一、引　言

作为直接联结历史、祖先与族群的纽带，姓氏是中国文化中最具有民族“文化认同”价值与意义的符号。“姓”的本义是指源于同一女性始祖、具有共同血缘关系的族属所共有的标志，“氏”作为姓的分支，是子孙繁衍后各个分支所特有的符号标记。姓氏在产生之初，标志了社会结构中的血缘关系。因而，拥有相同姓氏的人群具有同一个“血脉根源”，也就是人们口中的“同姓即同祖”。对共同姓源及始祖的文化认同无形之中拉近了同姓之人的心理距离，使他们心生亲切感（郭站红，2009）。正如《晋语》所云：“人之本心，自然有爱。爱之所及，先及近亲。同姓是亲之近者，其爱之美必深。”亲近感和归属感促进了同姓联结需求和同姓联结行为。自先秦时代，民间开始出现“同姓通谱”，也即是，在同姓者或同姓宗族间通过合作编撰谱碟进行的认同共祖和连通世系的活动。顾炎武认为，“重同姓”的思想是通谱行为产生的重要前提。当今社会，大陆、台湾、香港及海外华人中涌现出同姓组织的宗亲会（“宗亲会”是民俗称呼，学术用语为“同姓团体”），并显示了跨区域联合的趋向。在这种新宗族关系中，人们本着对“血脉根源”的认同与追寻，互相保护、互相提携、共同御外（钱杭，2011）。由此可见，姓氏作为具有历史延续性的身份认同纽带持续地发挥着作用，甚至成为区隔“自己人”与“外人”的一种重要标志，影响着个人的行为取向。俗语说：“同姓一家亲，是亲三分向”，便是这种同姓情结的体现。

财务报表审计是保障公司会计信息质量的重要机制，其决策过程看似理性，事实却并非如此。审计师很可能会遵从内心感觉（gut feel）做出决策，而非理性思考（Humphrey和Moizer，1990）。作为非理性因素之一的情感，影响审计师的行为选择。因此，审计师与高管之间的非业务关系^①极易影响彼此的决策，而审计沟通的互动性则进一步放大了这种影响（Guan等，2016）。在中国这个关系色彩浓郁的社会里，“同姓”关系作为血缘关系泛化后所形成的拟亲关系（邓燕华，2006），是个人关系网络中的重要一环（King，1991），甚至都成为人们拉关系的典型方法。CEO作为企业高管中最具影响力的成员（张信东和郝盼盼，2017），对财务报告信息的真实性承担直接责任。假如CEO与签字审计师拥有共同的姓氏，这种“同姓”关系是否会导致签字审计师在审计结果上对客户给予“优待”？这是个颇具中国特色的待检验命题。鉴于此，我们以2004–2014年A股上市公司的数据为样本，从审计意见和盈余管理的视角，就CEO与签字审计师之间的“同姓”关系对审计质量的影响进行经验分析。结果发现，CEO与签字审计师的“同姓”关系会提高公司获得标准无保留意见的概率，并导致公司更倾向于采用真实盈余管理方式调节利润，应计盈余管理方式相对减少。同时还发现，CEO与审计项目负责人的“同姓”关系导致上述效应更为显著，签字审计师和CEO的性别是影响“同姓”效应的重要因素。

本文可能的贡献在于：第一，大量文献从签字审计师的角度，研究个体的人口特征和执业经验等如何影响审计决策（吴伟荣等，2017；闫焕民，2015），但从姓氏文化的角度考察签字审计师个体行为的研究相对偏少。本文立足于这一传统文化背景，基于群体认同视角，关注签字审计师个体的行为取向，因此丰富了个体审计决策影响因素领域的理论文献。第二，现有文献着眼于审计师的独立性，讨论并检验了高管与签字审计师之间的“前同事”关系和“同窗”关系对审计质量的影响（Lennox，2005；Guan等，2016），这两种关系作为业缘关系，产生并发展于个人此前的社会经历，而本文关注的“同姓”关系，可被视为血缘关系泛化后形成的拟亲关系，其与业缘关系的形成路径截然不同，且折射出中国传统文化的特质。本文考察签字审计师与CEO的“同姓”关系，为签字审计师社会关系的研究提供学术增量文献。

