，在維護(hù)金融穩(wěn)定上，我國政府一直秉承的是“監(jiān)管+制度引導(dǎo)”雙線并舉的導(dǎo)向，除了強(qiáng)有力的監(jiān)管，構(gòu)筑宏觀機(jī)制和微觀機(jī)制有效結(jié)合的制度框架是當(dāng)前我國政府防范金融風(fēng)險(xiǎn)的最新著力點(diǎn)。在防范金融風(fēng)險(xiǎn)的主基調(diào)下尋求降低機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的制度支撐是牽動監(jiān)管當(dāng)局神經(jīng)的敏感性問題。微觀公司治理機(jī)制能否作為國家監(jiān)管的有效制度補(bǔ)充在減弱機(jī)構(gòu)投資者羊群行為、規(guī)范金融市場中起到作用是一個值得關(guān)注的問題。

Jensen [6] 和熊家財(cái) [7] 認(rèn)為注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量作為一項(xiàng)獨(dú)立的微觀治理機(jī)制是公司信息披露質(zhì)量的制度保證，在提升信息對稱度上具有顯著的效果。楊德明等 [8] 認(rèn)為高質(zhì)量的注冊會計(jì)師審計(jì)具有獨(dú)立客觀性，能夠?qū)緝?nèi)外部環(huán)境的判斷及時(shí)出具審計(jì)報(bào)告、披露上市公司問題，保證會計(jì)信息真實(shí)完整。信息是現(xiàn)代競爭性資本市場的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，注冊會計(jì)師的信息披露質(zhì)量在很大程度上影響著投資者的決策，關(guān)系著整個資本市場的穩(wěn)健運(yùn)行。外部投資者和公司內(nèi)部信息的不對稱是資本市場的重要特征，股市的暴漲暴跌是信息不對稱下市場的極端表現(xiàn)。那么，注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量是否具有抑制機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的作用？如果具有，其作用機(jī)理如何？ 這是本文研究的主題。

本文以開放型基金作為機(jī)構(gòu)投資者的代表，從機(jī)構(gòu)投資者對公司治理效果的“逆向”出發(fā)，探究微觀公司治理機(jī)制對宏觀資本市場上機(jī)構(gòu)投資者行為的影響。 ，并具體回答以下兩個問題：高注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量是否具有減弱機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的效果？如果具有，其作用機(jī)理如何？

二、文獻(xiàn)綜述與理論分析

Kraus和Stoll [9] 首次對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的雛形——平行交易展開研究，并將其定義為大量機(jī)構(gòu)投資者在同一時(shí)間內(nèi)同向交易同一支股票的現(xiàn)象。此后，伴隨機(jī)構(gòu)投資者規(guī)模的不斷擴(kuò)大和金融市場的發(fā)展繁榮，國內(nèi)外對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的研究大量涌現(xiàn)，主要集中在機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的驅(qū)動因素和經(jīng)濟(jì)后果兩個方面。

