劉 斌，王 雷

(重慶大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400045)

一、 引言

2002年，安達(dá)信因?yàn)榘踩皇录黄韧顺鰧徲?jì)市場(chǎng)，國(guó)際著名的會(huì)計(jì)師事務(wù)所減少為四個(gè)。美國(guó)等發(fā)達(dá)國(guó)家的監(jiān)管層和學(xué)術(shù)界開始關(guān)注四大事務(wù)所市場(chǎng)集中度的影響。其中一個(gè)重要的話題便是審計(jì)市場(chǎng)集中度對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響。國(guó)外一些機(jī)構(gòu)和學(xué)者對(duì)此問題進(jìn)行了研究，但結(jié)論并不一致[1-4]。國(guó)內(nèi)的研究方面，除劉明輝認(rèn)為兩者是倒U型關(guān)系[5]，以及徐漢友和楊政指出中國(guó)審計(jì)市場(chǎng)集中度的不斷上升并未帶來應(yīng)有的效應(yīng)之外[6]，其他學(xué)者的研究多支持兩者存在正相關(guān)關(guān)系[7-9]。然而，國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究有待進(jìn)一步深入：第一，直接分析審計(jì)市場(chǎng)集中度與審計(jì)質(zhì)量關(guān)系的文獻(xiàn)多是從國(guó)家整體層面開展研究的，忽視了我國(guó)審計(jì)市場(chǎng)存在區(qū)域分割的現(xiàn)實(shí)；第二，原紅旗和韓維芳雖然從我國(guó)地區(qū)層面分析了會(huì)計(jì)師事務(wù)所的地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響[10]，但沒有考慮地區(qū)制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用。近期的研究認(rèn)為制度環(huán)境作為影響審計(jì)組織行為的外部因素，會(huì)影響地區(qū)審計(jì)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)進(jìn)而影響會(huì)計(jì)信息質(zhì)量[11-13]。因此，分地區(qū)考察審計(jì)市場(chǎng)集中度與審計(jì)質(zhì)量的關(guān)系，并檢驗(yàn)外部制度環(huán)境在兩者關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用有重要意義。

我國(guó)各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)制度和發(fā)展水平存在較大差距[14]，這為本文的研究提供了天然的“實(shí)驗(yàn)室”。為此，本文以上市公司審計(jì)市場(chǎng)為例，從各省、市、自治區(qū)(以下統(tǒng)稱省或地區(qū))層面[注]本文中所稱的省、市、自治區(qū)不包括我國(guó)的香港、澳門特別行政區(qū)和臺(tái)灣地區(qū)。，考察我國(guó)審計(jì)市場(chǎng)集中度與審計(jì)質(zhì)量的關(guān)系，以及上市公司外部制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用。本文的研究有以下貢獻(xiàn)：第一，Boone等和Kallapur等的研究著眼于美國(guó)的審計(jì)市場(chǎng)[1,4]，F(xiàn)rancis等從不同國(guó)家入手分析審計(jì)市場(chǎng)集中度與審計(jì)質(zhì)量的關(guān)系[2]，本文則關(guān)注處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期的中國(guó)，基于與發(fā)達(dá)國(guó)家社會(huì)制度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、審計(jì)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)等均不同的情況下，分析地區(qū)審計(jì)市場(chǎng)集中度對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響；二是在前人研究的基礎(chǔ)上[9-10]，本文實(shí)證檢驗(yàn)各地區(qū)上市公司外部制度環(huán)境在審計(jì)市場(chǎng)集中度與審計(jì)質(zhì)量關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，豐富和拓展國(guó)內(nèi)審計(jì)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)與審計(jì)質(zhì)量關(guān)系方面的研究。

文章余下部分安排如下：第二部分是文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)；第三部分是研究設(shè)計(jì)，介紹了本文研究的樣本、數(shù)據(jù)來源、模型和變量；第四部分對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行分析；第五部分是全文總結(jié)和研究啟示。

