时间：2023-02-04 07:47:03
【关键词】非遗保护；专项资金；绩效审计
【中图分类号】F239.1 【文献标识码】A
非物质文化遗产（intangible cultural heritage），根据联合国教科文组织于2003年10月通过的《保护非物质文化遗产公约》，是指被各群体、团体、有时为个人所视为其文化遗产的各种实践、表演、表现形式、知识体系和技能及其有关的工具、实物、工艺品和文化场所。而根据全国人大于2011年2月通过的《中华人民共和国非物质文化遗产法》，非遗是指各族人民世代相传并视为其文化遗产组成部分的各种传统文化表现形式，以及与传统文化表现形式相关的实物和场所。非遗种类繁多，但一般均具有非物质性、民族性和文化性等特征。保护非物质文化遗产是文化传承的重要手段和方式。
一、江西省非物质文化遗产保护概况
江西历史悠久，文化灿烂，非物质文化遗产资源丰富。特别是两宋时期的江西文坛，星汉灿烂，涌现出众多开宗立派的文坛领袖，独领数百年；诗词、书画、戏曲、音乐作品灿若群星，形成特有的“江西现象”。“瓷都”景德镇手工制瓷技艺享誉全球。湖口青阳腔、文港毛笔工艺、全丰花灯、赣南客家文化、傩舞、采茶戏等一大批非物质文化遗产，蔚为大观。根据江西省非物质文化遗产数字博物馆的统计，截至2015年年底，江西省拥有部级非物质文化遗产70项，省级非物质文化遗产488项，已经形成门类齐全的非物质文化遗产体系。但与此同时，江西省非物质文化遗产保护正面临着巨大的困难，主要体现在以下几个方面：
1.非物质文化遗产管理机构不健全，专业人员短缺。从当前非遗的管理体制来看，江西省还没有建立专门的非物质文化遗产管理部门，通行的做法是在同级文化部门设立非遗保护中心，人员编制得不到保障。由此带来的问题是专业人员短缺，大量非遗保护工作只能由其他文化部门临时调剂人员来解决。
2.非遗传承人、从业人员青黄不接。据不完全统计，目前江西省拥有部级非遗传承人36人（其中2人已去世），省级传承人314人，市县级传承人1 945人。部级非遗传承人中，年龄最大的89岁，最小的也有43岁。其中60岁以上的有28人，比重达82%。传承人年龄总体偏大，使得非遗传承日渐力不从心；再加之时代变迁，商业冲击，非遗从业人员回报偏低，造成非遗从业人员青黄不接、后继无人的窘境，部分非遗传承人面临着“人死艺亡”的困局。
3.非遗保护专项资金杯水车薪。加合国《保护非物质文化遗产公约》以来，我国逐年加大非遗保护投入。自2006年起，中央财政累计投入35.14亿元用于非遗保护。与此同时，江西省政府对非遗保护的拨款也逐年增加。公开数据显示，2005年至2007年，江西省每年投入100万元用于非遗保护，2008年增加到300万元，2009至2011年增加到400万元，2012年投入更是高达1 933万元，2015年，江西省财政厅设立关爱非遗传承人专项资金150万元等等。尽管省财政对非遗保护的投入每年都在增长，但是如果均摊到数以百计的部级、省级项目上，实际上每个项目能得到的资金支持非常有限。为了解决这一问题，江西省每年从数百项非遗项目中挑选几十项进行重点支持，其他项目只能等以后轮流解决。但即便如此，资金缺口依然非常大。如果不能很好地解决非遗项目的资金支持问题，将会使非遗保护面临严重的挑战。
二、江西省非遗保护专项资金的监管
我国加合国《保护非物质文化遗产公约》以来，中央和地方两级财政对非遗项目保持每年稳定增长的财政投入。政府的财政投入构成了非遗项目主要的资金来源。为了加强对非遗保护专项资金的监管，国家于2006年出台了《国家非物质文化遗产保护专项资金管理暂行办法》，对于专项资金的分类及开支范围、申报与管理、监督与检查等作出了制度性的规定。这是国家相关部委对专项资金监管出台的第一部部门规章。根据这一文件的精神，江西省财政厅、文化厅也于同年出台了《江西省非物质文化遗产保护专项资金管理暂行办法》，这是对国家层面规定的细化和具体化。为了进一步规范非遗的保护和管理，明确法律责任，国家于2011年出台了《中华人民共和国非物质文化遗产法》。江西省也加快立法进程，于2015年出台了全国首个省级非物质文化遗产保护地方性法规――《江西省非物质文化遗产条例》。应该说，针对非遗保护已经形成了相对完备的法律法规体系。
国家和江西省两级制定的《专项资金管理暂行办法》，都是为了提高资金使用效益，资金来源均为中央或地方财政拨款，均要求接受财政、审计、文化等相关部门的监督检查。更进一步的，两级《暂行办法》均要求建立健全专项资金使用的监督检查机制和绩效考评制度，文化等相关部门可根据项目实施情况，组织或委托有关机构进行检查和绩效考评。两级《暂行办法》为非遗保护专项资金的监管提供了原则性的规定，但在实际执行过程中，需要明确若干问题。
首先，专项资金接受财政、审计、文化等部门的监督检查，但由于我国体制的原因，财政、审计及文化等部门对公共资金的监督职能多有交叉和重复。比如，财政部门的监督主要体现在对专项资金预决算的真实性、准确性及合法性进行审查，对专项资金使用效益进行监督，对专项资金使用单位的会计信息质量进行监督。这些职能与审计部门的职能有较大的交叉和重复。考虑到财政部门财政监督任务非常繁重，以及当前国家和地方机关简政放权的背景，我们建议财政部门将部分监管的权力委托授权给审计部门。这样既可以使财政、审计部门的权力边界更清晰，又可以解决专项资金多头管理带来的一系列问题。
其次，对于专项资金的监管，财政部门是否比审计部门有更多优势？我们注意到，两级《暂行办法》在开篇就指出，制定该办法的目的是为了提高资金的使用效益。而我国传统财政监督的主要职能是资金使用的真实性、准确性及合法性进行审查，这些审查有相关的法律法规、准则制度作标准。但一旦涉及审查资金的使用效益，这就是一个非常复杂的问题。目前，我国相关部门对“效益”的界定、评价标准、模型等重大理论问题尚处于探索过程中，财政部门对资金使用效益的审查并无更多优势。相反，审计部门长期处于审计理论与实践的第一线，对审计资金效益有更多探索，积累了大量审计案例和经验。此外，审计部门拥有更多的审计专业人才，这也使审计部门具有更多的专业优势。
综上，对非遗保护专项资金的监管是一个系统的工程，应该进一步加强和发挥审计部门的作用和专业优势，一方面可以解决专项资金多头管理的问题，另一方面可以促进专项资金的科学化管理。
三、江西省非遗保护专项资金绩效审计的现状
非遗保护专项资金纳入政府预算管理。因此，对专项资金的监管主要是通过政府审计进行的。那么，江西省针对非遗保护专项资金政府审计的现状又是怎样的呢？
1.绩效审计已是政府审计的主流。早在《审计署2008至2012年审计工作发展规划》中，已经明确要全面推进绩效审计，提高财政资金的经济性、效率性和效果性，并表示到2012年，所有审计项目都开展绩效审计。《审计署“十二五”审计工作发展规划》进一步强调，要把全面推进绩效审计作为审计工作的主要任务来抓。2010年出台的《江西省审计厅关于进一步加强绩效审计工作的意见》中，提出后续3年审计厅开展绩效审计的项目要占到全部审计项目的40%、60%及80%以上，2013年后所有审计项目全部开展绩效审计。应该说，无论是国家层面还是地方政府层面，都已将绩效审计提高到战略高度，绩效审计已经成为政府审计的主流。
2.针对非遗保护专项资金绩效审计的理论和实践仍然鲜见。尽管绩效审计已经成为政府审计的主流，审计署和省审计厅也在大力推进绩效审计在政府审计工作中的比重，但有关非遗保护专项资金绩效审计的案例和经验不多，主要体现在以下几个方面：（1）交叉性的理论研究成果不多。一方面，非遗保护已经成为学术热点，理论成果颇丰；另一方面，政府绩效审计的研究也如火如荼，成为审计理论研究的一大流派。但是，将这两者结合起来研究的理论成果，换句话说，从政府绩效审计的角度来研究非遗保护的理论成果仍然非常少见。（2）审计实践案例匮乏。查阅省审计厅、文化厅、江西省非物质文化遗产网、江西省非物质文化遗产数字博物馆等相关网站，以及上述部门的相关文件发现，几乎难以看到对非遗保护专项资金进行绩效审计的案例。通过查阅近年年鉴，在审计相关栏目中，难以看到对非遗保护专项资金进行绩效审计的描述。由此我们可以推断，从江西省范围来看，对于非遗保护专项资金绩效审计，无论是理论还是实践，无论是广度和深度，均存在不同程度的不足。那么，究竟是什么原因阻碍绩效审计在这一领域的发展呢？非遗保护专项资金的绩效审计又具有怎样的“特性”呢？
四、江西省非遗保护专项资金绩效审计实施的障碍分析
前已述及，江西省非遗保护专项资金绩效审计的理论和实践仍然鲜见，具体表现在：实践上，相关的审计案例和经验不多；学术研究上，存在着非遗保护研究和政府绩效审计研究“两张皮”的现象。造成这一现象的原因是什么呢？
（一）政府绩效审计法律规范体系不健全。我国审计规范体系的研究基本集中在民间审计领域。在政府审计领域，全国人大于1994年8月通过《中华人民共和国审计法》，并于2006年2月通过《关于修改〈中华人民共和国审计法〉的决定》。此外，审计署于2010年9月颁布了《国家审计准则》。纵览上述法律条文，没有发现用以专门指导和规范政府绩效审计的法律法规。
例如在《审计法》中，就没有对政府绩效审计的相关职责和权限作出明确规定。在《国家审计准则》总则中，规定审计机关要“监督被审计单位财政收支、财务收支以及有关经济活动的真实性、合法性、效益性”。从总则对“真实性、合法性、效益性”的解释不难看出，政府审计关于“真实性”、“合法性”的规定，更多是对财务审计的要求；“效益性”虽然反映了绩效审计的部分特征，但它多数情况下是一种事后评价，与绩效审计强调的事前、事中和事后监督还有相当的距离。此外，被国际审计界普遍认可的政府绩效审计“3E”评价标准（即经济性、效率性、效果性），在上述法律法规中也没有作出规定。实际上，我国政府绩效审计仍处于一种尚未完全的法律授权状态。我国部分地方政府如深圳市、珠海市、湖南省等先后出台了《审计监督条例》，对绩效审计进行了法律上的探索。但国家层面亟需研究制定统一的政府绩效审计法律法规框架，对重大的理论和实践问题作出权威的规定。
（二）非物质文化遗产审计的特殊性。非物质文化遗产是各种传统文化的表现形式，以及与之相关的实物和场所。作为民族传统文化的重要载体和民族文化个性化的代表，非物质文化遗产具有非物质性、民族性和文化性等特征。这些特征会使非物质文化遗产审计具有与其他审计对象不尽相同的特点。
首先，非物质文化遗产的多样性使其产业发展呈现出不同的特征。在保护非物质文化遗产的基础上进行适度的市场化运作并形成产业，是保护和发展非物质文化遗产的重要方式和手段，对繁荣文化产业也有积极意义。但由于非物质文化遗产多种多样，有些适合产业发展，有些则不适合。王志平、郑克强（2012）按 “能否进入市场”，将非物质文化遗产项目分为规模开发型、市场培育型及静态保护型三种类型。按照这一分类，规模开发型项目具备市场上一般商品的属性，可以按市场规律进行产业开发；市场培育型项目也能通过适度的产业开发创造一定的经济效益。因此对这两种类型可以按通用会计准则进行会计核算，也适合按审计准则进行审计。与前两者类型不同的是，静态保护型项目往往对其存在空间、文化地域性有着严格要求，一般不宜进行市场化和商业开发，就其会计核算而言，产出或收益就无从计量，如果对其进行绩效审计，“绩效”就无从评价。
其次，非物质文化遗产“准公共品”的特性对绩效审计的评价标准提出挑战。我们知道，当前绩效审计评价标准为“3E”标准，即经济性、效率性、效果性。“3E”标准已得到国际普遍认可并进行了广泛实践。但非物质文化遗产的特殊性在于其“准公共品”的特性。这一特性主要表现在：（1）非物质文化遗产得到国家财政专项资金（公共资源）的支持；（2）市场规律难以有效发挥作用，这主要表现在：由于存在空间和文化地域性的限制，非物质文化遗产往往不存在充分竞争的市场，从而导致其提供的产品或服务难以准确定价，成本和收益就无法准确计量。由此带来的后果是，非物质文化遗产的经营者无法保证通过项目获得盈利，因此，非物质文化遗产的传承和保护需要政府主导，市场只能充当“配合者”。非物质文化遗产的这一特征，给为纯经济项目“量身定做”的“3E”标准提出挑战。换句话说就是，“3E”标准已经无法全面评价一个非遗项目传承和保护的“好”或“坏”，应该为非遗“定制”其他标准。
再次，非物质文化遗产项目的经营管理者的会计核算水平也给绩效审计提出挑战。前已述及，江西省非遗传承人、从业人员青黄不接，许多非遗项目属于独门绝技，依靠传承人的口传心授。纵观江西省非遗传承人，或生活困顿，或年事已高，许多非遗项目面临着断代和失传的风险。与之相对应的是，许多非遗项目采用的是家族式、小作坊的运营方式，经营管理人才缺乏，会计核算水平不高，对于专项资金的管理难以达到国家的相关要求。如果不能准确核算相关的会计项目，不能提供完整的会计资料，那么绩效审计就无从谈起。
（三）政府审计人力资源短缺。何永清（2010）对江西省审计机关人力资源状况进行过详尽的统计研究。研究显示，江西省审计机关人力资源存在的问题主要表现在：（1）非业务人员比重较大（22.5%）；（2）审计人员年龄结构不合理，中青年比重较低（30岁以下占9.9%）；（3）高学历（研究生学历）、高职称人员比例较低，分别占1.2%和6.6%；（4）人员专业结构较单一（会计审计以外专业比重为9.6%）。近年来政府审计工作日益繁重，政府审计人力资源的缺口会越来越大。
・・・・・・・・参考文献・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・
[1]刘蓉.关于我国政府绩效审计发展现状的研究[J].经济与社会发展，2013，（5）.