二、文献回顾、理论分析与研究假设 (一) 文献回顾

公司内部治理和外部治理作为监督机制，其效用不可避免地受到监督者与被监督者之间社会联系的影响。在内部治理方面，Hwang和Kim（2009）通过校友、老乡、服军役、专业和行业背景等方面刻画董事和CEO之间的社会关系，发现其削弱了公司治理，具体表现在较高的CEO薪酬、较低的CEO薪酬业绩敏感性及较低的CEO离职和业绩间的敏感性。刘诚等（2012）发现与CEO有老乡、校友、共同工作经历这三方面的社会关系的人更可能被任命为独立董事，而这种任命没有增强董事会的建议功能。此外，与董事有社会关系的CEO实施了更多的价值损害型并购（Fracassi和Tate，2012），更倾向于进行高风险投资（陆瑶和胡江燕，2014）。

注册会计师审计是重要的公司外部治理机制。审计师与客户管理层之间的社会关系对监督效用的影响同样受到学界的关注。Menon和Williams（2004）以“旋转门”现象为切入点，发现高管曾经在现任会计师事务所担任合伙人的公司有更激进的盈余管理行为。Lennox（2005）的研究结果显示有“旋转门”现象的公司更容易收到清洁的审计意见。吴溪（2010）基于案例研究的结果支持了上述观点。这些证据表明“旋转门”所代表的社会关系削弱了审计质量。Guan等（2016）着眼于高管与审计师的校友关系，发现其削弱了审计师的独立性，体现在更低的非标准审计意见的概率，更多的盈余管理和更高的财务重述的可能性。不同于上述文献所勾画的业缘或地缘关系，以宗姓为纽带的原生性关系具有行动逻辑和作用方式上的异质性。近年来，有研究开始对此种关系互动的经济后果进行分析。Tan等（2017）认为同姓的董事会成员具有较强的互依性，易于彼此妥协，甚至共谋。其实证结果表明董事会成员较高的姓氏一致性影响了董事会效率，降低了公司价值，具体体现为超额的经理人薪酬，董事的否定意见的减少，关联方交易的增加，而公司的创新活动亦受到抑制。Du（2017）发现，若签字审计师与CEO同姓，已审财务报表以后年度被重述的概率显著增加。本研究在借鉴已有研究的基础上，实证探讨签字审计师与CEO的“同姓”关系对审计质量的影响。

(二) 理论分析与研究假设

1. CEO与签字审计师同姓对审计意见的影响

姓氏是代表中国传统宗族观念的主要外在表现形式。几千年来，中国人的姓氏起着“明血缘、别婚姻、分贵贱、辨亲疏、团结同姓及巩固宗法制大家族”的作用，承载着深厚的文化内涵。中国千古推崇的尊祖敬宗和宗族伦理思想在姓氏文化中得到集中呈现。正如宋代大儒张载在《经学理窟》中对姓氏文化的阐述：“管摄天下人心，收宗族，厚风俗，使人不忘本。”经过千年的传承，姓氏文化已渗透到社会日常生活。在人际交往中，人们倾向于对周边人进行姓氏区分。例如，与对方初次见面时，习惯于互问姓氏。如遇同姓之人，悄然心生亲切感。周欣悦等（2006）通过实验发现，被试者偏好那些和自己的姓相似的对方。张孔明（2013）认为姓氏偏好效应是原生内隐自尊效应的一种。其实验结果显示，被试者偏好选择与自身姓氏一致的合作伙伴。基于此，其认为中国文化背景下存在姓氏偏好效应。

社会认同理论认为，共同的特质促使个体认识到他（她）属于特定的社会群体，并意识到群体成员身份带给其的情感和价值意义（Tajfel和Turner，1986）。该理论的基本假设是：社会是一个由诸多群体组成的异质性集合体，人们通过群体成员身份来获得对于自我的概念。对特定群体的成员而言，社会群体有“内群”和“外群”之分，群体成员自然地形成“内群偏好”（in-group favoritism）及“外群歧视”（out-group derogation）。“内群偏好”源自群体成员间的共属感和认同感，这种共属和认同引起个体对同群体内其他成员的信任、正面评价与合作。

