一、引言

近年來(lái)，以“兩康事件”為代表的上市公司造假案件對(duì)作為市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)工程的整個(gè)審計(jì)行業(yè)的公信力產(chǎn)生了嚴(yán)重沖擊，審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)行為引起監(jiān)管部門(mén)前所未有的關(guān)注。比如，2020年3月，深交所針對(duì)星輝精密三個(gè)月內(nèi)兩次更換審計(jì)機(jī)構(gòu)的舉動(dòng)發(fā)函提醒新任審計(jì)機(jī)構(gòu)遵守相關(guān)法律，發(fā)表恰當(dāng)?shù)膶徲?jì)意見(jiàn)。2021年1月，滬深交易所同步修訂了《上市公司擬續(xù)聘/變更會(huì)計(jì)師事務(wù)所公告格式》，加強(qiáng)了對(duì)審計(jì)收費(fèi)和變更會(huì)計(jì)師事務(wù)所信息披露的監(jiān)管。同月，在ST赫美公告擬改聘深圳堂堂后，深交所迅速發(fā)函要求ST赫美核查是否存在向堂堂所購(gòu)買(mǎi)審計(jì)意見(jiàn)的情形。審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)行為不僅是監(jiān)管機(jī)構(gòu)重點(diǎn)關(guān)注的問(wèn)題之一，也是學(xué)術(shù)研究的熱點(diǎn)問(wèn)題之一[1]?，F(xiàn)有研究既探討了審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的存在性[2-3]，也分析了各種風(fēng)險(xiǎn)因素、分析師跟蹤和媒體關(guān)注等對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的可能影響[4-7]。然而，現(xiàn)有研究尚未分析機(jī)構(gòu)投資者這一重要的資本市場(chǎng)參與者對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的影響，本文試圖對(duì)此進(jìn)行探討。

審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的主要原因是掩蓋公司糟糕或不及預(yù)期的財(cái)務(wù)狀況[8](1)。因此，機(jī)構(gòu)投資者既可能通過(guò)其治理作用激勵(lì)管理者努力工作，改善公司財(cái)務(wù)狀況，提高公司價(jià)值[10]，減少審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的需求；也可能通過(guò)“用手投票”直接介入購(gòu)買(mǎi)審計(jì)意見(jiàn)行為，或者通過(guò)自身對(duì)信息環(huán)境的改善作用，提高公司違規(guī)被稽查的可能性[11]，降低審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的成功率。不管是減少需求還是降低成功率，最終都表現(xiàn)為機(jī)構(gòu)投資者可以顯著抑制審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)行為?；谝陨戏治?，本文運(yùn)用Lennox的審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)模型[2]，從簽字CPA層面檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)投資者在審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)方面的作用(2)。結(jié)果表明，機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，上市公司通過(guò)變更簽字CPA進(jìn)行審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的可能性越低。

機(jī)構(gòu)投資者治理作用的根源之一是信息優(yōu)勢(shì)[13-14]。然而，即使是水平最高的市場(chǎng)參與者也需要為監(jiān)督、獲取和分析信息而努力，這也是機(jī)構(gòu)投資者對(duì)已披露信息未充分利用的主要原因[15]。因此，基于有限注意假說(shuō)[16]，機(jī)構(gòu)投資者治理作用的發(fā)揮可能主要發(fā)生在內(nèi)外部治理環(huán)境比較好的樣本中，因?yàn)槠湫畔⑻幚沓杀颈容^低,本文結(jié)果證實(shí)了這一點(diǎn)。具體表現(xiàn)在，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的抑制作用主要發(fā)生在內(nèi)部控制質(zhì)量較好、市場(chǎng)化程度較高或?qū)嵤┕蓹?quán)分置改革之后的樣本中，表明機(jī)構(gòu)投資者治理作用的發(fā)揮需要良好的內(nèi)外部治理環(huán)境的配合[17]。

變動(dòng)的機(jī)構(gòu)投資者持股、固定效應(yīng)模型、工具變量以及Heckman兩階段模型等方法表明，可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題不會(huì)顯著影響本文的主要結(jié)論。本文還排除了機(jī)構(gòu)投資者無(wú)視或者鼓勵(lì)上市公司通過(guò)支付超額審計(jì)費(fèi)用進(jìn)行審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的可能性。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的抑制作用因機(jī)構(gòu)投資者類(lèi)型而存在顯著差異，但不因機(jī)構(gòu)投資者穩(wěn)定性或?qū)Ｗ⑿远l(fā)生顯著變動(dòng)。此外，在控制持股比例后，機(jī)構(gòu)投資者數(shù)量的抑制作用不再顯著。