一是機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的驅(qū)動因素?，F(xiàn)有的經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)主要從三個角度對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的驅(qū)動因素進(jìn)行了探究：（1）聲譽(yù)機(jī)制角度。Morrison和Wilhelm [10] 以及Froot等 [11] 認(rèn)為對機(jī)構(gòu)經(jīng)理人來說，個人聲譽(yù)是其能力的有效證明、不可替代的無形資產(chǎn)和有效的隱性薪酬激勵，大部分機(jī)構(gòu)投資者的掌舵人會基于普世的“法不責(zé)眾”的追隨輿論模仿失敗后的責(zé)任弱化的觀念和對聲譽(yù)的綜合考量而選擇“抱團(tuán)取暖”。（2）薪酬機(jī)制角度。Maug和Naik [12] 通過理論分析得出薪酬契約是對職業(yè)經(jīng)理人的有效激勵方式，然而薪酬模式運(yùn)用不當(dāng)容易扭曲對經(jīng)理人的激勵機(jī)制進(jìn)而導(dǎo)致同行之間競相模仿——羊群行為出現(xiàn)。Boyson [13] 認(rèn)為薪酬激勵方式的不同會影響機(jī)構(gòu)投資者參考他人信息的程度。路磊等 [14] 利用2004—2009年我國開放式基金的數(shù)據(jù)研究業(yè)績排名對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為變化的影響時(shí)發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者羊群行為對短期業(yè)績排名變化敏感，進(jìn)一步表明業(yè)績薪酬激勵影響了機(jī)構(gòu)投資者的羊群效應(yīng)。（3）“信息瀑布”機(jī)制角度?！靶畔⑵俨肌钡牡湫吞卣骶褪恰翱吹絼e人的選擇，看不到別人的心理”，Wermers [15] 認(rèn)為當(dāng)投資者對于自己的私有信息不確定時(shí)，會跟隨主流信息模仿他人投資決策。綜上可以看出，公司內(nèi)部和資本市場的信息不對稱無疑是對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為驅(qū)動的經(jīng)濟(jì)學(xué)角度的本質(zhì)解釋。

二是機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的經(jīng)濟(jì)后果。經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)研究聚焦在對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為與風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系探究上。程天笑等 [16] 認(rèn)為在證券市場上，機(jī)構(gòu)投資者在“領(lǐng)頭羊”的帶領(lǐng)下競相模仿，帶來資金的大規(guī)模同向運(yùn)動進(jìn)而導(dǎo)致買賣需求超過市場提供的流動性，增大了股市暴漲暴跌的可能。許年行等 [3] 認(rèn)為由于機(jī)構(gòu)投資者忽略了個人所掌握的私有信息而導(dǎo)致上市公司特有信息融入股價(jià)的程度降低，從而提高了股價(jià)同步性、增強(qiáng)了金融體系的脆弱性。不同于許年行等 [3] 的研究，池國華和張向麗 [17] 從投資者自身切入，采用序貫交易模型度量機(jī)構(gòu)投資者羊群行為，分析羊群行為和機(jī)構(gòu)投資者持有的投資組合崩盤風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，盡管機(jī)構(gòu)投資者羊群行為減弱了其自身崩盤風(fēng)險(xiǎn)，但呈“以鄰為壑”的顯著負(fù)外部性，即其降低自身崩盤風(fēng)險(xiǎn)是建立在破壞了市場穩(wěn)定和提高了金融體系脆弱性的基礎(chǔ)之上，與前人結(jié)果保持一致。

根據(jù)上文所述，我們可以看出機(jī)構(gòu)投資者羊群行為是加劇市場波動、提高金融體系脆弱性的罪魁禍?zhǔn)?，我國證券市場存在非常明顯的機(jī)構(gòu)投資者羊群行為。因此，尋求減弱機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的途徑勢在必行，但現(xiàn)有文獻(xiàn)對減弱機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的研究較少涉及。而“欲治其病，須知其源”，本文認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的減弱還需追本溯源，根據(jù)前述研究的梳理界定，公司內(nèi)部和資本市場的信息透明度是機(jī)構(gòu)投資者羊群行為驅(qū)動的經(jīng)濟(jì)學(xué)的本質(zhì)解釋。因此，理應(yīng)從緩解公司內(nèi)部和資本市場的信息不對稱的角度切入尋求減弱機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的方法。

注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量鏈接公司內(nèi)部和外部市場，有效緩解公司內(nèi)部和外部投資者之間的信息不對稱問題。Watts和Zimmerman [18] 認(rèn)為委托代理契約雙方之間的信息不對稱迫切需要為委托人挖掘信息的獨(dú)立第三方——注冊會計(jì)師，注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量是股東對管理者進(jìn)行監(jiān)督的重要工具和公司治理的重要機(jī)制，其質(zhì)量一直是投資者和其他利益相關(guān)者關(guān)注的主要內(nèi)容。肖作平 [19] 則通過實(shí)證研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)審計(jì)質(zhì)量越高，外部投資者獲得的信息越有用，公司內(nèi)部和資本市場的信息不對稱性越弱。因此，我們認(rèn)為注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量作為公司的一項(xiàng)微觀的外部治理機(jī)制具有提升公司內(nèi)部和資本市場的信息透明度進(jìn)而減弱機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的功能，提出如下假設(shè)：