“姓”作为种族的称号而出现，不可避免地带有群体性（郭站红，2009）。其反映了遗传基因的相关性（Grilli和Allesina，2017），界定了宗族成员的资格标准，代表了“本同一根”的文化同源性。对同姓者而言，“近而同宗，远而共祖。支派难分，本源则一”。一方面，中国人历来奉行寻根归宗，讲究重生报本，甚于世界其他民族。对于远祖，重其历史名望，认同于普遍敬仰的祖先形象。因此，源于同根同宗的“文化认同”形成群体认同之核心。另一方面，宗族成员共享的互助协作和相亲相向的价值理念与行为准则，为群体认同奠定了心理基础与情感支持。在姓氏文化中，家谱、祠堂、家训、家规、堂号、字辈谱等往往伴随着宗族的集体仪式或活动，成为加强宗族成员间的责任意识或凝聚力的重要载体（Tsai，2004；郭云南和姚洋，2013）。《江南宁国府太平县馆田李氏宗谱》云：“人有宗族然后长久，犹水木有本源，则亲睦尚焉。后世浇薄成风，视若秦越，是不知子姓之众，皆祖宗一脉所分也。顾一树千枝，总是一树一源，万派总是一源。今日子孙当知本根之是，庇患相顾，有无相济，绶急相通，尽其欢欣，爱恰不察乎？”类似地，《宁乡欧阳氏•家规》谓：“以世代论则有亲疏，以祖宗视则均属一体。一本而视若途人，途人更居何等？地虽隔属，亦宜欢若平生；人纵殊班，必当待之破格。”《湘潭颜氏•家规》云：“宗族之中，虽支分派别，自祖宗视之，犹一身也。一身肢体，断无不相照应之理。所以有无相通，缓急相顾，乃是本分寻常事。”这种互助相济的价值观普见于不同宗族的伦理教化，成为同姓之群体共通的文化心理积淀与因循的行为规范。因此，在一个有同姓、异姓共同参与的情境中，个体会对同姓之人在内心产生积极的内群体趋同倾向，即对共同祖先的文化认同使其主观上感知自己与他人共属。这种身份认同最终表现为偏私行为。即倾向于正面评价同姓成员，给予对方有利的资源，愿意与其合作且不求完全对等的回报。故此，同姓成员之间容易根据利益需要而结成联盟。

翟学伟（2014）认为，中国人的社会互动具有情境性，其行为选择明显依赖于具体情境。在CEO与自身同姓的情境下，签字审计师能否秉持公正无偏之立场值得质疑。原因在于，审计师的判断和决策建立在双方沟通的基础之上，在沟通过程中，审计师会对客户产生无意识的偏向和无根据的信任。Nelson（2009）认为无意识的偏向和无根据的信任会直接影响审计师对客户风险的判断。因此，审计师可能会高估同姓CEO的可信度，低估客户的重大错报风险。同时，在同理心的作用下，审计师倾向于对客户“网开一面”，满足客户对标准审计意见的强烈偏好。选择性知觉理论认为，如果审计之初审计师倾向于认为错报风险较低，则审计师很可能对支持该假定的证据较为关注，而忽略与假定相悖的信息，从而引致证实性偏差。依此，我们认为，这种独立性的降低会导致同姓的签字审计师在审计过程中降低审计标准，默许管理层更多的随意性判断，压缩必要的审计程序来减少对说服性证据的搜集，以妥协于CEO对标准审计意见的强烈诉求。在此过程中，双方较为积极的沟通意愿和较低的协调成本更是为这种偏私和变通行为提供了便利。基于此，我们提出假设1：

