并購重組中共有審計師影響企業(yè)并購績效的機制研究

武恒光 馬麗偉 張莉君 張琳 李春苗

一、引言

在當前宏觀經(jīng)濟結構調整和產(chǎn)業(yè)轉型升級背景下，資本市場并購活動如火如荼。并購活動中普遍存在并購損益現(xiàn)象，解釋和破解證券市場的“并購損益之謎”是研究者高度關注的話題。在并購重組流程中，每個環(huán)節(jié)均存在嚴重的信息不對稱，對并購決策產(chǎn)生嚴重的負面影響（McNichols和Stubben，2015），并購雙方的信息傳遞作為促進并購價值創(chuàng)造的重要機制（Martin和Shalev，2009），學者們以信息不對稱降低制度為切入點揭示“并購損益之謎”?！吧鐣P系網(wǎng)絡”作為非正式制度因素，構建了信息和資源交換的管道，成為重要的信息不對稱降低機制。基于“社會關系網(wǎng)絡”的研究視角，學者們主要探究董事基礎的社會關系網(wǎng)絡對企業(yè)并購行為的影響，比如董事聯(lián)結（Larcker等，2010；陳仕華等，2013）、連鎖董事（Cai等，2012；田高良等，2013）、獨立董事的網(wǎng)絡位置（Schonlau和Singh，2009；萬良勇和胡璟，2014）。現(xiàn)有研究基于不同的網(wǎng)絡、制度環(huán)境形成的不同社會網(wǎng)絡關系，并未得出一致性結論。

共有審計師關系是一種重要的“社會關系網(wǎng)絡”形式，在一項并購業(yè)務開展之前，若主并方與目標公司由同一家會計師事務所審計，該事務所為并購雙方的共有審計師。理論上，并購雙方共有審計師在并購交易標的確定、前期盡職調查、并購后整合過程中，能夠作為傳遞信息的社交網(wǎng)絡通道，緩解并購交易雙方的信息不對稱，影響并購決策過程及并購價值。然而，較少文獻關注并購雙方共有審計師在并購中的作用，僅Cai等（2016）、Dhaliwal等（2016）針對美國上市公司境內并購事件，考察過共有審計師對并購短期績效的影響，姚海鑫和李璐（2018）運用A股上市公司境內并購數(shù)據(jù)，討論共有審計師對并購短期績效的影響，但僅采用一年期財務績效指標度量并購績效，研究設計尚需精細化，且這些研究結論并不統(tǒng)一。而且，現(xiàn)有相關研究未深入分析異質性共有審計師通過何種路徑影響并購績效，從而對于共有審計師影響并購績效的機制了解甚少。因此，本文試圖運用事件研究法，將共有審計師區(qū)分為是否同一總分所、是否同一簽字CPA，探索共有審計師對并購績效的影響機制。

本文主要的貢獻在于：（1）現(xiàn)有關于并購重組的共有審計師研究尚不多見，已有的幾篇文獻主要基于美國并購市場情景并圍繞短期績效展開討論（如Cai等，2016；Dhaliwal等，2016），基于我國并購市場的共有審計師研究與國外的分析思路大體一致，未能考慮共有審計師的異質性特征，亦未分析長期績效。顯然，并購的價值創(chuàng)造絕大部分源自并購后組織文化、信息系統(tǒng)等方面的整合，進而影響到長期績效，而不同特征共有審計師的效應差異更可能在這種情景中得以體現(xiàn)。鑒于此，不同于現(xiàn)有研究，本文區(qū)分（非）同一總分所與（非）同一簽字CPA共有審計師，綜合討論共有審計師對并購雙方短期、長期績效的影響，以期在一個更加完整的并購績效“長軸畫卷”中，較為精細地刻畫和分析共有審計師效應，拓展并購共有審計師的經(jīng)濟后果研究思路，并豐富社會關系網(wǎng)絡領域的相關文獻。（2）致力于一定程度上打開共有審計師影響并購績效的“黑箱”，從并購雙方的財務重述行為、支付方式?jīng)Q策、溢價支付維度探索共有審計師影響并購績效的作用機理，并從商譽減值、信息不對稱程度和聘請財務顧問與否角度進一步討論共有審計師與并購績效關系，豐富并拓展并購績效影響因素的文獻。（3）在深化簡政放權、創(chuàng)新監(jiān)管方式的改革背景下，從同一審計師的客戶組合角度，為加強對中介機構事中事后的監(jiān)管，督導其執(zhí)業(yè)行為，提供了經(jīng)驗證據(jù)。