论文关键词：审计独立性 审计委托模式 审计业经营模式 审计公司组织形式
论文摘要：国内外学术界对造成审计独立性风险陛，及其审计市场信任危机形成的机理等进行了较为广泛地研究，形成了富有启发性的研究成果。本文以影响审计独立性的最关键的三种基础性制度因素——审计委托模式、审计业经营模式和审计公司财产组织形式为分析框架，系统地梳理了近十年内国内外学术界关于审计市场信用危机形成机制及其解决对策的研究成果，并对这些理论成果作了简要评析以及未来需要进一步研究方向作了展望。
一、引言
近年发达和新兴的资本市场上不断出现的公司财务欺诈(accountingfraud)案例(enron、xerox、woridc0m、0west、sunbeam、parmalat；银广厦和红光实业等)，由于都存在会计师事务所出具了不具公信力的内部控制评价报告和严重失真审计报告而导致审计失败(auditfailures)。现代审计制度设计的宗旨就是为了防止公司财务欺诈而作的制度性安排，其生命力是审计的独立性。然而，随着一些审计公司卷人公司财务欺诈案并因此而倒闭，从而动摇了社会公众和投资者对会计信息、审计公司的公信力乃至于对整个审计市场的信任，侵蚀了资本市场投资秩序的基础，从而引发了审计市场的信用危机。由于审计信用危机，各国纷纷加强了对审计市场的监管体制改革，但国内外学术界关于审计市场信用危机形成机制、如何监管的讨论远未停止。学术界对审计市场信用危机研究的共同指向就是审计独立性风险性越来越大。按wattsandzimmerman(1983)的定义，所谓审计独立性，是指审计师能揭示已经发现具有重大违规造假财务报告的可能性。这说明尽管审计独立性是审计业生存之本与应有的核心价值追求，但并不是审计业必然具有的内在品质，而是由多种基础性制度因素共同决定的。用数学函数式表示，则审计独立性应该是：auditindependence：f(a、b、c、…)。其中，a、b、c、…是影响审计独立性的一些客观因素。事实上审计独立性正在遭受其内在的不断出现的反独立性因素的侵扰，存在许多导致社会公众和投资者不相信审计独立性的环境因素，所以，审计市场信用危机从本质上讲，就是社会公众和投资者对审计独立性及其相应的审计报告产生不信任的危机。尽管影响审计独立性的客观因素比较复杂，但归根到底影响审计独立性的基础性制度因素主要是：审计委托契约模式、审计业经营模式和审计公司财产组织形式。纵观近十年内所形成的关于审计独立性问题的研究文献，可以发现，国内外关于审计独立性风险性的研究大体上也是基于这三个维度之一的研究视角进行研究的。基于此，本文以这三个维度为研究框架，对近十年内国内外学术界关于审计信用危机及其制度弥合方面研究成果进行了系统梳理、归类与评析。
二、审计信用危机评析
(一)审计委托契约模式、审计独立性风险与委托机制重构审计公司作为资本市场上的一种金融中介机构，即经纪人中介机构，其主要功能就是向投资者出售真实会计信息，以供投资者进行投资决策，它是解决投资者和公司实际控制人(如控股股东或管理者)之间问题的有效方式之一(多德，2004)。因此，当审计独立性风险性越来越大时，国内外学术界无疑开始重新审视现代审计委托契约模式内在缺陷，并寄希望从中找到重构审计独立性的对策(冯均科，2002；朱星文，2005；蒋尧明和郑佳军，2005)。从契约关系上讲，审计公司作为鉴定财务信息真假的金融中介机构，接受所有者的委托对被审计对象进行财务审计。所以，审计市场的合理的、均衡的稳定审计契约关系模式应该是，审计公司接受投资者审计需求，对上市公司财务报告进行审计，供投资者进一步投资决策参考，并向投资者收取相应的审计费用。这种稳定的三角型审计模式不仅确保了审计的形式独立性(independenceinappearance)，也为实现实质独立性(independenceinfact)提供了制度上的条件，杜绝了审计师或审计公司与被审计对象进行财务欺诈合谋(collusion)可能性，维持了审计报告的客观『生和真实性，保护了投资者利益。然而，当公司上市成为公众公司时，审计需求产生变异，形成了审计的实质需求方与形式需求方裂变(李洁和刘桂良，2007)，其中证券市场上的公众投资者为审计的实质需求方，而被审计对象即上市公司的实际控制人(如控股股东或管理者)则成为审计的形式需求方。审计方与这两种审计需求方相应地形成了两种不同的契约形式。一方面审计供给方与审计形式需求方之间以“业务约定书”形式签订的是显性的私人契约(谢荣，1998)；另一方面审计供给方与审计实质需求方之间以“注册会计执业准则”为依据确定的是隐性的公共契约(陈汉文，2002 )由于现实资本市场公众投资者高度分散，普遍存在“搭便车”的现象，实质需求方往往缺位。因此，现代资本市场上的一种奇特现象是被审计对象即上市公司实际控制人自己聘请审计公司审计自己财务报告的现象，从而使原来的三角形的稳定结构变成为审计公司与上市公司之间的直线形的失衡结构(冯均科，2002)，这至少破坏了审计公司形式独立性。由于审计供给方和审计形式需求方均为具有“机会主义倾向”的契约人，因此，现代资本市场上这种普遍存在的脆弱性审计契约模式，本身就隐含着审计供给方与审计形式需求方之间的合谋的内在缺陷，即审计形式需求方与审计供给方依靠自己的信息优势合谋造假欺诈公众投资者，从而造成审计实质独立性丧失的可能性。当直线型审计契约关系成为现代证券市场上普遍契约关系模式时，审计独立性能否成为审计业内在价值取向，完全取决于两种契约关系给审计公司及其审计师带来的激励机制比较。审计供给方与审计形式需求方即上市公司之间签订的是显性契约，上市公司控制人可以根据自己的需要选择自己满意或基本满意审计公司进行审计，这就决定了审计公司现实生存，在生存压力较大，审计市场成为买方市场情况下，审计供给方会向上市公司妥协，放弃高层次的独立性价值追求转而向现实利益让步。当然审计供给方也会面临来自审计供给方与公众投资者之间的隐性公共契约约束，公共契约约束力来自于市场机制和制度机制。但近年来审计线形模式内在缺陷不仅存在于新兴市场经济国家，而且同样广泛地存在于发达市场经济国家，成为世界性的资本市场“通病”。这就说明，基于市场的约束机制并没有形成对审计业有效约束。所以，为了解决审计实质需求方缺位，而被审计对象与审计委托人重合造成审计委托契约关系扭曲的制度性弊端，学术界开始思考关于重新构造现代审计委托模式的问题(蒋尧明、郑佳军，2005；蒋尧明、谢周勇，2008)。认为解决这个问题的关键在于割裂上市公司管理层与审计公司之间的直接联系，寻找一个独立的第四方，由其来行使审计委托权，并由其直接支付审计公司或审计师的审计报酬。由于对独立的第四方选取不同，形成了三种可供选择的审计委托模式：财务报表保险制度；上市公司审计委员会制度；证券交易所招投标制度。综合比较上述三个方案，相对而言，证券交易所招投标制度，不仅能更好地保持审计公司的独立性．还具有执行上的高效性和可操作性。而且，这种模式有利于审计市场走向垄断或寡头垄断的理想状态。
(二)审计业经营模式、审计独立性风险与监管机制重构自20世纪90年代以来，以原“五大”审计公司为代表的现代审计业经营模式的一个重要发展趋势就是走向审计业务(auditservices)与非审计业务(non—auditservices，nas)(如会计、簿记服务，税收服务和管理咨询服务)相结合的混业经营，并且利润高、风险相对较低的非审计业务收入在审计公司总收入中的比重越来越大。为被审计对象提供非审计业务成为一些大的审计公司利润的主要增长点和价值追求。1993年，整个审计业只有31％的收入来自非审计业务，但到了1999，国际原“五大”审计公司的非审计业务收入均超过审计业务收人。如普华只有40％的业务收入来自审计业务，其余收入大都来自管理咨询、税收咨询等非审计业务(叶少琴和刘峰，2005)无疑，非审计业务(nas)扩大了审计的规模经济效应和知识溢出效应(knowledgespillerover)，但非审计业务(nas)给审计独立性带来的可能负效应是造成社会公众和投资者不信任审计独立性的另一个重要原因，当然也引起了管理层越来越多的忧虑。关于非审计业务是否损害了审计独立性，以及审计业是否应该混业经营还是分业经营的论战再次进入学术界的研究视野。但学术界关于非审计业务与审计独立性关系的研究仍未形成一致结论。相当多的学者认为，非审计业务损害了审计的独立性。abbotetal(2001)从理论视角验证了审计委员会特征与购买非审计业务重要性之问的关系，研究结果表明，完全由独立董事构成的审计委员会购买非审计服务的比率较低，这说明独立董事认为非审计业务会对审计独立性产生不利影响。frankeleta1．(2002)以可操纵应计项目(discretionaryaccurals)的数量为盈余为管理标志，xj,-3074家公司范围内就非审计业务与盈余管理之间的关系进行了检验。结果发现购买较多非审计业务的企业，其盈余管理的程度也相对较高，这同时表明，购买的非审计服务越多，审计独立性受到影响越大。还有许多学者(krishnanelak，2005；guletak．2006；francisandke，2006)通过第三方(如投资者)对独立性的感知(perception)来进行检验，即第三方是否感觉或认为审计师在某种条件下是独立生。对“感觉”进行检验实质上是对审计形式独立性进行检验，即审计师在外观形式上是否给社会公众和投资者一个“独立”的现象。这些研究都证明了非审计业务损害了审计形式独立性。但也有不少的学者认为，并未找到充足证据证明审计公司的审计业务与非审计业务混业经营损害了审计独立性。defondetak(2002)以审计师出具保留意见的倾向性作为独立性标志，审计业务是否影响了审计独立性进行了研究。结果表明，没有发现可以归因于非审计业务损害审计独立性的证据，并且发现当审计费用较高时，审计师更愿意出具保留意见。这些发现可能表明，基于市场的激励机制如声誉损失和法律诉讼成本超过了审计师放松独立性所获得的收益。buddocktaylorandtaylor(2004鹇稳健原则作为审计独立性标志，xt,-~计独立性与会计稳健原则之间关系进行了经验实证研究。结果表明，当非审计业务比重增大时，并不会导致审计师接受被审计公司更为激进的会计政策，因此，他们推断非审计业务并不会损害审计独立性。类似地，其他学者(ashbaugheta1．，2003；chungandkallapur，2003；larckerandrichardson，2004；kinneyeta1．，2004；reynoldsetat。2004；antleetak，2006；huangeta1．，2007)的研究成果表明，非审计业务不一定影响了审itjoa％~。导致目前学术界在这个问题上至今仍未达成共识的原因是多方而的，除了非审计业务与审计独立性之间关系本身的复杂性外，还在于不同学者研究视角，选取数据时间跨度、样本所在制度环境和度量审计独立性标志各不相同，因而使研究结论往往难以达成一致。所以，关于是否对审计业经营模式实施分业经营还是混业经营自然就存在不同的观点(叶少琴和刘峰，2005)大多数学者对审计业的混业经营持比较理性态度，王光认为，既然审计混业经营是否损害了审计独立性问题长期为社会公众和投资者关注，本身就说明社会公众对非审计业务对审计独立性影响存在疑虑。因此。在目前无法从理论上论证非审计业务是否损害审计独立性时，仅从加强审计形式独立性需要，维持社会公众对审计业的信任出发，也应当对审计公司对审计客户提供非审计业务加以限制。也有学者(叶少琴和刘峰，2005)指出，审计业经营还是分业经营，也不应强制推行，恰当的方式是由会计职业界在法律等框架的约束下，通过市场竞争来自由选择。同时监管部门通过相应监管机制确保审计公司在从事非审计业务时的独立性不会受到损害。为此，必须在如下方面进行监管机制创新：充分披露审计公司与客户之间的经济利益往来，让资本市场上投资者来对审计公司的独立性作出合理判断；在充分信息披露基础上，通过管理机构和审计业界共同努力，让审计业务和非审计业务相对独立，采用目前sox法案办法的规定，审计公司不得同时为一家审计客户提供审计业务和非审计业务；为了保证审计公司在今后执业过程中不会出现一些“精心安排”的违规现象，一方面监管部门应当加强对审计市场的监管，另一方面加大审计公司机会主义行为的法律风险。
(三)审计公司法律组织形式、审计独立性风险与赔偿机制重构长期以来金融经济学家坚信，基于市场的约束机制(如声誉机制和集体诉讼机制)能有效地促使审计公司保持自己的独立性。针对我国资本市场审计失败案例研究，发现基于市场制约机制并不健全，效果并不显著。近年来尽管对审计违规处罚力度不断加大，但审计合谋欺诈现象并未因此减少，特别是目前我国审计公司以有限责任组织为主的状况下，即使启动民事责任一给违规的审计公司一定的经济处罚，也不会对审计公司或审计师过去违规所获得收益产生太大的影响，并且这种罚款力度远远小于其违规所获得收益的强度，特别是对有限责任公司而言，对其惩罚的上限只是审计公司的净资产，这并不影响审计公司从审计欺诈中已经获得收益(李洁和刘桂良，2007)。从总体情况看，在我国实行合伙制的审计公司要比有限责任审计公司谨慎，目前发现的在上市公司审计中造假的审计公司基本上都是有限责任审计公司。于是，国内学术界将研究视角投向了我国现有审计市场上审计公司法律组织形式上，试图剖析我国审计独立性风险性及其信用危机产生的特殊原因。在论证不同的财产组织形式对审计公司及其审计师道德风险约束机制效果上，国内学术界从两个方面论证，重构我国审计公司法律组织形式的必要性及其可能的组织形式选择。一是基于审计公司与外部投资者关系及其相应承担的法律责任视角，论证了合伙制在风险约束机制上优势，因而，主张在我国推行审计公司合伙制。其中刘斌、王杏芬和李嘉明(2008)基于两种财产组织形式——有限公司制和有限合伙制给审计公司及其审计师带来的道德风险约束机制效果比较研究表明，由于不同的财产组织形式对审计公司及其从业人员道德风险约束机制不同，因此，产生的审计质量就不同。在有限合伙制和赔偿机制完善的前提下，随着客户数量的增多，审计公司的审计质量上升，发生审计失败的概率下降；建立有限合伙制和实施赔偿机制等都是提高审计质量的有效途径。李沽和刘桂良(2007)从防止审计师合谋欺诈行为角度上进行了研究，结果表明，在我国审计市场中，应该以审计师私人财富作抵押是实现有效惩罚的物质保障机制，因此，无限责任审计公司比有限责任审计公司更有利于防范审计合谋，保持审计独立性。二是基于审计公司特殊的生产要素构成视角来阐述审计公司这类金融中介机构应有财产组织形式及其道德风险约束机制。朱小平和叶友(2003)运用企业理论，从审计公司所有权结构、内部关系、企业重要生产要素和决策程序出发，剖析了审计公司为什么应该采取合伙制这个命题。其结论是：审计公司生产要素特征决定了审计公司符合合伙制的要求；审计公司的法律组织形式的确定事关审计业兴盛衰亡，所有其它方面的制度包括行业监管、诚信制度建立等都是建立在审计公司财产法律组织形式这个核心基础之上的。第一种视角是从审计公司与会计信息使用者之间关系角度，与第三方关系角度探讨审计公司应有的法律责任，其实质是认为，审计公司应该对社会公众和投资者承担某种形式的公共责任，若不能有效承担，将会危及社会和谐和审计业自身发展，而驱动审计公司有效履行其公共责任有效方式就是合伙制这种法律组织形式；第二种视角从审计公司内部关系角度，从审计公司本身要素构成角度出发探讨采取合伙制的合理性与必要性。但无论是从哪一种角度研究，其结论都是基于市场的激励机制(声誉机制和法律诉讼机制)，必须是以审计公司财产组织形式的合伙制为前提条件的，因而主张我国审计业应该推行审计公司合伙制，以加强审计公司或审计师自律机制。
三、总结