H1：在其他条件相同的情况下，CEO与签字审计师同姓更有可能使得公司获得标准审计意见。

2. CEO与签字审计师同姓对盈余管理的影响

通过盈余管理，管理层可实现提高薪酬、增加在职消费、获得政治升迁等控制权私有收益；公司亦可迎合资本市场的监管要求，避免因连续亏损而触及退市政策临界点，抑或达到配股、增发的盈利指标门槛进而取得再融资资格。在应计盈余管理方式下，管理层通过改变会计政策和会计估计来操纵会计信息。由于操纵程度的高低直接影响财务报表发生错报的概率，因此审计师将应计盈余管理水平作为衡量审计风险高低的直接依据（宋衍蘅和殷德全，2005），而政府审计部门对应计盈余管理亦有监督之效能。此外，机构投资者、证券分析师和新闻媒体作为重要的监督力量，同样能够识别管理者的应计盈余管理行为（李春涛等，2016）。可见，隐蔽性较差的应计盈余管理为市场各方所关注。在当前监管趋严和投资人及分析师等市场主体分析判断水平逐步提升的环境下，市场对应计盈余管理的敏感性和识别概率进一步得以提高（张多蕾和刘永泽，2016）。面对应计盈余管理的高风险，与CEO同姓的签字审计师纵然有“成人之美”之心，但规避风险的天然偏好和“明哲保身”的现实考虑使其对此不敢造次。

此外，审计意见与应计盈余管理之间高度相关。审计师对财务报告的审计过程实际上就是对被审计单位应计盈余管理行为进行侦查和纠正的过程（陈小林和林昕，2011）。对于这种行为导致的财务报表错报风险，审计师倾向于将出具非标准审计意见作为降低审计风险的途径。诸多研究为可操控应计额与非标准审计意见概率之间的显著正相关关系提供了证据（Bartov等，2000）。在日趋严格的市场监管下，审计师的风险意识大幅提升。出于规避风险的谨慎考虑，与CEO同姓的签字审计师在满足客户对标准审计意见之刚性需求的同时，不得不将应计盈余管理的抑制程度与标准审计意见相“吻合”，以躲避潜在的处罚威胁。据此，同姓的签字审计师可能会有意识地遏制公司的应计盈余管理行为。

同姓的CEO和签字审计师之间易于进行情绪分享。在同理心的作用下，审计师能够设身处地以对方的立场去感知其需求，并在情感依附和心理偏向的影响下，表现出利他行为。针对上市公司盈余管理的天然动机，与CEO同姓的签字审计师是否会寻求其他方式以满足客户的需求呢？这种可能性是存在的。研究表明，当应计盈余管理的空间缩小时，公司倾向于将真实盈余管理作为应计盈余管理的替代方式（Cohen等，2008），通过构造真实但偏离正常经营情况的经营活动，例如削减酌量费用、过度生产存货，改变资产处置时间等，来实现调节利润的目的。在该方式下，经济活动的实质被改变。管理层对改变后的经济活动按照会计准则进行确认、计量及列报，因此不涉嫌会计处理的问题（蔡春等，2013），在形式上没有违反会计准则的规定。真实盈余管理形式上的合规性和隐蔽性很好地“反侦探”了监管部门的检查，使其游离于监管约束之外。因此，真实盈余管理的风险水平极低（Graham等，2005）。

隐性的盈余管理可让审计师在降低自身风险的前提下，为公司出具标准审计意见（路军伟等，2015）。因此，对同姓的审计师而言，在客户的应计盈余管理受到制约时，保留并扩大隐蔽的真实盈余管理空间是一种“稳妥”兼“理想”的弥补方式。这种“援助”能让审计师在规避风险的同时，又“取悦”了客户。由于同姓之间的信任大大降低了沟通成本与协调成本，审计师甚至可能与客户就真实盈余管理的问题进行合谋，为客户提供智力支持，以进一步降低双方潜在的风险来共同逃避市场的监管。由此可以合理预测，CEO与签字审计师同姓的公司会出现较为激进的真实盈余管理行为。基于此，我们提出假设2：