二、文獻回顧

1.企業(yè)并購中社會關系網(wǎng)絡的經(jīng)濟后果。較多研究以董事形成的社會關系網(wǎng)絡為突破口，討論社會關系網(wǎng)絡對并購行為的影響。從信息傳遞、溝通角度，連鎖董事促進了并購發(fā)生的概率（韓潔等，2014），并購雙方的董事聯(lián)結有助于主并方獲得良好的長期績效（陳仕華等，2013）。從資源及權力獲取角度，獨立董事的網(wǎng)絡中心度越高，并購績效越好（Schonlau和Singh，2009；萬良勇和胡璟，2014），當非實際控制人具有董事會權力時，國有企業(yè)并購呈現(xiàn)較高的并購效率（逯東等，2019）?；诮Y構洞理論，董事網(wǎng)絡結構洞位置的信息優(yōu)勢和控制優(yōu)勢，有助于公司更直接、迅速地捕捉并購信息與并購機會，提升并購有效性（萬良勇和鄭小玲，2014）?；诋a(chǎn)業(yè)集群理論，產(chǎn)業(yè)集群能夠通過供應鏈業(yè)務活動的協(xié)同效應，促成集群內外企業(yè)信息共享，提升并購質量（黎文飛等，2016）。

表1 其他變量定義及說明表

與上述結論相反，擁有較強社會網(wǎng)絡關系的CEO或董事對并購績效具有負面影響（Chikh和Filbien，2011；Fracassi和Tate，2012）。網(wǎng)絡中心度高的CEO利用權力謀求私利，從事更多并購（El-Khatib，2015），增加無效并購，損毀企業(yè)價值（Ishii和Xuan，2014）。并購雙方的連鎖董事關系加劇了并購過程的代理沖突，在個人財富最大化動機的驅使下，對并購績效產(chǎn)生負面影響（Wu，2011；田高良等，2013）。若社會關系網(wǎng)絡代理問題嚴重，投資者擔心自身利益被侵占，采取消極的投資決策，造成企業(yè)價值的減損（唐清泉和韓宏穩(wěn)，2018）。

2.共有審計師的經(jīng)濟后果。共有審計師作為重要的外部社會關系網(wǎng)絡，會影響企業(yè)的經(jīng)濟行為和后果。與主要客戶聘任同一家事務所，能夠抑制財務重述行為（楊清香等，2015）?？蛻襞c稅收激進公司擁有共同審計師，體現(xiàn)出稅收激進行為（曾姝和李青原，2016）。券商與公司的共有審計師，為了與券商維護良好關系，有主動泄露信息的動機（劉文軍和謝幫生，2017）。供應鏈共有審計師能夠降低分析師預測偏差（蔡利等，2018）。

在并購重組共有審計師方面，與主并方聘任同一事務所的公司，更可能成為潛在并購目標，共有審計師作為信息中介，可以降低并購交易過程中的不確定性，提高并購成功率（Chircop等，2017），允許管理層更有效地配置資源，提高并購績效（Cai等，2016；姚海鑫和李璐，2018）；共有審計師有助于提升并購方的短期績效，但降低了目標公司的短期績效（Dhaliwal等，2016）。

綜上可見，共有審計師的研究剛剛起步，從并購方面討論共有審計師影響的研究更少，且研究結論不一致，一方面可能源于研究設計（樣本篩選標準）的差異；另一方面，可能源于中國、美國并購市場的制度環(huán)境差異。這意味著并購重組共有審計師效應仍然需要從其他角度深入討論。鑒于此，本文以并購重組公告宣告時的股東財富效應以及并購整合后的市場反應為觀測點，研究共有審計師的經(jīng)濟后果和作用機制。

表2 樣本分年度概況

表3 主要變量描述性統(tǒng)計分析

三、研究假設

（一）共有審計師與并購績效

并購重組是企業(yè)重大戰(zhàn)略性決策，信息對并購決策起到重要作用。社會鑲嵌理論認為，任何行動主體的經(jīng)濟行為和后果鑲嵌于社會關系結構之中；邏輯上，共有審計師作為并購前后傳遞信息的社會關系網(wǎng)絡，能夠影響并購行為和后果，而且，共有審計師的信息優(yōu)勢可能傾向于主并方。