二、 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一) 文獻(xiàn)回顧

國(guó)內(nèi)外關(guān)于審計(jì)市場(chǎng)集中度與審計(jì)質(zhì)量關(guān)系的研究并未得到一致的結(jié)論。在國(guó)外近期的研究中，GAO(Government Accountability Office)從理論和實(shí)踐層面的分析結(jié)果認(rèn)為，審計(jì)市場(chǎng)集中度對(duì)審計(jì)質(zhì)量可能存在正向和負(fù)向的影響，審計(jì)市場(chǎng)集中度的提高，一方面可能限制企業(yè)(特別是大企業(yè))選擇會(huì)計(jì)師事務(wù)所的行為，使處于寡頭壟斷地位的事務(wù)所滋生自滿的情緒，引發(fā)企業(yè)對(duì)審計(jì)師及其低質(zhì)量審計(jì)服務(wù)的寬容和較少的質(zhì)疑，從而可能導(dǎo)致審計(jì)質(zhì)量的下降；另一方面客戶選擇余地受限，會(huì)計(jì)師事務(wù)所被更換的可能性降低，這可能會(huì)減少會(huì)計(jì)師事務(wù)所不去迎合企業(yè)盈余操縱需求的成本，提高審計(jì)師的獨(dú)立性，使企業(yè)報(bào)告更穩(wěn)健的會(huì)計(jì)信息[3]。之后有許多學(xué)者對(duì)該問題進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)論也不一致。Kallapur等使用2000—2006年間美國(guó)城市層面的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)審計(jì)市場(chǎng)集中度的提高顯著地改善了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的審計(jì)質(zhì)量[4]。Boone等用審計(jì)師對(duì)客戶盈余管理的容忍度來間接度量審計(jì)質(zhì)量，認(rèn)為如果審計(jì)師對(duì)企業(yè)盈余管理的容忍度較高，則意味著較低的審計(jì)質(zhì)量。他們同樣使用美國(guó)城市層面的上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)審計(jì)市場(chǎng)集中度的提高，使審計(jì)師放松了對(duì)當(dāng)?shù)毓居喙芾淼娜萑潭?，?dǎo)致審計(jì)質(zhì)量下降[1]。Francis等用42個(gè)國(guó)家的數(shù)據(jù)對(duì)該問題進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明國(guó)際四大在某個(gè)國(guó)家或地區(qū)整體份額的上升顯著提高了客戶的盈余質(zhì)量，但是四大內(nèi)部市場(chǎng)集中度的提高則損害了客戶的盈余質(zhì)量[2]。

國(guó)內(nèi)的研究方面，劉明輝指出我國(guó)會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)質(zhì)量是其市場(chǎng)集中度的倒U函數(shù)，即審計(jì)質(zhì)量隨著市場(chǎng)集中度的提高先提高，達(dá)到一定程度后降低[5]。之后，郭穎和柯大鋼等均支持審計(jì)市場(chǎng)集中度與審計(jì)質(zhì)量之間具有正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論[7-9]。但徐漢友和楊政則認(rèn)為中國(guó)審計(jì)市場(chǎng)的集中度正在不斷上升，但并未出現(xiàn)應(yīng)有的效應(yīng)，審計(jì)的獨(dú)立性沒有相應(yīng)提高，審計(jì)質(zhì)量也沒有明顯的差異[6]。上述研究往往從全國(guó)層面分析審計(jì)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響，忽視中國(guó)審計(jì)市場(chǎng)地區(qū)分割的現(xiàn)實(shí)。近期原紅旗和韓維芳的研究考慮到事務(wù)所地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響，認(rèn)為會(huì)計(jì)師事務(wù)所的地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)越大，審計(jì)質(zhì)量越高[10]，然而，他們并未考慮公司外部制度環(huán)境在審計(jì)市場(chǎng)集中度與審計(jì)質(zhì)量關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。

(二) 研究假設(shè)