本文主要从三个维度：即审计委托契约模式、审计业经营模式和审计公司法律组织形式上分别梳理与简要评析了近十年内国内外学术界关于审计市场信用危机的内在原因及其制度弥合的理论成果。认为从这三个维度探索近十年内关于审计独立性研究成果具有较强理论意义。当独立性只是审计业一种核心价值追求与生存之本，并不是一种必然行为时，这三个方面任何缺陷都会成为审计业内在的反独立性的不利因素，即这三方面任何裂缝都会成为滋生审计业道德风险的温床，使审计丧失客观性(objectivity)与公正性(integrity)，因而引发社会公众和投资者对审计业的不信任。因此，维持审计独立性，只有从这三个方面进行综合治理。基于这三个方面提出来的重构现代审计委托契约模式、加强审计业混业经营监管和推行合伙制法律组织形式无疑是推行基于市场激励机制(声誉机制和集团诉讼)和加强公共监管的制度基础，当然也是维持审计独立性和重塑社会公众和投资者对审计业信任的基石(comerstone )，目前这三个方面研究并没有穷尽审计独立性研究，未来还有许多问题需要进一步研究。笔者认为，在这三个维度下，还需要进一步研究的问题是：其一，针对目前学术界关于非审计业务是否影响了审计独立性上仍然未有定论的现状，需要学术界研究一套衡量审计独立性的标志，进一步从理论分析和经验实证两方面进行剖析论证，从而为合理的金融监管提供有效的理论依据；其二，在上述三个维度一定的情况下，进一步研究审计公司品牌、规模大小等非制度性因素对审计独立性影响效应；其三，在上述三个维度一定的情况下，考察不同制度环境(如法律、政治和文化等)对审计独立性的影响。
【关键词】 审计质量； 非标准意见比率； 事务所收入； 市场集中度
一、引言
随着投资者保护意识的进一步加强，外部审计及其审计质量也越来越受到人们的关注。我国当前上市公司注册会计师审计市场结构呈现出何种型态,它对注册会计师审计质量具有什么样的影响?我国应该构建什么样的审计市场以利于我国资本市场的进一步健康发展？虽然已有学者对此作了较为丰富的研究，但其中多数是描述性的统计研究，实证研究甚少，且并未对审计市场集中度的变动所带来的审计质量变动之间究竟有何联系进行研究。故本文先通过Hodrick-Prescott滤波将非标准意见比率表示的审计质量以及事务所收入表示的集中度进行趋势分解，对剩下的仅表示非标准意见比率和事务所收入表示的集中度波动数据进行分析，对二者之间的变动关系得出结论并提出相关建议。
二、文献回顾
对于审计市场集中度与审计质量的关系，DeFond，wong和Shuhua Li（2000)研究发现在实行新独立审计准则之后，我国的证券审计市场存在着上市公司对高质量审计的规避倾向并伴随着市场集中度的下降；余玉苗（2001）以沪深两地A股上市公司1999年报审计为例进行统计分析后发现,我国上市公司注册会计师审计市场呈现出低集中度、强地域性的审计市场形态，危害了审计的独立性，认为有必要在我国构造“寡占型”的上市公司审计市场结构；刘明辉、李黎和张羽（2003）对我国审计市场集中度和审计质量的关系进行了实证研究，认为我国审计市场集中度与审计质量之间呈现倒U型的函数关系，指出我国有必要构造“寡占型”的上市公司审计市场结构，以提高审计质量和会计师事务所的国际竞争力；陈任武和李玲（2008）分析认为我国上市公司审计市场结构，具有低集中度特征，对审计服务市场的执业质量产生不利影响，提出审计市场集中度应该与其所服务的股票市场集中度相适应的观点；刘桂良、牟谦（2008）以我国证券市场2004年―2005年的上市公司为研究样本，发现在控制了影响审计质量的相关变量之后，审计市场集中度与审计质量成正相关关系，审计市场的强地域性与审计质量没有明显的相关关系；夏冬林,林震昃（2003）从市场集中度、行业平均劳动生产率和平均利润率三个方面对我国审计市场竞争状况进行了分析，认为我国审计市场上存在激烈的竞争，造成我国事务所独立性不高，进而影响到了审计质量；周红（2005）通过对世界最大40家会计师事务所和美国审计100强的数据分析，证明了近年来国际审计市场的趋势是集中度在降低和“四大”的寡占市场地位开始减弱，提出审计市场结构优化的尺度应是审计市场集中度与股票市场集中度两者相适应的理论观点。
综上可以看到，我国学者对审计市场集中度与审计质量的研究虽然得出了二者之间确实存在较为密切的关系的结论，但是却并未提及审计市场集中度的变化对审计质量变化究竟有何联系，联系有多大。本文即对此作一补充研究。
三、变量选取及样本数据描述性分析
（一）变量选取及样本数据
本文选取非标准意见比率即我国会计师事务所在某年出具非标准审计意见占当年所有审计意见的比率作为审计质量（Y）的替代指标，主要是因为其虽然不能说明所有的标准无保留意见均是高质量的审计，但注册会计师出具了非标准无保留意见的审计报告却能说明注册会计师是独立的，谨慎的，审计意见是高质量的，故其能在一定程度上作为审计质量高低的代表。此外，在笔者对前人文献的查阅中发现众多研究也是以非标准意见比率作为审计质量的替代指标进行研究并得出结论。为提高本研究与前人研究的可比性，故本文仍然以该指标作为判断审计质量的标准。
Moizer and Turley（1989）认为“集中度研究应该使用审计收费作为核心变量，使用其他替代变量来测量集中度可能会造成一定的偏差”。审计收费与客户规模之间必然存在相关关系。Simunic（1980）、Taylor and Baker（1981）使用客户资产，Taffler and Ramalinggam（1981）使用客户销售收入，他们的研究结论都表明客户资产及客户销售收入与审计费用之间具有明显的正相关关系。侯晓靖（2011）通过对我国2005―2009年的上市公司相关数据进行实证分析也得出了审计收费与客户资产、客户营业收入等呈正相关关系。为避免重复无谓的分析，本文在对审计质量与审计市场集中度进行分析时，仅选取了事务所收入（X）这一具有代表性的指标进行详细的分析。
本文的主要数据来源于中国注册会计师协会公布的年报审计快报，全国注册会计师百家信息，中国证券报及2002―2005年的《谁审计中国证券市场》等，并经笔者手工整理而成。由于1995年12月我国第一批独立审计准则公布，并于1996年开始实施，故本文选取市场规范化的第二年作为研究起始点，以利于客观全面地反应我国审计市场发展轨迹。
从表1可以看到非标准意见比率自1997年以来虽然有波动，但总体是呈下降趋势的，从1997年的13.29%到2009年的6.71%，下降了近7个百分点；以事务所收入计算的集中度，CR8近年靠近40%，这说明我国审计市场集中度确实不高，还处于低集中状态，但以事务所收入表示的集中度发展趋势是上升的。这一现象的出现与前人的研究有所不同，其中的原因认为是由于审计、会计制度等相关政策措施的出台，导致整个审计市场从制度到审计实施都趋好，从而使得市场集中度上升。虽然非标意见比率下降，但并不意味着审计质量的下降，反而是市场不断完善而使得个企业行为都变得更加规范。为更加清楚地显示出二者的变动趋势，给出了图1、图2。
（二）Hodrick-Prescott滤波
从图1、图2可以看到，非标准意见比率与事务所收入集中度在变动过程中趋势走向均很明显。为研究二者的波动关系，故在此运用Hodrick-Prescott滤波，将趋势分别从两组序列中分解出，在原数据序列的基础上得到经过滤波之后的另两组数据Y2、X2，这两组数据仅显示自身的波动性。
（三）自相关检验
下面来看Y2与X2的自相关检验图（图3，图4）。
从图3、图4可以看到经过滤波之后的两序列均不存在自相关。
（四）单位根（ADF检验），见表2。
由表2可以看出Y2、X2均是平稳序列。
通过上述检验判断Y2与X2之间应该存在某种长期均衡关系。
四、非标准意见比率以及事务所客户数表示的集中度波动关系的实证检验及结果
考虑到我国的注册会计师制度自恢复以来时间较短，各项政策都还在不断完善之中，在此过程中可能也会对非标准意见比率的高低造成一定的影响，因此文章设计了一个虚拟变量Z。当该年度有新的政策出台，则Z=1；反之，Z=0。
（一）研究假设
在我国当前的审计市场环境中，当市场集中度小幅上升时，各事务所为树立良好的执业声誉以获取进一步的发展，从而提高审计质量，导致两者朝同方向变动；当市场集中度大幅上升，会导致事务所不担心客户的流失对其声誉的损害，这样将导致审计人员专业胜任能力弱化和审计质量的下降。另一方面，当市场集中度大幅下降，会导致市场竞争加剧，事务所之间为了争夺客户资源，甚至不惜采取不正当的手段，同样可能带来审计质量的下降，从而造成两者的反方向波动，由此提出第一个假设。
假设1：在一定波动范围内，事务所收入集中度波动幅度越大，非标准意见比率变动的波动幅度也越大，但波动超过极限范围，非标准意见比率变动的波动幅度会变小。
审计制度的完善使得注册会计师审计独立性更强，审计行为更加规范，从而使得作为审计质量替代指标的非标准意见比率上升，在一定程度上推动非标准意见比率波动幅度的加大，故提出第二个假设。
假设2：审计制度的实施会导致非标准意见比率变化的波动幅度变大。
（二）实证结果
文章选取去掉趋势影响之后的Y2序列与X2分别作为被解释变量和解释变量，在建立模型之前首先给出了Y2和X2的相关关系图（图5），从图中可以明显看到在一定范围内非标准意见比率的变动随着事务所收入集中度变动的加大而加大，两者的波动趋势基本一致，当达到一定极限值后则随着事务所收入集中度波动的继续加大而减小。
如图5所示，Y2与X2之间明显不是线性关系，故根据观察之后建立如下模型：
Y2=C+b×X2+c×Z+e
利用1997年到2009年的数据对这个模型进行回归，结果如下：
Y2=0.0269-42.3488X2-0.0149Z
（2.8856）* （-3.6620）** （-1.3806）
R2=0.5783 DW=1.7309
方程中括号内的数值表示参数估计对应的t统计量，**表示对应的参数估计在1%的显著性水平下显著，*表示对应的参数估计在5%的显著性水平下显著。
从上面这个模型看到事务所收入集中度波动变量的系数为负，参数估计显著，所以从这个非线性模型笔者认为，非标准意见比率波动与审计市场集中度的波动某种程度上存在着二次函数关系，这说明第一个假设成立。虚拟变量Z的系数为负，但不够显著，在一定程度上说明政策的出台不会导致非标准意见比率的波动加大，反而会降低非标意见比率的波动性，这与第二个假设不相符，主要原因可能是随着独立审计准则的颁布实施及审计市场的成熟，使得注册会计师的业务能力已经基本保持在一个较高水平，也说明会计制度的完善使得上市公司的行为变得更加规范，从而制度的进一步出台不会对审计意见产生太大的影响。
五、结论与政策建议
本文研究发现，我国审计市场集中度与非标准意见比率表示的审计质量之间总体上存在反方向影响发展趋势。通过实证分析的方法对我国会计师事务所非标准意见比率与审计市场集中度波动以及政策实施之间的关系进行的研究结果表明：随着审计市场的逐步完善，我国的审计规范已基本趋于稳定，政策的进一步完善使得非标准意见比率波动在一定程度上变小，总体影响并不明显；市场集中度波动与非标准意见比率波动在一定程度上呈倒U型函数关系，表明我国政府在促进审计市场的集中度进一步加强的问题上应谨慎，不应操之过急，而应逐步推进，同时发挥市场自身的能动作用，以避免由于市场集中度大幅波动造成审计质量的大幅上下波动。
【主要参考文献】
［1］ 余玉苗.中国上市公司审计市场结构的初步分析［J］.经济评论，2001（3）：120-124.
［2］ 刘明辉，李黎，张羽.我国审计市场集中度与审计质量关系的实证分析［J］.会计研究，2003（7）：37-41.
［3］ 陈任武,李玲.论我国上市公司审计市场结构及对审计质量的影响［J］.财会通讯（学术版），2008（9）：3-6.
［4］ 刘桂良，牟谦.审计市场结构与审计质量:来自中国证券市场的经验证据［J］.会计研究，2008（6）：85-92.
［5］ 夏冬林,林震昃.我国审计市场的竞争状况分析［J］.会计研究，2003（3）:40-46.
［6］ 周红.法、英、美会计审计市场结构和集中度比较及其对中国的借鉴［J］.会计研究，2002（10）：57-62.
［7］ 侯晓靖.对我国审计市场集中度的研究――基于综合指标模型的构建［J］.未来与发展，2011（1）:13-18.
［8］ DeFond M.L.J.T. Wong and Shuhua Li.2000.The impact of improved auditor .independence on audit market in China［J］. Journal of Accounting and Economics.28:269-305.
一、事务所审计质量对上市公司融资成本影响的分析
企业融资的方式包括两种，一种是股权融资，另一种是债权融资，也可以称为债务融资。股权融资是指企业股东同意出让部分企业所有权，并通过企业增资的方式引进新股东的融资方式。股权融资所获得的资金，企业无须还本付息，但新股东将与老股东同样分享企业的赢利和增长。债券融资是指企业通过向个人或者机构投资者出售债券、票据等方式筹集营运资金或资本开支。个人或者机构投资者借出资金，成为公司的债权人，并且获得该公司还本付息的承诺。融资成本是指融资过程中发生的各种费用。融资费用是企业在资金筹资过程中发生的各种费用；资金使用费是指企业因使用资金而向其提供者支付的报酬，如股票融资向股东支付股息、红利，发行债券和借款支付的利息，借用资产支付的租金等等。股权融资成本的研究方法，一般有资本资产定价模型、股利折现模型、股利增长模型等。股利增长模型是基于一固定的股利增长率，并不十分符合实际，现阶段应用也比较少。股利折现模型虽然考虑了资金的时间价值，在一定的范围内具有相应的合理性。但是，多数研究者利用此模型计算出的股权融资成本，明显低于银行贷款利率，有时甚至低于银行存款利率，这样的计算结果显然不符合常理。而资本资产定价模型，为经典的计算模型，相比来看简单易懂、操作方便，数据获取较容易一些，在整个估算过程中所涉及的主观因素影响较小，客观性较强，测算结果的可比性相对较好。因此，本文采用资本资产定价模型来估计股权融资成本。资本资产定价理论是探讨资产风险与资产收益的关系，是现代金融市场价格理论的基础并且具有一系列的严格基础假设。它集合了资产的预期收益率、无风险收益率即选取选择国债的收益率以及所有股票或者所有债权的平均收益率等变量，整理出的较为全面的研究模型。资本资产定价模型认为，投资者面临两种风险，即系统性风险和非系统性风险，而现资的组合理论指出，非系统风险可以采用分散投资的方法来消除。就是因为投资者面临着系统风险和非系统风险，投资者所要求的报酬就包括无风险报酬和风险溢价，股权融资成本则为无风险报酬率与其股票的风险溢价率之和。国内关于事务所审计质量在债务市场作用的研究较少，并且目前仅有的研究也没有一致性的定论，本文采用利息费用占比这一指标来衡量公司债务融资成本。利息费用占比，即利息支出占公司总负债的比例，利息费用占总负债的比例越高，说明债务融资成本也就越高，相反就越低。由于西方的经济起步较早，因此西方对于市场的经济学研究也就比较早，同时西方的研究学者对审计质量与审计师声誉的研究过程也较为全面，在这一过程中，出现了两类经典理论:“声誉机制”理论（DeAngelo，1981）与“深口袋”理论（Dye，1993）。DeAngelo（1981）认为，当客户公司决定聘请审计师时，由于不同的客户公司。
二、事务所审计质量对上市公司融资成本影响的实