首先，目標公司的審計師更傾向于撤回而非促成并購交易，因為目標公司被收購，可能導致業(yè)務關系終結及未來審計費用損失；相反，主并方的審計師有動機促成并購交易，收購目標公司能夠增加主并方規(guī)模，而審計師有意愿與大規(guī)?？蛻艚⒑途S持長期的業(yè)務關系，以獲得持續(xù)的審計準租（賈楠和李丹，2015）。因此，共有審計師存在主動分享目標公司信息迎合主并方、以促成并購交易的動機。其次，共有審計師的信息傳遞機制有利于主并方做更優(yōu)的并購決策。主并方需要獲取目標公司的經(jīng)營、財務、市場等真實信息，準確評估資源價值及并購整合效果（Pablo，1994）。并購意味著代價高昂的信息搜索過程，共有審計師作為傳遞信息的重要渠道，可提高主并方選擇目標公司的能力和風險判斷能力，使主并方有效篩選符合企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略、未來經(jīng)營預期穩(wěn)定的目標公司。再次，存在共有審計師的并購交易中，主并方信息挖掘能力增強，有助于發(fā)現(xiàn)并購契機、獲取超額收益（Barney，2001）。而且，相對于主并方的信息優(yōu)勢，其他潛在投資者面臨的信息透明度低，獲取超額收益的難度增加，投標出價的可能性降低、潛在競爭者數(shù)量減少，主并方可以獲取更強的議價能力，降低超額支付風險。

若同一總分所（同一簽字CPA）的共有審計師為并購雙方提供審計服務，將增加共有審計師成為信息中介的機會。首先，網(wǎng)絡事務所的同一總所或分所是審計客戶信息最為集中的地方，同一總所或分所的內部信息交流，增加了共有審計師分享審計客戶信息的機會；其次，并購雙方審計團隊重疊的可能性更大，降低了信息集中和交流的難度；而且，并購雙方的審計師在事務所休閑區(qū)域的非正式接觸，更易形成“飲水機”效應，促進并購信息的傳遞與共享。因此，我們預期如果并購雙方由同一總分所共有審計師提供審計服務，共有審計師效應更強。

綜合上述分析，提出如下假設：

H1：相對于非共有審計師的并購交易，共有審計師特別是同一總分所（同一簽字CPA）共有審計師對主并方的并購績效存在顯著正向影響，對目標公司的并購績效無顯著提升作用。

（二）共有審計師影響企業(yè)價值的機制

表4 共有審計師與短期并購績效

遵循上述邏輯，共有審計師作為并購前后傳遞信息的重要媒介，可能從以下方面影響并購績效。

1.影響并購前并購雙方的財務重述行為。并購作為重大戰(zhàn)略性投資活動，主并方管理層通常面臨強大的市場壓力，為了維護公司、個人利益及聲譽，可能在并購前進行正向盈余操縱，傳遞公司經(jīng)營狀況好、管理效率高的信號，以增強投資者的信心，獲取資本注入（Erickson和Wang，1999）；而且，采用股權支付的主并方為提高股票價格、降低并購成本，存在不同程度的盈余管理行為（Higgins，2013）。并購交易屬于“一次性購買”行為，無法出現(xiàn)重復購買的懲戒效應，目標公司為獲得更多溢價補償，存在強大的“隱藏信息”或“散布虛假信息”動機（陳仕華等，2013）。

并購重組中的共有審計師可能會因任何一方的盈余操縱而被提起訴訟，面臨更大的訴訟風險。而且，由于潛在的利益沖突，共有審計師可能面臨利益相關者更為嚴格的審查監(jiān)督。正如Agrawal等人（2013）研究表明，聘請共同財務顧問的并購交易比聘請獨立顧問的交易，招致利益相關者集體訴訟的概率更高。因此，共有審計師更有動機限制事前的錯報信息，提高財報透明度。

表5 共有審計師與長期并購績效

表6 共有審計師與財務重述

表7 共有審計師與并購支付方式、對賭協(xié)議

2.影響并購支付決策。信息不對稱是影響并購支付決策的重要因素，支付方式?jīng)Q策建立在并購預期收益、并購成本與信任風險基礎之上?；诂F(xiàn)金支付能力的制約及風險共享的考慮，如果主并方控股股東股權優(yōu)勢明顯、控制權稀釋的可能性較低，更偏好于股權支付（Basu等，2009），目標公司須共同承擔并購后市場重估價值的風險。因此，在信息不對稱的環(huán)境中，主并方股價信息的不確定性，導致目標公司傾向于接受現(xiàn)金支付方式；而主并方若采用現(xiàn)金支付，需承擔目標公司價值高估及預期并購收益無法實現(xiàn)的全部風險。