H1： 其他條件一定的情況下，高注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量能減弱機(jī)構(gòu)投資者羊群行為。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取

考慮到機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的主體特性和機(jī)構(gòu)持倉數(shù)據(jù)可獲得性，本文選取開放式基金作為研究對象，

并剔除其中的QDII、QFII和指數(shù)型基金。樣本區(qū)間為2007—2016年，數(shù)據(jù)來自于Wind數(shù)據(jù)庫和CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了保證數(shù)據(jù)的有效性和消除異常值的影響，本文剔除了數(shù)據(jù)缺失的樣本并對所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%和99%的Winsorize處理。

（二）變量定義

注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量（AQ ?i，t ）：主要解釋變量，我們參考了Dunne等 [20] 和肖作平 [19] 研究方法采用審計(jì)收費(fèi)的對數(shù)作為注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量的代理變量。這主要基于以下考慮：更為細(xì)致的、深入的調(diào)查會帶來更多的精準(zhǔn)信息，在審計(jì)調(diào)查范圍一定的情況下，更長的審計(jì)時(shí)間和審計(jì)人員的投入必然導(dǎo)致更精準(zhǔn)的信息，而這不可避免地帶來更高的成本。因此，我們認(rèn)為審計(jì)收費(fèi)能夠較為精準(zhǔn)地捕捉審計(jì)質(zhì)量。

機(jī)構(gòu)投資者羊群行為（Herd ?i，t ）：我們參考Wemers [15] 和許年行等 [3] 研究方法對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為進(jìn)行量化，具體公式如下：

其中，HM ?i，t 表示第t期公司i被羊群的程度;P ?i，t 表示第t期增持公司i的機(jī)構(gòu)投資者與持有公司i的機(jī)構(gòu)投資者總數(shù)之比;E（P ?i，t ）表示增持公司i行業(yè)內(nèi)所有上市公司股票的機(jī)構(gòu)投資者持股比例的均值;利用E|P ?i，t -E（P ?i，t ）|對|P ?i，t -E（P ?i，t ）|進(jìn)行調(diào)整，即當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者對公司股票買入和賣出的不均衡程度達(dá)到一定比例時(shí)，我們才認(rèn)定該公司股票具有機(jī)構(gòu)投資者羊群行為。

機(jī)構(gòu)投資者羊群行為（Herd ?i，t ）的計(jì)算過程：第一，根據(jù)披露的機(jī)構(gòu)投資者持倉數(shù)據(jù)定義一個變量Buy ?i，t ，如果機(jī)構(gòu)投資者對股票i在第t期的持倉數(shù)據(jù)變動>0，則該機(jī)構(gòu)投資者的Buy ?i，t =1，如果機(jī)構(gòu)投資者對股票i在第t期的持倉數(shù)據(jù)變動<0，則該機(jī)構(gòu)投資者的Buy ?i，t =0，如果機(jī)構(gòu)投資者對股票i在第t期的持倉數(shù)據(jù)變動=0，則剔除該樣本。第二，計(jì)算Buy ?i，t 的平均值，寫為P ?i，t 。第三，根據(jù)時(shí)間第t期和行業(yè)計(jì)算P ?i，t 的平均值，寫為E（P ?i，t ）。第四，根據(jù)時(shí)間第t期和行業(yè)計(jì)算|P ?i，t -E（P ?i，t ）|的平均值，寫為 E|P ?i，t -E（P ?i，t ）| 。第五，根據(jù)（1）式計(jì)算得出HM ?i，t ，由于前述時(shí)間第t期以6個月為一個單位，因而計(jì)算得出的HM ?i，t 為半年度的羊群行為，由于本文的主要解釋變量和其他控制變量均為年度指標(biāo)，因而對該指標(biāo)采取年度內(nèi)取均值的調(diào)整方式得出年度羊群行為的度量指標(biāo)，寫為HM ?i，t _ year 。第六，用HM ?i，t _ year 自身的均值和方差對HM ?i，t _ year 進(jìn)行調(diào)整，從而得出本文被解釋變量機(jī)構(gòu)投資者羊群行為（Herd ?i，t ）。