根據(jù)劉明輝的研究，我國(guó)審計(jì)市場(chǎng)集中度與審計(jì)質(zhì)量呈倒U型關(guān)系，即審計(jì)質(zhì)量隨著審計(jì)市場(chǎng)集中度的提高先提高，達(dá)到一定程度后則開始降低[5]。自2007年5月起，有關(guān)政府部門和注冊(cè)會(huì)計(jì)師行業(yè)組織積極鼓勵(lì)和推動(dòng)本土?xí)?jì)師事務(wù)所做大做強(qiáng)，審計(jì)市場(chǎng)掀起了一波會(huì)計(jì)師事務(wù)所合并的浪潮，具有上市公司審計(jì)資格的事務(wù)所數(shù)量減少，各地區(qū)審計(jì)市場(chǎng)集中度明顯提高，可能已經(jīng)超過劉明輝研究中所指的“一定程度”，從而導(dǎo)致審計(jì)質(zhì)量降低。另外，從全國(guó)平均水平看，首先，中國(guó)資本市場(chǎng)缺乏對(duì)高質(zhì)量審計(jì)的需求[15-16]，DeFond等也指出我國(guó)資本市場(chǎng)缺乏獨(dú)立審計(jì)需求的制度特征[17]。這可能會(huì)導(dǎo)致“劣幣驅(qū)逐良幣”現(xiàn)象，降低整個(gè)市場(chǎng)的審計(jì)師獨(dú)立性。其次，全國(guó)范圍內(nèi)具有領(lǐng)先地位的事務(wù)所較少[18]，事務(wù)所之間競(jìng)爭(zhēng)激烈且具有地域性特征，其直接后果就是事務(wù)所對(duì)客戶(尤其是大客戶)的依賴性加強(qiáng)，在審計(jì)執(zhí)行過程中處于被動(dòng)地位[19]。再次，我國(guó)資本市場(chǎng)投資者保護(hù)機(jī)制、政策制度等不健全，使得上市公司和會(huì)計(jì)師事務(wù)所違規(guī)的成本較低，從而主動(dòng)提供高質(zhì)量審計(jì)的激勵(lì)不足[20]。最后，我國(guó)審計(jì)市場(chǎng)具有明顯的政府干預(yù)色彩，地方政府具有很強(qiáng)的動(dòng)機(jī)去干預(yù)會(huì)計(jì)師事務(wù)所，使其配合下屬企業(yè)的盈余操縱，進(jìn)而導(dǎo)致審計(jì)師獨(dú)立性不高[21]。因此，就全國(guó)平均水平而言，激烈的競(jìng)爭(zhēng)、廣泛存在的政府干預(yù)及高質(zhì)量審計(jì)需求的缺乏使得事務(wù)所很難也缺乏意愿來保持自身的獨(dú)立性。根據(jù)上述分析，我們提出假設(shè)1。

假設(shè)1：保持其他條件不變，審計(jì)市場(chǎng)集中度與審計(jì)質(zhì)量有負(fù)向關(guān)系。

財(cái)務(wù)報(bào)告是由具有“自利”特征的公司經(jīng)理出具的，注冊(cè)會(huì)計(jì)師可以通過審計(jì)行為限制財(cái)務(wù)報(bào)告錯(cuò)報(bào)，以提高財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量，但這一切的實(shí)現(xiàn)都依賴于注冊(cè)會(huì)計(jì)師較強(qiáng)的獨(dú)立性，而其獨(dú)立性又直接受到外部制度環(huán)境的影響[11-13]。那么，到底哪些制度環(huán)境因素會(huì)影響注冊(cè)會(huì)計(jì)師的審計(jì)行為呢？張鳴等指出，“制度環(huán)境就審計(jì)師而言，主要是指一個(gè)區(qū)域(或國(guó)家)內(nèi)審計(jì)師執(zhí)業(yè)時(shí)所面對(duì)的市場(chǎng)秩序，以及法律、法規(guī)、行政規(guī)章等法律監(jiān)督制度，它包括審計(jì)師執(zhí)業(yè)過程中的正式和非正式制度”[13]。據(jù)此推斷，一個(gè)地區(qū)政府干預(yù)程度和法制化水平是影響當(dāng)?shù)刈?cè)會(huì)計(jì)師審計(jì)行為的重要因素。不同制度環(huán)境下，審計(jì)市場(chǎng)各利益主體的行為特征不同，從而導(dǎo)致審計(jì)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)和審計(jì)質(zhì)量也存在差別。