對賭協(xié)議作為并購支付決策的重要補充性契約安排，目的在于減少估值風險、降低整合失敗所導致的業(yè)績下滑風險。并購交易中的信息不對稱，使主并方承擔更高的信息風險，主并方更可能采用對賭支付方式（陳玉罡和劉彪，2018）。若目標公司接受對賭協(xié)議，其需要在未來業(yè)績承諾未實現(xiàn)的情況下給予主并方利潤補償，目標公司會向主并方索要更高的并購溢價，增加主并方交易成本。

共有審計師通過降低并購目標選擇、估值與并購整合過程中充斥的信息風險（Schul，2004），使主并方對并購預期收益形成一個穩(wěn)定的心理預期，主并方可能更偏好于固定金額支付（Bruslerie，2012）和不安排對賭協(xié)議。

3.影響并購溢價支付決策。并購對價是并購過程中的核心問題，如果資本市場上的信息完全對稱，主并方可以合理評估目標公司真實價值、理性出價（Stiglitz，1981）。顯然，目標公司股東或管理層擁有更多關于自身價值、經(jīng)營狀況、市場前景等信息，主并方對目標公司真實狀況了解不甚充分，面臨著超額支付風險（Ang和Kohers，2001）。此外，若目標公司不了解主并方的真實價值，可能會低估主并方的股票價值（Hansen，1987），從而要求更高的溢價水平，導致并購成本增加。

共有審計師的信息傳遞機制，能夠有效緩解并購雙方之間的信息不對稱程度，有助于主并方合理、審慎評估目標公司的真實價值、并購協(xié)同效應，同時，相對于其他競爭投資者更具信息優(yōu)勢，在談判中取得優(yōu)勢地位，有效降低超額支付風險。

表8 共有審計師與并購溢價

表9 共有審計師與商譽減值

綜合上述分析，基于共有審計師的信息傳遞機制，提出如下一組假設：

H2a：企業(yè)并購重組中的共有審計師，特別是同一總分所（同一簽字CPA）的共有審計師，能夠抑制交易雙方并購前財務重述發(fā)生概率。

H2b：企業(yè)并購重組中的共有審計師，特別是同一總分所（同一簽字CPA）的共有審計師，增加主并方采用現(xiàn)金支付概率，降低采用對賭協(xié)議傾向。

H2c：企業(yè)并購重組中的共有審計師，特別是同一總分所（同一簽字CPA）的共有審計師，能夠減少并購溢價支付。

四、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

由于2004年之前數(shù)據(jù)庫中并購數(shù)據(jù)缺失嚴重，本文并購事件的樣本區(qū)間為2004-2018年，按照如下原則篩選樣本：（1）選取并購雙方均為A股上市公司樣本；（2）剔除交易失敗樣本；（3）剔除主并方或者目標公司屬于金融行業(yè)樣本；（4）剔除并購類型屬于債務重組、股份回購、資產(chǎn)置換以及資產(chǎn)剝離樣本；（5）為保證CAR和BHAR的清潔性，同一公司在同一年度公告兩筆或兩筆以上并購交易，保留交易價值較大的并購樣本；（6）剔除控制變量缺失樣本。按以上標準篩選樣本后，最終獲得489個樣本。對所有連續(xù)變量在1%上下兩端進行Winsorize處理。并購事件相關數(shù)據(jù)來自CSMAR及同花順數(shù)據(jù)庫，財務數(shù)據(jù)均來自CSMAR財務數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

表10 共有審計師與信息不對稱程度

1.短期并購績效：參照Cai等（2012）、田高良等（2013）的研究，采用事件研究法基于CAPM模型計算累計異常收益率CAR衡量短期并購績效。估計期的選取借鑒唐建新和陳冬（2010）、陳仕華等（2013），以并購首次公告日前150個交易日到前30個交易日作為估計期，選取 [-4，+4]作為事件期。

2.長期并購績效：借鑒李善民和朱滔（2006）、陳仕華（2013）的研究，以企業(yè)在并購首次公告所在月份之后連續(xù)36個月的購買并持有超額收益（BHAR）衡量并購雙方長期績效。其他變量定義如表1所示。

