王李月，肖忠意，陳海濤

（1. 悉尼大學 商學院，澳大利亞 悉尼 NSW2006；2. 西南政法大學 商學院，重慶 401120；3. 中山大學 國際金融學院，廣東 珠海 519082）

一、問題的提出

近年來，隨著資本市場規(guī)模的不斷擴大，公司業(yè)務活動日趨復雜，復雜多變的市場環(huán)境增加了公司爆發(fā)財務風險的概率，只依靠公司內(nèi)部治理既無法滿足信息使用者的要求，也不利于提升公司治理水平。因此，作為一種具有較強治理動機的外部監(jiān)督力量，機構(gòu)投資者對公司行為產(chǎn)生的監(jiān)督治理作用受到財務金融領(lǐng)域的廣泛關(guān)注?！吨腥A人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要》提出，要完善資本市場基礎(chǔ)制度，健全多層次資本市場體系。大力發(fā)展機構(gòu)投資者，鼓勵機構(gòu)投資者廣泛參與公司治理，是提升資本市場穩(wěn)定性的有效途徑。作為機構(gòu)投資者信息獲取和監(jiān)督治理的重要途徑，機構(gòu)投資者實地調(diào)研能夠提高財務會計信息質(zhì)量、降低公司管理層與外部投資者之間的信息不對稱程度、提高資本市場的運行效率。及時披露財務信息有助于提高公司財務決策效率，因此，資本市場參與者普遍對財務信息的及時性有較高的要求。上市公司對會計期間財務報表可靠性開展審計活動，以提高財務報表預期使用者對財務報表的信賴程度。審計延遲指資產(chǎn)負債表日至審計報告簽署日的間隔天數(shù)。較長的審計延遲表明審計過程中財務信息質(zhì)量存在問題，導致審計師難以提供高質(zhì)量的審計意見。換言之，外部機構(gòu)投資者可以通過觀測公司審計延遲來簡單地表征和判斷公司財務信息質(zhì)量。

目前對機構(gòu)投資者實地調(diào)研與審計延遲的經(jīng)驗研究較少。理論上講，在實地調(diào)研過程中，具備專業(yè)特長的機構(gòu)投資者不僅可以通過實地觀察驗證公開信息的可靠性，還可以通過座談交流深入挖掘公司生產(chǎn)經(jīng)營、研發(fā)進展等財務報表之外的信息，以豐富決策參考。另外，自2012 年起中國深圳證券交易所要求上市公司公開披露機構(gòu)投資者實地調(diào)研的時間、地點、參加人員、調(diào)研問題及答復等詳細情況，進一步降低了信息不對稱程度，這有利于機構(gòu)投資者在公司財務信息質(zhì)量方面進一步發(fā)揮監(jiān)督治理作用。那么，上市公司受到機構(gòu)投資者實地調(diào)研與否以及受到調(diào)研的頻次能否影響審計延遲？鑒于上市公司審計師在聲譽、行業(yè)專長和執(zhí)業(yè)經(jīng)驗上的差異可能對審計延遲產(chǎn)生影響，機構(gòu)投資者實地調(diào)研對審計延遲的影響在不同審計師選擇下是否存在顯著異質(zhì)性？本文基于2013—2020 年深圳證券交易所數(shù)據(jù)，實證檢驗了機構(gòu)投資者實地調(diào)研與審計延遲之間的關(guān)系及審計師選擇的調(diào)節(jié)效應。

總體而言，本研究的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：第一，本文從機構(gòu)投資者監(jiān)督治理效應視角出發(fā)，檢驗了機構(gòu)投資者實地調(diào)研對審計延遲的影響，為深化審計延遲監(jiān)督治理的研究提供了新的研究視角。第二，本文進一步探討了機構(gòu)投資者實地調(diào)研影響審計延遲的審計師選擇方面的調(diào)節(jié)機制，為釋放外部監(jiān)督的協(xié)同效應以及系統(tǒng)地強化監(jiān)督治理效應研究提供了有益的參考。第三，鑒于近年上市公司審計延遲現(xiàn)象日益突出的客觀事實，本研究進一步表明了機構(gòu)投資者通過實地調(diào)研這一信息挖掘、監(jiān)督治理渠道的重要實踐意義，對于進一步發(fā)揮機構(gòu)投資者監(jiān)督治理作用具有一定的借鑒意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）機構(gòu)投資者實地調(diào)研與審計延遲