有了不同的市场竞争优势，而事务所的每次审计都能够增加其对客户公司的了解及业务熟悉度，从而能够为其自身带来专有优势，但同时审计师也随着熟悉的加深而面临丧失独立性的问题。DeAngelo认为这一问题可以依靠审计师声誉(审计师规模)使事务所独立于客户公司从而得到解决。因为，如果享有市场声誉的大型事务所，为其自某一客户公司牺牲了审计的独立性，其行为又恰恰被市场参与者观察到，那么该事务所相比于小型事务所来说，由于自自身处于大型事务在客户公司资产专用性投资更高的现状中，从而面临着更大的、其他的潜在准租金的损失。最终DeAngelo得出结论：会计师事务所规模越大即越有市场声誉，则越能够持审计独立性，并具有更为准确的审计报告动机。与“声誉机制”理论相对应的另一个著名理论是“深口袋”理论，Dye（1993）提出该理论认为，维持高质量审计可以减少法律诉讼，审计师规模越大，越有市场声誉，越有可能遭遇法律诉讼，因此得出与DeAngelo相似的推论依据，会计师事务所规模越大、越有市场声誉，保持审计的独立性和准确的审计报告的动机越强烈。审计质量是指审计工作过程及其结果的优劣程度。广义的审计质量是指审计工作的总体质量，包括管理工作和业务工作；狭义的审计质量是指审计业务工作即审计项目质量，包括选项、立项、准备、实施、报告、归档等一系列环节的工作效果和实现审计目标的程度。到目前为止，西方学者大部分关于审计质量与审计师声誉的结论均支持两者存在正相关，并认为国际四大确实代表了高质量审计服务。而对于我国的事务所审计情况而言，国内研究学者认为，国内优秀的审计师集中于国内“十大”所中，并且排名前十位的事务所具有相对较大的规模，因此认为国内“十大”所代表了较高质量的审计。综上所述，本文选择国内“十大”所为高质量的审计的替代指标，并且将数据控制在标准无保留审计意见的基础之上，以避免干扰。对于股权融资成本的样本选取2009到2010年的深沪股票，剔除奇异值和缺失数据后，保留了88个数据样本，并采用几何平均法进行计算而得出，其中大所审计21个观测量，非大所审计67个观测量，配比较为均衡。债务融资成本的样本选取2010—2012年深沪股票，并选择其剔除数据缺失值和奇异数据后的3年里5个时间点即1月、3月、6月、9月、12月的共131个观测量进行计算，其中包括大所审计46个观测量，非大所审计85个观测量，做到均衡的配比。本文对于股权融资成本和债务融资成本的数据均来源于国泰安数据库和新浪资讯。本文将排在前十位的国内事务所定义为高质量事务所，在spss分析工具中取值为1，非前十位所取值为0，为了排除其他审计因素干扰，数据选择中，均选择被出具标准无保留意见的公司数据。Myers和Majluf（1984）指出，在由于信息不对称的制约，对外融资成本较高，借鉴“声誉机制”理论和“深口袋”理论的结论，会计师事务所规模越大，则越能够持审计独立性，并具有更为准确的审计报告动机，而我们普遍认为，较高质量的审计报告能够降低市场信息的不对称性，增强投资信息，这可以帮助市场参与者获得准确的高质量的信息，从而降低投资风险，最终影响融资成本，即审计质量先通过影响信息的对称性，从而信息情况影响了公司的融资成本。因此，本文提出如下研究假设：假设1：上市公司股权融资成本与审计质量为负相关关系。假设2：上市公司债务融资成本与审计质量为负相关关系。将名次排在前十位的国内事务所即高质量事务所与非高质量事务所的股权融资成本与债务融资成本均值分别进行对比。高质量事务所对应的股权融资成本均值为0.090808421，而非高质量事务所对应的股权融资成本均值为0.100546377。可以看出，高质量的事务所可以降低股权融资成本，即上市公司股权融资成本与审计质量为负相关关系。同样，高质量事务所对应的债务融资成本均值为0.000196936，非高质量事务所对应的债务融资成本均值为0.002283012。高质量的事务所同样可以降低债务融资成本，即上市公司债务融资成本与审计质量为负相关关系。通过均值初步分析，得出的结论同假设1和假设2相吻合。第一步，运用spss分析工具进行独立样本T检验，考察大所审计和非大所审计对股权融资成本影响的方差显著性差异，得到高质量事务所与非高质量所对股权融资成本的影响的两组数据，分析结果如下所示：独立样本T检验中，显著性概率为0.705，大于5%，意思为在95%的概率下接受两者方差相等的原假设；方差相等时的T检验的结。
证分析果，T统计量的概率为0.015，在95%的概率下，小于显著性水平0.05，因此拒绝T检验的认为两者的均值想等的原假设，也就是说，由大所审计的上市公司的债务融资成本同非大所审计的上市公司的债务融资成本的平均值存在显著差异。此外从样本的均值差的95%置信区间看，区间不跨0，这也说明两个成本间的平均值具有显著差异。第二步，对审计质量和股权融资成本进行相关性分析。由spss分析工具的相关性检验可以看出，股权融资成本与审计质量的相关系数矩阵为-0.254，即股权融资成本与审计质量呈现出负相关关系，并且相关系数为0的假设成立的概率为0.017，0.017小于显著性水平0.05，因此拒绝原定认为两者不相关的假设，即认为在5%的显著性检验上认为两个变量是负相关的。第一步，我们依然采用spss分析工具做独立样本T检验，考察是否大所对债务融资成本即利息费用占比的影响，观察是否具有显著性差异，得到高质量事务所与非高质量所对债务融资成本的影响的两组数据，结果如下：独立样本T检验中，显著性概率为0.000，小于5%，意思为在95%的概率下拒绝方差相等的原假设，可以认为由大所审计的上市公司的债务融资成本，和非大所审计的上市公司的债务融资成本的方差存在显著差异；接着看方差不相等时的T检验的结果，T统计量的概率为0.000，小于显著性水平0.05，拒绝T检验的认为两者的均值想等的原假设，也就是说，由大所审计的上市公司的债务融资成本同非大所审计的上市公司的债务融资成本的平均值存在显著的差异。此外，从样本的均值差的95%置信区间看，区间并不跨0，这也说明两个成本间的平均值存在显著的差异。第二步，将对债务融资成本和审计质量进行相关性分析，分析结果：由spss分析工具的相关性检验可以看出，债务融资成本与审计质量的相关系数矩阵为-0.409，即债务融资成本与审计质量呈现出较强的负相关关系，并且相关系数为0的假设成立的概率为0.000，0.000小于显著性水平0.05，因此拒绝原定认为两者不相关的假设，即认为在5%的显著性检验上认为两个变量是负相关的。以上的研究证实了假设1和假设2，即审计质量与股权融资成本、债务融资成本具有负相关关系，即审计质量越高，股权融资成本和债务融资成本更低。较高的审计质量能够降低市场信息的不对称性，从而帮助市场参与者获得准确的高质量的信息，进一步降低投资风险，最终影响融资成本。即审计质量先是通过影响信息的对称性，从而信息情况影响了公司的融资成本。因此，如果企业想要降低本公司的融资成本，聘用高质量的事务所，可以提高信息披露水平，增强信息使用者对公司的信心，对于公司的融资可以起到一定的作用，进而利于企业积累资金，开拓市场，较快发展。本文在选取股权融资成本的数据上，选用了2009—2010年的深沪地区的股票，但在随后为了证实时间序列上合理性，本文将研究推广到了2011年和2012年，这几年都通过了5%显著性检验，得到与本文同样地结论。但是本文在数据选择的地区上具有一定的局限性，同时，在研究方法上选择相对简单，可在日后的研究中可进一步完善。
作者:刘志伟单位:山东农业大学
关键词：审计动因理论 衡量标准 经济学 完善审计工作
审计动因就是审计产生、存在、发展的原因以及动力。研究审计动因的目的是为了弄清为什么产生审计，为什么需要审计和为什么审计需要存在和发展。审计是一种社会现象，它是为满足需要而产生和发展的。
审计动因的主要理论是目前最流行的受托责任论以及理论、多因素决定论、信息论、经济监督论、公司管理论及职业化需求论。下面就几种主要理论进行论述。
一、审计动因理论及缺陷
1.受托责任论。受托责任论主要观点是：受托责任关系是资源占有人实现对资源有效管理与使用的必要手段和保证机制。当受托经济责任关系确立后，客观上就存在于委托者对受托者实行经济监督的需要。而审计恰好独立于受托责任关系双方的当事人，且具备相应的专业技能，于是审计便成为受托责任关系能够实现的必要手段和保护机制，从而得出受托经济责任关系是审计产生的客观基础和根本动因的结论。
实际上，“受托经济责任”只是审计产生的重要前提，并不能说明审计产生的必要性。它无法诠释审计的职能及社会作用；无法解释审计的独立性。
2.理论。理论主要观点是：企业存在契约关系，而契约条款的实施必须通过监督，否则就不起作用。审计就是这种监督方式。在这种理论中，审计的本质在于促进股东和管理者利益最大化。
但理论的不足之处：无法解释企业接受审计需求强制进行这一事实，无法解释理论认为审计是促进股东和企业管理人员的利益最大化与审计人员面临的“诉讼爆炸”和“深口袋理论”的经济现象是互相矛盾这一现实。
3.多因素决定论。在美国会计学会基本审计概念委员会的《基本审计概念公告》中，明确阐述审计动因包括以下四个方面：（1）利益冲突产生对公正第三方的需求。（2）当利益冲突达到一定程度后对冲突对方产生的防范需求。（3）处理技术上的复杂性使得普通人无法胜任，从而产生对专门人才从事这一工作的需要。（4）空间的距离使得经济业务与利益关系人发生分离，从而产生对特定人士提供帮助的需要。
这种理论有一定的合理之处，但也存在缺陷：（1）审计产生发展的多种动因中，应该有一种最主要的动因。（2）它只是从不同角度对审计动因进行概述，并不具备经济学理论基础，也不利于审计理论学科的发展。
二、衡量审计动因理论的标准
上述各种审计动因理论，大都从某个角度出发有一定的合理性。但是衡量一种理论是否能更好地解释审计动因，并指导审计工作、完善审计服务，应当结合审计理论结构进行研究。本文以历史性、逻辑性、系统性为原则，以对审计本质的理解为切入点提出5点判断审计动因理论的标准：
1.由理论可以导出审计本质及审计职能的目的。审计动因理论的宗旨是要解释审计产生、存在和发展的根本原因和动因。因而，审计动因理论是审计理论体系的基础理论，通过审计动因理论的确立应能导出审计本质以及审计职能、审计社会作用的发展原因。随着社会经济的发展，审计行业也在不断地发展变化着。这就要求一种合理的审计动因理论应该能够准确、全面地解释审计职能的发展以及审计的社会作用。
2.由理论能回答审计源于并满足了何种社会需求。审计作为一种经济活动，它的存在必是源于一定的社会需求，审计动因理论应该不仅仅能解释某一种类型、某一个特殊群体的需求，还应该能解释任何类型的审计及其满足任何群体对审计需求的发展动因。
3.由理论能解释对审计进行监管的合理性。随着审计活动在社会经济生活中的重要性不断增强，无论从横向来看当今国际上审计业务，还是纵向来看审计的发展历史，审计一直是一个法定的工作。各国政府都对各种类型的审计进行着不同程度的要求和监管。
4.由理论能解释审计为什么需要保持独立性。审计的独立性是审计最基本的特征，是审计得以存在的根本。审计的独立性要求审计人员在审计时保持客观、公正的立场，这也是不同使用者对审计人员的共同要求。审计动因理论应该能够对审计的独立性这一根本特性做出合理解释。
5.由理论能解释不同时期、不同国家审计发展水平存在差异的原因。审计动因理论应当将审计活动产生、发展过程中的影响因素解释清楚，或者进行抽象性的概括，并以这一抽象性的概括为标准，解释统一本质的审计活动在不同时期、不同国家的发展水平存在差异的原因。
三、审计动因———基于经济学的观点
根据上文提到的衡量审计动因的标准，本文认为，信息的非对称性是审计产生和发展的根本动因。审计的本质在于提高财务信息的使用价值，推动资本高效活动。所谓非对称性是指某些参与人拥有而另外一些参与人不拥有的信息。审计财务信息可以潜在降低信息非对称。
1.信息的非对称性是审计产生和发展的根本动因。经济学的研究表明，在现实的经济生活中，各当事人所掌握的信息不仅是不完全的而且是非对称性的。所谓信息不完全性是由于人的有限理性，人们所掌握的信息不可能遇见一切；由于外在环境的复杂性、不正确性，人们所掌握的信息不可能无所不包。所谓信息非对称性是指一方持有与交易行为相关的信息而另一方不知道，而且不知情的一方对于他方信息的验证由于成本昂贵而放弃。
会计是一个信息系统，向内部和外界提供财务信息以影响投资者决策。由人的趋利动机以及信息的不完全性和非对称性，就产生了一种社会需求，即需要具有专业技术和方法的会计师对企业管理部门编制的反映其经济业务的财务报表进行审计和判断，作出鉴定证明，以降低信息的非对称性，确保其真实公允地反应企业的财务状况和经营成果并向利益相关者报告。这样通过审计可能提高财务信息的可信度，从而提高财务信息的价值。若站在经济学的角度来看，在现代审计假设理论体系中，关于审计产生原因的假设，如“信息不对称假设”、“信息不确定假设”等等，实际上丰富了信息非对称性是审计产生和发展的根本动因这一论证。通过降低信息不对称，可以满足任何需求者对于提高财务信息可信度的需求。
2.信息非对称性导致道德风险对审计监督职能和独立性的解释。在经济学中，道德风险界定：订立契约的双方中一方未能掌握足够的信息以监督另一方的行为，从而后者可能据此在追求自身效用最大化的同时侵蚀前者利益。用经济学道德风险模型可以很好地解释为什么受托责任认为审计的本质是一种经济监督活动，这实际上从委托关系的角度反应审计产生的原因。正是由于委托关系的存在，才导致道德风险问题的存在。在道德风险模型下，委托人就应该设计一种激励监督合同以诱使人从自身利益出发选择对委托人最有利的行动。在信息不对称道德风险潜在发生的情况下，需要一个机构来解决在信息不对称的情况下让人不偷懒、说真话的问题。于是审计的产生就成为一种必然。在这种情形下，审计被要求具有独立性的特征。审计独立性在这里得到了很好的解释。
3.信息非对称性导致逆向选择是对审计存在必然性的真实解释。在经济学中，逆向选择来自于保险市场的理论研究。是由阿克劳夫运用旧车市场模型开创的。其问题来自于买者和卖者间关于车的质量信息的不对称。经过一系列恶性循环，最终导致只有质量低的车能成交甚至可能导致市场萎缩。
由于信息的不对称，会计信息市场上会计信息提供者知道的信息总是比信息需求者多。出于追求利益最大化的动机，他可能提供一种不完全信息或虚假信息的倾向。在这种会计信息市场上，一些绩劣公司通过提供虚假信息来满足自身利益。信息需求者或者因不具备条件或者不愿付出高额的成本代价来鉴别这些信息的真伪，盲从跟从这种信息，就会导致有限资源流向绩劣公司，而真实披露会计信息的公司将退出市场或也采取披露虚假信息的措施。这就是会计信息市场上的逆向选择。会计信息可能由此而萎缩。因此，就需要具有独立性的审计对会计信息进行鉴别，提高财务信息的真实可靠性。从而提高财务信息的价值，即对利益相关者决策的正确程度。由此可见，从经济学的角度看审计可以导出审计的本质在于提高财务信息的可信度。
4.信息非对称性对审计期望差距存在的合理性的解释。审计期望差距指公众对审计的需求与公众对目前审计执业的认识之间存在的差距。它既包括由于审计能力不足而形成的差距，也包括了由于公众的认识错误偏差而形成的差距，正是信息固有的非对称性导致社会公众对审计的需求，同时，又由于信息的非对称性是绝对的所以审计只能在某种程度上降低信息的非对称性，而不可能使之完全消除。于是，在公众需求和审计之间就必然存在着一定的期望差距。信息的非对称性很好地解释了审计期望差距存在的必然性。
信息非对称性是绝对的，但是信息非对称性的程度在不同环境下是不同的。信息非对称性的程度取决于资本市场的有效性、相关法律制度的完善性以及审计自身内部环境发达与否等因素。所以，随着审计对信息非对称改变程度的不同，审计工作期望差距在不同时期、不同环境中而有所差异。这也就很好解释了不同时期、不同国家审计发展水平存在差异的原因。
关键词：非审计服务；审计意见；审计独立性
安然、世通、泰可国际等著名注册会计师舞弊案发生后，非审计服务对审计独立性的影响受到前所未有的关注，日益激烈的争论指向丑闻频出的会计师事务所。批评人士认为，会计师事务所向其审计客户提供诸如税收、IT系统、兼并收购等一系列非审计服务，并从中获得远远高于审计业务的不菲收入，这不禁令人担心他们审计过程的中立性。美国SEC迅速立法禁止注册会计师提供的大部分非审计服务。监管者认为注册会计师宁愿牺牲独立性以维持购买高额非审计服务的客户。在我国，虽然没有立法禁止，但是2001年证监会颁布《公开发行证券的公司信息披露规范问答第6号——支付会计师事务所报酬及其披露》，要求上市公司在年报中按照财务审计费用和财务审计以外的其他费用进行披露，旨在通过市场机制约束注册会计师的行为，那么，其实施效果怎样?非审计服务会损害审计独立性吗?本文拟从经验的角度，验证在我国特殊的制度背景下非审计服务与审计独立性之间的关系。
一、文献回顾与研究假设
1、审计独立性的激励机制。我国独立审计准则1101号规定注册会计师应当遵守相关的职业道德规范，恪守独立、客观、公正的原则，保持专业胜任能力和应有的关注，并对执业过程中获知的信息保密。可见，审计独立性指注册会计师通过审计程序，真实报告企业财务报告中存在的问题的可能性，这意味着审计独立性等同于注册会计师主观性和抵抗住客户发表不合规审计报告压力的能力。
委托关系的存在是审计产生的根源。在1926年证券法强制要求外部审计之前，84％NYSE公司自愿聘请了独立注册会计师，管理当局有通过雇佣独立注册会计师减少成本的激励动机。因此，无论是委托人还是人，聘请注册会计师的潜在假设是：注册会计师是独立的，可见，审计独立性是注册会计师行业的灵魂，没有独立性，注册会计师行业就没有存在的可能，更没有发展的基础。