首先，根據(jù)聲譽(yù)機(jī)制理論和“深口袋”理論，外部制度環(huán)境直接影響會(huì)計(jì)師事務(wù)所的審計(jì)供給。在制度環(huán)境較好的地區(qū)，聲譽(yù)機(jī)制及法律懲罰機(jī)制更可能發(fā)揮作用，審計(jì)失敗遭受法律制裁的可能性和程度均有所上升，會(huì)計(jì)師事務(wù)所必須優(yōu)先考慮降低審計(jì)質(zhì)量的機(jī)會(huì)成本，而不是從客戶那里得到的經(jīng)濟(jì)利益[11]。審計(jì)師考慮到自身的聲譽(yù)和訴訟風(fēng)險(xiǎn)，會(huì)在與企業(yè)合謀的收益與成本之間進(jìn)行平衡，并可能降低對(duì)企業(yè)盈余操縱行為的容忍度，從而提高審計(jì)質(zhì)量。但在制度環(huán)境較差的地區(qū)，法治環(huán)境較差使審計(jì)失敗受到的處罰成本較低，審計(jì)師為迎合客戶的需求，可能降低自己的審計(jì)質(zhì)量[22]。其次，根據(jù)委托代理理論與信號(hào)傳遞理論，制度環(huán)境通過約束企業(yè)的行為進(jìn)而影響審計(jì)需求。在制度環(huán)境較好的地區(qū)，企業(yè)為了緩解委托代理問題，強(qiáng)化信號(hào)傳遞作用，有動(dòng)機(jī)主動(dòng)提供更加透明、質(zhì)量更好的會(huì)計(jì)信息。而在制度環(huán)境較差的地區(qū)，投資者法律保護(hù)程度不足，公司缺乏對(duì)高質(zhì)量審計(jì)的需求。張鳴等的研究就從更換審計(jì)師的角度證明了制度環(huán)境差異對(duì)公司審計(jì)需求的影響[13]。再次，政府干預(yù)可以同時(shí)影響審計(jì)的供給和需求，從而成為影響我國(guó)上市公司財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量的重要因素?！蹲?cè)會(huì)計(jì)師職業(yè)環(huán)境問題研究》課題組與王艷艷均認(rèn)為政府不僅可以作為監(jiān)管方影響審計(jì)的數(shù)量和質(zhì)量，還可以作為需求方影響審計(jì)的需求狀況。在制度環(huán)境較差的地區(qū)，政府更有動(dòng)機(jī)干預(yù)審計(jì)市場(chǎng)，從而影響市場(chǎng)結(jié)構(gòu)和審計(jì)質(zhì)量[23-24]。最后，制度環(huán)境影響會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的執(zhí)行。王躍堂和孫錚等認(rèn)為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提高依賴于有效的準(zhǔn)則執(zhí)行系統(tǒng)[25]。制度環(huán)境影響會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的執(zhí)行，進(jìn)而影響會(huì)計(jì)信息質(zhì)量[12]。因此，在制度環(huán)境較好的地區(qū)，政府干預(yù)相對(duì)較少、法制環(huán)境較好，更有利于形成對(duì)高質(zhì)量審計(jì)的供給和需求。這些地區(qū)審計(jì)市場(chǎng)集中度的提高更可能是上市公司選擇聲譽(yù)較好的大所導(dǎo)致的。而在制度環(huán)境較差的地區(qū)，政府干預(yù)程度較高，不僅會(huì)增強(qiáng)上市公司盈余管理的動(dòng)機(jī)，而且政府還會(huì)通過干預(yù)注冊(cè)會(huì)計(jì)師的審計(jì)行為達(dá)到自己的某種目的。所以這些地區(qū)審計(jì)市場(chǎng)集中度的提高更多是政府干預(yù)使然，不利于審計(jì)質(zhì)量的提高。為此，我們提出假設(shè)2。

假設(shè)2：保持其他條件不變，在外部制度環(huán)境較好的地區(qū)，審計(jì)市場(chǎng)集中度對(duì)審計(jì)質(zhì)量具有正向影響；在外部制度環(huán)境較差的地區(qū)，兩者之間仍為負(fù)向關(guān)系。

三、 研究設(shè)計(jì)

(一) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2008—2011年間我國(guó)滬、深A(yù)股上市公司作為初始樣本，參考前人的研究，先后剔除了金融類上市公司樣本、當(dāng)年上市的公司樣本以及相關(guān)財(cái)務(wù)指標(biāo)值缺失的公司樣本。最后共得到6525個(gè)公司年觀測(cè)值，其中2008—2011年的觀測(cè)值個(gè)數(shù)分別為1438個(gè)、1515個(gè)、1614個(gè)和1958個(gè)。同時(shí)，為了考察各省制度環(huán)境的影響，我們將上市公司按照注冊(cè)地址分布于各省，并分別按照政府干預(yù)程度與法制水平的中位數(shù)將全樣本組合為四組：政府干預(yù)程度低且法制水平高、政府干預(yù)程度低且法制水平低、政府干預(yù)程度高且法制水平高和政府干預(yù)程度高且法制水平低，對(duì)四組樣本分別進(jìn)行檢驗(yàn)。