其余控制變量：管理層權(quán)力（Power ?i，t ），將公司董事長與總經(jīng)理是否兩職合一（Dual ?i，t ）、公司股權(quán)分散度（Dispersion ?i，t ）、公司內(nèi)部董事比例（ID ?i，t ）和CEO的任職年限（Tenure ?i，t ）四個權(quán)力維度指標(biāo)用主成分分析法合成管理層權(quán)力指標(biāo)，該指標(biāo)越大，管理層權(quán)力越大。公司信息透明度（ABACC ?i，t ），借鑒Jones [21] 研究方法采用修正的瓊斯（Jones）模型，首先計(jì)算得出公司的操控性應(yīng)計(jì)利潤，然后取其絕對值作為公司信息透明度的代理指標(biāo)。公司成長性（MB ?i，t ），用公司的市值賬面比度量。盈利能力（ROA ?i，t ），用公司的資產(chǎn)收益率度量。公司規(guī)模（Size ?i，t ），用公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)度量。財(cái)務(wù)杠桿（Lev ?i，t ），用公司資產(chǎn)負(fù)債率度量。高管薪酬（Pay ?i，t ），用公司薪酬排名前三的高管薪酬總額取自然對數(shù)度量。投資者異質(zhì)性（Turnover ?i，t ），用股票的年度換手率度量。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe ?i，t ），國有上市公司則該變量取值為1，反之取值為0。具體的變量定義如表1所示。

（三）模型設(shè)計(jì)

1.注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為影響的檢驗(yàn)

我們采用模型（2）對注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為影響進(jìn)行檢驗(yàn)，由于機(jī)構(gòu)投資者羊群行為一般存在時(shí)間上的慣性，因而我們借鑒褚劍和方軍雄研究方法引入一階滯后項(xiàng)以控制時(shí)間慣性的影響，具體模型如下：

2.注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為影響的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

考慮到線性模型檢驗(yàn)的先驗(yàn)假定會限制研究結(jié)論的準(zhǔn)確性，為了避免這種主觀偏見對結(jié)果造成偏誤，本文擬通過假設(shè)檢驗(yàn)的方式測定注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為影響是否存在門檻效應(yīng)。本文借鑒Hansen門檻模型構(gòu)建注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為影響的門檻模型，具體模型如下：

其中，λ為待估計(jì)的門檻值，I（·）為示性函數(shù)，如果括號內(nèi)表達(dá)式為真，則函數(shù)取值為1，否則取值為0。若P ?1 = P ?2 =……= P ?m+1 ，則不存在單一門檻效應(yīng)，本文的研究模型將回歸到模型（2）進(jìn)行檢驗(yàn)，反之存在單一門檻效應(yīng)，視具體檢驗(yàn)結(jié)果判斷面板模型存在單一門限還是多重門限。μ ?i 表示公司個體特征等不可觀測因素的影響。

（四）描述性統(tǒng)計(jì)和平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。機(jī)構(gòu)投資者羊群行為（Herd ?i，t ）：均值和中位數(shù)分別為0.163和0.165，二者極為接近;中位數(shù)（0.165）與其四分之一分位數(shù)（0.031）和四分之三分位數(shù)（0.290）之間的差值分別為0.135和0.125;兩個分位數(shù)之間的差值為0.260，表明Herd ?i，t 分布較為均勻且具有較好的差異性。注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量（AQ ?i，t ）：均值和中位數(shù)分別為13.391和13.217，二者相差0.174，表明注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量高的樣本集中度稍高，該差值不足以對樣本分布差異性產(chǎn)生較大影響，總體來看AQ ?i，t 的分布差異性較好，便于后續(xù)的統(tǒng)計(jì)分析。其余控制變量，均具有較好的分散度。