声誉资本损失与法律风险也是注册会计师审计独立性的有效激励机制。在竞争激烈的审计市场，声誉是注册会计师独立性保证的有力杠杆，良好的声誉意味着会计师事务所拥有较高的审计质量与审计独立性，对于审计需求方的被审计客户也就意味着所提供会计报表的具有较高可靠性。声誉资本是会计师事务所市场份额的有力保证，也是其收入与利润的根本保证，拥有良好声誉的会计师事务所收费显著高于其它同行业从业者。安然事件后安达信客户的流失证明了这一点，正如Business Week所述：安然破产给了安达信现有和潜在客户逃离的借口，如果他们继续由安达信审计的话，他们担心可能由于各界对安达信的高度关注。使得自己陷入利益相关者的诉讼或引起管制者的详细审查。显然声誉资本相联系的经济利益会激励注册会计师保持其独立性。法律风险则是另外一个激励注册会计师独立性的有效机制，我国《会计师事务所审批和监督暂行办法》第六十四条、六十五条与六十六条规定，会计师事务所与注册会计师违反了相关规定，视情节轻重给予罚款、吊销执业资格与刑事处罚等。在美国资本市场，1993年五大注册会计师就有1亿元诉讼相关成本；提供证据发现“五大”通过提高审计独立性而减少了诉讼；Shu发现注册会计师面临较高的法律风险时会辞职。
2、非审计服务与审计独立性。非审计服务与审计独立性的关系国内外一直没有一致的结论。SEC与MCS认为，由于知识溢出效应的存在，注册会计师提供非审计服务所获得的信息会导致审计成本的降低从而产生经济租，导致会计师事务所对被审计客户经济依赖性的增加。同时，非审计服务的提供会不可避免地导致注册会计师对自己或者自己所属会计师事务所的工作进行审计，扮演球员兼裁判的尴尬角色，使注册会计师在无意识情况下丧失实质上的独立；对于公众而言，注册会计师提供管理咨询服务则会损害其形式上的独立。相反的，EC、ICAI与Axelson认为：注册会计师在管理咨询服务中仅是咨询意见的提供者，而非决策者，最终是否采纳咨询意见仍然是由被审计单位管理当局决定的，被审计单位的各项事务仍由管理当局负责，注册会计师在其后的审计中不是对“自己的工作”进行检查，管理咨询服务不会损害审计独立。Goldman和Barley认为：由于审计服务是日常性服务，直接受益人为报表使用者，因而在提供审计服务时，注册会计师往往处于劣势，容易向被审计单位妥协，丧失独立性；而管理咨询服务则属于非日常性服务，且被审计单位可从中直接受益，被审计单位直接受益越多，被审计单位对注册会计师的依赖就越强，注册会计师就会掌握越多的主动权，在双方的利益冲突中就占据越有利的地位，管理咨询服务可以使注册会计师在双方的利益冲突中处于有利地位，因此，管理咨询等非审计服务有助于注册会计师抵制被审计单位强加的压力和干扰，从而增加审计独立性。
经验研究主要是从针对注册会计师的诉讼、盈余管理与审计意见的视角对二者关系进行验证。Anfle等针对610宗注册会计师的诉讼案件研究发现，只有24件提示有非审计服务，并且在24宗中，只有3起是坚持非审计服务损害了审计独立性。因此，典型的注册会计师诉讼案件中说明非审计服务不是一个引起诉讼的重要根源。而一部分学者则考察了是否报告高水平的非审计费用公司更可能报告大的操控性应计利润和满足分析师的盈利预测：Frankel，Johnson与Nelson发现非审计费用与操控性应计利润显著正相关；Gore.Pope与Sinzh以U.K公司为样本发现，非五大所中，非审计费用与操控性应计利润显著正相关，但是在五大所中却没有发现同样的关系；Francis与Ke发现在非5大所中二者之间只是弱显著正相关；相反的，Reynolds与Francis发现注册会计师随着财务依存度的增加反而会提高其审计独立性，他们发现对于注册会计师来说，相较于小的客户，财务依存度越大，其操控性应计利润越小。刘星等利用国内2001至2004年上市公司披露信息研究也没有发现非审计费用与操控性应计利润显著相关。因此，非审计服务是否与高水平的操控性应计利润相关还是混淆的。
总的来说，国外理论与经验研究关于非审计服务是否影响审计独立性均没有一致结论。国内较少涉及此主题的经验研究。
3、研究假设
注册会计师的审计意见是会计信息使用者判断公司会计信息可信度的主要依据，也是监管当局监测上市公司的重要指标，因此审计意见会影响投资者对公司的判断，从而直接影响公司股价及融资能力。而非标准审计意见(包括带说明段的无保留意见、保留意见、否定意见和拒绝表示意见，以下简称非标准审计意见)意味着上市公司本身存在着某种不确定性，如大多数审计失败案例都涉及注册会计师没有出具有关持续经营审计意见而客户随后宣告破产。为了加强对证券市场的监管，中国证监会于2001年12月22日了《公开发行证券的公司信息披露编报规则第14号——非标准无保留审计意见及其审计事项的处理》，规定了对被出具非标准审计意见的公司停牌或暂停分利等处罚。可见注册会计师的非标准审计意见在警示市场参与者方面起到了关键性的作用。上市公司会尽量避免非标准审计意见，审计意见的影响效力越大，上市公司规避非标审计意见的动机就越强，上市公司避免非标审计意见的方法无外乎两种：一是接受审计调整；二是收买或威胁现任注册会计师，第二种方式一直是研究的热点问题。由于非审计费用高附加值和易于管理的特征，非审计费用很容易成为审计费用的储藏间，购买审计意见的成本可以通过非审计费用来弥补，因此，非审计服务的提供则自然而然的成为上市公司购买现任注册会计师审计意见重要的手段。客户支付的非审计费用越高，会计师事务所对其经济依赖性越强，独立性受到伤害的可能就越高，购买审计意见的嫌疑就越大，注册会计师发表非标准审计意见的可能性就越小，因此本文的研究假设为：
H：非审计费用与非标准审计意见负相关
二、研究设计
1、样本
我们以2001～2004年按照，《公公开发行证券的公司信息披露规范问答第6号——支付会计师事务所报酬及其披露》披露有审计与非审计费用的上市公司283家一年为研究对象，其中19家一年被出具了非标准审计意见，比重为6.71％；本研究中的审计与非审计费用是从巨潮咨询网年报中逐家整理得出，其余财务数据来源于CSMAR数据库。
2、因变量与自变量设计
根据以前的研究，关于审计独立性的衡量主要有两种方式：一是从盈余管理的角度，以操控性应计数的多少衡量；二是以发表审计意见的倾向进行衡量。与前者相比较，审计意见更依赖于注册会计师的主观判断，因此，以审计意见作为审计独立性的替代变量，更直接，噪音更少。
作为自变量的非审计费用，本文主要用两种方式进行度量。本文首先以非审计费用绝对金额的对数进行验证。由于绝对金额度量非审计服务，可能会忽略个别客户支付的非审计费用是其支付给会计师事务所的主要费用的事实，本研究将进一步以非审计费用比重(非审计费用／被审计客户支付给会计师事务所总费用)验证其对审计独立性的影响。
3、研究模型与控制变量
我们利用logistic回归模型验证我们的假设。
模型中最后两个变量为自变量，验证本文的研究假设，如果非审计费用损害了审计独立性，我们预期NF与RATION的系数为负。其余为控制变量，模型中控制变量主要来源于独立审计准则1324和1502号定义的条件和以前研究。独立审计准则规定营运资金(MOPCASH)出现负数，经营活动现金流量(OPCASH)出现负数应当视为持续经营能力存在重大疑虑；存货与应收帐款被认为是藏污纳垢的地方，其与总资产比重越大(RISK)，审计风险越大，被出具非标准审计意见可能性越大；公司规模较小(ASSSET)的公司更容易被出具非标准审计意见；上年被出具非标准审计意见(BOP)意味着审计风险和审计成本的增加，因此其更容易被出具非标准审计意见；吴水澎，李奇凤以2003年度上市公司为样本的研究结果显示，四大的审计质量高于国内十大，国内十大的审计质量高于国内非十大。审计迟滞(LAG)与被出具非标准审计意见显著正相关；认为些上市公司频繁更换聘请会计师事务所(7ENOR)更有理由怀疑其独立性，审计任期的增加对审计质量具有正面影响。
三、实证分析
1、描述性统计
表2全部样本的描述性统计结果显示，在披露有非审计服务的上市公司中。非审计服务费用平均达到了16％左右，最大的达到了76％以上，可见非审计服务收入在会计师事务所的收入中有着举足轻重的作用。在表2基础上，表3列示了不同意见类型的单变量检验结果：费用变量代表假设的单变量检验。在标准意见与非标准意见间，RATIO与NF不存在显著差异。因而，单变量检验结果与监管者和投资者对非审计服务费用损害审计独立性的关注是不一致的，但单变量没有控制众多逆因素与缓和因素的影响，检验结果存在一定问题。标准与非标准审计意见组之间，除NPROMOPCASH LAG和BOP之外，其他控制变量都不存在显著差异。
2、多元检验结果
表4是非审计费用绝对金额和比重为自变量的logistic回归结果。研究发现在控制变量中，当年利润的高低(NPROIT)，审计报告延后期限的长短(LAG)以及上期审计意见的类型(BOP)与当期非标准审计意见显著相关，其余变量则不显著。模型1中非审计费用(NP)和模型2中比重(RATION)与OP不显著，且符号与预期相反，没有验证假设；与单变量检验结果一致。
3、稳健性测试
由于表4分析存在一个可能的潜在限制，即影响审计独立性或许是与预期数额相比而言的客户费用，而不是所检验的名义数额。这一观点意味着：影响注册会计师独立性的是客户是否是异常高费用或低费用的来源。因此，我们利用模型(2)来推导计算出未预期费用的模型。
与Frankel，Johnson与Nelson(2002)一样，我们利用模型(2)的估计残差作为费用变量未预期部分的替代变量，并用这些未预期费用变量取代了表4各模型的费用变量，重新回归模型(1)。检验结果如表5：解释力度有所加强，但是各模型中所有费用变量的估计系数仍不显著，没有支持假设。
尽管向现任注册会计师购买非审计服务信息披露是中国证监会的强制性规定，不是上市公司自愿性选择行为，但是否选择为本公司服务的现任会计师事务所提供非审计服务却是上市公司的自愿选择，所以可能存在自选择偏误。为此，本文随机选择进行一一配对，对研究样本与控制样本各变量之间的平均数、中位数及其是否有显著差异进行统计检验，并以是否购买非审计服务为自变量，对模型(1)进行多元logistic回归分析。单变量检测结果显示：存在非审计服务的公司与无非审计服务的公司相比，除净利润(NPR013、经营活动现金净流量(MOPCASH)和审计任期(TENOR)存在显著差异外，当期审计意见(OP)、上期审计意见(BOP)、上市公司规模(ASSET)等主要变量不存在显著的差异，初步说明本文的研究样本基本上不存在自选择问题。并且，进一步的多元回归结果也表明，是否向在职注册会计师购买非审计服务(NS)与非标准审计意见(OP)之间不存在显著负相关关系，说明是否购买非审计服务并不会影响审计独立性。此结果进一步弥补了前文中将研究样本限制于购买非审计服务公司的不足。而且，单变量检验与多元回归结果均支持了前述基本结论。
1.1以盈余管理作为审计质量的替代指标
董普等(2007)认为会计盈余是审计质量的有效替代变量。审计限制盈余管理的作用是随审计质量的变动而变动，审计质量高低具体反映在已审财务信息中盈余管理的程度上。由于我国经济转轨时期的特殊制度安排，大多数上市公司在首次公开发行股票、增配股和扭亏时普遍存在盈余管理行为。审计发挥的作用更多与所限制的盈余管理空间联系在一起，审计质量与盈余管理之间的相互关系表现得更为明显。公司盈余管理的程度既能反映注册会计师的专业胜任能力(即发表被审计客户某一特定违约行为的概率)，又体现了注册会计师的独立性(即报告该违约行为的概率)。他们认为在中国证券市场上，相对其他模型来说，截面Jones模型能够较好地揭示公司的盈余管理。夏立军(2003)在对多个盈余管理计量模型及其调整模型在中国证券市场的使用效果进行实证检验后，提出了相同观点。刘力、马贤明(2008)也采用截面Jones模型估计出的公司操纵性应计利润的绝对值作为审计质量的衡量指标，考察审计委员会与审计质量之间的关系，指出审计委员会能够显著的提高审计质量。
罗党论、黄肠杨(2007)在控制审计意见类型的情况下，以上市公司盈余管理程度的高低衡量审计质量的优劣，发现随着事务所任期的增加，审计师对上市公司盈余管理的抑制力减弱了，审计质量下降。而陈信元、夏立军(2006)、刘启亮(2006)以经调整后的截面Jones模型估计出的公司操纵性应计利润的绝对值作为审计质量的衡量指标，发现在控制了其他变量后，审计任期与公司操纵性应计利润的绝对值呈正u型关系，当审计任期小于一定年份时，审计任期的增加对审计质量具有正面影响，而当审计任期超过一定年份时，审计任期的增加对审计质量具有负面影响。
1.2以审计意见作为替代指标衡量审计质量
刘勤、颜志元(2006)运用上市公司会计估计变更过程中暴露出的失当会计估计数据，观察注册会计师对失当会计估计的监督作用。通过观察在会计估计变更当年和前一年，注册会计师是否发现了这些失当行为并通过审计报告揭示出来衡量审计质量。他们认为以审计意见是否对这些失当会计估计行为作出反应来代表独立审计质量在逻辑上是适当的。王霞、张为国(2005)以发生财务重述的样本来检验注册会计师的独立审计质量，发现对于财务重述公司之前年度蓄意错报的行为，注册会计师有所察觉并反映在审计意见中。刘明辉等(2003)以注册会计师出具非标准审计意见审计报告的频率作为衡量注册会计师审计质量的替代指标，采用我国会计师事务所在某年出具非标准审计意见占当年所有审计意见的比率作为审计质量指标，表明我国会计师事务所审计质量与审计市场集中度之间存在一种倒u型函数关系，并证明平均来说当一个会计师事务所市场份额(按客户数)达到7.4％时，其审计质量达到最高。
1.3以审计收费作为审计质量的替代指标
宋衍蘅、殷德全(2005)从会计师事务所更换以后审计收费变化的角度，来考察继任注册会计师的审计工作质量问题。他们发现，继任注册会计师对于不同类型公司的审计收费确定标准是不一样的，对于盈余管理动机强烈的公司，继任注册会计师倾向于以公司的盈余管理幅度来衡量审计风险，并为此要求了较高的回报；对于财务状况恶化的公司，继任注册会计师则会根据公司的财务状况和支付能力，降低审计收费。因而认为，会计师事务所更换以后审计收费的变化形式将会影响继任注册会计师的审计质量。
1.4以资本市场的反应作为审计质量的替代指标
王咏梅、王鹏(2006)采用代表市场认同度的ERC(超额累积收益率与意外收益率之比)和事件研究法，根据每年上市公司年报公布前后一段时间内市场的反应研究A股市场对“四大”和“非四大”的审计质量认同度。当市场对某一类型事务所的信息更加认同时，市场就会体现出意外收益率，表现为超额累积收益率(CAR)的波动，如果市场越相信这个意外收益率，则超额累积收益率波动就越大，ERC就越高。他们发现：“四大”与“非四大”审计质量市场认同度确实存在差异，市场更认同“四大”的审计质量，并且表现出认同的一致性。而且这种市场认同度差异受不同时问段会计制度和市场格局变化因素的影响。
1.5以事务所规模和声誉作为审计质量的替代指标
伍利娜、束晓晖(2006)认为规模较大的事务所审计的财务报表审计质量较高，经研究发现，更换审计师的时机直接影响到年报及时性和审计质量，仓促更换审计师会使得年报的及时性和审计质量较差。陈海明、李东(2004)、蔡春等(2005)，王艳艳、陈汉文(2006)也采用事务所规模作为审计质量的替代指标，取得了较为一致的结果。李连军、薛云奎(2007)认为由于证券市场上的利益相关备方无从直接识别审计报告的质量，因而审计市场便具有了“柠檬市场”的特征。当交易双方处在高度的信息不对称条件下时，声誉作为一种信号传递机制发挥着不可替代的作用。通过应用信号传递理论，发现国际合作所、国内大、小会计师事务所之间在审计收费方面存在显著差异，即存在审计师声誉溢价现象。说明审计师声誉作为审计质量的显示信号，已经得到市场的认同。
2
审计质量是审计工作的生命线，审计质量的高低，决定了审计的生存和发展，也直接决定审计职能的发挥。审计质量是指审计工作业务的优劣程度。目前，国内外很多学者对审计质量展开研究，这些研究不可避免的都会涉及审计质量的量化问题。基于目前审计质量众多、分散的量化方式，本文对我国已有文献的量化方式进行分类汇总，最后得出结论和启示。
3结论和启示