本文的可能貢獻(xiàn)表現(xiàn)在三個(gè)方面。第一，豐富了有關(guān)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)影響因素的研究?，F(xiàn)有研究檢驗(yàn)了供應(yīng)鏈集中度[1]、訴訟風(fēng)險(xiǎn)[4]、分析師[6]、媒體報(bào)道或關(guān)注[7]等因素對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的影響，但甚少探討機(jī)構(gòu)投資者的治理作用。本文不僅探討了機(jī)構(gòu)投資者對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的治理作用，而且指出了機(jī)構(gòu)投資者治理作用的發(fā)揮需要其他公司治理機(jī)制的配合，為提高審計(jì)質(zhì)量提供了新思路。第二，豐富了有關(guān)機(jī)構(gòu)投資者治理作用的研究。現(xiàn)有文獻(xiàn)從諸多視角探討了機(jī)構(gòu)投資者的治理作用，比如，抑制成本粘性[14]、提高信息披露質(zhì)量[18]、減少控股股東私利侵占行為[19]等。本文以審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)為切入點(diǎn)，從信息鑒證者的角度分析了機(jī)構(gòu)投資者的治理作用，并檢驗(yàn)了內(nèi)外部治理環(huán)境、機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性和數(shù)量對(duì)其治理作用的影響，為機(jī)構(gòu)投資者影響公司信息披露展現(xiàn)了一條較為詳細(xì)的路徑，為監(jiān)管部門(mén)鼓勵(lì)機(jī)構(gòu)投資者發(fā)展提供了一定的理論支持。第三，從實(shí)務(wù)角度來(lái)看，本文為發(fā)展機(jī)構(gòu)投資者提供了監(jiān)管借鑒。隨著社保基金和保險(xiǎn)資金入市與持股上限的提升以及QFII、滬港通和深港通等創(chuàng)新機(jī)制的出現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者在資本市場(chǎng)的地位越來(lái)越重要。但是，有關(guān)機(jī)構(gòu)投資者治理行為是否有效的研究結(jié)論并不統(tǒng)一[13]。本文結(jié)果表明，內(nèi)外部治理環(huán)境、機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性以及機(jī)構(gòu)投資者數(shù)量等因素都會(huì)影響其治理作用的發(fā)揮。這深化了對(duì)不同約束條件下以及異質(zhì)機(jī)構(gòu)投資者作用的理解，為監(jiān)管部門(mén)進(jìn)一步引導(dǎo)機(jī)構(gòu)投資者良性發(fā)展提供了借鑒。

二、文獻(xiàn)述評(píng)

(一)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的方式和影響因素

審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)一般是指經(jīng)營(yíng)者通過(guò)一定的方式獲得低質(zhì)量的審計(jì)意見(jiàn),而低質(zhì)量的審計(jì)意見(jiàn)會(huì)降低會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。非標(biāo)意見(jiàn)往往意味著“壞消息”，會(huì)對(duì)公司股價(jià)和信用評(píng)級(jí)造成不良影響，甚至與后續(xù)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)正相關(guān)[20]。因此，大量研究發(fā)現(xiàn)，上市公司為規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)而進(jìn)行審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)。比如，基于經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)角度，薛爽等發(fā)現(xiàn)，供應(yīng)商-客戶集中度越高，公司越可能進(jìn)行審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)[1]；趙西卜和薛鋼發(fā)現(xiàn)，地級(jí)市黨政領(lǐng)導(dǎo)更替帶來(lái)的不確定性會(huì)促使上市公司通過(guò)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)轉(zhuǎn)移企業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)[5]。秦帥和劉琪指出，訴訟風(fēng)險(xiǎn)會(huì)使上市公司陷入融資困境，進(jìn)而催生審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)行為[4]。在ST甚至退市威脅之下，上年度盈利差的公司可能會(huì)支付超額審計(jì)費(fèi)用以在本年度報(bào)告高盈利[8]。

然而，對(duì)于公司治理機(jī)制能否有效抑制上市公司的審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)行為，現(xiàn)有研究的結(jié)論并不一致。比如，翟勝寶等發(fā)現(xiàn)，跟蹤分析師越多，上市公司進(jìn)行審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的可能性越高，原因在于分析師不但沒(méi)有發(fā)揮監(jiān)督作用，反而通過(guò)提高投資者關(guān)注度增加了管理層迎合市場(chǎng)預(yù)期的壓力[6]。但是，媒體報(bào)道能夠顯著抑制上市公司的審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)行為[7]。

總的來(lái)說(shuō)，現(xiàn)有研究甚少探討機(jī)構(gòu)投資者對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)行為的影響，更沒(méi)有研究討論機(jī)構(gòu)投資者是否影響通過(guò)更換簽字審計(jì)師這一方式進(jìn)行審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的傾向，本文試圖從這一視角進(jìn)行分析。

(二)機(jī)構(gòu)投資者的公司治理作用

機(jī)構(gòu)投資者會(huì)從多個(gè)方面影響公司政策，最終影響公司績(jī)效[21-22]。然而，在不同的研究情境下，機(jī)構(gòu)投資者所發(fā)揮的作用存在很大差異。比如，同樣是分析機(jī)構(gòu)投資者對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的影響，曹豐等和高昊宇等得到了完全不同的結(jié)果[23-24]，董紀(jì)昌等則發(fā)現(xiàn)了市場(chǎng)變量的調(diào)節(jié)作用[25]。

從公司治理的角度而言，機(jī)構(gòu)投資者則可能扮演“監(jiān)督者”“合謀者”和“旁觀者”三種角色[19]，其中“監(jiān)督者”角色得到最多驗(yàn)證。比如，Harford等發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)持股可以減少企業(yè)的盈余管理活動(dòng)[26]。此外，McCahery等在研究中指出，退出(用腳投票)也是一種有效的治理機(jī)制[27]。也有研究證實(shí)了機(jī)構(gòu)投資者的“合謀者”或“旁觀者”角色[27]，機(jī)構(gòu)投資者的“合謀”角色主要由于機(jī)構(gòu)投資者短視[28]和機(jī)構(gòu)投資者的成本收益權(quán)衡[19]。機(jī)構(gòu)投資者的“旁觀者”角色主要源于機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性[27]、某些企業(yè)決策的性質(zhì)不明晰難以判斷機(jī)構(gòu)投資者持股比例對(duì)公司績(jī)效和風(fēng)險(xiǎn)的影響[21]以及對(duì)公司相對(duì)績(jī)效的影響[29]。比如，梁上坤研究表明，壓力敏感型和壓力抵制型機(jī)構(gòu)投資者在公司治理中的作用也不相同[14]。McCahery等發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于其他類(lèi)型的機(jī)構(gòu)投資者，共同基金更喜歡積極參與公司治理[27]。