（三）模型設定

構建如下模型驗證假設H1：

其中，SHAUDIT為SHAU、SAHLNSAHL、SACPANSACPA；并購雙方的短期并購績效（CAR）分別使用ACAR[-4，+4]、TCAR[-4，+4]衡量；并購雙方的長期并購績效（BHAR）分別使用ABHAR36、TBHAR36表示；Xt為控制變量矩陣，參照Cai等（2012）、田高良等（2013）、陳仕華（2013）、Chen等（2015）等的研究選取。

構建如下probit模型驗證假設H2a、H2b：

其中，REST為并購前一年度財務重述行為的虛擬變量。METHOD為并購支付方式變量（現(xiàn)金支付/對賭協(xié)議）；Zt為控制變量矩陣，對于REST參考Abbott和Parker（2004）、于鵬（2007）、高芳（2016）等的研究選取，對于METHOD參考Faccio和Masulis（2005）、武恒光和鄭方松（2017）等的研究選取。

構建如下模型驗證假設H2c：

其中，PREM表示并購溢價，借鑒陳仕華和李維安（2016）的方法計算；Mt為控制變量矩陣，參考Slusky和Caves（1991）、陳仕華和盧昌崇（2013）等研究選取。

表11 財務顧問的調節(jié)作用

（四）樣本描述性統(tǒng)計

1.樣本分年度概況。如表2所示，樣本合計為489個，其中，共有審計師樣本88個，占總樣本的18.00%，同一總分所共有審計師樣本60個，占總樣本的12.27%，同一CPA共有審計師樣本26個，占總樣本的5.32%。

2.樣本描述性統(tǒng)計分析。由表3可見，在并購首次公告日窗口期[-4，+4]內，并購雙方累計異常收益率的均值分別為0.0200、0.0100，短期內并購雙方均獲得了正的財富效應；并購雙方并購后36個月的購買并持有超常收益均值分別為-0.500、-0.750，長期來看，并購并未給并購雙方股東帶來正的財富效應。

五、實證結果與分析

（一）企業(yè)并購重組中共有審計師與企業(yè)并購績效

1.共有審計師與短期并購績效。表4報告了共有審計師對主并方、目標公司短期并購績效影響的結果。如列（1）-（3）所示，SHAU、SAHL、NSAHL、SACPA、NSACPA的系數(shù)均不顯著，說明共有審計師對主并方短期績效無顯著影響。列（4）-（6）顯示，SHAU的系數(shù)為正但不顯著，SAHL、SACPA系數(shù)分別在10%、5%水平上顯著為正，NSAHL、NSACPA系數(shù)均不顯著，說明同一總分所、同一簽字CPA共有審計師對目標公司的短期績效具有正向影響。

2.共有審計師與長期并購績效。表5報告了共有審計師對主并方、目標公司長期并購績效影響的結果。如列（1）-（3）所示，SHAU、SAHL、SACPA與主并方長期績效分別在5%、1%水平上顯著正相關，NSAHL、NSACPA系數(shù)均不顯著；列（4）-（6）顯示，對于目標公司長期績效，共有審計師各變量的系數(shù)均不顯著。結果表明，并購雙方的共有審計師、特別是同一總分所及同一簽字CPA共有審計師，顯著提升了主并方的長期績效，對目標公司的長期績效不存在明顯影響。長期來看，市場識別出共有審計師的信息傳遞帶來較高的并購質量，提升了主并方的企業(yè)價值，假設H1得到支持。

（二）共有審計師影響企業(yè)價值的機制

為明確共有審計師促進并購價值創(chuàng)造的作用機理，從財務重述、并購支付與并購溢價決策維度，分析共有審計師提升企業(yè)價值的三種可能機制。

1.抑制并購雙方并購前的財務重述現(xiàn)象。AREST、TREST表示并購雙方并購前一年度財報發(fā)生財務重述的概率。如表6列（1）-（3）所示，SHAU、SAHL、SACPA的系數(shù)均在5%水平上顯著為負，NSAHL、NSACPA系數(shù)均為負但不顯著；列（4）-（6）顯示，僅SAHL系數(shù)在10%水平上顯著為負，SHAU 、NSAHL、SACPA、NSACPA的系數(shù)均不顯著。一定程度上說明同一總分所、同一簽字CPA共有審計師能抑制并購雙方的財務重述概率，假設H2a基本得到支持。