以上研究表明，我国学者在借鉴国外文献的基础上，对我国审计质量的影响因素进行了有力探索，并取得了丰硕的成果。学者们根据各自的研究目的，采取相应的审计质量替代指标，得出了与国外同行较为一致的结果。然而，由于审计质量的评定涉及过程和结果的综合考量，而目前绝大多数研究仅从单个要素加以衡量，难免有失偏颇，且对各指标间相关关系的理论研究也寥寥无几。此外，由于我国审计市场尚未规范，国外文献所采用的指标可能无法真实反应我国审计质量，导致有些研究在选取同一替代指标进行相同研究肘却得出相反的结论。因此，我们在对国外成果进行总结、转化的同时，应在研究我国国情的基础上，设计出适合我国国情的审计质量替代指标。由于审计质量与其影响因索存在双向因果关系，审计质量的实现是各因素联合作用的结果，因此，我们可以从审计质量影响因素人手，寻求能准确反映审计质量的替代指标。
论文关键词：客户重要性，体制改进，审计质量
一、引言
在本文的研究中，我们检验了基于事务所水平和个人审计师水平的“客户经济上的重要性”、“体制改进”以及“审计质量”这三者之间的关系。问题是在经济上具有重要性的客户对审计质量的影响是否依赖于审计体制的环境和分析的层次与水平。很长一段时间以来都存在着这种怀疑：即审计师在其客户处的财务利益会对他们（她们）的独立性产生损害，（Mautz and sharaf 1961; AICPA 1987）。安然公司的丑闻，再加上安达信的倒闭已经推动了审计师独立性这一问题的进一步的前进。先前的研究主要基于对投资者有较好保护的发达市场，对于我国这种相对而言外部环境机制不够健全的市场，缺乏有关客户重要性对审计质量的相关影响的证据分析，（例如：Reynolds and Francis 2000）。与发达市场相比，中国市场对投资者提供保障的体制环境通常被视为相对较弱一些工商管理论文，我们应该更容易发现客户对审计质量依赖性方面的消极影响，(DeAngelo 1981)。
现存的关于客户重要性的研究大多数是处于事务所水平的研究。关于这个问题，长期以来形成的一致性争论是:审计署更欣赏层次分析法，而不是基于单纯事务所水平的研究，（Francis et al. 1999; Reyholds and Francis 2000）。（Defond and Francis 2005）的研究表明，为了更好的理解审计师的行为，我们应该将层次分析法进一步的向下推进，直到个人审计师水平。由于在中国作为被聘请的审计师，需要在他们（她们）所审计的审计报告上签字，因此本文是对基于审计师个人水平与事务所水平两者相比较的分析研究论文格式模板。本文的研究结果证实了我们的主要结论，即个人审计师在审计他们（她们）的关键（重要）客户时，更易妥协，因为后者（客户）可以通过终止双方的关系来迫使审计师屈从于他们的意愿（DeAngelo，1981;）从而牺牲他们的独立性。Ceteris paribus认为对于审计师来讲，客户的规模越大，审计师想要留住顾客的动机就越强，因此审计师就更有可能采取妥协工商管理论文，从而降低了审计质量。
二、研究背景
2001年中国审计市场的一个非常重要的特征是它有激烈的竞争性。这一点不像发达国家经济中前四大的会计师事务所几乎审计了大部分的公司。相比较而言，中国审计市场的集中度相对来讲还是非常低的。这种买方市场很可能为客户提供了讨价还价的能力，并且还会通过消减经济利益来给事务所施加压力（Chen et al. 2007）。更重要的是这里缺乏对较高审计质量的需求。这一切都意味着对重要客户依赖的问题在中国的市场将会更加明显。
Chen(2003)曾争论到，在中国早些年根本没有法律基础去支持资本市场的运作与发展，相对于发达市场来说，例如美国，中国会计师事务所面临的监督力量和诉讼风险在20世纪90年代是非常低的。对审计师违规操作的处罚上比较轻，其处罚措施仍停留在行政处罚水平上。如：公开谴责、警告、罚款、暂停营业执照等。会计师事务所因民事或者刑事责任被告上法庭的是非常少的(Pistor and xu 2005)。从1996年开始，中国政府开始逐步采取措施来改进股票市场的体制环境。这些措施包括国企改制、会计及审计准则以及法律环境的发展完善（1999年7月1日实施的证券法）。虽然这些改进措施的影响也许的确存在，但并没有引起人们的重视，直到2001年，随着大量会计造假以及审计失败的揭露引起公众的一片哗然，这时人们才能更能感受到这种机制改进的必要性。
2000年由“郑百文”事件所引发的，导致大量会计造假事件被揭露出来，直到以具有中国安然事件之称的“银广夏事件”而结束。所有这些事件都涉及盈余操纵或者财务报告造假，但它们都没有从它们的审计师那里收到任何的非标准审计意见的报告工商管理论文，这其中还包括中国最大的审计师事务所中天勤——银广夏的主审单位。这些事件都导致了2001年中国市场的巨大震动，并且由此引发了一场由那些受影响的投资者所发起的一场关于“赔偿”的斗争。这些事件也促使政府加快考虑补救的措施。除此之外真正意义重大的是在2001年监管机构采纳了大量公众强制执行行为，最高法院在2002年1月15日也声明，表示它将接受民事法律案件来抵制证券市场上错误的报表陈述。投资者对此也积极响应，当月就涌现了一大批的法律上诉案件论文格式模板。各界都期盼着在中国发生的有关法律和监管环境的变化可以显著地影响到审计师和审计事务所的行为。在2001年之前，较高的竞争性和较低的法律制裁风险表明市场的力量在抵制大客户的压力时相对较弱。因此很多学者的研究都预测客户重要性对审计质量的影响在这一阶段是负相关关系。然而在2001年后，随着体制环境的改进，审计师及审计事务所面临的法律和制裁的风险明显提高。因此导致审计师更加关注由审计失败所导致的潜在损失，尤其是在涉及大客户时，可能会取代从大客户那里获得的经济利益。自然而然，在2001年之后这一段期间，重要客户对审计质量的消极影响会有所下降。
2006年2月15日，财政部了新的注册会计师执业会计、审计准则，此次会计、审计准则变迁是顺应我国资本市场快速发展的需要，旨在促进会计、审计质量的提高。该准则于2007年正式颁布实施，目前工商管理论文，新准则已经实施了三年的时间，然而，新准则是否得到了顺利的实施，是否提高了会计、审计质量则是本文的主要研究问题。虽然新颁布的会计审计准则都力图更好地提高会计信息的真实性、可靠性以及审计意见的高质量。但这也产生了一定的消极影响，新会计准则最大的特点是扩大了“公允价值”的使用范围，虽然新的会计准则也严格规定了公允价值的应用条件，但它也不可避免地为盈余管理提供了新的途径。
三、提出假设
为符合1995年的《中国独立审计准则》第七号文件有关审计报告的规定，中国审计师有义务在审计报告上签字。两名审计师必须在审计报告上签字以明确他们（她们）各自对该份审计报告所负的责任。在实践中，中国的审计师以他们（她们）在审计报告上的签字为依据对该份审计报告负责。监管制裁机构如果发现了审计失败，不仅会处罚会计师事务所，还会对单个的签字审计师个人进行处罚。
Francis et al.(1999)建议用城市级别的办事处水平的事务所而不是用事务所总公司作为分析研究审计行为的基本分析单位。因为大客户的经济影响对任何一个办事处水平的事务所来讲比对事务所总公司来讲都更具重要性。DeFond and Francis (2005) 进一步建议再将分析水平进一步向下划分，直至个人审计师水平，这将会更有助于提高研究实验的说服力。虽然有些研究者已经开始检验处在合伙水平上审计任期与审计质量的关系（Carey and Simnett 2006; Chen et al.2008）。但本文是第一个检验处在“个人审计师水平和事务所办事处水平”上，通过比较审计环境改进前后两个阶段的变化来研究客户重要性是如何影响审计质量的。
综上所诉本文提出如下假设：
H0：随着相关机制的改进，客户重要性水平对审计质量有重要的影响，但这种影响对事务所水平和个人审计师水平来讲是不同的。
H1：客户重要性水平对个人审计师水平的影响程度相对于事务所水平来讲更强一些论文格式模板。即个人审计师对外部机制环境的改变更加敏感。
四、研究方法与实证结果工商管理论文，数据来源与样本选择
（一）数据来源与样本选择
本文的样本期间是从1995至2009年，划分为1995—2000、2001—2006以及2007—2009三个阶段。本文从2000与2006年前后发生的有关会计法律、法规重大变革入手，着重分析了体制改进、客户重要性水平与审计质量的关系。本文的数据包含了三大块：①相关财务数据和股票市场的信息，我们可以从公开数据如CSMAR数据库直接获得。②审计意见和个人审计事务所、地区事务所分所以及签字的审计师的相关信息，我们可以通过从公开数据和年报中手工收集，以及从证监会的有关审计数据的补充信息中获得。本文从 CSMAR 数据库找到的有关A股的所有可观察、可利用的信息来构建我们的样本（由于金融保险类企业会计做账的特殊性，样本剔除了金融保险类企业）。我们在数据样本中，删除了缺失审计师信息以及假设信息披露不充分的数据以后，共收集了14150家数据。因此本文的最终样本量为14150家。
（二）审计质量和客户重要性水平的度量
国内外很多文献把审计意见类型与审计质量挂钩（A.Craswellet al.2002；原红旗、李海建2003；刘霄仑2003；徐浩萍2004）。因此本文采取审计意见类型来衡量审计质量。非标准审计意见反映了客户与审计师意见的不一致，在某种程度上，非标准审计意见往往反映了审计师较高的独立性。即如果某个审计师出具的非标准审计意见越多，非标准审计意见占其全部审计意见的比例越大，则会被认为越独立、客观，审计质量越高；如果某年度的非标准审计意见比例提高了，通常也会被认为是审计师的审计质量提高了。我们赋予审计意见（OP）的系数为从0—3，分别代表标准审计意见、加解释意见段的无保留审计意见、保留意、无法表示意见和否定意见。之所以将无法表示意见和否定意见放到一组工商管理论文，是因为两者在样本中数量非常少。
客户重要性水平的度量方法虽然有多种，如：用审计费用衡量、从某一客户处的收入比上其所有收入等，本文中，研究用到的数据是从1995开始的，而审计费用的披露是从2000年开始的，所以本文最终采用所审计客户的总资产的自然对数作为衡量客户重要性的标准。即用某会计师事务所的某一客户的总资产的自然对数占事务所所有客户资产总和的自然对数的百分比来衡量。
（三）模型设定
OP=α0+α1LagOP+α2ROA+α3Loss +α4LnTSAT+α5ARINV+α6Turnover+α7Quick+
α8Leverage+β1CI0+β2CIA
因变量
OP
用审计意见类型代表审计质量
自变量
CI0
用来刻画某一客户对事务所的重要性水平
CIA
用来刻画某一客户对个人审计师的重要性水平
控制变量
LagOP
前一期的审计意见类型
QUICK
速动比率
ARINV
应收账款加存货与总资产的比值表示
LEVERAGE
资产负债率
TURNOVER
用营业收入（销售收入）比上总资产
ROA
资产回报率
LOSS
被报告年度发生损失位1，否则位0
LNTAST
顾客总资产的自然对数
其中
L:表示审计师K审计的客户的数量M：表示在审计意见上签字的审计师的个数
（四）研究结果
（1）1995—2000年与2001—2006年的模型对比
表一：
1995-2000年
2001-2006年
变量
估计系数
T值
Sig.
共线性统量VIF
估计系数
T值
Sig.
共线性统
计量VIF
LagOP
0.035
20.398***
0.000
1.229
0.039
51.737***
0.000
1.259
ROA
-0.989
-6.01***
0.000
2.41
-1.180
-27.708***
0.000
1.988
LOSS
0.037
8.203***
0.000
1.901
0.158
11.885***
0.000
1.583
LNTAST
0.003
0.261
0.749
1.571
0.007
1.498
0.134
1.849
ARINV
0.276
6.948***
0.000
1.248
0.038
3.480***
0.001
1.360
TURNOVER
-0.072
-2.967***
0.003
1.088
-0.004
-0.601
0.548
1.065
QUICK
0.032
4.107***
0.000
1.379
0.006
2.724
0.006
1.074
LEVERAGE
0.368
5.832***
0.000
2.205
0.078
8.686***
0.000
1.076
CI0
-0.053
-0.208
0.835
1.915
-0.047
-0.558
0.577
1.431
CIA
-0.008
-0.028
0.978
1.775
0.030
0.340
0.734
1.328
Adj R-Sq
0.355
0.578
DW值
2.018
1.994
F值
179.284
910.865
Sig.
0.000
0.000
样本量
3242个
6661个
表二：
年份
标准无保留意见*
加意见段的无保留意见
保留意见
无法发表意见及否定意见
1995
230
87.45%
4
1.521%
29
11.03%
0%
1996
249
85.57%
20
6.873%
21
7.217%
1
0.343%
1997
398
84.68%
38
8.086%
32
6.809%
2
0.426%
1998
520
80.25%
83
12.81%
33
5.093%
12
1.852%
1999
563
77.55%
101
13.91%
49
6.749%
13
1.791%
2000
684
81.04%
99
11.73%
48
5.687%
13
1.540%
1995-2000年合计
2644
81.56%
345
10.64%
212
6.539%
41
1.265%
标准审计意见81.56%
非标准审计意见18.44%
2001
834
85.89%
80
8.23%
39
4.02%
18
1.85%
2002
916
87.07%
87
8.27%
34
3.23%
15
1.43%
2003
1039
91.87%
52
4.60%
21
1.86%
19
1.68%
2004
1024
97.62%
56
5.34%
44
4.20%
25
2.38%
2005
1089
88.32%
68
5.51%
50
4.06%
26
2.12%
2006
1148
89.83%
74
5.79%
33
2.58%
23
1.80%
2001-2006合计
6050
88.79%
417
6.12%
221
3.24%
126
1.85%
标准审计意见88.79%
非标准审计意见11.21%
（2）2001—2006年与2007—2009年的数据模型对比
表三：
2001-2006年
2007-2009年
变量
估计系数
T值
Sig.
共线性统
量VIF
估计系数
T值
Sig.
共线性统
计量VIF
LagOP
0.039
51.737***
0.000
1.259
0.548
48.584***
0.000
1.212
ROA
-1.180
-27.708***
0.000
1.988
-0.009
-2.826***
0.005
1.050
LOSS
0.158
11.885***
0.000
1.583
0.267
18.591***
0.000
1.089
LNTAST
0.007
1.498
0.134
1.849
-0.015
-3.570***
0.000
1.381
ARINV
0.038
3.480***
0.001
1.360
-0.013
-0.971
0.359
1.034
TURNOVER
-0.004
-0.601
0.548
1.065
-0.018
-2.306***
0.021
1.032
QUICK
0.006
2.724
0.006
1.074
-.006
-2.383***
0.017
1.060
LEVERAGE
0.078
8.686***
0.000
1.076
-.003
2.414***
0.016
1.162
CI0
-0.047
-0.558
0.577
1.431
-0.149
-2.290***
0.022
1.142
CIA
0.030
0.340
0.734
1.328
-0.035
-0.521
0.603
1.085
Adj R-Sq
0.578
0.486
DW值
1.994
1.983
F值
910.865
405.059
Sig.