自專業(yè)化機構(gòu)投資者在20 世紀80 年代出現(xiàn)以來，外部機構(gòu)投資者與內(nèi)部管理層之間的博弈一直是重要的學術(shù)話題。其中，關(guān)于機構(gòu)投資者能否通過實地調(diào)研獲得公開年報以外的信息并強化其外部監(jiān)督作用這一問題，學術(shù)界尚存爭議。一方面，在實地調(diào)研過程中，機構(gòu)投資者可以發(fā)揮其專業(yè)能力，深入挖掘公司經(jīng)營管理信息，對管理層的信息披露行為形成有效約束，發(fā)揮監(jiān)督治理作用?？赡艿脑蛉缦拢阂皇嵌鄶?shù)研究表明，信息不對稱是市場中廣泛存在的事實，而馬賽克理論提出，機構(gòu)投資者具備較強的信息收集及分析能力，這不僅有助于其獲取公司戰(zhàn)略、生產(chǎn)經(jīng)營、管理層人格特征等信息［1］，而且有助于其通過“信息拼圖”的方法參觀廠房和倉庫，與中、底層員工交談［2］，對公開的歷史信息進行確認，強化信息優(yōu)勢得到更接近真實的公司經(jīng)營狀況，有效監(jiān)督公司決策行為［3］。二是機構(gòu)投資者實地調(diào)研也是機構(gòu)投資者參與公司治理的重要方式，體現(xiàn)了信息披露的公開性原則。譚勁松和林雨晨［4］認為，如果管理層與機構(gòu)投資者信息博弈處于均衡狀態(tài)，管理層就傾向于披露更多的真實信息，進而可能提高資本市場上公司特質(zhì)信息的傳播，改善上市公司信息環(huán)境。此外，中國證券監(jiān)督管理委員會要求上市公司披露機構(gòu)投資者實地調(diào)研記錄，實地調(diào)研所獲取的信息有助于提高信息披露效率，不僅體現(xiàn)出一種“讓清者更清，讓濁者愈濁”的互補效應，而且放大了投資者對管理層施加的監(jiān)督壓力，約束管理者或大股東在經(jīng)營活動中可能侵害中小股東利益的行為［5］。三是機構(gòu)投資者實地調(diào)研是一種獨特的信息來源，其所獲得的信息可以作為一般市場公開信息的補充。譚松濤和崔小勇［6］認為，實地調(diào)研能夠有助于挖掘負面信息，審慎看待管理層釋放樂觀積極的信號，更為準確地判斷公司實際經(jīng)營狀況。王亞男和戴文濤［7］認為，機構(gòu)投資者實地調(diào)研獲取信息的主動性較強、內(nèi)容自由度較大且時效性較強，能為資本市場提供更多有關(guān)上市公司非常規(guī)、及時性的信息，是常規(guī)信息披露的重要補充，而增量信息有助于改善公司財務治理狀況。另一方面，機構(gòu)投資者實地調(diào)研與公司管理層之間的信息不對稱，削弱了信息披露實際效果?？赡艿脑蛉缦拢阂皇菂⑴c實地調(diào)研的機構(gòu)投資者自利動機可能造成其認知偏差，難以準確解讀信息，導致其喪失監(jiān)督作用。董永琦等［8］認為，機構(gòu)投資者實地調(diào)研缺乏挖掘負面信息的能力，加之“走馬觀花”般的實地調(diào)研，導致其更容易過分樂觀地解讀利好消息，誤判上市公司狀態(tài)，而丁方飛等［9］則認為，機構(gòu)投資者實地調(diào)研只有在勤勉深入情況下才能抑制公司不當經(jīng)營行為。此外，Nickerson［10］指出，機構(gòu)投資者對其調(diào)研的目標公司存在一定的先驗認知，調(diào)研機構(gòu)更傾向于去尋找證據(jù)驗證已有認知，而選擇性地忽略不利于自身先驗認知的事實，導致其客觀性認知出現(xiàn)確認性偏差，錯誤解讀財務經(jīng)營信息。二是管理層可能采取策略性信息披露，迎合機構(gòu)投資者實地調(diào)研，加劇信息不對稱程度，甚至導致合謀。一些學者發(fā)現(xiàn)，管理層會考慮到機構(gòu)投資者實地調(diào)研可能向市場傳遞信號，在信息披露策略上不僅可能傾向于選擇性披露、模糊性披露、隱藏性披露等［11］，也可能針對機構(gòu)投資者偏好回復調(diào)研提問，從而降低信息量［12］，這些都會加大信息不對稱程度。此外，還有研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者實地調(diào)研可能導致會計信息可比性降低［13］和可讀性下降［5］。

審計延遲指資產(chǎn)負債表日至審計報告簽署日的間隔天數(shù)，其反映了資產(chǎn)負債日后注冊會計師根據(jù)審計證據(jù)得出的審計結(jié)果與被審計單位管理層和治理層溝通，作出審計調(diào)整決策并最終出具審計報告所花費的時間，體現(xiàn)了事實完成審計活動所需時間的長短。本質(zhì)上講，公司面臨的社會審計是公司向會計師事務所購買審計服務，并向市場利益相關(guān)者公布，釋放財務信息質(zhì)量的行為。信息經(jīng)濟學認為，及時披露的信息能夠降低交易成本，減輕信息不對稱程度，并減少管理層利用信息優(yōu)勢造成代理人問題。據(jù)此，審計延遲不僅能夠衡量審計報告和會計盈余的及時性［14］，評估審計投入和產(chǎn)出比的審計效率［15］，而且能夠反映審計在降低管理層與投資者信息之間信息不對稱等方面發(fā)揮的監(jiān)督治理效應。因此，審計延遲成為實務界和學術(shù)界討論的熱點話題。

現(xiàn)有文獻研究結(jié)果表明，公司內(nèi)部監(jiān)督治理水平是審計延遲的重要決定因素。當上市公司規(guī)模較大時，其審計報告時滯更長［16］，當大規(guī)模公司的治理水平較高時，公司規(guī)模與審計延遲具有顯著負相關(guān)的關(guān)系［17］。李瑛玫等［18］認為，良好的內(nèi)部控制有助于降低審計延遲。一些學者從大股東和管理層的代理人問題視角展開研究，但目前相關(guān)研究結(jié)論仍存在一定的爭議。一方面，從監(jiān)督角度來看，大股東的存在可以減少公司因股權(quán)分散而存在的“搭便車”現(xiàn)象，及時核實并糾正管理層可能存在的違規(guī)行為，大股東發(fā)揮監(jiān)督作用可以配合審計師挖掘公司實質(zhì)性證據(jù)，發(fā)揮監(jiān)督治理效應、緩解審計延遲［19］。但是，也有一些學者認為，由于董事會一般是被大股東控制的，所以“一股獨大”可能誘發(fā)“大股東掏空”等問題，進而加劇審計延遲［20］。另一方面，管理層擁有公司的經(jīng)營管理權(quán)，具備企業(yè)經(jīng)營信息優(yōu)勢，管理層對財務信息的更好掌握為其從事自利性行為甚至財務舞弊提供了一定的操縱空間。管理層可能從自身利益出發(fā)，采取在短期內(nèi)達到規(guī)定業(yè)績目標的機會主義行為，且由于其所涉及的關(guān)聯(lián)交易復雜，審計難度大，審計延遲也會相應提升［21］。