為了避免偽回歸，本文對主要變量進(jìn)行了Fisher -ADF檢驗(yàn)和LLC單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明各變量序列皆平穩(wěn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，各變量的兩種方法檢驗(yàn)結(jié)果都拒絕了存在單位根的零假設(shè)（P值<0.1），即變量序列皆平穩(wěn)。

四、實(shí)證分析

（一）注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的影響

采用模型（2）對本文的主要假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，由于該模型為靜態(tài)面板模型，因而我們對模型進(jìn)行了數(shù)據(jù)的F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)，其結(jié)果均顯著地拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型和混合效應(yīng)模型（P值均小于0.05）。因此，本文采用固定效應(yīng)模型對注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量與機(jī)構(gòu)投資者羊群行為之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸分析結(jié)果如表3所示。我們以回歸分析結(jié)果（2）為例進(jìn)行分析，可以看出注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量（AQ ?i，t ）與機(jī)構(gòu)投資者羊群行為（Herd ?i，t ）之間具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系（-0.009 * * ），即機(jī)構(gòu)投資者羊群行為隨著注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量的提升而逐步減弱，驗(yàn)證了本文假設(shè)。這一結(jié)論表明，資本市場的機(jī)構(gòu)投資者能夠識別公司外部治理機(jī)制的好壞，進(jìn)而在進(jìn)行決策時(shí)減少盲目性，整體上減弱宏觀資本市場的極端投資行為。

由于機(jī)構(gòu)投資者羊群行為一般存在時(shí)間上的慣性，因而我們引入機(jī)構(gòu)投資者的一階滯后項(xiàng)（Herd ?i，t-1 ）以控制這種時(shí)間上的慣性，從而使回歸分析更為可靠。實(shí)證分析結(jié)果如表3所示，機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的一階滯后項(xiàng)（Herd ?i，t-1 ）具有非常明顯的負(fù)的顯著性（-0.033 * * ），而且呈現(xiàn)了非常明顯的“反轉(zhuǎn)效應(yīng)”，表明機(jī)構(gòu)投資者羊群行為同時(shí)兼具“行為傳染”和“有限關(guān)注”的雙重特征：（1）由于單個投資者精力和能力有限，因而機(jī)構(gòu)投資者必然將有限的注意力與信息處理能力關(guān)注在“顯眼信息”上。因此，容易忽視“隱晦信息”，也就是機(jī)構(gòu)投資者呈現(xiàn)對“顯眼信息”反應(yīng)過度和對“隱晦信息”反應(yīng)不足的特性。（2）“行為傳染”是指“隱晦消息”逐漸被眾人所知，其他投資者跟隨而來投入到資本市場中，此時(shí)市場表現(xiàn)對“顯眼信息”的反應(yīng)過度和對“隱晦消息”的反應(yīng)不足的特性逐漸消失。

為了防止先驗(yàn)的線性判斷帶來結(jié)果上的偏誤，我們設(shè)置了門檻模型，即公式（3）對本文假設(shè)進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)，同時(shí)我們采用自抽樣 1 000 次的F檢驗(yàn)，具體估計(jì)結(jié)果列示在表3中。表3結(jié)果顯示，注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的治理效果存在單一門檻效應(yīng)，其門檻值為13.021，即當(dāng)注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量低于13.021時(shí)，注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為并沒有顯著的影響（ -0.015 ）;當(dāng)注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量高于13.021時(shí)，其對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系（ -0.012 * *? ）。這一結(jié)果預(yù)示，注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量在較低水平時(shí)機(jī)構(gòu)投資者對其識別存在“混沌區(qū)”，只有當(dāng)其提升到一定水平以上注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量才對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為具有明顯的治理效果。注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量有效性存在臨界值，在這個臨界值以下，機(jī)構(gòu)投資者對其難以有效識別，因而加強(qiáng)注冊會計(jì)師審計(jì)制度的建設(shè)應(yīng)是政府持續(xù)關(guān)注的重點(diǎn)，這對于構(gòu)筑宏微觀結(jié)合的審慎治理框架、防范金融風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)而維護(hù)資本市場穩(wěn)定具有一定的政策啟示。