0.000
0.000
样本量
6661个
4247个
表四：
年份
标准无保留意见*
加意见段的无保留意见
保留意见
无法发表意见及否定意见
2001
834
85.89%
80
8.23%
39
4.02%
18
1.85%
2002
916
87.07%
87
8.27%
34
3.23%
15
1.43%
2003
1039
91.87%
52
4.60%
21
1.86%
19
1.68%
2004
1024
97.62%
56
5.34%
44
4.20%
25
2.38%
2005
1089
88.32%
68
5.51%
50
4.06%
26
2.12%
2006
1148
89.83%
74
5.79%
33
2.58%
23
1.80%
01-06合计
6050
88.79%
417
6.12%
221
3.24%
126
1.85%
标准审计意见88.79%
非标准审计意见11.21%
2007
1226
92.25%
79
5.94%
12
0.90%
12
0.90%
2008
1350
93.17%
68
4.70%
14
1.93%
17
1.17%
2009
1367
93.06%
72
4.90%
13
0.89%
17
1.16%
07-09合计
3943
92.84%
219
5.16%
39
0.90%
46
1.08%
标准审计意见92.84%
非标准审计意见7.16%
五、结论分析
对于本文的主要变量CI0和CIA，从表一和表三种我们可以明显观察出如下变化：
事务所水平：CI0经历了由负相关（不显著）——负相关（不显著）——负相关（显著）
审计师水平：CIA经历了由负相关（不显著）——正相关(不显著)——负相关（不显著）
我们的结论表明，当体制环境对投资者保护较弱时，个人审计师更容易对其在经济上有重要作用的客户采取妥协，从而降低了审计质量。毫无疑问在中国，随着体制环境的改进，将有助于减少发生审计失败即审计妥协的可能性。表明新颁布的法律法规对审计质量的影响，对个人审计师有非常显著的影响。但对事务所水平的影响不大，根据研究结论我们可以推知CIA比CI0 更敏感。
表二、四描述了每一年的样本量以及发表的审计意见的类型论文格式模板。其中由表二可知2000年后一阶段与前一阶段相比发表标准审计意见的比例由81.56%上升到了88.79%，而发表非标准审计意见的比例则是由18.44%下降到了11.21%。这与我们的期望相矛盾工商管理论文，因为根据我们的假设前提，随着审计质量的提高，标准审计意见的比例应该呈现下降趋势，而非标准审计意见的比例应该有所提高。之所以出现这种矛盾的局面，其原因如下：一证监会在2003年新修订的有关审计报告的相关条款，对持续经营和不确定性问题进行了严格的限制，以使其不会影响到审计意见的整体质量。在这种情况下，客户更愿意接受审计调整（如果审计师要求或者同意），而不是接受添加意见段的无保留审计意见或者其他类型的审计意见。这一点是非常显而易见的，我们可以从表二中2003年与2004年的数据中得到证实。二，随着体制的日益改进，相关法律法规对投资者的保护越来越完善，管理层不愿冒风险进行会计造假，从而减少了非标准审计意见的数量，使得标准审计意见的比例有所增加。
从表四中可以得知在2007年实施新的会计、审计准则以后，事务所发表标准无保留意见的比例进一步上升工商管理论文，由88.79%上升至92.84%，而相应的发表非标准审计意见的比例都进一步有所下降。所有这一切都表明审计质量有下降趋势。但并不能因此就判定新颁布新的各项准则有损于审计质量，之所以出现这种情况，可能一方面是因为颁布的新准则还有许多不足之处，有待进一步的完善。另一方面由于各审计人员对新颁布的各项准则的要求需要有一个适应、熟练的过程。新的准则框架无形中给审计师提出了更高的要求，如果注册会计师本身并没有相应的知识和能力的备，就可能会使一些准则的执行落空，引发更为广泛的注册会计师执业质量问题。因此在不断完善各项准则及外部体制的同时，作为审计师的个人还应加强自身各项能力的提高以适应各种变化来提高审计质量。
参考文献
1.Chen， C-Y.，C-J. Chan， and Y-C. Lin. 2008. Audit partner tenure，audit firm tenure， and discretionary accruals: Does long auditor tenure impairearnings quality? Contemporary Accounting Research 25(2):415-445.
2.Chen shimin， Sunny Y.J.Sun， and Wu Donghui.2010. Client Importance，Institutional Imorovement， and Audit Quality in China: an office and inpidualauditor level analysis.Contemporary Accounting Review 85(1):127-158.
3.方军雄，洪剑峭，李若山.我国上市公司审计质量影响因素研究:发现和启示[J].审计研究，2004，(6).
4.原红旗，李海建.会计师事务所组织形式、规模与审计质量，审计研究[J]，2003.
关键词：家族企业；制度环境；标准无保留意见；银行贷款
一、问题的提出
已有研究表明，民营企业（包括家族企业）受到较强的银行贷款融资约束。Fan，Wong and Zhang研究发现，中国的法律法规对待民营家族企业是不公正的，中国的金融部门不愿意向民营家族企业提供贷款[1]。江伟研究发现，国有银行对拥有“政治关系”的企业和没有“政治关系”的企业存在着差别贷款行为，民营家族上市公司相对于国有上市公司而言，获得的银行贷款期限更短[2]。本文收集的数据显示：上市家族企业银行贷款在企业资产总额中所占的比例平均数不足20%，远低于国有上市公司的该财务指标值，表明民营家族企业银行贷款难是一个客观存在的事实。
Stiglize and Weiss的经典论文为民营家族企业贷款难现象提供了很好的理论解释[3]。他们认为，在贷款市场上，商业银行的期望收益取决于贷款利率和借款人的还款概率，商业银行不仅关心利率水平，而且关心贷款的风险。如果贷款风险独立于利率水平，在资金需求大于供给时，通过提高利率，商业银行可以增加自身收益。但是，如果商业银行不能观察借款人的投资风险，提高贷款利率将导致低风险的借款人退出市场、产生逆向选择问题，或者诱使借款人选择更高风险的项目、产生道德风险问题。结果是，贷款利率的提高可能降低（而不是增加）商业银行的预期收益。为此，商业银行宁愿选择在相对低的贷款利率水平上拒绝一部分贷款需求，也不愿意选择在高利率水平上满足所有借款人的申请，信贷配给就出现了。信贷配给是站在商业银行的角度来讲的，如果从借款企业的角度看，就是银行贷款难问题。相对于国有企业而言，民营家族企业与国有商业银行之间的信息不对称程度较高，使得民营家族企业成为国有商业银行信贷配给的主要对象，从而出现民营家族企业贷款难问题。
沿着信息不对称理论的研究思路，在会计研究领域，有较多学者研究会计信息披露对企业银行贷款的影响。孙铮、李增泉、王景斌研究发现，无论是国有企业还是私有企业，会计信息都对公司贷款行为具有显著影响[4]。饶艳超、胡奕明研究发现，银行对借款企业的会计信息非常重视，银行债务契约中许多限制性条款是以会计信息为基础的[5]。这方面的研究文献较多，本文不赘述。
审计意见作为会计信息披露的一个重要构成部分，它对企业银行贷款的影响也受到学者的关注。Estes and Reimer向200多位贷款主管寄发调查问卷，要求贷款主管根据附有无保留意见和违背GAAP保留意见的会计报表做出“最高贷款额”的决策，结果表明，不同类型的审计意见对贷款主管的“最高贷款额”的决策并无显著的影响[6]。Firth同样采用实验研究法，发现不同类型审计意见的审计报告对贷款有显著影响。具体研究结论是：（1）无保留意见相对于持续经营和资产计价两种保留意见，可以提高公司的“最高贷款额”；（2）违背GAAP保留意见相对于持续经营和资产计价两种保留意见，也可以提高公司的“最高贷款额”[7]。国内杨臻黛、李若山用实验研究的方法检验审计意见的决策有用性，实验结果显示，在其他条件相同的情况下，较之于被出具无保留意见审计报告的公司，被出具保留意见审计报告的公司获得银行贷款的可能性更低[8]。王少飞、孙挣、张旭采用现金——现金流量敏感性为融资约束的变量，对审计融资契约有用性进行了实证检验，研究发现，相对于国有企业，审计意见对非国有企业的融资约束缓解作用更为显著[9]。
不难看出，审计意见对企业银行贷款的影响，不论是理论研究上还是经验研究上，均没有取得比较一致的研究结论。这里存在着信号传递理论与披露制约理论之间的论争。信号传递理论认为，标准无保留审计意见具有信号显示效应，标准无保留审计意见能够作为一种可信的承诺，向商业银行传递信号，增强其财务报表的可信性，降低银企之间的信息不对称程度，从而有利于企业获得银行贷款。但是，披露制约理论认为，标准无保留审计意见具有披露制约效应，被审企业为了获得标准无保留审计意见，有可能披露对企业不利的信息，这样反而不利于企业获得银行贷款。
笔者认为，要研究审计意见对企业银行贷款的影响，应该结合企业所处的制度环境（法制环境、金融市场化水平、政府干预程度）来考察，才能得出令人信服的研究结论。为此，本文以2005—2009年我国上市家族企业为样本，研究了制度环境、审计意见以及这二者的交乘项对企业银行贷款的影响，发现无保留审计意见的披露制约效应处于主导地位，但是，在法制环境较好或金融市场化水平较高的条件下，它又具有信号显示效应，在一定程度上抵减了披露制约效应。
二、理论分析与假设发展
（一）法制环境、审计意见与银行贷款
从法制执行层面上讲，中国各地区的法制环境存在较大差异。有的地区，法制得到了比较好的尊重和比较严格的执行；但是，有的地区，人们的法制观念比较淡薄，“有法不依，执法不严”的现象比较普遍。这就是诺贝尔经济学奖获得者缪尔达尔所说的“软政权”现象。在“软政权”中，法律、制度都是一种软约束，都可以讨价还价，可以执行也可以不执行，有好处时可以执行、没有好处时可以不执行，有“关系”时可以执行、没有“关系”时可以不执行[10]。樊纲、王小鲁和朱恒鹏的研究表明，我国经济比较发达的东部沿海地区法制环境较好，对投资者的产权保护程度比较高[11]。
在投资者产权保护比较好的法制环境下，企业产权得到尊重与保护，而产权是信誉的基础，这样企业就会比较重视企业信誉，对高质量的审计有需求。在这种情况下，标准无保留审计意见（清洁审计意见），可以向商业银行传递一个正面信号，即企业的会计信息披露是高质量的，有利于企业获得银行贷款；而其他类型的审计意见（统称非清洁审计意见），亦可向商业银行传递一个信号，只不过这是一个负面信号，对企业从商业银行取得贷款将产生不利影响。
在投资者产权保护比较差的法制环境下，企业产权得不到应有的尊重与保护，“企业只有种草的积极性，没有种树的积极性”，不会重视企业信誉，自然也不会有对高质量审计的需求。在这种情况下，不同类型审计意见的信号显示效应减弱，披露制约效应起主导作用。相对于清洁审计意见，非清洁审计意见意味着企业更少披露负面信息，披露制约效应相对减弱，反而有利于企业维护良好的银企关系，有利于企业获得银行贷款。法制环境与审计意见对银行贷款的交互影响见表1。
为此，本文提出第一个研究假设：在法制环境较差的地区，上市家族企业的标准无保留审计意见具有较强的披露制约效应，不利于企业获得银行贷款；反之，在法制环境较好的地区，上市家族企业的标准无保留审计意见具有一定的信号显示效应，一定程度上抵减了披露制约效应。
（二）金融市场化水平、审计意见与银行贷款
金融市场是实现货币借贷和资本融通、办理各种票据和有价证券交易活动的总称，是以股票市场、债券市场以及银行借贷资金市场为主要构成部分的一个系统。中国在经济转轨过程中，各地区金融改革程度不同，导致各地区金融市场化水平不同。在商业银行之间竞争比较激烈、信贷资金分配的市场化程度比较高的地区，金融市场化水平就比较高。樊纲、王小鲁和朱恒鹏的研究结论是，中国长三角地区和珠三角地区金融市场化水平较高。
金融市场化水平较高的地区，商业银行的市场化改革比较深入，各商业银行之间的竞争也更加激烈。因此，商业银行在发放贷款时会更多地考虑盈利目的而非政治目的。Diamond指出，在金融发达地区，商业银行能够有效地获得和传递借款企业的相关信息，能够有效地评价企业投资项目的质量，从而提高银行信贷资金利用效率[12]。在这种情况下，借款企业在相对较低程度上依赖“关系”以获得金融资源，审计意见的信号显示效应起主导作用。标准无保留审计意见向商业银行传递了正面信号，有利于企业获得银行贷款；而其他类型的审计意见向商业银行传递了负面信号，不利于企业从商业银行取得贷款。
金融市场化水平较低的地区，各商业银行之间没有形成有效的竞争态势。商业银行在发放贷款时会更多地考虑政治目的而非盈利目的，而政治贷款主要依靠“关系”才能获得。在这种情况下，审计意见的信号显示效应减弱，披露制约效应起主导作用。相对于清洁审计意见，非清洁审计意见意味着企业更少披露负面信息，反而有利于企业维护“关系”，从而有利于获得银行贷款。金融市场化水平与审计意见对银行贷款的交互影响见表2。
为此，本文提出第二个研究假设：在金融市场化水平较低的地区，上市家族企业的标准无保留审计意见具有较强的披露制约效应，不利于企业获得银行贷款；反之，在金融市场化水平较高的地区，上市家族企业的标准无保留审计意见具有一定的信号显示效应，一定程度上抵减了披露制约效应。
（三）政府
干预程度、审计意见与银行贷款
在制度环境的几个因素中，政府干预这个因素最为复杂，因为政府是一个非常复杂的团体，很难用一种理论去解释它。“无为之手”理论认为，市场是一只“看不见的手”，自由竞争的市场可以导致社会福利最大化，政府这只“有形的手”应该是一只无为的手，除了提供国防、治安、法律、制度规范这些公共物品外，不应该过多地干预经济生活和企业的经济行为。“帮助之手”理论认为，政府是善意的，政府是为公共利益服务的，其目标是使社会福利最大化。政府干预是解决市场失灵的手段。“掠夺之手”（grabbing hand）理论认为，政府是由政府官员构成的一个组织，政府官员不会真正追求社会福利最大化，相反，他们追求自身利益最大化。政府权力越大，政府干预强度越大，政府官员的腐败问题越严重。
诺斯悖论也指出，国家是一种强制性的制度安排，一方面，国家权力是保护个人权利的最有效工具，因为它具有规模效益，国家的出现及其存在的合理性，也正是为了满足保护个人权利和节约交易费用之需要；但是，另一方面，国家权力又是个人权利的最大和最危险的侵害者，国家权力不仅具有扩张的性质，而且其扩张总是伴随着侵蚀个人权利来进行的。在国家的侵权面前，个人是无能为力的。诺斯悖论其实就是对政府的“帮助之手”与“掠夺之手”的一种权衡。
不论政府是“帮助之手”与“掠夺之手”，只要政府强力介入经济生活，审计意见的信号显示效应就无足轻重，在这种情况下，审计意见的披露制约效应处于主导地位。标准无保留审计意见可能促使企业披露更多的对企业不利的信息，唤起商业银行的风险防范意识，不利于企业获得银行贷款；而其他类型的审计意见，意味着被审企业可以较少披露对企业自身不利的信息，反而有利于企业获得银行贷款，缓解贷款融资约束。政府干预程度与审计意见对银行贷款的交互影响见表3。
为此，本文提出第三个研究假设：在政府干预程度比较强的地区，上市家族企业的标准无保留审计意见具有较强的披露制约效应，不利于企业获得银行贷款；反之，在政府干预程度比较弱的地区，上市家族企业的标准无保留审计意见具有积极的信号显示效应，一定程度上抵减了披露制约效应。
三、研究设计
（一）变量定义
1. 因变量。因变量为银行贷款比例（Leverage），银行贷款比例=（年初全部银行借款+年末全部银行借款）/（年初总资产+年末总资产）。