機構(gòu)投資者開展實地調(diào)研的核心目的是實地驗證已公開信息的可靠性，并挖掘更多的非公開信息，以緩解管理層與機構(gòu)投資者之間的信息不對稱程度。一方面，機構(gòu)投資者實地調(diào)研可以獲得額外的信息挖掘優(yōu)勢。機構(gòu)投資者通過實地參觀、與公司高管和業(yè)務人員進行面對面交流，可以獲得更完整的信息，以更好地把握公司的財務風險、經(jīng)營狀況或發(fā)展前景，這構(gòu)成了機構(gòu)投資者發(fā)揮財務信息質(zhì)量治理作用的基礎(chǔ)［22］。另一方面，機構(gòu)投資者實地調(diào)研具有信息處理優(yōu)勢。參加實地調(diào)研的機構(gòu)一般是公募基金、私募基金和證券公司等機構(gòu)投資者，其專業(yè)水平較高，調(diào)研更具針對性，調(diào)研的準備也較為充分，這些機構(gòu)投資者可以通過解讀公司可能存在的不規(guī)范的財務管理行為，對其形成一定的震懾，起到提高財務信息質(zhì)量的外部監(jiān)督作用［23］。理論上講，財務信息質(zhì)量的高低與審計延遲息息相關(guān)。在良好的財務管理情況下，財務管理人員有意愿積極配合外部審計師的審計工作，也會積極采納注冊會計師提出的各種管理建議、修正外部審計發(fā)現(xiàn)的會計問題，這大大降低了審計工作的復雜性，審計師的工作時間相應縮短，從而提高審計效率，降低審計延遲［18］。反之，如果上市公司存在重大財務會計差錯或財務舞弊等問題，審計師一旦察覺問題往往需要額外開展更高強度的審計工作，增加審計范圍或增加實質(zhì)性測試，收集更多的財務證據(jù)以減小審計風險，從而延長審計報告發(fā)布，造成審計延遲。因此，機構(gòu)投資者實地調(diào)研可能發(fā)揮監(jiān)督治理效應，有效抑制上市公司管理層的機會主義動機，進而降低上市公司的審計延遲?；谏鲜龇治?，筆者提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)1：機構(gòu)投資者實地調(diào)研能夠顯著降低審計延遲。

（二）審計師選擇的調(diào)節(jié)機制

一般認為，外部審計機構(gòu)能夠發(fā)揮監(jiān)督作用，降低信息不對稱程度，因此，審計機構(gòu)和審計師相關(guān)特質(zhì)也能夠?qū)徲嬔舆t產(chǎn)生影響。從審計機構(gòu)層面看，Leventis 等［24］發(fā)現(xiàn)，聘請國際事務所審計的公司審計延遲更低，但是Whitworth 和Lambert［25］認為，由于規(guī)模較大的會計師事務所擁有更多的客戶，其審計活動面臨的工作壓力更大，反而需要更多的時間來完成審計工作。此外，會計師事務所的行業(yè)專長［25］、會計師事務所的合并［26］和會計師事務所的人力資本特征［14］等也可能影響審計延遲。從審計師層面看，Knechel 和Payne［27］研究發(fā)現(xiàn)，聘請工作經(jīng)驗較豐富的審計師能夠顯著降低審計延遲，而Lee 等［28］發(fā)現(xiàn)，審計師任期越長，對公司信息的了解越充分，越能夠提高審計工作效率，降低審計延遲。此外，Chen等［29］發(fā)現(xiàn)，具有行業(yè)專長的審計師能夠更加有效地利用同行業(yè)中的專業(yè)知識和審計經(jīng)驗，更加及時地披露有價值的審計報告。審計師選擇反映了公司高質(zhì)量審計需求。審計師作為一種外部監(jiān)督力量對于改善財務狀況發(fā)揮了十分重要的作用，但是審計監(jiān)督作用的發(fā)揮需要有效的公司治理作為支撐。根據(jù)信息橋梁優(yōu)勢理論，機構(gòu)投資者實地調(diào)研不僅能對財務信息質(zhì)量發(fā)揮外部監(jiān)督治理作用，還能向?qū)徲嫀焸鬟f出財務風險信息。這意味著機構(gòu)投資者實地調(diào)研能夠在財務信息質(zhì)量和風險等方面為審計師的審計活動提供更有效的信息質(zhì)量披露，縮短審計延遲。就審計師選擇對于機構(gòu)投資者實地調(diào)研影響企業(yè)審計延遲的調(diào)節(jié)機制來看，其一，國際“四大”會計師事務所的注冊會計師一般提供質(zhì)量更高、更受投資者青睞的審計服務，且具有較高執(zhí)業(yè)聲譽［30］，當公司選擇國際“四大”會計師事務所時，其可能對機會主義行為起到更強的威懾作用，從而與機構(gòu)投資者實地調(diào)研形成更強的協(xié)調(diào)效應，更有效地降低審計延遲。其二，蔡春等［31］認為，公司選擇聘用行業(yè)專長更高的審計師反映了企業(yè)的高質(zhì)量審計需求，行業(yè)經(jīng)驗豐富的審計師能夠更充分地采用行業(yè)可比信息對公司財務狀況和機會主義動機加以研判，抑制公司的財務舞弊動機。因此，具備行業(yè)專長的審計師可能利用機構(gòu)投資者實地調(diào)研所提供的私人信息進行跨公司比較分析，提升其甄別財務漏洞的能力，從而形成降低審計延遲的協(xié)調(diào)機制。其三，執(zhí)業(yè)經(jīng)驗豐富的審計師在審計過程中具有更強的財務風險識別能力，根據(jù)各領(lǐng)域風險程度統(tǒng)籌控制審計時點，提供更高效的審計服務［32］。經(jīng)驗豐富的審計師可能更為有效地利用機構(gòu)投資者實地調(diào)研所釋放的信息增量，從而使機構(gòu)投資者實地調(diào)研對審計延遲發(fā)揮更強的抑制作用。基于上述分析，筆者提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)2a：審計師聲譽對機構(gòu)投資者實地調(diào)研降低審計延遲起促進作用。

假設(shè)2b：審計師行業(yè)專長對機構(gòu)投資者實地調(diào)研降低審計延遲起促進作用。

假設(shè)2c：審計師執(zhí)業(yè)經(jīng)驗對機構(gòu)投資者實地調(diào)研降低審計延遲起促進作用。

三、研究設(shè)計

（一）變量設(shè)定

⒈被解釋變量

本文的被解釋變量為審計延遲（ARL）。采用資產(chǎn)負債表日至審計報告簽署日的間隔天數(shù)加1的自然對數(shù)衡量。ARL 值越大，表示審計延遲越長，一定程度上表明審計師開展審計活動中投入的時間越長、效率越低。