綜上，現(xiàn)有研究主要探討機(jī)構(gòu)投資者與公司的雙方關(guān)系，甚少有研究去探討機(jī)構(gòu)投資者、公司與審計(jì)師的三方關(guān)系。本文以審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)為切入點(diǎn)，分析涉及三方關(guān)系時(shí)機(jī)構(gòu)投資者的治理作用。

三、研究假說(shuō)

(一)機(jī)構(gòu)投資者持股與審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)

審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)是一種企業(yè)舞弊行為。根據(jù)舞弊三角理論，企業(yè)舞弊的產(chǎn)生需要?jiǎng)訖C(jī)、機(jī)會(huì)與自我合理化，而機(jī)構(gòu)投資者至少可以從動(dòng)機(jī)與機(jī)會(huì)兩方面發(fā)揮積極的治理作用。

首先，舞弊的動(dòng)機(jī)源于經(jīng)營(yíng)、財(cái)務(wù)困境或?qū)Y本的迫切需求。具體到審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)，主要原因是掩蓋公司糟糕或不及預(yù)期的財(cái)務(wù)狀況，或者應(yīng)對(duì)因投資者關(guān)注度增加而提升的資本市場(chǎng)壓力[6]，表現(xiàn)之一是頻繁更換審計(jì)師。比如，Beasley等的分析顯示，出現(xiàn)財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的公司在舞弊期間更換審計(jì)師的比例高達(dá)26%，是同期正常公司的兩倍多[30]。從公司基本面角度而言，機(jī)構(gòu)投資者可以發(fā)揮降低費(fèi)用粘性[14]、提高現(xiàn)金持有價(jià)值[31]、改善公司財(cái)務(wù)狀況[10]等作用，這些最終都會(huì)體現(xiàn)為良好的公司績(jī)效并將其反映到公司股價(jià)中[31]。如果公司的業(yè)績(jī)足夠扎實(shí)和令人信服，那么，審計(jì)意見(jiàn)將如實(shí)反映這一情況，公司則沒(méi)有必要進(jìn)行審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)[8]。因此，機(jī)構(gòu)投資者持股可以從動(dòng)機(jī)維度降低審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的需求。

其次，機(jī)構(gòu)投資者可以降低審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的成功率，從機(jī)會(huì)維度減少審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)現(xiàn)象。審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)往往對(duì)應(yīng)高盈余管理甚至造假。即審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)往往出現(xiàn)在信息披露水平較低、信息不對(duì)稱程度較高的樣本中，因?yàn)椴煌该鞯男畔h(huán)境提高了投資者識(shí)別舞弊的難度[32]。從公司信息透明度角度而言，機(jī)構(gòu)投資者持股可以降低盈余管理程度[33]、提高公司整體的信息披露水平[18,29]、減少信息不對(duì)稱進(jìn)而改善公司信息環(huán)境[34]?！瓣?yáng)光是最好的警察”，透明的信息環(huán)境減少了上市公司成功進(jìn)行審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的機(jī)會(huì)。陸瑤等還發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者持股降低了公司違規(guī)行為傾向，同時(shí)增加了公司違規(guī)行為被稽查的可能性[11]。這意味著如果公司出現(xiàn)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)傾向，機(jī)構(gòu)投資者可能發(fā)揮“吹哨人”作用，降低上市公司審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的成功率。

最后，機(jī)構(gòu)投資者具有影響審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)行為的能力。相比于個(gè)人投資者，機(jī)構(gòu)投資者持股比例一般都比較高，而且不同機(jī)構(gòu)投資者之間還可以共享信息、聯(lián)合行動(dòng)[31]，機(jī)構(gòu)投資者“用手投票”和“用腳投票”都能發(fā)揮較好的治理作用[31]，因而具有較強(qiáng)的監(jiān)督管理者和大股東的能力[19,27]。

綜上，本文預(yù)期，機(jī)構(gòu)投資者可以發(fā)揮積極的監(jiān)督作用，抑制審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)行為，提高上市公司信息披露質(zhì)量?；诖耍疚奶岢鋈缦录僬f(shuō)H1。

H1：在控制影響審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的其他因素后，機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，上市公司通過(guò)變更簽字審計(jì)師進(jìn)行審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的可能性越小。

(二)機(jī)構(gòu)投資者持股、治理環(huán)境與審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)

即使是水平最高的市場(chǎng)參與者也需要為監(jiān)督、獲取和分析信息而努力，這也是機(jī)構(gòu)投資者對(duì)已披露信息未充分利用的主要原因[15]。正因?yàn)槿绱耍谕顿Y者有限注意假說(shuō)[16]，機(jī)構(gòu)投資者可能在內(nèi)外部治理環(huán)境比較好的樣本中發(fā)揮積極的監(jiān)督作用，因?yàn)檫@類(lèi)樣本的信息處理成本比較低?，F(xiàn)有研究也確實(shí)發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者治理作用的發(fā)揮受到公司內(nèi)外部其他環(huán)境的影響[13-14]。因此，本文預(yù)期，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的抑制作用主要發(fā)生在內(nèi)外部治理環(huán)境比較好的樣本中。