上市公司有關(guān)審計(jì)、注冊(cè)信息和其他財(cái)務(wù)方面的數(shù)據(jù)均來源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)。審計(jì)師事務(wù)所的有關(guān)數(shù)據(jù)來源于中國(guó)注冊(cè)會(huì)計(jì)師協(xié)會(huì)網(wǎng)站公布的《2009—2012年度會(huì)計(jì)師事務(wù)所綜合評(píng)價(jià)前百家信息》。各省的制度環(huán)境數(shù)據(jù)來源于樊綱、王小魯和朱恒鵬《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)——各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程2011年報(bào)告》(以下簡(jiǎn)稱報(bào)告)[14]，本文分別用報(bào)告中的“政府與市場(chǎng)的關(guān)系指數(shù)”度量各地區(qū)政府干預(yù)程度；用“市場(chǎng)中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境”指數(shù)度量各地區(qū)的法制水平。由于該報(bào)告中最新的數(shù)據(jù)僅到2009年，我們通過如下方法計(jì)算得到2010年和2011年的數(shù)據(jù)：用2009年的數(shù)據(jù)作為2008年和2010年的平均數(shù)，倒推出2010年的數(shù)據(jù)，再重復(fù)上述步驟計(jì)算出2011年的數(shù)據(jù)。另外，為了排除異常值的影響，我們對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行了(1%，99%)的Winsorize處理。

(二) 模型設(shè)定和變量定義

1. 審計(jì)質(zhì)量的度量

Ball和Shivakumar認(rèn)為，傳統(tǒng)的線性應(yīng)計(jì)模型設(shè)定效果較差的重要原因是遺漏應(yīng)計(jì)項(xiàng)目，他們?cè)贘ones模型的基礎(chǔ)上將條件會(huì)計(jì)穩(wěn)健性引入應(yīng)計(jì)模型，提高了應(yīng)計(jì)模型的解釋力[26]。借鑒相關(guān)文獻(xiàn)的做法[1,4,12]，我們使用如下模型估計(jì)操控性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)，并以其絕對(duì)值作為審計(jì)質(zhì)量的代理變量。

ACCRi，t/TAi，t-1=α1[1/TAi，t-1]+α2[ΔREVi，t-ΔRECi，t/TAi，t-1]+α3[PPEi，t/TAi，t-1]+α4[CFOi，t/TAi，t-1]+α5DCFOi，t+α4[(CFOi，t/TAi，t-1)×DCFOi，t]+εi，t

(1)

其中，ACCR=(t年?duì)I業(yè)利潤(rùn)-t年經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量)/TAit-1，為t年度總應(yīng)計(jì)利潤(rùn)；TAit-1為公司t-1年末總資產(chǎn)；ΔREVit為t年度主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的改變量；ΔREC為t年度應(yīng)收賬款的改變量；PPE為t年末固定資產(chǎn)原值；CFO為t年經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量；DCFO為虛擬變量，當(dāng)CFO為負(fù)時(shí)等于1，否則等于0；ε為誤差項(xiàng)。通過分年度分行業(yè)對(duì)模型(1)進(jìn)行回歸，本文利用回歸殘差的絕對(duì)值來衡量操控性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)，記為BSDA。操控性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)的絕對(duì)值越大，意味著盈余質(zhì)量越差，審計(jì)質(zhì)量也越差。