（二）高管信息披露操縱傾向的影響

上述研究表明，注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者具有顯著的治理效果，為了進(jìn)一步驗(yàn)證這種治理效果的機(jī)理，我們引入高管信息披露操縱傾向（IDMT ?i，t ）這個指標(biāo)進(jìn)行深入分析。現(xiàn)代公司制度確立以來，股東和高管之間的委托代理問題成為公司治理中的難題，股東們通過一系列的激勵約束方式對高管機(jī)會主義行為進(jìn)行約束，但一旦監(jiān)督機(jī)制缺失，高管就會抓住信息披露這一方式通過操縱信息扭曲薪酬激勵方式從而最大化自身利益。羅富碧等 [22] 研究表明，公司CEO具有推遲披露“好消息”、藏匿“壞消息”并且加快披露利空消息的傾向?？梢姡吖苡行畔⑴恫倏v傾向，公司內(nèi)部信息愈加不利于及時(shí)、準(zhǔn)確地在公司外部予以反映，資本市場的信息不對稱程度加大。本文借鑒權(quán)小鋒等 [23] 研究方法將高管信息披露操縱傾向（IDMT ?i，t ）引入分析以進(jìn)一步探究注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為影響的機(jī)理。此處我們采用分組檢驗(yàn)的方法對這一問題進(jìn)行探究，其中高管信息披露操縱傾向樣本的具體劃分為：若公司當(dāng)年被證監(jiān)會披露存在信息披露違規(guī)行為且予以處罰，我們則認(rèn)為其屬于高管存在信息披露操縱傾向的樣本，反之我們則認(rèn)為其屬于公司高管不存在信息披露操縱傾向的樣本，然后將“存在”和“不存在”的兩個樣本帶入本文模型（2）進(jìn)行回歸。估計(jì)結(jié)果如表4所示。

具體來看，相較于存在高管信息操縱傾向的公司，在不存在高管信息操縱傾向的公司中，注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的減弱效應(yīng)更強(qiáng)（0.009>0.005）。結(jié)果進(jìn)一步表明，注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量通過減弱了公司內(nèi)部與外部資本市場的信息不對稱從而降低了機(jī)構(gòu)投資者羊群行為，這是對前文注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量與機(jī)構(gòu)投資者羊群行為關(guān)系機(jī)理的驗(yàn)證，也印證了前文中指出的機(jī)構(gòu)投資者對“顯眼信息”反應(yīng)過度和對“隱晦信息”反應(yīng)不足的結(jié)論。

（三）注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為影響的細(xì)分 ：買方羊群行為和賣方羊群行為

機(jī)構(gòu)投資者羊群行為可以劃分為買方羊群行為和賣方羊群行為兩種，機(jī)構(gòu)投資者的這兩類羊群行為在性質(zhì)和對市場的影響方面存在顯著差異 [3] ， 為了進(jìn)一步研究注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為影響的差異性， 我們區(qū)分這兩類羊群行為以期進(jìn)一步考察注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對其影響的差異性。參照許年行等 [3] 的研究，機(jī)構(gòu)投資者買方羊群行為（Herd _ buy ?i，t ）和賣方羊群行為（Herd _ sell ?i，t ）計(jì)算公式分別如下：