本文從三個(gè)維度對(duì)治理環(huán)境進(jìn)行分析。第一，地區(qū)市場(chǎng)化程度?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)市場(chǎng)化程度的高低會(huì)顯著調(diào)節(jié)機(jī)構(gòu)投資者對(duì)現(xiàn)金持有價(jià)值[35]和研發(fā)投入[36]等的影響?？傮w而言，較高的地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程代表了較好的外部治理環(huán)境。因此，本文預(yù)期，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的抑制作用主要發(fā)生在地區(qū)市場(chǎng)化程度較高的樣本中。

第二，內(nèi)部控制質(zhì)量。有效的內(nèi)部控制能夠顯著降低兩類(lèi)代理成本，減少機(jī)構(gòu)投資者的外部監(jiān)督成本[37]。內(nèi)部控制質(zhì)量較高的樣本更有利于外部監(jiān)督，因此，本文預(yù)期機(jī)構(gòu)投資者對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的抑制作用主要發(fā)生在內(nèi)部控制質(zhì)量較高的樣本中。

第三，股權(quán)分置改革。股權(quán)分置改革為研究機(jī)構(gòu)投資者作用提供了良好的制度場(chǎng)景[14]。股權(quán)分置改革后，大股東持股比例下降，其他股東尤其是機(jī)構(gòu)投資者的話語(yǔ)權(quán)上升，參與公司治理的能力增強(qiáng)[38]；同時(shí)，大股東與其他股東利益基礎(chǔ)的一致性得到增強(qiáng)，這意味著機(jī)構(gòu)投資者退出所對(duì)應(yīng)的股價(jià)波動(dòng)對(duì)大股東利益的影響變大，“退出威脅”在抑制大股東私利行為方面能發(fā)揮更大的作用[39]。諸多研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)分置改革改善了公司治理，提升了公司價(jià)值[14,38]。因此，本文預(yù)期，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的抑制作用主要發(fā)生在股權(quán)分置改革之后的樣本中?；谏鲜龇治?，本文提出如下假說(shuō)H2。

H2：機(jī)構(gòu)投資者對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的抑制作用主要發(fā)生在公司治理比較好的樣本中，即主要發(fā)生在市場(chǎng)化程度比較高、內(nèi)部控制質(zhì)量比較好或股權(quán)分置改革之后的樣本中。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本選擇

本文以2003—2018年的A股上市公司為初始樣本，剔除金融業(yè)樣本、ST或*ST樣本、發(fā)生審計(jì)師強(qiáng)制輪換的樣本以及分析所需數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終得到27430個(gè)公司-年樣本。本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)來(lái)自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，其他數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，并對(duì)簽字審計(jì)師數(shù)據(jù)進(jìn)行了必要的手工處理。本文進(jìn)行數(shù)據(jù)處理的軟件是SAS 9.4和STATA12。

(二)模型與變量定義

本文在對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)進(jìn)行度量時(shí)使用Chen等[3]擴(kuò)展的Lennox[2]模型。Lennox認(rèn)為，企業(yè)變更審計(jì)師不一定實(shí)現(xiàn)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)[2]，因此，該模型衡量的是企業(yè)變更審計(jì)師與不變更審計(jì)師時(shí)獲得非標(biāo)意見(jiàn)的概率差。首先，本文對(duì)式(1)所示模型進(jìn)行Probit回歸。

Pr(Opionit=1)=γ0+γ1Switchit+γ2Switchit×Opionit-1+γ3Opionit-1+γ4ROAit+γ5Lossit

+γ6OCFit+γ7Levit+γ8Occupyit+γ9CRit+γ10Sizeit+γ11ARInvit+γ12Ageit

+γ13Retit+∑InteractiveItems+∑Industry+∑Year+εit

(1)

其中，Opion為虛擬變量，如果公司被出具非標(biāo)審計(jì)意見(jiàn)則取值為1，否則取值為0；Switch為虛擬變量，若公司發(fā)生簽字審計(jì)師變更，取值為1，否則取值為0。模型(1)的控制變量設(shè)置參照Chen等[3]，具體定義見(jiàn)表1。模型還控制了各控制變量與Switch的交互項(xiàng)以及行業(yè)和年度固定效應(yīng)。

其次，根據(jù)模型(1)的估計(jì)系數(shù)，計(jì)算出公司更換以及不更換簽字審計(jì)師得到非標(biāo)意見(jiàn)的條件概率，分別表示為Pr(Opionit=1|Switchit=1)和Pr(Opionit=1|Switchit=0)，并根據(jù)式(2)定義變量Shop：

Shopit=Pr(Opionit=1|Switchit=1)-Pr(Opionit=1|Switchit=0)

(2)

再次，以Switchit為因變量、Shopit為被解釋變量進(jìn)行回歸。模型如下：

Switchit=β0+β1Shopit+Controls+∑Industry+∑Year+φit

(3)

根據(jù)Lennox[2]以及Chen等[3]，如果在模型(3)的回歸中，Shopit的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，則說(shuō)明上市公司成功進(jìn)行了審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)。為檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)投資者對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的影響，參考翟勝寶等[6]以及薛爽等[1]的研究，本文在模型(3)的基礎(chǔ)上引入機(jī)構(gòu)投資者持股比例(INSit)以及交互項(xiàng)(Shopit×INSit)，具體模型見(jiàn)式(4)。