⒉解釋變量

本文的解釋變量為機構(gòu)投資者實地調(diào)研。用機構(gòu)投資者是否實地調(diào)研（SVD）和機構(gòu)投資者實地調(diào)研次數(shù)（SVI）表示。本文借鑒譚勁松和林雨晨［4］與趙陽等［33］的做法，如果上市公司當期受到了機構(gòu)投資者實地調(diào)研，則SVD 賦值為1，否則賦值為0。機構(gòu)投資者實地調(diào)研次數(shù)用上市公司當期受到機構(gòu)投資者實地調(diào)研次數(shù)加1的自然對數(shù)衡量。

⒊調(diào)節(jié)變量

本文的調(diào)節(jié)變量為審計師選擇。在變量選擇方面，其一，參考田利輝和劉霞［30］的研究，構(gòu)建審計師聲譽（Big4）虛擬變量，將聘用國際“四大”會計師事務所的上市公司劃分為選擇較高聲譽審計師組（Big4=1）；其他樣本則為選擇較低聲譽審計師組（Big4=0）。其二，參考蔡春等［31］的研究，構(gòu)建審計師行業(yè)專長（MSR）虛擬變量，依據(jù)審計師所在會計事務所市場份額是否高于5%，將研究樣本劃分為高專長審計師組（MSR=1）和低專長審計師組（MSR=0）。其三，參考原紅旗和韓維芳［32］的研究，構(gòu)建審計師執(zhí)業(yè)經(jīng)驗（EXP）虛擬變量，采用簽字審計師會計年度之前簽署過的審計報告數(shù)量的中位數(shù)將樣本劃分為執(zhí)業(yè)經(jīng)驗較多審計師組（EXP=1）和執(zhí)業(yè)經(jīng)驗較少審計師組（EXP=0）。

⒋控制變量

本文參考肖忠意等［34］的做法，選擇的控制變量如下：公司規(guī)模（Size），用總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量；上市年限（Age），用當年財務年與上期年份之差的自然對數(shù)衡量；托賓Q（TobinsQ），用總資產(chǎn)市值與總資產(chǎn)賬面價值的比值衡量；資產(chǎn)收益率（ROA），用公司稅后利潤除以平均總資產(chǎn)衡量；經(jīng)營性現(xiàn)金流（CFO），用當期經(jīng)營活動現(xiàn)金流量與上期總資產(chǎn)的比值衡量；資產(chǎn)負債率（Lev），用當期總負債除以上期總資產(chǎn)的比值衡量；董事會規(guī)模（Boardsize），用公司董事會總?cè)藬?shù)的自然對數(shù)衡量；第一大股東持股占比（Top1），用第一大股東持股的比例衡量；雙職合一（Dual），如果公司董事長和總經(jīng)理為同一人，賦值為1，否則賦值為0；所有權(quán)屬性（SOE），如果公司實際控制人為國有企業(yè)賦值為1，否則為0；市場化程度（MKT），用中國分省份市場化指數(shù)衡量。本文依據(jù)《上市公司行業(yè)分類指引》（2012年修訂）構(gòu)建行業(yè)（Industry）變量以控制行業(yè)固定效應，根據(jù)會計年度構(gòu)建年度（Year）變量以控制年份固定效應。

（二）模型構(gòu)建

本文構(gòu)建雙向固定效應模型進行基準回歸分析，具體如式（1）和式（2）所示：

其中，ARL 表示審計延遲；SVD 表示是否被機構(gòu)投資者實地調(diào)研；SVI表示被機構(gòu)投資者實地調(diào)研次數(shù)；i 和t 分別表示上市公司和會計年度；Control 表示一系列控制變量；Year 和Industry分別表示年份固定效應和行業(yè)固定效應；ε表示隨機擾動項。

（三）數(shù)據(jù)來源

由于自2012 年末起深圳證券交易所要求上市公司披露其接受機構(gòu)投資者實地調(diào)研情況的詳細信息，考慮到研究數(shù)據(jù)可得性，本文以中國深圳證券交易所A股上市公司作為研究樣本，構(gòu)建2013—2020 年面板數(shù)據(jù)。具體地，本文對原始數(shù)據(jù)進行了如下處理：（1）剔除金融保險類公司樣本；（2）剔除在研究觀測窗口期間ST、PT 和退市的樣本；（3）剔除其他變量觀測值缺失的樣本；（4）對所有連續(xù)型變量都進行了1%水平的縮尾處理，最終得到13 647 個公司—年份觀測值。本文相關(guān)數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）和中國研究數(shù)據(jù)服務平臺（CNRDS）。

（四）描述性統(tǒng)計

本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1 所示。由表1 可知，審計延遲的均值為4.583，這表明，樣本公司的平均審計延遲約為97天。機構(gòu)投資者是否實地調(diào)研的均值為0.678，這表明，約有67.8%的樣本公司有機構(gòu)投資者實地調(diào)研。機構(gòu)投資者實地調(diào)研次數(shù)的均值為1.095，這表明，樣本公司每年平均受到1.095次機構(gòu)投資者調(diào)研。控制變量的分布均與已有文獻一致。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果（N=13 647）

四、實證結(jié)果與分析

（一）單變量檢驗

為了更加直觀地考察機構(gòu)投資者實地調(diào)研與審計延遲之間的關(guān)系，本文按照上市公司在某一觀測年份內(nèi)是否受到機構(gòu)投資者實地調(diào)研分組，運用單變量檢驗，比較兩組樣本審計延遲之間是否存在顯著差異。表2 報告了審計延遲的單變量檢驗結(jié)果。由表2 可知，受到機構(gòu)投資者實地調(diào)研組樣本的審計延遲均值為4.570，而未受到機構(gòu)投資者實地調(diào)研樣本的審計延遲均值為4.611，即后者大于前者，且相關(guān)t 檢驗統(tǒng)計量為10.520，在1%水平上顯著?？梢?，機構(gòu)投資者實地調(diào)研與上市公司審計延遲之間可能存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，為假設(shè)1提供了初步支持。