2.影響并購支付決策。以現(xiàn)金支付方式METHOD、對賭協(xié)議EA作為因變量的結果見表7。列（1）-（3）顯示，SHAU、SAHL系數(shù)在5%水平上顯著為正，NSAHL、NSACPA的系數(shù)均不顯著，表明同一總分所共有審計師增加了主并方的現(xiàn)金支付概率；列（4）-（6）顯示，SHAU、SAHL的系數(shù)均在5%水平上顯著為負，NSAHL、NSACPA系數(shù)均不顯著，說明共有審計師的信息傳遞效應，降低了主并方采取對賭協(xié)議的概率。綜合上述分析，假設H2b得到支持。

3.抑制并購溢價支付。表8是共有審計師與并購溢價的回歸結果，SHAU、NSAHL、SACPA、NSACPA的系數(shù)均不顯著，SAHL與并購溢價在5%水平上顯著負相關，說明同一總分所共有審計師的信息傳遞機制能減少并購溢價支付，假設H2c基本得到支持。

4.共有審計師的影響機制對于并購績效的解釋。假設H2b的影響機制可以一定程度上解釋共有審計師影響并購雙方績效的研究結論。共有審計師的信息傳遞效應，使主并方采取固定支付方式概率增加，基于融資約束以及限制性條款的考慮，現(xiàn)金收購增加主并方的財務風險，對并購后運營產(chǎn)生一定壓力，同時需承擔目標公司價值高估及并購績效不確定的全部風險，引發(fā)消極市場反應，使得共有審計師的信息傳遞機制在短期內未提升主并方的股東財富。對于目標公司，現(xiàn)金支付方式增強了其資本流動性，且根據(jù)信號傳遞理論，現(xiàn)金支付傳遞出目標公司價值較高的信號，無對賭契約安排傳遞出目標公司未來經(jīng)營狀況良好的預期信息（呂長江和韓慧博，2014）。因此，這種契約安排對目標公司產(chǎn)生積極的信號傳遞效應，利于提升目標公司市場價值。

結合H2b、H2c的驗證，共有審計師的并購交易中，主并方更傾向于采取固定支付方式，可能意味著共有審計師的信息傳遞地降低了主并方關于目標公司的信息不對稱，估值風險以及未來經(jīng)營績效的不確定性較低，且主并方不傾向于支付并購溢價，從而長期來看有助提升主并方的并購績效。

（三）進一步分析

1.共有審計師與商譽減值。商譽減值是并購決策質量與并購資源整合效果的重要體現(xiàn)，基于商譽減值視角，進一步驗證共有審計師對并購績效的影響。借鑒Caplan等（2018）的研究，因變量GWIM為并購后兩年累計商譽減值之和除以并購當年期初總資產(chǎn)，GWNEW為并購當年新增商譽除以并購當年期初總資產(chǎn)，構建并購當年新增商譽GWNEW與共有審計師的交互項，控制期初商譽GWBOY（并購期初商譽除以期初總產(chǎn)）對結果的影響，從不同維度控制影響商譽減值的因素?；貧w結果見表9，GWNEW×SHAU、GWNEW×SAHL、GWNEW×SACPA均顯著為負，表明共有審計師特別是同一總分所、同一簽字CPA共有審計師能夠抑制并購當年新增商譽帶來的后續(xù)商譽減值。

2.共有審計師與信息不對稱。行業(yè)距離、地理距離及非關聯(lián)屬性將加劇并購過程中的信息不對稱水平。將行業(yè)、區(qū)域以及關聯(lián)屬性作為信息不對稱的度量指標，如表10所示，對主并方而言，非相關行業(yè)、非相關區(qū)域以及非關聯(lián)并購，SHAU、SAHL、SACPA系數(shù)均顯著為正，除關聯(lián)屬性情形，NSAHL、NSACPA系數(shù)均不顯著；相關行業(yè)、相關區(qū)域及關聯(lián)并購，SAHU、SAHL、NSAHL的系數(shù)均不顯著。對目標公司而言，共有審計師各變量的系數(shù)均不顯著。表明在信息不對稱加劇的環(huán)境中，共有審計師的信息傳遞效應更明顯，這種信息傳遞優(yōu)勢主要由同一總分所、同一簽字CPA共有審計師驅動，且該信息優(yōu)勢傾向于主并方，提升了主并方的股東財富。