Switchit=α0+α1Shopit+α2Shopit×INSit+α3INSit+Controls+∑Industry+∑Year+υit

(4)

根據(jù)翟勝寶等[6]以及薛爽等[1]的研究，如果新引入的影響因素促進(jìn)了審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)，則該因素與Shop交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)(α2)應(yīng)該與未引入影響因素前Shop的估計(jì)系數(shù)同方向，即顯著為負(fù)。反之，如果α2顯著為正，則說(shuō)明該影響因素抑制了審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)。根據(jù)本文的假說(shuō)H1，機(jī)構(gòu)投資者能夠抑制審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)，則α2預(yù)期顯著為正。參考現(xiàn)有研究[1,3,40]，模型(3)與模型(4)控制了反映上市公司特征以及審計(jì)師與客戶關(guān)系特征的變量，包括ROA、OCF、Loss、Ret、Lev、CR、Occupy、ARInv、Size、Age、SEO、Tenfirm以及Big4，具體定義見(jiàn)表1。

最后，本文根據(jù)內(nèi)部控制質(zhì)量、市場(chǎng)化進(jìn)程和股權(quán)分置改革衡量?jī)?nèi)外部治理環(huán)境[17,25,35-39]，如表1所示，取值為1者代表較好的治理環(huán)境。

表1 變量定義表

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證分析與結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了變量的描述統(tǒng)計(jì)。簽字審計(jì)師變更(Switch)的比例為57.8%，與謝裕慧等[41]的數(shù)據(jù)接近。Shop的均值和中位數(shù)都大于零，表明大部分企業(yè)更換簽字審計(jì)師獲得非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的概率更高。審計(jì)意見(jiàn)類(lèi)型(Opion)的均值為0.048，表明有4.8%的樣本獲得非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)，與劉笑霞和李明輝[42]統(tǒng)計(jì)接近(3)。機(jī)構(gòu)投資者持股比例均值為33.6%，高于梁上坤的研究結(jié)論[14]，主要原因是樣本期不同，而自2009年開(kāi)始，機(jī)構(gòu)持股比例持續(xù)高于35%(4)。

(二)多元回歸結(jié)果

1.假說(shuō)H1的檢驗(yàn)

表3列示了本文的初步回歸結(jié)果。在回歸(3)中，Shop×INS的估計(jì)系數(shù)為1.1408，在5%的水平上顯著為正，說(shuō)明在控制其他變量的影響后，機(jī)構(gòu)投資者持股仍然能夠顯著抑制上市公司的審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)行為，假說(shuō)H1得到驗(yàn)證。

表3 機(jī)構(gòu)投資者持股與審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)

注：括號(hào)內(nèi)為z值，***、**和*代表的顯著性水平分別為1%、5%和10%。限于篇幅，未報(bào)告控制變量的回歸結(jié)果，留存?zhèn)渌?，下表同?/p>

2.假說(shuō)H2的檢驗(yàn)

本文采用分組回歸對(duì)假說(shuō)H2進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)假說(shuō)H2，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的抑制作用主要發(fā)生在內(nèi)外部治理環(huán)境比較好的樣本中，即在公司治理比較好的樣本中，Shop×INS的估計(jì)系數(shù)將顯著為正；在公司治理比較差的樣本中，Shop×INS的估計(jì)系數(shù)將不顯著區(qū)別于0，或者顯著為負(fù)。表4報(bào)告了相關(guān)回歸結(jié)果。

表4 機(jī)構(gòu)投資者持股、治理環(huán)境與審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)

回歸(1)中，Shop×INS的估計(jì)系數(shù)為1.2824，在5%的水平上顯著為正；回歸(2)中，Shop×INS的估計(jì)系數(shù)為0.3484，不顯著區(qū)別于0。這說(shuō)明機(jī)構(gòu)投資者對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的抑制作用主要發(fā)生在內(nèi)部控制質(zhì)量較高的樣本中?；貧w(3)中，Shop×INS的估計(jì)系數(shù)為1.3103，在5%的水平上顯著為正；回歸(4)中，Shop×INS的估計(jì)系數(shù)為0.5966，不顯著區(qū)別于0。這說(shuō)明機(jī)構(gòu)投資者對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的抑制作用主要發(fā)生在市場(chǎng)化程度較高的樣本中。回歸(6)中，Shop×INS的估計(jì)系數(shù)為-0.5301，不顯著區(qū)別于0；在回歸(5)中，Shop×INS的估計(jì)系數(shù)為1.2883，在1%的水平上顯著為正。這說(shuō)明機(jī)構(gòu)投資者對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的抑制作用主要發(fā)生在股權(quán)分置改革后的樣本中。

綜合表4的回歸結(jié)果，假說(shuō)H2得到驗(yàn)證，即機(jī)構(gòu)投資者對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的抑制作用主要發(fā)生在內(nèi)外部治理環(huán)境比較好的樣本中，說(shuō)明機(jī)構(gòu)投資者治理作用的發(fā)揮需要其他治理機(jī)制的配合[17]。