表2 審計延遲的單變量檢驗結(jié)果

（二）基準回歸結(jié)果與分析

表3 列（1）和列（2）報告了機構(gòu)投資者實地調(diào)研對審計延遲的基準回歸結(jié)果。其中，列（1）的結(jié)果顯示，機構(gòu)投資者是否實地調(diào)研（SVD）的估計系數(shù)為-0.021，在1%水平上顯著，這表明，在其他條件不變的情況下，受到機構(gòu)投資者實地調(diào)研公司的審計延遲平均比未受到機構(gòu)投資者實地調(diào)研公司低2.1%，即作為機構(gòu)投資者進行信息挖掘、釋放監(jiān)督治理效應的重要渠道，機構(gòu)投資者實地調(diào)研能降低審計延遲。列（2）的結(jié)果顯示，機構(gòu)投資者實地調(diào)研次數(shù)（SVI）的估計系數(shù)為-0.016，在1%水平上顯著，這表明，樣本公司某一年受到機構(gòu)投資者實地調(diào)研的次數(shù)越多，則該公司當年的審計延遲相應越低，且機構(gòu)投資者實地調(diào)研每增加1%，審計延遲平均下降0.016%。上述結(jié)果表明，機構(gòu)投資者開展針對上市公司的實地調(diào)研能夠?qū)矩攧招畔①|(zhì)量發(fā)揮積極的監(jiān)督作用，且隨著機構(gòu)投資者開展的實地調(diào)研次數(shù)增加，調(diào)研活動帶來的持續(xù)監(jiān)督壓力能夠有效約束管理層的自利行為，從而促進公司會計行為和信息披露行為的規(guī)范性，提升信息披露質(zhì)量和透明度，提高審計效率，使審計延遲得以降低。因此，假設(shè)1得到驗證。

表3 基準回歸及工具變量檢驗結(jié)果

（三）內(nèi)生性檢驗

⒈工具變量檢驗

機構(gòu)投資者實地調(diào)研與審計延遲之間可能存在反向因果，進而產(chǎn)生內(nèi)生性問題。因此，本文參考Han等［35］的做法，采用目標上市公司所在城市極端天氣的天數(shù)比例（Weather）作為機構(gòu)投資者實地調(diào)研的外生工具變量，進行工具變量兩階段最小二乘法（2SLS）回歸估計。表3列（3）和列（4）報告了工具變量第二階段的檢驗結(jié)果，K-P rk LM 統(tǒng)計量大于1%臨界值，拒絕了工具變量不可識別的原假設(shè)。C-D Wald F 統(tǒng)計量大于1%臨界值，拒絕弱工具變量假設(shè)，這也意味著工具變量估計結(jié)果是可靠的。其中，列（3）的結(jié)果顯示，機構(gòu)投資者是否實地調(diào)研（SVD）的估計系數(shù)為-0.158，列（4）的結(jié)果顯示，機構(gòu)投資者實地調(diào)研次數(shù)（SVI）的估計系數(shù)為-0.080，二者均在5%水平上顯著。這表明，在利用工具變量法解決內(nèi)生性問題導致的向下估計偏誤后，SVD 和SVI的估計系數(shù)有所提升，即在其他條件不變的情況下，受到機構(gòu)投資者實地調(diào)研企業(yè)的審計延遲平均比未受到機構(gòu)投資者實地調(diào)研企業(yè)低15.8%，而此時機構(gòu)投資者實地調(diào)研平均每增加1%，將導致審計延遲平均下降0.08%。

⒉Heckman兩步法檢驗

由于基準模型的回歸結(jié)果可能會受到變量自選擇偏誤問題的干擾，因此，本文借鑒張勇［36］的做法，將滯后一期的公司規(guī)模（L. Size）、資產(chǎn)收益率（L. ROA）、公司成長性（L. Growth）、資產(chǎn)負債率（L. Lev）、無形資產(chǎn)比例（L. Intan）、機構(gòu)投資者持股比例（L. Ins）、分析師關(guān)注（L.Analysts）、會計信息披露水平（L.ACQ）和所有權(quán)屬性（L.SOE）等變量納入第一階段Probit模型進行回歸并計算出逆米爾斯比率（IMR），將IMR 作為控制變量加入基準模型之中，進行第二階段估計。表4 列（1）和列（2）分別報告了Heckman 兩步法的估計結(jié)果。在第二階段中，IMR的估計系數(shù)不顯著，這表明，基準模型中不存在嚴重的自選擇偏誤問題，機構(gòu)投資者實地調(diào)研次數(shù)（SVI）的估計系數(shù)仍然顯著為負，本文基準模型研究結(jié)論并未受到自選擇問題的影響。

表4 Heckman兩步法檢驗結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗

⒈傾向得分匹配法

考慮到本文的結(jié)論可能受到樣本選擇偏誤的干擾，本文還進一步采用了傾向得分匹配法（PSM）進行穩(wěn)健性檢驗。具體而言：首先，依據(jù)上市公司受到機構(gòu)投資者實地調(diào)研與否，將被實地調(diào)研的上市公司作為處理組，而將未被實地調(diào)研的上市公司作為對照組。其次，以其他連續(xù)控制變量作為解釋變量，利用Logit 模型進行1∶1 的最近鄰匹配。最后，將匹配完成后的樣本用于模型檢驗。由圖1a 和圖1b 可知，經(jīng)PSM 匹配構(gòu)建的子樣本中，處理組與對照組之間的差異大幅降低，可以用于實證檢驗。匹配后PSM 的回歸結(jié)果顯示，SVD 和SVI的結(jié)果依然顯著為負，這表明本文研究結(jié)論穩(wěn)健。