H2：在其他条件相同的情况下，CEO与签字审计师同姓可能降低了公司的应计盈余管理，但却提高了公司的真实盈余管理水平。

三、研究设计 (一) 样本选择与数据来源

2004年始，国务院国资委采用公开招标的方式为其控股的部分公司聘请会计师事务所。这一招标选聘审计师的政策有效限制了央企管理层对审计师的影响（胡海燕和唐建新，2015）。但具体到本文研究主题，即使央企上市公司CEO与签字审计师“同姓”，二者的密切程度可能也极为有限，因为他们并不是常言意义上的双向自愿选择的结果。鉴于此，本文在选取2004–2014年沪深A股上市公司为样本的基础上，剔除了206家央企上市公司以净化样本。此外，遵照惯例还剔除了金融、保险业上市公司及变量缺失的样本。经过上述筛选之后，公司年度观测值共计16 781条。2004–2014年各年的观测个数分别为1 011、1 087、1 081、1 179、1 256、1 346、1 485、1 812、2 069、2 210和2 245。本文主要数据来源为CSMAR和RESSET数据库，为减轻异常值的影响，所有连续变量在1%及99%的水平上作了缩尾处理。

(二) 模型设计

为检验CEO与签字审计师同姓对审计结果的影响，本文构建了三个模型：模型（1）以审计意见为检验变量，采用logistic二元选择模型检验假设1。模型（2）和模型（3）均为OLS模型，分别以应计盈余管理指标和真实盈余管理指标作为因变量来检验假设2。具体模型如下：

$\begin{aligned}{ {O}}{{ {P}}_{{ {it}}}}{ { = }}&{\alpha _{ {0}}}{ { + }}{\alpha _{ {1}}}{ {AUDCE}}{{ {O}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {2}}}{ {D}}{{ {A}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {3}}}{ {SIZ}}{{ {E}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {4}}}{ {LE}}{{ {V}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {5}}}{ {RO}}{{ {A}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {6}}}{ {LO}}{{ {P}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {7}}}{ {M}}{{ {S}}_{{ {i,t}}}}\\ &+ {\alpha _{ {8}}}{ {BIG}}{{ {4}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {9}}}{ {LOS}}{{ {S}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{{ {10}}}}{ {INVRE}}{{ {C}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{{ {11}}}}{ {CURREN}}{{ {T}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{{ {12}}}}{ {TO}}{{ {P}}_{{ {i,t}}}}\\ &+ {\alpha _{{ {13}}}}{ {SHAR}}{{ {E}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{{ {14}}}}{ {MK}}{{ {T}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {t}}}\mathop \sum \nolimits{ {YEA}}{{ {R}}_{ {t}}} + {\alpha _{ {j}}}\mathop \sum \nolimits{ {INDU}}{{ {S}}\!_{ {j}}} + {\varepsilon _{{ {i,t}}}}\end{aligned}$

(1)

$\begin{aligned}{ {D}}{{ {A}}_{{ {it}}}}{ { = }}&{\alpha _{ {0}}}{ { + }}{\alpha _{ {1}}}{ {AUDCE}}{{ {O}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {2}}}{ {RD}}{{ {A}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {3}}}{ {SIZ}}{{ {E}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {4}}}{ {LE}}{{ {V}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {5}}}{ {RO}}{{ {A}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {6}}}{ {BIG}}{{ {4}}_{{ {i,t}}}} \\&+{\alpha _{ {7}}}{ {LOS}}{{ {S}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {8}}}{ {OC}}{{ {F}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {9}}}{ {DUA}}{{ {L}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{{ {10}}}}{ {IND}}{{ {R}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{{ {11}}}}B{S_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{{ {12}}}}{ {HH}}{{ {I}}_{{ {i,t}}}}\\ &+ {\alpha _{{ {13}}}}{ {ISSUR}}{{ {E}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{{ {14}}}}{ {O}}{{ {P}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {t}}}\mathop \sum \nolimits{ {YEA}}{{ {R}}_{ {t}}} + {\alpha _{ {j}}}\mathop \sum \nolimits{ {INDU}}{{ {S}}\!_{ {j}}} + {\varepsilon _{{ {i,t}}}}\end{aligned}$

(2)