(三)內(nèi)生性問(wèn)題討論

為了檢驗(yàn)可能的內(nèi)生性問(wèn)題對(duì)本文主要結(jié)論的影響，本文進(jìn)行以下五個(gè)方面的測(cè)試。

第一，變動(dòng)分析。將INS分解為上一年的機(jī)構(gòu)投資者持股比例(L_INS)以及變動(dòng)的機(jī)構(gòu)投資者持股比例(ΔINS，當(dāng)年與上一年機(jī)構(gòu)投資者持股比例之差)，然后重復(fù)表3和表4的回歸，結(jié)果報(bào)告在表5的Panel A?？梢钥闯?，在全樣本回歸中，Shop×ΔINS的回歸系數(shù)為0.0246，在1%的水平上顯著為正；Shop×L_INS的回歸系數(shù)為0.0087，在10%的水平上顯著為正。這說(shuō)明在上一年機(jī)構(gòu)投資者持股比例抑制審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的基礎(chǔ)上，變動(dòng)的機(jī)構(gòu)投資者持股比例也影響了審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)，這增強(qiáng)了兩者因果關(guān)系的推斷。分組回歸結(jié)果是類(lèi)似的。比如，在內(nèi)部控制質(zhì)量較高、市場(chǎng)化程度較高或股權(quán)分置改革后的樣本中，Shop×ΔINS的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正；而在對(duì)應(yīng)組樣本中，Shop×ΔINS的回歸系數(shù)均不顯著區(qū)別于0。

第二，控制公司固定效應(yīng)。公司固定效應(yīng)能夠緩解公司層面不隨時(shí)間變化的遺漏變量問(wèn)題。表5的Panel B報(bào)告了加入公司固定效應(yīng)后的回歸結(jié)果。在全樣本中，Shop×INS的回歸系數(shù)為1.1393，在5%的顯著性水平上顯著為正。在分組回歸結(jié)果中，Shop×INS的回歸系數(shù)只在公司治理水平較高的樣本中顯著為正。這說(shuō)明控制公司固定效應(yīng)后，本文的主要結(jié)論未受到顯著影響。

第三，使用工具變量法進(jìn)行檢驗(yàn)。參照梁上坤的研究[14]，本文以公司是否屬于滬深300指數(shù)以及行業(yè)機(jī)構(gòu)投資者持股比例均值為工具變量，重新進(jìn)行回歸，結(jié)果報(bào)告在表5的Panel C。在全樣本中，Shop×INS的回歸系數(shù)為1.1974，在5%的顯著性水平上顯著為正；在分組回歸中，Shop×INS的回歸系數(shù)只在公司治理水平較高的樣本中顯著為正。這說(shuō)明本文的主要結(jié)論是穩(wěn)健的。

第四，使用Heckman兩階段模型進(jìn)行測(cè)試。參照梁上坤的研究[14]，本文構(gòu)建如下模型(5)作為第一階段模型。

Holdit=λ0+λ1Vrightit+λ2Transit+λ3ICit+λ4Eastit+σit

(5)

其中，Hold為虛擬變量，若機(jī)構(gòu)投資者持股比例超過(guò)樣本中位數(shù)取值為1，否則取值為0。Vcright等于實(shí)際控制人擁有上市公司的控制權(quán)比例減去其擁有的所有權(quán)比例，Trans等于公司前3年操控性應(yīng)計(jì)絕對(duì)值之和；IC等于1加上公司內(nèi)部控制指數(shù)和的自然對(duì)數(shù)；East為虛擬變量，若公司所在地處于東部省份取值為1，否則取值為0?；貧w中同時(shí)控制行業(yè)和年份固定效應(yīng)。

我們將根據(jù)模型(5)的結(jié)果計(jì)算出來(lái)的IMR(Inverse mills ratio)代入到模型(4)的回歸中，結(jié)果報(bào)告在表5的Panel D。全樣本中Shop×INS的回歸系數(shù)為0.0097，在10%的顯著性水平上顯著為正。這說(shuō)明可能的自選擇偏差不會(huì)顯著影響本文的主要結(jié)論。

表5 內(nèi)生性測(cè)試

最后，機(jī)構(gòu)投資者持股、治理環(huán)境與審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)之間可能存在內(nèi)生性問(wèn)題(5)，即：(1)機(jī)構(gòu)投資者更愿意到市場(chǎng)化程度高的地區(qū)以及內(nèi)部控制質(zhì)量高的企業(yè)中持股；(2)內(nèi)部控制質(zhì)量和市場(chǎng)化進(jìn)程也會(huì)對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)產(chǎn)生影響。第一種可能性對(duì)應(yīng)自選擇偏差，上文Heckman兩階段法的模型(5)已經(jīng)控制了內(nèi)部控制質(zhì)量，且結(jié)果顯示本文的主要結(jié)論不受影響。類(lèi)似地，本文在模型(5)中加入市場(chǎng)化程度，重復(fù)Heckman兩階段法，未報(bào)告的結(jié)果與上文保持一致。針對(duì)第二種可能性，本文在模型(4)的回歸中分別加入IC和Shop×IC以及Market和Shop×Market。未報(bào)告的結(jié)果仍然與上文保持一致。這說(shuō)明上述潛在的內(nèi)生性問(wèn)題不會(huì)嚴(yán)重影響本文的主要結(jié)論。

六、進(jìn)一步分析

(一)排除替代性解釋

相比于變更審計(jì)師實(shí)現(xiàn)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)，通過(guò)支付超額審計(jì)費(fèi)用進(jìn)行審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)是更隱蔽的方式。而且，某些公司治理機(jī)制會(huì)出現(xiàn)“顧此失彼”的現(xiàn)象[43]。因此，上文所發(fā)現(xiàn)的現(xiàn)象可能源于上市公司采用了更隱蔽的審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)方式，即支付超額審計(jì)費(fèi)用。本文通過(guò)檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)投資者持股與審計(jì)費(fèi)用以及異常審計(jì)費(fèi)用之間的關(guān)系分析這種可能性。