圖1a 匹配前PSM 檢驗結(jié)果

圖1b 匹配后PSM 檢驗結(jié)果

⒉安慰劑實驗

為了確保本文基準模型所得研究結(jié)論是由機構(gòu)投資者實地調(diào)研行為而非其他未知因素影響所致，本文進一步采用安慰劑檢驗法以驗證本文結(jié)論的穩(wěn)健性。具體地，本文將機構(gòu)投資者是否實地調(diào)研（SVD）和機構(gòu)投資者實地調(diào)研次數(shù)（SVI）在觀測值之間進行隨機變換，并將匹配后的樣本重新進行回歸估計，重復上述步驟1 000次，最終得到1 000個SVD或SVI的估計系數(shù)及對應的P值，結(jié)果如圖2a和圖2b所示。由圖2a和圖2b可知，隨機估計系數(shù)的均值相較于基準模型檢驗結(jié)果已經(jīng)非常接近0，且基本服從正態(tài)分布，從而排除了存在遺漏變量或其他偶然因素導致機構(gòu)投資者實地調(diào)研與上市公司審計延遲之間負相關(guān)的可能性，即本文基準模型檢驗所得的結(jié)論是穩(wěn)健的。

圖2a SVD的安慰劑檢驗結(jié)果

圖2b SVI的安慰劑檢驗結(jié)果

⒊剔除極端事件的影響①穩(wěn)健性檢驗表格的結(jié)果未在正文中列出，留存?zhèn)渌鳌?/p>

本文還考慮到上市公司會受上市時間較短或者市場極端事件等因素的影響，因此，參考梁上坤等［37］關(guān)于資本市場出現(xiàn)的“股災”等極端事件的樣本處理方式，刪除2015年的觀測樣本，并同時刪除上市不足3 年的觀測樣本，再進行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果顯示，SVD 和SVI 的估計系數(shù)始終在1%水平上顯著為負，表明前文實證結(jié)論穩(wěn)健。

⒋替代被解釋變量

考慮到審計延遲是影響財務報告及時性的重要因素，年度報告披露延遲可能是因為審計工作的延遲和低效率所致，因此，本文進一步采用上一年會計年度結(jié)束日與年報實際披露日的時間間隔加1的自然對數(shù)作為審計延遲的替代變量進行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果表明，前文實證結(jié)論穩(wěn)健。

⒌Poisson模型檢驗

考慮到本文的被解釋變量為計數(shù)類變量，而Cohn等［38］的研究表明，對計數(shù)類變量進行自然對數(shù)處理并采用線性模型進行回歸可能造成估計偏誤。因此，本文采用未經(jīng)過自然對數(shù)變換的上市公司審計延遲天數(shù)為被解釋變量，并使用Poisson 模型作為替代模型進行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果表明，前文實證結(jié)論仍然穩(wěn)健。

五、機制分析

（一）基于審計師聲譽的機制分析

表5列（1）—列（4）報告了按照審計師聲譽分樣本檢驗機構(gòu)投資者實地調(diào)研對審計延遲監(jiān)督治理效應的結(jié)果。其中，列（1）和列（2）的結(jié)果顯示，機構(gòu)投資者是否實地調(diào)研（SVD）的估計系數(shù)分別為-0.021 和-0.077，均在1%水平上顯著，進一步SUEST 檢驗的χ2統(tǒng)計量在1%水平上顯著，表明二者存在顯著差異。列（3）和列（4）的結(jié)果顯示，機構(gòu)投資者實地調(diào)研次數(shù)（SVI）的估計系數(shù)分別為-0.016和-0.021，均在1%水平上顯著，而對該解釋變量的回歸系數(shù)的SUEST檢驗結(jié)果不顯著，表明二者無顯著差異。以上結(jié)果表明，針對選擇不同聲譽審計師的上市公司，機構(gòu)投資者實地調(diào)研均能發(fā)揮監(jiān)督治理效應，顯著降低其審計延遲；但相比于聲譽較低的審計師而言，當上市公司選擇聲譽較高的審計師時，機構(gòu)投資者調(diào)研能夠更為顯著地降低其審計延遲。基于此，假設(shè)2a 得到驗證。上述結(jié)果表明，審計師聲譽能夠與機構(gòu)投資者實地調(diào)研發(fā)揮一定的協(xié)同作用，聲譽更好的審計師能夠提供更為嚴格的審計服務，對公司管理層機會主義行為形成震懾，與機構(gòu)投資者實地調(diào)研共同改善上市公司財務信息披露質(zhì)量，降低審計延遲。

表5 基于審計師聲譽和審計師行業(yè)專長的機制檢驗結(jié)果

（二）基于審計師行業(yè)專長的機制分析

表5列（5）—列（8）報告了按照審計師行業(yè)專長分樣本檢驗機構(gòu)投資者實地調(diào)研對審計延遲監(jiān)督效應的結(jié)果。其中，列（5）和列（6）的結(jié)果顯示，機構(gòu)投資者是否實地調(diào)研（SVD）的估計系數(shù)分別為-0.018 和-0.028，均在1%水平上顯著，但進一步對該解釋變量的回歸系數(shù)的SUEST 檢驗結(jié)果不顯著，表明機構(gòu)投資者是否實地調(diào)研對兩組樣本的審計延遲作用無顯著差異。列（7）和列（8）的結(jié)果顯示，機構(gòu)投資者實地調(diào)研次數(shù)（SVI）的估計系數(shù)分別為-0.012 和-0.023，均在1%水平上顯著，進一步SUEST 檢驗的χ2統(tǒng)計量在5%水平上顯著，表明二者存在顯著差異。以上結(jié)果表明，針對選擇不同行業(yè)專長審計師的上市公司，機構(gòu)投資者實地調(diào)研均能發(fā)揮監(jiān)督治理效應，顯著降低其審計延遲；但相比于行業(yè)專長較低的審計師而言，當上市公司選擇行業(yè)專長較高的審計師時，其受到機構(gòu)投資者實地調(diào)研的次數(shù)能夠更為顯著地降低其審計延遲?；诖?，假設(shè)2b 得到驗證。上述結(jié)果表明，審計師行業(yè)專長能夠與機構(gòu)投資者實地調(diào)研發(fā)揮一定的協(xié)同作用，行業(yè)專長強化了審計師利用同行業(yè)公司可比信息輔助判斷的能力，而機構(gòu)投資者實地調(diào)研進一步提升了公司信息透明度，提升審計效率，降低審計延遲。