$\begin{aligned}{ {RD}}{{ {A}}_{{ {it}}}}&{ { = }}{\alpha _{ {0}}}{ { + }}{\alpha _{ {1}}}{ {AUDCE}}{{ {O}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {2}}}{ {D}}{{ {A}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {3}}}{ {SIZ}}{{ {E}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {4}}}{ {LE}}{{ {V}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {5}}}{ {RO}}{{ {A}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {6}}}{ {BIG}}{{ {4}}_{{ {i,t}}}}\\ &+ {\alpha _{ {7}}}{ {LOS}}{{ {S}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {8}}}{ {OC}}{{ {F}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {9}}}{ {DUA}}{{ {L}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{{ {10}}}}{ {IND}}{{ {R}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{{ {11}}}}B{S_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{{ {12}}}}{ {HH}}{{ {I}}_{{ {i,t}}}}\\ &+ {\alpha _{{ {13}}}}{ {ISSUR}}{{ {E}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{{ {14}}}}{ {O}}{{ {P}}_{{ {i,t}}}} + {\alpha _{ {t}}}\mathop \sum \nolimits{ {YEA}}{{ {R}}_{ {t}}} + {\alpha _{ {j}}}\mathop \sum \nolimits{ {INDU}}{{ {S}}\!_{ {j}}} + {\varepsilon _{{ {i,t}}}}\end{aligned}$

(3)

模型（1）中，被解释变量OP表示公司当年被出具的审计意见类型，如果公司被出具标准无保留意见，则取值为1，否则取值为0。AUDCEO是主要的解释变量，表示公司CEO与签字审计师是否同姓，若同姓则取值为1，否则为0。借鉴现有研究，我们控制了相关变量，详细定义见表1。模型（2）中，被解释变量DA为应计盈余管理指标，本文用业绩调整的Jones模型计算出的操纵性应计额的绝对值表示。模型（3）中，被解释变量RDA为真实盈余管理指标，我们参照Cohen等（2008），用异常经营活动现金流（R_CFO）、异常产品成本（R_PROD）和异常费用（R_DISX）三个分指标之和来计量，如式（4）所示。模型（2）和模型（3）中，主要解释变量均为AUDCEO，具体含义与取值同前文。借鉴有关文献，我们在模型（2）和模型（3）中加入了控制变量，各变量具体定义如表1所示。②

${ {RDA = R\_CFO + R\_PROD + R\_DISX}}$

(4)

四、实证结果与进一步分析 (一) 描述性统计

表2列示了主要变量的描述性统计结果。审计意见（OP）的均值为0.937，表明公司被出具标准无保留意见的比例为93.7%，上年被出具标准无保留意见（LOP）的比例为93.8%，可见这一比例相对较为稳定。应计盈余管理指标（DA）和真实盈余管理指标（RDA）的均值分别为0.059和–0.002，中位数分别为0.042和–0.003。CEO与签字审计师是否同姓变量（AUDCEO）的均值为0.053，表明CEO与签字审计师同姓的上市公司约占样本的5.3%。此类上市公司的样本个数为895个。各变量之间的相关性分析表明，“同姓”关系（AUDCEO）和审计意见（OP）及真实盈余管理（RDA）均显著正相关，与应计盈余管理（DA）显著负相关^③。

(二) 回归分析结果

表3报告了模型（1）、模型（2）及模型（3）的回归分析结果。表3第（1）列揭示，审计意见与“同姓”关系在5%水平上显著正相关，表明CEO与签字审计师同姓提高了公司获得标准无保留意见的概率，此与假设1一致，说明“同姓”关系显著影响了签字审计师的独立性。回归结果还显示，公司规模、资产负债率、资产收益率、是否亏损、会计师事务所规模及上年审计意见类型等变量的系数均在1%水平上显著，说明当年的审计意见与上年的审计意见显著正相关；公司规模越大、盈利能力越好，收到标准审计意见的概率越高；较高的资产负债率和较差的业绩会降低公司收到标准审计意见的概率；而事务所规模同样会影响这一概率。这些与以往文献的发现基本一致。表3第（2）列和第（3）列显示，“同姓”关系与应计盈余管理在1%水平上显著负相关，与真实盈余管理在1%水平上显著正相关。这些证据支持了假设2，说明与CEO同姓的签字审计师在显著抑制客户的应计盈余管理行为的同时，助长了客户对隐性化程度较高的真实盈余管理的运用。也正因如此，签字审计师得以在规避自身风险的基础上，满足客户对标准审计意见的需求。