表6 機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)審計(jì)費(fèi)用的影響

注：括號(hào)內(nèi)為t值。

本文根據(jù)萬(wàn)東燦[44]的模型估算正常審計(jì)費(fèi)用，以當(dāng)年實(shí)際審計(jì)費(fèi)用(Fee)與正常審計(jì)費(fèi)用的差額作為異常審計(jì)費(fèi)用(Ex_Fee)。表6報(bào)告了相關(guān)回歸結(jié)果。在回歸(1)和回歸(2)中，INS的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，說(shuō)明機(jī)構(gòu)投資者持股會(huì)顯著降低審計(jì)費(fèi)用和異常審計(jì)費(fèi)用。這與審計(jì)師會(huì)依賴其他治理機(jī)制減少審計(jì)投入的現(xiàn)象是一致的[45]，再次證實(shí)了機(jī)構(gòu)投資者的監(jiān)督作用。

(二)基于事務(wù)所層面的審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)

表7 機(jī)構(gòu)投資者持股與事務(wù)所層面的審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)

上文的分析基于簽字審計(jì)師層面，并未研究事務(wù)所層面的審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)情況。本部分將探討機(jī)構(gòu)投資者是否影響基于事務(wù)所變更的審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)。模型設(shè)置與式(1)至式(4)類(lèi)似，僅以事務(wù)所層面的變量FirmSwitch代替Switch。即如果發(fā)生了事務(wù)所變更則FirmSwitch取值為1，否則取值為0。本文在新定義下可計(jì)算出一個(gè)新的概率差，標(biāo)示為Shop2。以Shop2代替模型(4)中的Shop，對(duì)新定義的FirmSwitch進(jìn)行Probit回歸，結(jié)果報(bào)告在表7。

在回歸(4)中，Shop2×INS的估計(jì)系數(shù)為0.0067，在10%的水平上顯著為正，說(shuō)明機(jī)構(gòu)投資者也能顯著抑制基于事務(wù)所變更的審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)行為，再次證實(shí)了其監(jiān)督作用。

(三)機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性的影響

1.機(jī)構(gòu)投資者類(lèi)型

現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，壓力抵制型和壓力敏感型機(jī)構(gòu)投資者在公司治理中的角色并不相同[13-14]。借鑒梁上坤[14]的做法，本文將基金、社?；稹FII和企業(yè)年金歸為壓力抵制型機(jī)構(gòu)投資者，將其持股比例之和記為INS1；將保險(xiǎn)公司、信托公司、券商理財(cái)產(chǎn)品和財(cái)務(wù)公司歸為壓力敏感型機(jī)構(gòu)投資者，將其持股比例之和記為INS2；將其他機(jī)構(gòu)投資者持股比例之和記為INS3。然后，本文將模型(4)中的INS替換為INS1、INS2和INS3，重新進(jìn)行回歸。表8報(bào)告了相關(guān)回歸結(jié)果。

表8 機(jī)構(gòu)投資者類(lèi)型與審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)

在回歸(4)中，Shop×INS1以及Shop×INS3的回歸系數(shù)均為正，且分別在10%以及5%的水平上顯著；而Shop×INS2的回歸系數(shù)不顯著區(qū)別于0。以上結(jié)果表明，壓力抵制型機(jī)構(gòu)投資者與其他類(lèi)型的機(jī)構(gòu)投資者對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)具有較好的抑制作用，而壓力敏感型機(jī)構(gòu)投資者對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)無(wú)顯著影響。

2.機(jī)構(gòu)投資者穩(wěn)定性和專注性

整體而言，機(jī)構(gòu)投資者穩(wěn)定性越高，越傾向于價(jià)值投資，越能夠發(fā)揮治理作用。但是，短期機(jī)構(gòu)投資者“用腳投票”的退出威脅也能發(fā)揮治理作用[31]。因此，機(jī)構(gòu)投資者穩(wěn)定性和專注性如何影響審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)是一個(gè)需要檢驗(yàn)的問(wèn)題。本文參照王壘等衡量機(jī)構(gòu)投資者穩(wěn)定性和專注性[19]，檢驗(yàn)其對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的影響，結(jié)果報(bào)告在表9。

在機(jī)構(gòu)投資者穩(wěn)定性較高樣本的回歸(1)中，Shop×INS的估計(jì)系數(shù)為1.2676，在10%的水平上顯著為正；在機(jī)構(gòu)投資者穩(wěn)定性較低樣本的回歸(2)中，Shop×INS的估計(jì)系數(shù)為1.7790，在5%的水平上顯著為正。SUE檢驗(yàn)表明，組間系數(shù)差異不顯著，說(shuō)明機(jī)構(gòu)投資者穩(wěn)定性不會(huì)顯著影響機(jī)構(gòu)投資者對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的抑制作用?；跈C(jī)構(gòu)投資者專注性的結(jié)果是類(lèi)似的。綜合上述結(jié)果，機(jī)構(gòu)投資者穩(wěn)定性和專注性均不會(huì)顯著影響機(jī)構(gòu)投資者與審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的關(guān)系。

表9 機(jī)構(gòu)投資者穩(wěn)定性和專注性對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的影響