（三）基于審計師執(zhí)業(yè)經(jīng)驗的機制分析

表6 報告了按照審計師執(zhí)業(yè)經(jīng)驗分樣本檢驗機構(gòu)投資者實地調(diào)研對審計延遲監(jiān)督效應的結(jié)果。其中，列（1）和列（2）的結(jié)果顯示，機構(gòu)投資者是否進行實地調(diào)研（SVD）的估計系數(shù)分別為-0.017和-0.024，均在1%水平上顯著，但進一步對該解釋變量的回歸系數(shù)的SUEST檢驗結(jié)果不顯著，表明二者無顯著差異。列（3）和列（4）的結(jié)果顯示，機構(gòu)投資者實地調(diào)研次數(shù)（SVI）的估計系數(shù)分別為-0.012和-0.021，均在1%水平上顯著，進一步SUEST檢驗的χ2統(tǒng)計量在5%水平上顯著，表明二者存在顯著差異。以上結(jié)果表明，針對選擇不同執(zhí)業(yè)經(jīng)驗審計師的上市公司，機構(gòu)投資者實地調(diào)研均能發(fā)揮監(jiān)督治理效應，顯著降低其審計延遲；但相比于執(zhí)業(yè)經(jīng)驗較少的審計師而言，當上市公司選擇執(zhí)業(yè)經(jīng)驗較多的審計師時，其受到機構(gòu)投資者實地調(diào)研的次數(shù)能夠更為顯著地降低其審計延遲?；诖?，假設(shè)2c得到驗證。

表6 基于審計師執(zhí)業(yè)經(jīng)驗的機制檢驗結(jié)果

六、進一步分析

（一）實地調(diào)研機構(gòu)投資者類型的異質(zhì)性

現(xiàn)有文獻表明，機構(gòu)投資者可能因其投資風格、關(guān)聯(lián)關(guān)系和持股數(shù)量等異質(zhì)性特征差異而對目標公司形成差異性的監(jiān)督作用［4］。本文依據(jù)機構(gòu)投資者特征將其細分為券商、基金、私募、銀行和其他五類機構(gòu)投資者，并識別不同類型機構(gòu)投資者進行實地調(diào)研的次數(shù)，以檢驗不同類型機構(gòu)投資者對審計延遲的異質(zhì)性影響。表7列（1）—列（5）報告了異質(zhì)性機構(gòu)投資者實地調(diào)研次數(shù)（SV_Type）的檢驗結(jié)果，結(jié)果顯示，SV_Type 的估計系數(shù)均顯著為負，表明無論是券商、基金、私募、銀行還是其他機構(gòu)投資者的實地調(diào)研均有利于降低上市公司的審計延遲。此外，列（4）的結(jié)果還顯示，銀行機構(gòu)的實地調(diào)研次數(shù)的估計系數(shù)為-0.013，其絕對值顯著大于其他機構(gòu)投資者實地調(diào)研次數(shù)的影響。換言之，銀行開展實地調(diào)研對降低審計延遲的作用最強?？赡艿慕忉屖牵阂环矫妫y行類金融機構(gòu)是中國金融市場中資金主要供給者，對于公司融資等影響較大。因此，其具有較強的影響力。另一方面，在眾多金融機構(gòu)中，銀行的風險厭惡程度最高，銀行與公司之間的經(jīng)濟活動通常會嚴格執(zhí)行審慎經(jīng)營規(guī)則，因而銀行傾向于對公司財務信息進行更強的監(jiān)督，對公司信息透明度也提出更高的要求，這將提高財務信息質(zhì)量。因此，可能發(fā)揮較強的治理效應，降低審計延遲。

表7 進一步回歸結(jié)果

（二）機構(gòu)投資者實地調(diào)研廣度和調(diào)研深度的影響

機構(gòu)投資者一般會長期跟蹤多個行業(yè)或多個公司，進而開展實地調(diào)研［6］。從實地調(diào)研活動的具體情況來看，機構(gòu)投資者實地調(diào)研可以深入生產(chǎn)一線，知悉研發(fā)進度，通過與管理層面對面進行座談溝通，從管理層與員工的言語和精氣神近距離觀察公司治理能力與成效，進而深入了解公司的發(fā)展戰(zhàn)略和財務狀況等方面。機構(gòu)投資者在實地調(diào)研過程中，就其關(guān)心的問題與管理層進行面對面溝通交流，出于利益相關(guān)者的考慮，調(diào)研問題涉及面較廣，且往往還涉及一些更有深度的“尖銳”問題。因此，機構(gòu)投資者實地調(diào)研廣度和調(diào)研深度可能影響外部監(jiān)督作用的發(fā)揮，有助于提高信息披露質(zhì)量，進而對審計延遲產(chǎn)生影響。為了進一步檢驗機構(gòu)投資者實地調(diào)研廣度和調(diào)研深度對審計延遲的影響，本文借鑒張勇的做法［36］，分別識別了調(diào)研廣度和調(diào)研深度。具體地，調(diào)研廣度包括調(diào)研機構(gòu)數(shù)量（SV_ins）和調(diào)研人員數(shù)量（SV_pes）兩個維度，其中，SV_ins用當年整個年度內(nèi)參與公司實地調(diào)研活動的機構(gòu)投資者數(shù)量加1的自然對數(shù)衡量，SV_pes用當年整個年度內(nèi)參與公司實地調(diào)研活動的人員數(shù)量加1的自然對數(shù)衡量。調(diào)研深度包括調(diào)研所提問題數(shù)量（SV_qa）、調(diào)研所提問題長度（SV_ql）和調(diào)研問題答復長度（SV_al）三個維度，其中SV_qa 用當年整個年度內(nèi)實地調(diào)研機構(gòu)投資者所提問題數(shù)量加1 的自然對數(shù)衡量，SV_ql 用當年整個年度內(nèi)實地調(diào)研機構(gòu)投資者所提問題的文本字符長度加1 的自然對數(shù)衡量，SV_al 用當年整個年度內(nèi)上市公司管理層就投資者提問給予答復的文本字符長度加1 的自然對數(shù)衡量。表7 列（6）—列（10）報告了機構(gòu)投資者實地調(diào)研廣度和調(diào)研深度對審計延遲的影響。從調(diào)研廣度來看，列（6）的結(jié)果顯示，調(diào)研機構(gòu)數(shù)量（SV_ins）的估計系數(shù)為-0.008，在1%水平上顯著，表明隨著參與實地調(diào)研的機構(gòu)數(shù)量的提升，不同背景的機構(gòu)投資者可以豐富調(diào)研關(guān)注問題的覆蓋面，增強財務信息披露質(zhì)量，降低審計延遲。列（7）的結(jié)果顯示，調(diào)研人員數(shù)量（SV_pes）的估計系數(shù)為-0.007，在1%水平上顯著為負，表明參與實地調(diào)研的機構(gòu)人員數(shù)量與審計延遲顯著負相關(guān)。上述結(jié)果說明，機構(gòu)投資者參與實地調(diào)研的廣度能夠強化外部監(jiān)督作用，對降低上市公司審計延遲具有十分重要的作用。從調(diào)研深度來看，列（8）的結(jié)果顯示，調(diào)研所提問題數(shù)量（SV_qa）的估計系數(shù)為-0.008，在1%水平上顯著。列（9）的結(jié)果顯示，調(diào)研所提問題長度（SV_ql）的估計系數(shù)也在1%統(tǒng)計水平上顯著為負，表明機構(gòu)投資者在開展實地調(diào)研過程中準備的問題越充分，對于了解上市公司的財務和經(jīng)營狀況等實際情況的效果越好，可能發(fā)揮的外部監(jiān)督作用越強，降低審計延遲的效果越明顯。列（10）的結(jié)果顯示，調(diào)研問題答復長度（SV_al）的估計系數(shù)顯著為負，表明上市公司對機構(gòu)投資者調(diào)研活動提問在應答方面表現(xiàn)得越主動，回答內(nèi)容越翔實豐富，那么其相應的審計延遲越低?？赡艿慕忉屖牵矩攧招畔①|(zhì)量越高，公司對自身財務經(jīng)營狀況越自信，越愿意披露信息，進而越有利于降低審計延遲。綜合上述實證檢驗結(jié)果，無論是機構(gòu)投資者實地調(diào)研次數(shù)，還是機構(gòu)投資者實地調(diào)研廣度和調(diào)研深度的檢驗結(jié)果均驗證了機構(gòu)投資者對上市公司開展的實地調(diào)研活動會顯著降低審計延遲，有效提高審計效率。