計(jì)算步驟第一步、第二步、第三步同前述羊群行為（Herd ?i，t ）一致，第四步按照第t期和行業(yè)計(jì)算|P ?i ??，t -E（P ?i，t ）|均值，將P ?i ??，t > E（P ?i，t ） 為買方羊群行為組，P ?i ??，t <E（P ?i，t ）為賣方羊群行為組，然后分別計(jì)算買方羊群行為組和賣方羊群行為組的E|P ?i ??，t -E（P ?i，t ）|，此時(shí)按照第五步和第六步繼續(xù)計(jì)算得出機(jī)構(gòu)投資者買方羊群行為和機(jī)構(gòu)投資者賣方羊群行為的度量指標(biāo)。然后分別帶入模型（2）進(jìn)行回歸分析，估計(jì)結(jié)果如表5所示。結(jié)果顯示，注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對賣方羊群行為在估計(jì)結(jié)果（1）中有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系（-0.006 * * ），但在估計(jì)結(jié)果（2）中并不顯著（-0.007）。同時(shí)，對買方羊群行為無論在估計(jì)結(jié)果（1）還是估計(jì)結(jié)果（2）中都具有較為顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系（-0.029 * * * ; -0.024 * * *? ），即注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)羊群行為治理效果在賣方羊群行為中更為明顯。已有研究發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者在賣出股票時(shí)羊群行為更加明顯 [15] ，而本文結(jié)論卻表明賣方羊群行為對注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量的提高更不敏感，本文推測應(yīng)該是受限于我國賣空限制等不成熟的賣方機(jī)制。 ，這也提示我們，公司治理機(jī)制在與外部市場起到共同治理作用時(shí)有賴于市場機(jī)制的進(jìn)一步完善。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.針對樣本自選擇問題的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到機(jī)構(gòu)投資者羊群行為在選股時(shí)可能存在自選擇問題，因而本文采取Heckman兩階段回歸模型以控制因自選擇偏誤而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，具體模型如下：

一般認(rèn)為公司規(guī)模（Size ?i，t ）、成立時(shí)間（Age ?i，t ）、財(cái)務(wù)杠桿（Lev ?i，t ）、企業(yè)并購重組（Merger ?i，t ）、成長性（Growth ?i，t ）、內(nèi)部控制（IC ?i，t ）和機(jī)構(gòu)持股（IO ?i，t ）都是影響注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量的重要因素。在模型（6）中，Size ?i，t ??i，t 用公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)度量;Age ?i，t 用公司成立年數(shù)度量;Lev ?i，t 用公司資產(chǎn)負(fù)債率度量;Merger ?i，t 度量公司并購，為虛擬變量，若公司當(dāng)年存在并購行為則為1，否則為0;Growth ?i，t 為公司成長性，用市值賬面比度量;IC ?i，t 為公司內(nèi)部控制質(zhì)量，采用迪博公司公布的內(nèi)部控制指數(shù)度量;IO ?i，t 度量機(jī)構(gòu)投資者持股。模型（6）的估計(jì)結(jié)果如表6所示。Heckman兩階段模型的一階段probit回歸結(jié)果表明樣本存在自選擇問題（Lambda顯著為正）。

在表7中，對模型（2）控制自選擇偏誤后進(jìn)行估計(jì)得到結(jié)果（1）;將高管信息披露操縱傾向（IDMT ?i，t ）與注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量（AQ ?i，t ）的交互項(xiàng)加入模型（2）中控制自選擇偏誤后進(jìn)行估計(jì)得到結(jié)果（2）和結(jié)果（3）;將高管信息披露操縱傾向與注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量的交互項(xiàng)放入模型（2）中控制自選擇偏誤后進(jìn)行估計(jì)得到結(jié)果（4）。同時(shí)，為了保證交互項(xiàng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義以及避免多重共線性的影響，我們對交互項(xiàng)進(jìn)行了中心化處理。結(jié)果（1）（2）（3）（4）均與預(yù)期一致，以結(jié)果（4）為例具體分析，注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量（AQ ?i，t ）對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為仍是顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系（-0.005 * * ），與表3估計(jì)結(jié)果吻合;交乘項(xiàng)AQ ?i，t ×IDMT ?i，t 顯著為正（0.009 * ），表明在存在高管信息披露操縱傾向的公司中，注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的負(fù)向影響較弱;其余控制變量均與前述模型估計(jì)結(jié)果一致。以上結(jié)論與前述實(shí)證結(jié)果保持一致性，表明本文結(jié)論穩(wěn)健。