3.財務顧問調節(jié)作用。財務顧問利用行業(yè)經(jīng)驗和專業(yè)技能，幫助主并方發(fā)現(xiàn)有潛力的收購目標、評估目標價值、設計并購方案（孫軼和武常岐，2012），為主并方爭取談判優(yōu)勢，促進交易實現(xiàn)，因此，財務顧問可能會稀釋共有審計師的信息傳遞效應。在模型（1）引入財務顧問CON與共有審計師的交互項，如表11所示。CON×SHAU系數(shù)在10%水平上顯著為負，CON×SAHL、CON×SACPA的系數(shù)分別在在5%、1%水平上顯著為負，表明財務顧問中介職能的發(fā)揮在一定程度上抑制了共有審計師效應。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.采用PSM緩解共有審計師與非共有審計師存在的系統(tǒng)性差異。采用PSM進行穩(wěn)健性檢驗。以共有審計師為因變量，審計師行業(yè)專長、事務所規(guī)模、企業(yè)規(guī)模、盈利水平、企業(yè)性質為共有審計師選擇的可能影響因素，運用Probit模型計算傾向得分值；按照得分概率相差小于1%的原則進行1：3配對形成匹配樣本，重新回歸模型（1），研究結論不變。

2.共有審計師的戰(zhàn)略性選擇。本研究結論可能是并購雙方內生性地選擇審計師所致，并購雙方可能在并購前戰(zhàn)略性地選擇共有審計師，影響并購結果與績效。為處理這一可能的問題，以檢驗審計師變更為切入點?；局庇X是，若存在審計師選擇問題，并購雙方應在并購臨近年度戰(zhàn)略性地變更事務所，通過選擇共有審計師，利用信息傳遞優(yōu)勢促成并購交易、獲取超額并購收益；顯然，企業(yè)不太可能很多年前就開始為可能的并購重組變更審計師，以獲取共有審計師帶來的并購收益。因此，在模型（1）的基礎上，將并購雙方在并購前三年度發(fā)生審計師變更定義為1，構建審計師變更與共有審計師各變量的交互項，若并購雙方在并購前存在戰(zhàn)略性選擇共有審計師傾向，則交互項顯著為正。回歸結果顯示，交互項均不顯著，表明本文不存在事務所的自選擇問題。

3.變更并購績效衡量指標。（1）更換事件窗口期。借鑒韓潔等（2016）的研究，使用并購雙方在[-5，5]窗口的累計異常收益率衡量短期績效；基于12個月計算的購買并持有超常收益衡量長期績效，重新檢驗假設1，主要結論保持不變。（2）基于財務指標度量長期績效。借鑒田高良等（2013）、潘紅波和余明桂（2014），采用并購后第三年的總資產(chǎn)收益率與并購前一年度的總資產(chǎn)收益率的差值（?ROA），作為長期績效的度量指標檢驗假設1，主要結論不變。

六、結論

本文以2004-2018年A股上市公司并購重組事件為樣本，從共有審計師視角探索并購損益問題，研究發(fā)現(xiàn)，共有審計師對主并方短期績效不存在明顯影響，對目標公司短期績效起到顯著提升作用；長期來看，共有審計師的信息優(yōu)勢主要傾向于主并方，顯著提升了主并方的長期績效，對目標公司長期績效不存在顯著影響，上述影響主要通過同一總分所、同一簽字CPA共有審計師體現(xiàn)。影響機制分析發(fā)現(xiàn)，同一總分所共有審計師通過影響并購前并購雙方的財務重述行為、并購支付方式與并購溢價決策影響企業(yè)并購績效。上述結果意味著，共有審計師作為傳遞并購信息的重要渠道，能夠有效促進信息在并購雙方之間傳遞和共享，緩解信息不對稱，有助于主并方管理層就目標公司的真實價值、并購協(xié)同效應進行充分、審慎的評估，篩選出未來經(jīng)營預期更穩(wěn)定的目標公司，提升并購效率，進而促進企業(yè)價值的提升。

本文的啟示在于：由于共有審計師可能存在主動分享目標公司信息迎合主并方的動機，目標公司需要理性評估并購重組中的共有審計師風險，約束共有審計師的機會主義動機。此外，基于共有審計師對主并方價值創(chuàng)造的影響機制，投資者可以將并購雙方存在共有審計師作為考察因素，做出更為合理的投資決策，以減少對并購事件的盲目跟風導致的投資風險。