(三) 进一步分析

1. 区分签字审计师的角色

在“双签”制下，审计报告的签字人通常有两位（少数情况下有三位）。依据我国财政部2001年出台的《关于注册会计师在审计报告上签名盖章有关问题的通知》及其相关解释文件，两位签字审计师分别为项目负责人和复核人。项目负责人主导整体审计活动，负责与客户直接沟通，并对业务的总体质量承担领导责任，因此项目负责人对公司审计具有重大影响（叶飞腾等，2014）。复核人负责对审计工作进行复核，一般不直接参与审计现场工作。闫焕民（2015）的研究表明，项目负责人的个人专长提高了审计质量，但复核人并不明显。Wang等（2014）发现，相比复核人，项目负责人过去发生审计失败的比率与其当前年度所审财务报告被重述的概率之间的关联度更为显著。因此我们可以合理设想，较之复核人，项目负责人与CEO之间的紧密关系可能会对审计质量产生更为关键的作用。就“同姓”关系而言，CEO与项目负责人同姓是否会对审计质量产生更为显著的影响？

为此，本文参照闫焕民（2015）的判别方法，进行了项目负责人和复核人的角色区分，并设计了两个变量：AMCEO和ARCEO。若CEO与项目负责人同姓，则AMCEO赋值为1，否则为0；若CEO与复核人同姓，ARCEO赋值为1，否则为0。将AMCEO和ARCEO取代之前的主要解释变量AUDCEO，代入模型（1）、模型（2）和模型（3）中进行回归，观察AMCEO和ARCEO的系数是否存在统计上的显著差异。表4 Panel A列示了区分签字审计师角色的回归结果。从中可以看出，模型（1）和模型（3）中，变量AMCEO和ARCEO的系数显著性均存在差异。这说明，相比CEO与复核人的“同姓”关系，CEO与项目负责人的“同姓”关系显著提高了公司获得标准审计意见的概率和公司的真实盈余管理水平。可见，若CEO与项目负责人同姓，这将对审计质量产生更为直接的影响^④。

2. “同姓”效应的性别差异

从当今的姓氏构成来看，除来自于图腾和母系氏族地望的姓氏仍保留着原始社会的遗迹外，更多的姓氏则是父权形成过程中的产物（汪兵，2017）。就传统社会而言，男性在宗族体系中的地位具有先赋性，女性则不同，其在宗族中的身份归属和实际地位呈现出不确定性。通常意义上，“宗亲”以男性为本位。在漫长的宗姓文化的延续过程中，男性成为文化传承的核心主体。在祖宗崇拜和宗族认同的观念上，男性甚于女性（唐宗力，2017）。因此，我们试图探讨，若公司CEO与同姓的签字审计师均为男性，“同姓”效应是否较为明显？

为回答这一问题，我们在全样本的基础上，删去CEO与两位签字审计师均同姓，且两位签字审计师性别不同的样本，以考察“同姓”效应是否存在性别差异。具体地，根据同姓的签字审计师与公司CEO的性别设置三个虚拟变量：MALE、FEMALE和MIX。如果CEO与同姓的签字审计师均为男性，则MALE取值为1，否则为0；如果二者均为女性，则FEMALE取值为1，否则为0；如果二者性别不同，则MIX取值为1，否则为0。将MALE、FEMALE和MIX取代之前的主要解释变量AUDCEO，同时代入模型（1）、模型（2）及模型（3）中进行回归，观察MALE、FEMALE和MIX的系数是否存在统计上的显著差异。回归结果列示于表4 Panel B。从该表可知，当公司CEO与同姓的签字审计师均为男性时，公司获得标准审计意见的概率明显上升，应计盈余管理显著减少，但真实盈余管理明显增加。当二者均为女性或性别不同时，审计结果在整体上未呈现上述特征。这表明性别会影响“同姓”效应。

五、稳健性测试 (一) cluster调整

我们从公司和年度两个维度对估计系数的标准误（standard error）进行群（cluster）调整以控制潜在的异方差问题，结果与前文基本一致（限于篇幅，回归结果未列示）。