2. 審計(jì)市場(chǎng)集中度的度量

市場(chǎng)集中度的概念來源于產(chǎn)業(yè)組織學(xué)，之前的研究多使用CRn和H指數(shù)(赫芬達(dá)爾-赫希曼指數(shù)，Herfindahl-Hirschman Index)度量該指標(biāo)。CRn是指某一特定行業(yè)內(nèi)規(guī)模最大的前n家企業(yè)銷售額占整個(gè)行業(yè)銷售額的比例，H指數(shù)是某行業(yè)市場(chǎng)上所有企業(yè)市場(chǎng)份額的平方和。對(duì)應(yīng)到審計(jì)市場(chǎng)上，CRn就是指某一地區(qū)前n大事務(wù)所的審計(jì)收費(fèi)占全市場(chǎng)審計(jì)收費(fèi)的比例，H指數(shù)就是各會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)收費(fèi)占整個(gè)市場(chǎng)份額的平方和。但由于并不是所有上市公司均按期公布審計(jì)費(fèi)用狀況，所以大部分研究采用會(huì)計(jì)師事務(wù)所的客戶數(shù)、客戶資產(chǎn)、客戶收入、客戶收入平方根等間接標(biāo)準(zhǔn)度量審計(jì)市場(chǎng)集中度。方紅星和蘇菲用我國(guó)2001—2009年的A股上市公司數(shù)據(jù)計(jì)算了上述幾個(gè)間接標(biāo)準(zhǔn)，并進(jìn)行了比較分析，認(rèn)為客戶收入對(duì)審計(jì)收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)的替代效果最好[27]。本文借鑒方紅星和蘇菲的觀點(diǎn)，以會(huì)計(jì)師事務(wù)所客戶的營(yíng)業(yè)收入為標(biāo)準(zhǔn)計(jì)算審計(jì)市場(chǎng)集中度。具體而言，本文使用各省審計(jì)市場(chǎng)前四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所的客戶營(yíng)業(yè)收入計(jì)算CR4指標(biāo)，并用來度量各省審計(jì)市場(chǎng)集中度，即CR4=Income4/Incomenn，其中Income4是某省前四大會(huì)計(jì)師事務(wù)客戶的營(yíng)業(yè)收入總額，Incomenn表示該省所有上市公司的營(yíng)業(yè)收入總額，CR4指標(biāo)越高，說明該省審計(jì)市場(chǎng)集中度越高。

3. 檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

本文分兩個(gè)步驟檢驗(yàn)制度環(huán)境、審計(jì)市場(chǎng)集中度與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系，首先使用模型(2)檢驗(yàn)審計(jì)市場(chǎng)集中度對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響；然后使用模型(3)檢驗(yàn)制度環(huán)境在審計(jì)市場(chǎng)集中度和審計(jì)質(zhì)量關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。模型具體設(shè)定如下：

BSDAi，t=β0+β1CR4i，t+Controli，t+μi，t

(2)

BSDAi，t=β0+β1CR4i，t+β2Index×CR4i，t+β3Indexi，t+Controli，t+μi，t

(3)

模型(2)中的BSDA為操控性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)，由模型(1)分年度分行業(yè)回歸得到的殘差表示；CR4i，t為審計(jì)市場(chǎng)集中度；Index分為Gindex和Lindex。模型(3)中的Index×CR4代替政府干預(yù)程度和法制水平與審計(jì)市場(chǎng)集中度各自中心化后的交互項(xiàng)，分別用Gindex×CR4和Lindex×CR4表示。模型(2)和模型(3)中的Control為控制變量，我們控制了可能影響審計(jì)質(zhì)量的公司成長(zhǎng)性(Growth)、經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量(CFO)、盈利能力(ROA)、客戶風(fēng)險(xiǎn)傾向(Loss)、會(huì)計(jì)師事務(wù)所的行業(yè)專長(zhǎng)(Expert)、是否為大所審計(jì)(Big)、是否為本地所審計(jì)(Local)和公司代理成本(Agency)；μ為誤差項(xiàng)。上述所有變量的定義與計(jì)算如表1所示。

表1 變量定義表

四、 檢驗(yàn)結(jié)果

①按照證監(jiān)會(huì)的分類標(biāo)準(zhǔn)，制造業(yè)分類到二級(jí)。由于制造業(yè)中C2(木材、家具類)樣本較少，我們將其加入到C9(其他制造業(yè))中度量行業(yè)特長(zhǎng)。

在對(duì)模型(2)和模型(3)回歸之前，我們進(jìn)行了多重共線性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)各變量VIF值均不超過3，不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。同時(shí)，為了減少組間異方差和組內(nèi)自相關(guān)等對(duì)回歸結(jié)果的影響，我們使用Driscoll和Kraay標(biāo)準(zhǔn)差調(diào)整(以下簡(jiǎn)稱DK(1998))的固定效應(yīng)回歸方法對(duì)方程(2)和(3)進(jìn)行回歸[28]。