2.其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步增強(qiáng)結(jié)論的穩(wěn)健性，本文還進(jìn)行了如下檢驗(yàn)：第一，由于股市的“?！?、“熊”周期會對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為產(chǎn)生干擾，因而本文按照“牛市”和“熊市”對樣本區(qū)間進(jìn)行劃分后形成了兩個子樣本，并按照實(shí)證模型（3）進(jìn)行子樣本回歸，估計(jì)結(jié)果與前文保持一致。第二，按照注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量的大小將樣本組分為兩組，高注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量組和低注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量組，并將這兩組樣本分別帶入模型（2）進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)低注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量組對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為并無顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，而高注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量組有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，與前文結(jié)論一致。第三，將注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量指標(biāo)替換為虛擬變量，具體采用是否經(jīng)國內(nèi)“十大”會計(jì)師事務(wù)所審計(jì)進(jìn)行度量并帶入模型（2）進(jìn)行檢驗(yàn)，得出的結(jié)論與前文一致。因此，本文的結(jié)論具備穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與啟示

本文選取2007—2016年我國A股上市公司和機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)為樣本，從公司外部微觀治理機(jī)制切入，實(shí)證考察了注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為影響，并從信息不對稱的視角對其作用機(jī)理進(jìn)行了分析。研究發(fā)現(xiàn)：注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系;注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的負(fù)向影響存在單一門檻效應(yīng)，只有當(dāng)注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量高于門檻值時(shí)，其對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為才具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，反之影響并不顯著;相較于存在高管信息操縱傾向的公司，在不存在高管信息操縱傾向的公司中，注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的減弱效應(yīng)更強(qiáng)。本文研究揭示了外部注冊會計(jì)師審計(jì)治理機(jī)制對宏觀資本市場的治理效果及機(jī)理，是對微觀公司治理機(jī)制作用于宏觀資本市場行為的一次有益探索。

本文的研究具有一定的理論意義與現(xiàn)實(shí)意義：第一，本文 選擇了一個新穎的視角—— 從注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量出發(fā)，探究其對資本市場上非理性的機(jī)構(gòu)投資者行為是否具有治理效果，這是微觀公司治理機(jī)制對宏觀資本市場治理的創(chuàng)新性探索，不僅拓展了現(xiàn)有相關(guān)研究的邊界，同時(shí)對國家構(gòu)筑宏微觀相結(jié)合的制度框架、治理資本市場亂象，具有重要的政策啟示。第二，本文通過理論和實(shí)證分析得出注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量能夠減弱機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的結(jié)論，啟示我們在防范金融風(fēng)險(xiǎn)、維護(hù)金融穩(wěn)定的主基調(diào)下，注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量作為一項(xiàng)公司治理機(jī)制在助力監(jiān)管、維護(hù)金融穩(wěn)定中扮演的重要角色。第三，注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的門檻效應(yīng)，即當(dāng)注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量低于門檻值時(shí)，資本市場上的機(jī)構(gòu)投資者對其難以有效識別，存在一定的“混沌區(qū)”。因此，應(yīng)該大力提升注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量以發(fā)揮其有效的信息傳遞作用。第四，對高管信息披露傾向?qū)ψ詴?jì)師審計(jì)質(zhì)量與機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的探析，進(jìn)一步表明了注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的作用機(jī)理——通過資本市場上的信息不對稱，即注冊會計(jì)師審計(jì)質(zhì)量對高管信息披露操縱傾向具有糾正作用。因此，政府應(yīng)該規(guī)范注冊會計(jì)師審計(jì)環(huán)境、完善相關(guān)的信息披露制度，以緩解資本市場上的信息不對稱導(dǎo)致市場極端行為進(jìn)而降低金融風(fēng)險(xiǎn)。

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