七、研究結(jié)論與政策建議

本文以2013—2020 年中國深圳證券交易所A 股上市公司為研究對象，從機構(gòu)投資者實地調(diào)研的視角研究了其對上市公司審計延遲的影響及其作用機制。研究結(jié)果表明：機構(gòu)投資者實地調(diào)研降低了上市公司審計延遲，一定程度上發(fā)揮了機構(gòu)投資者的外部治理作用。機構(gòu)投資者實地調(diào)研能夠顯著降低上市公司的審計延遲；機構(gòu)投資者對上市公司實地調(diào)研的次數(shù)越多，則該上市公司的審計延遲越低。多個維度的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果證明了所得結(jié)論的穩(wěn)健性。機制分析表明，機構(gòu)投資者實地調(diào)研對審計延遲行為發(fā)揮監(jiān)督治理效應的重要途徑之一是通過上市公司的審計師選擇，即機構(gòu)投資者對上市公司開展實地調(diào)研，有利于其審計師特征形成對上市公司財務信息披露的協(xié)同外部監(jiān)督的治理效應，進一步提高選擇聲譽較高、行業(yè)專長較為突出、執(zhí)業(yè)經(jīng)驗更豐富審計師的公司的審計效率，降低審計延遲行為。進一步分析發(fā)現(xiàn)，不同類型機構(gòu)投資者實地調(diào)研的影響具有異質(zhì)性，其中，銀行類機構(gòu)投資者的作用最大；機構(gòu)投資者實地調(diào)研廣度和調(diào)研深度也產(chǎn)生一定的影響，提高機構(gòu)投資者實地調(diào)研的廣度和深度均有助于降低上市公司審計延遲行為，這也從側(cè)面驗證了機構(gòu)投資者實地調(diào)研在提高審計效率方面所發(fā)揮的監(jiān)督治理作用。綜上，本文實證結(jié)果驗證了機構(gòu)投資者實地調(diào)研與審計師選擇對審計延遲的監(jiān)督治理效應，支持了學術(shù)界“機構(gòu)投資者能發(fā)揮監(jiān)督作用”的理論觀點，拓展了機構(gòu)投資者實地調(diào)研研究視角，在中國情景下豐富了審計效率相關(guān)研究的經(jīng)驗證據(jù)。

基于本文研究結(jié)論，筆者提出如下政策建議：第一，為了提高企業(yè)的公司治理水平，監(jiān)督部門應充分調(diào)動利益相關(guān)者參與市場治理的積極性，注重發(fā)揮機構(gòu)投資者的外部治理作用，調(diào)動機構(gòu)投資者開展實地調(diào)研意愿，推動機構(gòu)投資者實地調(diào)研與審計師選擇的協(xié)同作用，在提高審計效率和質(zhì)量等方面發(fā)揮促進作用，逐步形成良性互動的外部治理監(jiān)督機制。第二，在社會主義市場經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展過程中，逐步培養(yǎng)機構(gòu)投資者，健全資本市場發(fā)展，并且應重視機構(gòu)投資者的異質(zhì)性，優(yōu)化有助于資本市場穩(wěn)定健康發(fā)展的機構(gòu)投資者的規(guī)模和數(shù)量，構(gòu)建多層次、多元化的機構(gòu)投資者市場結(jié)構(gòu)，釋放不同機構(gòu)投資者的比較優(yōu)勢，豐富機構(gòu)投資者監(jiān)督視角的廣度和深度，筑就健康的資本市場，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。第三，發(fā)揮機構(gòu)投資者的實際治理效果，通過制度設(shè)計與安排來選擇高質(zhì)量審計師，開展理性、全面、客觀的審計活動以高效發(fā)揮監(jiān)督作用，有效提高管理層信息披露質(zhì)量和透明度，減少由于關(guān)鍵性財務漏洞造成的負面影響，從而提高審計效率，降低審計延遲。