(一) 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

下頁表2報(bào)告了各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。經(jīng)過對(duì)原始數(shù)據(jù)的分析，我們發(fā)現(xiàn)法制水平較高地區(qū)往往也是政府干預(yù)程度較低的地區(qū)，因此本文只列出按照法制環(huán)境分組后，各變量均值和中位數(shù)的差異性比較。從表2中可以看出，法制水平較高地區(qū)上市公司的BSDA均值和中位數(shù)均為正數(shù)，平均表現(xiàn)為正向的盈余操縱；在法制水平較低地區(qū)，上市公司則平均表現(xiàn)為負(fù)向的盈余操縱。在審計(jì)市場(chǎng)集中度方面，法制水平較高地區(qū)的均值和中位數(shù)都顯著低于法制水平較低地區(qū)，且均在1%水平上顯著。法制水平較高地區(qū)上市公司的經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量(CFO)、風(fēng)險(xiǎn)傾向(Loss)、上期被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(Lopin)等變量的均值和中位數(shù)均在1%水平上顯著小于法制水平較低地區(qū)的上市公司；但盈利能力(ROA)、選擇大所審計(jì)的比例(Big)、選擇具有行業(yè)特長(zhǎng)事務(wù)所進(jìn)行審計(jì)的比例(Expert)和選擇本地所審計(jì)(Local)的均值和中位數(shù)均大于法制水平較低地區(qū)的上市公司，而且顯著性達(dá)到1%的水平。

表2 變量統(tǒng)計(jì)性描述

注：均值差異檢驗(yàn)采用T檢驗(yàn)，中位數(shù)差異檢驗(yàn)采用Wilcoxon秩和檢驗(yàn)，差異檢驗(yàn)欄報(bào)告的是相應(yīng)的T值或Z值，***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%和10%。

(二) 審計(jì)市場(chǎng)集中度與審計(jì)質(zhì)量：外部制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用

首先，我們對(duì)模型(2)進(jìn)行回歸以檢驗(yàn)審計(jì)市場(chǎng)集中度對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響，具體見表3中全樣本列的回歸結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn)，審計(jì)市場(chǎng)集中度(CR4)與可操控應(yīng)計(jì)利潤(rùn)的絕對(duì)值(BSDA)之間呈正相關(guān)關(guān)系，表明審計(jì)市場(chǎng)集中度對(duì)審計(jì)質(zhì)量具有負(fù)向影響，這與假設(shè)1相符。之后，我們對(duì)模型(3)進(jìn)行回歸，考察外部制度環(huán)境對(duì)審計(jì)市場(chǎng)集中度與審計(jì)質(zhì)量關(guān)系的影響。具體結(jié)果如表3中政府干預(yù)和法制水平兩列，從中可以看出，Gindex×CR4和Lindex×CR4前的系數(shù)均為負(fù)，說明公司外部制度環(huán)境對(duì)審計(jì)市場(chǎng)集中度與審計(jì)質(zhì)量的關(guān)系起到負(fù)向的調(diào)節(jié)作用。也就是說，外部制度環(huán)境提升會(huì)減弱審計(jì)市場(chǎng)集中度對(duì)審計(jì)質(zhì)量的負(fù)向影響。然而，這種關(guān)系并不顯著，假設(shè)2在此處并未得到完全證實(shí)。另外，表中還顯示大所審計(jì)(Big)與BSDA的關(guān)系為負(fù)，但并不顯著，這說明就全國(guó)平均而言，大所審計(jì)并未顯著提高審計(jì)質(zhì)量，本地所審計(jì)(Local)顯著提高了審計(jì)質(zhì)量，代理成本(Agency)高的公司，審計(jì)質(zhì)量較差。

表3 審計(jì)市場(chǎng)集中度與審計(jì)質(zhì)量

注：括號(hào)內(nèi)為經(jīng)DK(1998)修正的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%和10%。

(三) 進(jìn)一步分組檢驗(yàn)

我們按照政府干預(yù)程度和法制水平的中位數(shù)將全樣本分為交叉的四組(政府干預(yù)低且法治水平高；政府干預(yù)低且法制水平低；政府干預(yù)高且法制水平高；政府干預(yù)高且法制水平低)，分別檢驗(yàn)審計(jì)市場(chǎng)集中度對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響，回歸的結(jié)果如下頁表4所示。從中可以發(fā)現(xiàn)，在政府干預(yù)低且法制水平高的組，審計(jì)市場(chǎng)集中度(CR4)與操控性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)的絕對(duì)值(BSDA)負(fù)相關(guān)，說明在制度環(huán)境較好的地區(qū)，審計(jì)市場(chǎng)集中度的提高可以改善審計(jì)質(zhì)量。其他三組的回歸結(jié)果均顯示審計(jì)市場(chǎng)集中度(CR4)與操控性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)的絕對(duì)值(BSDA)正相關(guān)，說明在這些地區(qū)，審計(jì)市場(chǎng)集中度的提高并沒有改善當(dāng)?shù)氐膶徲?jì)質(zhì)量。這一結(jié)果為證明假設(shè)2提供了證據(jù)。另外，在外部制度環(huán)境較好的樣本中，大所審計(jì)(Big)可以顯著提高審計(jì)質(zhì)量。