3.機(jī)構(gòu)投資者數(shù)量的影響

隨著機(jī)構(gòu)投資者數(shù)量增多，可能會(huì)出現(xiàn)搭便車(chē)行為，或因不同機(jī)構(gòu)投資者掌握信息的差異而導(dǎo)致意見(jiàn)分歧，在一定程度上降低其監(jiān)督效力。然而，管理層想要“收買(mǎi)”機(jī)構(gòu)投資者的成本也會(huì)增大，機(jī)構(gòu)投資者和管理者合謀的可能性會(huì)降低。因此，機(jī)構(gòu)投資者數(shù)量如何影響公司審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)傾向并不明確。參考梁上坤的研究[14]，本文計(jì)算了公司前十大股東中機(jī)構(gòu)投資者的數(shù)量(INS_Num)，將其與交乘項(xiàng)(Shop×INS_Num)納入模型(4)，進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果報(bào)告在表10。

表10 機(jī)構(gòu)投資者數(shù)量與審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)

回歸(1)中，Shop×INS_Num的回歸系數(shù)為0.0760，在10%的水平上顯著為正，說(shuō)明機(jī)構(gòu)投資者數(shù)量越多，上市公司通過(guò)變更簽字審計(jì)師實(shí)現(xiàn)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的可能性越低。但在回歸(2)中，Shop×INS_Num的回歸系數(shù)為0.0124，不顯著區(qū)別于0；而Shop×INS的回歸系數(shù)為1.2389，在5%的水平上顯著為正。這表明在考慮機(jī)構(gòu)投資者持股比例的情況下，機(jī)構(gòu)投資者數(shù)量對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的抑制作用不再顯著。因此，機(jī)構(gòu)投資者治理作用的發(fā)揮不依賴于機(jī)構(gòu)數(shù)量的多寡，而是機(jī)構(gòu)持股比例的高低。這與現(xiàn)有文獻(xiàn)中單一機(jī)構(gòu)投資者持股比例只有達(dá)到某一閾值才有動(dòng)機(jī)去進(jìn)行監(jiān)督的結(jié)論是一致的[31,46]。

七、結(jié)論與啟示

本文以2003—2018年中國(guó)A股上市公司為樣本，考察了機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)上市公司通過(guò)變更簽字審計(jì)師實(shí)現(xiàn)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者持股能顯著地抑制上市公司通過(guò)變更簽字審計(jì)師實(shí)現(xiàn)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的傾向。而且，機(jī)構(gòu)投資者持股并未顯著提高實(shí)際審計(jì)收費(fèi)和超額審計(jì)收費(fèi)，在一定程度上避免了通過(guò)支付超額審計(jì)費(fèi)用進(jìn)行審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的可能性。橫截面差異分析顯示，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的治理作用主要發(fā)生在治理環(huán)境比較好的樣本中，體現(xiàn)了各種公司治理機(jī)制的互補(bǔ)作用。對(duì)機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性的分析表明，機(jī)構(gòu)投資者類(lèi)型會(huì)顯著影響機(jī)構(gòu)投資者治理作用的發(fā)揮，但機(jī)構(gòu)投資者穩(wěn)定性和專注性不會(huì)產(chǎn)生顯著影響。最后，雖然機(jī)構(gòu)投資者數(shù)量越多，審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的傾向越低，但在控制機(jī)構(gòu)投資者持股比例后，機(jī)構(gòu)投資者數(shù)量對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的治理作用不再顯著。

本文從審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的視角提供了機(jī)構(gòu)投資者治理作用的新證據(jù)，豐富了有關(guān)機(jī)構(gòu)投資者治理作用的研究。本文的研究結(jié)果也具有一定的政策啟示：第一，本文結(jié)果表明，機(jī)構(gòu)投資者不同維度的異質(zhì)性對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的抑制作用存在不同影響，相關(guān)部門(mén)在培育和發(fā)展機(jī)構(gòu)投資者的過(guò)程中要關(guān)注機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性，進(jìn)一步培育和發(fā)展有利于資本市場(chǎng)健康發(fā)展的機(jī)構(gòu)投資者。第二，不同公司治理機(jī)制之間存在一定的互補(bǔ)作用，在加強(qiáng)公司治理的過(guò)程中要促進(jìn)機(jī)構(gòu)投資者參與到公司治理中，使機(jī)構(gòu)投資者的監(jiān)督作用與其他治理機(jī)制之間形成良好的互補(bǔ)關(guān)系，提升公司價(jià)值。

本文的不足之處有三點(diǎn)：第一，鑒于模型的復(fù)雜關(guān)系以及研究者本身能力有限，未能對(duì)機(jī)構(gòu)投資者影響審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)進(jìn)行路徑檢驗(yàn)；第二，囿于數(shù)據(jù)所限，未能深入探討機(jī)構(gòu)投資者動(dòng)機(jī)和能力對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的影響；第三，本文的結(jié)果表明，機(jī)構(gòu)投資者既可以抑制基于簽字審計(jì)師變更的審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)行為，也可以抑制基于事務(wù)所變更的審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)行為，但是，鑒于審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)模型的復(fù)雜性，本文未能直接對(duì)比機(jī)構(gòu)投資者在這兩方面的作用有何異同。未來(lái)的研究可在數(shù)據(jù)豐富或技術(shù)進(jìn)一步發(fā)展之后彌補(bǔ)上述不足，也可在其他方面進(jìn)行拓展性研究。比如，可以探討智能會(huì)計(jì)是否影響機(jī)構(gòu)投資者對(duì)審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)的抑制作用，也可以進(jìn)一步分析企業(yè)整體的數(shù)字化轉(zhuǎn)型是否影響機(jī)構(gòu)投資者在審計(jì)意見(jiàn)購(gòu)買(mǎi)方面的治理作用等。

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