(二) 改变应计盈余管理和真实盈余管理的度量方法

前文中的应计盈余管理，采用修正的Jones模型计算出的经业绩调整的操纵性应计额的绝对值表示，业绩的衡量为资产收益率（ROA），其通过税后净利润除以总资产计算得出。这里，我们改变其度量方法，重新检验假设2。一是使用未经业绩调整的操纵性应计额的绝对值；二是用营业利润替代税后净利润度量资产收益率作业绩调整，计算操纵性应计额的绝对值，结果与前文基本一致。此外，我们还改变真实盈余管理的度量方法。前文我们用不考虑利润调节方向的异常现金流、异常产品成本与异常费用之和度量真实盈余管理的程度，此处，借鉴蔡春等（2013），根据三个指标变化方向的含义，按照式（5）计量真实盈余管理指标RDA_NEW。回归结果与上文基本一致。

${ {RDA\_NEW = R\_PROD}} - { {R\_CFO}} - { {R\_DIS\!X}}$

(5)

(三) 以2007年之后为测试区间

2007年我国实施了大面积修订的企业会计准则，为避免会计准则的变化对上文研究结果的影响，我们选取2007年之后的数据重新回归，并未改变主测试的结果。

(四) 不剔除央企上市公司样本

前文中，为保证分析的有效性，我们剔除了央企上市公司样本。此处，我们不剔除这部分样本重新回归，并未改变主测试的结果。

(五) 倾向得分匹配分析

为了解决遗漏变量可能产生的内生性问题，本文采用倾向得分匹配分析（PSM）对样本重新进行回归。具体地，借鉴Guan等（2016），运用前文中的自变量，通过logit回归计算出签字审计师和CEO同姓的公司样本（处理组）的PS值，再从签字审计师和CEO不同姓的公司样本（控制组）中找出与其PS值最为接近的样本作为它的匹配对象，将所有匹配对象视作配对样本。检验结果表明，采用PSM方法控制可能产生的内生性问题之后，本文的结论依然成立。

六、结　论

本文选取2004–2014年沪深A股上市公司为研究样本，从审计意见和盈余管理的视角，我们考察了“同姓”关系对审计质量的影响。实证分析的结果显示，CEO与签字审计师同姓的公司更容易获得标准审计意见，公司在应计盈余管理显著降低的同时，真实盈余管理明显增加。这说明与公司CEO同姓的签字审计师会在权衡自身风险的基础上，区分盈余管理的不同方式，并选择性地加以抑制，进而满足客户对标准审计意见的需求。进一步研究发现，CEO与审计项目负责人同姓时，上述影响更为明显。此外，“同姓”效应存在性别差异。这些结果表明，CEO与签字审计师的“同姓”关系能够影响审计结果。该发现有助于我们深入了解中国这一新兴证券市场中的审计师个体行为。其实践启示在于，基于质量控制的需要，会计师事务所对公司CEO与签字审计师同姓的客户，应加强对质量风险的把控；公司审计委员会在提议选聘外部审计师时，应关注同姓因素，以尽可能隔断“同姓”关系对外部审计师独立性的潜在不良影响，切实保障财务报告质量，对于公司已经聘用的与高管同姓的外部审计师，审计委员会应关注审计师作出的重要专业判断，从而发挥对管理层的制衡作用。

本文为全面理解姓氏文化的经济后果提供了新的认知，在肯定姓氏文化正面效应的同时，我们要正视其对个体行为决策可能产生的负面影响，这是我们认识姓氏文化的应有取向。本文作为对姓氏文化视角下“同姓”关系对审计质量之影响的初步研究，未能进一步考察签字审计师和企业高管的地域分布对“同姓”效应的具体影响，这是本文的缺陷。事实上，我国幅员辽阔，不同地区对“同姓宗亲”观念的重视程度有明显区别。因此这是我们未来研究的方向。

① 人际关系可分为三种：情感性关系、工具性关系和混合性关系。此外“审计师与高管之间的非业务关系”主要是指纯情感或饱含情感的混合性关系。

② 市场化指数数据取自樊纲、王小鲁和朱恒鹏（2011）以及王小鲁、樊纲和余静文（2017）编制的中国市场化报告。

③ 因篇幅所限，未列示相关系数表。

④ 公司CEO与两名签字审计师均同姓的公司年度观测值为23个，将这部分样本删除后进行测试的结果与此结果基本一致。