(四) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，我們分別進(jìn)行了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一，變換審計(jì)質(zhì)量的度量方法：一是基于業(yè)績(jī)調(diào)整模型估計(jì)操控性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)[29]，并用于度量審計(jì)質(zhì)量，重復(fù)上述回歸，結(jié)果并未發(fā)生顯著變化；二是使用出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見的概率作為審計(jì)質(zhì)量的代理變量，運(yùn)用Logistic回歸方法，得出審計(jì)市場(chǎng)集中度與出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見的概率負(fù)相關(guān)，也驗(yàn)證了上文的結(jié)論。第二，更換審計(jì)市場(chǎng)集中度的度量方法：分別用會(huì)計(jì)師事務(wù)所的客戶數(shù)和客戶的資產(chǎn)為基礎(chǔ)，計(jì)算審計(jì)市場(chǎng)集中度指標(biāo)，重復(fù)上述回歸，結(jié)果也未發(fā)生顯著性變化。第三，鑒于我國(guó)東部地區(qū)制度環(huán)境顯著好于西部?jī)?nèi)陸地區(qū)，因此我們將所有上市公司按照注冊(cè)省份劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，分別以東部地區(qū)和西部地區(qū)代替制度環(huán)境較好地區(qū)和較差地區(qū)，并重復(fù)文中的檢驗(yàn)，結(jié)果并未發(fā)生顯著變化。因此，我們的檢驗(yàn)結(jié)論是較為穩(wěn)健的。

表4 外部制度環(huán)境分組回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為經(jīng)DK(1998)修正的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%和10%。

五、 研究結(jié)論與啟示

本文選取2008—2011年間我國(guó)滬、深A(yù)股上市公司為樣本，考察審計(jì)市場(chǎng)集中度對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響及外部制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，在全樣本中，審計(jì)市場(chǎng)集中度與審計(jì)質(zhì)量負(fù)相關(guān)，說明審計(jì)市場(chǎng)集中度的提高并未帶來審計(jì)質(zhì)量提高；第二，在全樣本中，外部制度環(huán)境在審計(jì)市場(chǎng)集中度與審計(jì)質(zhì)量關(guān)系中起到了一定的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，但并不顯著；第三，進(jìn)一步按照外部制度環(huán)境分組的檢驗(yàn)結(jié)果表明，在外部制度環(huán)境較好的樣本中，審計(jì)市場(chǎng)集中度與審計(jì)質(zhì)量正相關(guān)，證實(shí)了外部制度環(huán)境對(duì)兩者關(guān)系起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用的假設(shè)；第四，選擇大所審計(jì)在全樣本中并未顯著改善審計(jì)質(zhì)量，但在外部制度環(huán)境較好地區(qū)，選擇大所審計(jì)顯著改善了審計(jì)質(zhì)量；另外，本文還發(fā)現(xiàn)選擇本地事務(wù)所審計(jì)顯著提高了審計(jì)質(zhì)量，代理成本較高的公司，審計(jì)質(zhì)量較差。

我們的研究具有以下啟示：第一，我國(guó)各地區(qū)制度環(huán)境的差異，可以影響該地區(qū)審計(jì)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)與審計(jì)質(zhì)量的關(guān)系，因此，監(jiān)管部門在制定相關(guān)政策時(shí)，需要考慮不同地區(qū)的制度環(huán)境和區(qū)域特征，制定差異化的市場(chǎng)準(zhǔn)則或監(jiān)管政策；第二，在制度環(huán)境較差地區(qū)，應(yīng)引入市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制，減少政府對(duì)上市公司和會(huì)計(jì)師事務(wù)所的干預(yù)，加強(qiáng)法制建設(shè)并優(yōu)化其執(zhí)行機(jī)制；第三，在制度環(huán)境較好地區(qū)，大所的審計(jì)質(zhì)量明顯較高，這也為投資者進(jìn)行投資決策提供了一些經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

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