2. 解释变量。（1）市场环境（Environment），分别由以下三个变量构成，法制制度环境指数Lawindex。其数值来源于樊纲、王小鲁和朱恒鹏编制的《中国市场化指数》（2010）中的“市场中介组织和法律制度环境”指标数值①；金融市场化水平指数Financeindex，数值同样来源于樊纲等编制的《中国市场化指数》中的“金融业的市场化”指标数值②；政府干预指数Govindex，其数值同样来源于樊纲等编制的《中国市场化指数》中的“政府与市场的关系”指标数值③。（2）审计意见（Audit），本变量为二分变量，当上市家族企业获得标准无保留审计意见时，Audit取值为1，反之，当上市家族企业获得除标准无保留审计意见以外的其他类型的审计意见（统称为非清洁审计意见）时，Audit取值为0。（3）市场环境与审计意见交乘项（Denvironment* Audit），用来检验不同市场环境下审计意见对企业银行贷款的影响。
3. 控制变量。（1）行业虚拟变量（Industry），用来控制行业因素对银行贷款比例的影响。已有研究表明，公司所处行业不同，其银行贷款比例会存在差别。根据中国证监会《上市公司行业分类指引》，除去金融行业后，行业为21类，以农业类上市公司为参照系，设置20个行业控制变量。（2）年份虚拟变量（Year），用来控制宏观经济对银行贷款比例的可能影响。在经济比较景气的年份，上市公司受到的银行贷款约束往往较低；反之，在经济不景气的年份，上市公司受到的银行贷款约束往往较强。本文选取样本的时间是2005—2009年共5个年度，以2005年为参照系，因此有4个年度虚拟变量，各变量定义见表4。
（二）研究模型
为了验证以上三个研究假设，本文构造如下回归方程：
上述模型的设计原理是：市场环境较差（法制环境较差、金融市场化水平较低、政府干预较强）条件下，审计意见对企业银行贷款的影响由系数“α2”来捕捉；而市场环境较好条件下，审计意见对银行贷款的影响由系数“α2+α3”来衡量。
四、实证研究过程与结果
（一）样本选取
以2005—2009年所有民营上市公司作为初选样本，全部样本取自国泰安《中国民营上市公司数据库（2010）》。根据研究目标，对初选样本执行了如下筛选程序：
第一步，根据“实际控制人类型”字段，保留实际控制人是“自然人或家族”的样本，剔除实际控制人是“国家控制”、“员工持股或工会”、“集体企业”、“外商投资企业”、“港澳台投资企业”、“公众持股”、“其他”的样本。在此基础上，剔除自然人之间非血亲或姻亲的样本。个别实际控制人为自然人的公司，自然人人数较多，相互之间没有血亲或姻亲关系，不符合家族企业的涵义，故剔除掉，这样就可以将上市家族企业与一般的民营企业区分开来。
第二步，根据“上市日期”字段，剔除2000年及以前上市的民营企业。之所以这样处理，是因为旧的《证券法》不允许自然人直接持股比例超过0.5%，这项制度安排使得2000年及以前上市的家族企业被迫采取非家族企业的形式。
第三步，根据“实际控制人拥有上市公司控制权比例”字段，剔除实际控制人控制权不足10%的样本。控制权又称表决权，该数据控制权的计算采用La Porta，Lopez-de-Salinas，Shleifer[13]和Claessens，Djankov and Lang[14]的计算方法，即为实际控制人与上市公司股权关系链或若干股权关系链中最弱的一层或最弱的一层的总和。
第四步，剔除ST、S*ST样本、金融行业的样本以及相关数据缺失的样本。本文还采用Winsorize方法，将1%以下和99%以上的数值分别替代为1%和99%的取值，以剔除极端值对计量分析的影响。这种处理方法与谭劲松、陈艳艳、谭燕等文献的处理方法一致[15]。最后得到731个样本，其中：2005年70个，2006年92个，2007年149个，2008年174个，2009年246个。
（二）主要变量的描述性统计
表5是主要变量的描述性统计表，从中可以看出，银行贷款比例的均值与中位数分别是0.19、0.18，审计意见的均值与中位数分别是0.96、1，三个计量市场环境指标的均值与中位数分别是9.37、9.07，9.67、9.97，9.42、10.02，这些变量的均值与中位数比较接近，表明变量的数值分布基本上呈正态分布。
（三）回归结果分析
1. 就法制环境、审计意见对上市家族企业银行贷款影响而言：（1）法制环境在5%显著性水平上与银行贷款负相关，表明法制环境越好，上市家族企业获得的银行贷款越少。一般而言，从理论上讲，法制环境越好，对投资者的产权保护程度就越高，可以刺激商业银行发放贷款的积极性，有利于企业获得银行贷款。显然实证检验结果与理论预期不一致，可能的原因是，家族企业是一个正式契约与非正式契约的结合体[16]，在家族企业中既有正式的契约治理，又有非正式的关系治理。法制环境改善，有利于正式契约治理，但不利于非正式的关系治理，只要法制环境作用于正式契约治理给家族企业带来的边际收益没有超过法制环境作用于非正式契约的关系治理所产生的边际成本，法制环境提升的好处就没有从总体上显现出来，从而表现出法制环境越好，家族企业获得银行贷款越难这一现象。（2）审计意见在5%显著性水平上与银行贷款负相关，表明上市家族企业的无保留审计意见并不有助于企业获得银行贷款，披露制约效应处于主导地位。（3）法制环境与审计意见的交乘项在5%显著性水平上与银行贷款正相关，表明在较好的法制环境下，无保留审计意见具有一定的信号显示效应，能在一定程度上抵减其披露制约效应，研究假设一得到验证。
2. 就金融市场化水平、审计意见对上市家族企业银行贷款影响而言：（1）金融市场化在1%显著性水平上与银行贷款负相关，表明金融市场化水平越高，上市家族企业获得的银行贷款越少。从理论上讲，金融市场化水平越高，银企之间的信息不对称程度越低，越有利于企业获得银行贷款。可是，实证检验结果与理论预期不一致，可能的原因是，金融市场化水平提升，有利于家族企业的正式契约治理，但不利于其非正式契约的关系治理，只要金融市场化水平作用于正式契约治理给家族企业带来的边际收益没有超过金融市场化水平作用于非正式契约的关系治理所产生的边际成本，金融市场化水平提升的好处就无法从总体上显现出来，从而表现出金融市场化水平越高，家族企业获得银行贷款越难。（2）审计意见在5%显著性水平上与银行贷款负相关，表明上市家族企业的无保留审计意见并不有助于企业获得银行贷款，披露制约效应处于主导地位。（3）金融市场化水平与审计意见的交乘项在5%显著性水平上与银行贷款正相关，表明在金融市场化水平较高的条件下，无保留审计意见具有一定的信号显示效应，能在一定程度上抵减其披露制约效应，研究假设二得到验证。
3. 就政府干预、审计意见对上市家族企业银行贷款影响而言：（1）政府干预与家族企业银行贷款在统计意义上没有显著关系 ，政府表现为一只“无为之手”。（2）审计意见以及政府干预与审计意见的交乘项对家族企业银行贷款没有显著影响，表明在政府干预下，审计意见无足轻重，研究假设三没有得到验证。
（四）进一步分析
为了检验本文研究结论的可靠性，本文对家族企业的银行贷款进行了重新定义，分别定义为短期银行贷款比例与长期银行贷款比例。短期银行贷款（Sbank）=（年初短期银行借款+年末短期银行借款）/（年初总资产+年末总资产）。可以看出，当因变量为短期银行借款时，尽管相关变量的系数值有所改变，但没有改变正负号，相应的t值有所改变，显著性水平保持不变或提升④，因此，研究结论不变。
长期银行贷款（Lbank）=（年初长期银行借款+年末长期银行借款）/（年初总资产+年末总资产）。当因变量为长期银行借款时，市场环境（法制环境、金融市场化水平、政府干预）、审计意见以及二者的交乘项对长期银行贷款没有显著影响，表明本文研究结论不适用于长期银行贷款。
五、研究结论与政策建议
本文以中国上市家族企业为样本，结合企业所处的制度环境（法制环境、金融市场化水平、政府干预程度），研究了制度环境、审计意见以及二者的交乘项对企业银行贷款的影响。研究发现：
1. 法制环境、金融市场化水平与企业银行贷款显著负相关，表明上市家族企业所在地区法制环境越好，或金融市场化水平越高，家族企业的银行贷款反而越低。一般认为，法制环境越好，意味着投资者产权保护程度越高，金融市场化水平越高，商业银行与借款企业的信息不对称程度越低，这些都应该有利于企业获得银行贷款。实证研究与理论悖论的原因是：家族企业是一个正式契约与非正式契约的结合体，在家族企业中既有正式的契约治理又有非正式的关系治理，法制环境改善或金融市场化水平提高，有利于正式契约治理，但不利于非正式的关系治理，只要法制环境或金融市场化水平作用于正式契约治理给家族企业带来的边际收益没有超过法制环境或金融市场化水平作用于非正式契约的关系治理所产生的边际成本，法制环境与金融市场化提升的好处就没有从总体上显现出来，从而表现出法制环境与金融市场化银行贷款悖论。研究发现，政府干预对上市家族企业银行贷款没有显著影响，在这方面政府表现为“无为之手”。
2. 相对于西方发达国家而言，我国的法制环境与金融市场化水平较低，标准无保留审计意见的积极信号显示效应处于附属地位，披露制约效应处于主导地位，即无保留审计意见促使企业披露更多对企业自身不利的信息，从而不利于企业获得银行贷款。
3. 法制环境较好的地区，或金融市场化水平较高的地区，标准无保留审计意见具有一定的积极信号显示效应，部分抵减了其披露制约效应。
进一步研究发现，审计意见主要对企业短期银行贷款产生影响，对长期贷款不构成影响，即商业银行在长期贷款授信时不关注借款企业的审计意见类型。
本文研究结论的政策含义是：法制环境的改善或金融市场化水平的提高，对家族企业的积极影响不是一蹴而就的事，需要经历一个漫长的过程；审计意见只有在较好的法制环境或金融市场化水平较高的环境下，才有一定的信号显示效应。这为政府有关部门完善上市家族企业会计信息监管法规提供了理论依据，对于完善中国上市公司信息披露制度、保护家族企业投资者利益，具有重要的理论意义与现实意义。
注释：
①他们利用多元统计主成分分析法将“市场中介组织的发育”、“对生产者合法权益的保护”、“知识产权保护”、“消费者权益保护”四个指标综合而成，数值越大，则表明该地区法制水平较高。
②他们利用多元统计主成分分析法将“金融业的竞争”、“信贷资金分配的市场化”两个指标综合而成，数值越大，表明该公司地区金融市场化程度较高。
③他们利用多元统计主成分分析法将“市场分配经济资源的比重”、“减轻农民的税收负担”、“减少政府对企业的干预”、“减轻企业的税外负担”、“缩小政府规模”五个指标综合而成，数值越大，则表明该公司所在地的地方政府对经济干预较低。
④法制环境以及法制环境与审计意见交乘项由原来的5%水平上显著变为现在的1%水平上显著，金融市场化水平与审计意见的交乘项由原来的5%水平上显著变为现在的1%水平上显著。
参考文献
［1］Fan， Wong and Zhang.The Emergence of Corporate Pyramids in China［D］. SSRN Working paper， 2007.
［2］江伟，李斌.制度环境、国有产权与银行差别贷款［J］.金融研究，2006，（11）：116-125.
［3］Stiglizeand Weiss. Credit Rationing in Markets with Imperfect Information［J］. The American Economic Review， 1981，（71）: 393-410.
［4］孙铮，李增泉，王景斌.所有权性质、会计信息与债务契约 ［J］.管理世界，2006，（10）：100-107.
［5］饶艳超，胡奕明.银行信贷中会计信息的使用情况调查与分析［J］.会计研究，2005，（4）：36-41.
［6］Estes， R. and M.Reimer.An experimental study of the differential effect of standard and qualified auditors'opinions on investors' price decision［J］. Accounting and Business Research， Spring， 1977.
［7］Firth. Qualified dudit reports their impact on investment decision［J］.The Accounting Review， 1978，（7）: 28-35.
［8］杨臻黛，李若山.审计意见的决策有用性：来自我国商业银行信贷官的实验证据［J］.中国注册会计师，2007，（12）：72-76.
［9］王少飞，孙挣，张旭.审计意见、制度环境与融资约束［J］.审计研究，2009，（2）：63-72.
［10］卢现祥.中国的家庭产权安排、家族式管理与资本积累［J］.世界经济，2003，（1）：67-69.
［11］樊纲，王小鲁，朱恒鹏.中国市场化指数——各地区市场化进程2009年报告［M］.北京：经济科学出版社，2010.
［12］Diamond D W. Financial intermediation and Delegated monitoring［J］. Review of Economic Studies， 1984，（51）: 393-414.
［13］La Porta， Lopezde Salinas， Shleifer and Vishny. Corporate Ownership Around the World［J］. Journal of Finance， 1999， （43）: 471-520.
［14］Claessens. S.，Djankov. S and Lang. L.The separation of ownership and control in East Asian corporations［J］. Journal of Financial Economics， 2000， （58）: 81-112.
关键词：客户依赖；审计质量；独立性；市场集中度
中图分类号：F239文献标识码：A文章编号：1001-6260(2009)03-0128-06
审计质量取决于审计师的专业技能和独立性两个方面。由于我国注册会计师资格认证(1991年起)以及其他各种考核方式(如发放许可证)的存在，在一定程度上缓解了专业胜任能力不足的矛盾(刘峰 等，2002)。因此，影响审计质量的主要就是独立性问题。然而，至今对于审计师独立性的讨论仍仅限于审计师的品牌声誉、事务所规模两个主要方面，未能进一步提供更为具体的研究。究其原因，可能国外(尤指美国)会计师事务所的市场结构与我国有所不同。在英美等国，审计行业的市场集中率非常高，“四大”(之前为或五大)事务所几乎垄断了审计市场的绝大部分客户，其规模效应及“四大”之间的寡头竞争能够保证审计师的独立性。而在我国审计市场中，市场集中率较低，各种规模、水平的事务所共存并加剧了竞争，形成了我国审计市场诸侯割据的特色，因此审计师的独立性问题在我国显得尤为突出。我国审计市场的这种特点为研究会计师事务所的独立性问题提供了独特的研究背景。
一、理论分析和研究假设
根据梅森和贝恩等人构造的市场结构(structure) ―企业行为(conduct) ―市场绩效(performance) 的产业组织分析框架(即“SCP 范式”)，市场结构会影响市场上企业的行为，并进而影响市场运行效率。相应地，在审计市场上，市场结构会对审计师的行为产生影响，从而影响审计质量。所谓市场结构指的是一个市场的重要特征，包括一个行业中开业厂商家数的多寡，各家产品具有同一性的程度和进入或退出这一行业或市场的难易度。而供求双方的力量决定了审计市场的特征。在美国，审计行业被认为具备典型的垄断或者寡头垄断的特征(夏冬林 等，2003)，由于“四大”会计师事务所占有主导地位(Wolk，et al， 2001)，市场集中率高，其规模效应以及“四大”之间的寡头竞争保障了审计师必要的独立性。
与证券审计市场发达国家或地区相比，我国审计市场的集中度并不高，还是一个竞争性的市场。1998年底，首批具有证券执业资格的103家会计师事务所完成了脱钩工作，真正开始走上了独立执业之路。时至今日，我国审计行业真正意义的市场化之路还不到10年，市场上还存在许多小型所，虽然也有大型会计师事务所，但是这些事务所对市场的控制度并不高，因此各种规模、水平的会计师事务所本文中的会计师事务所指的是具有证券执业资格的会计师事务所。)同时存在(各年基本维持在70余家)，竞争十分激烈。一种较为普遍的观点是，我国的审计市场竞争激烈，这种竞争的直接后果就是，事务所依赖于客户，在执行审计过程中处于被动地位(夏冬林 等，2003)。
审计销售方(会计师事务所)间的过度竞争不利于保持审计销售方与购买方(上市公司)之间的独立性。所以在这种买方市场的市场结构下，为了争夺和保住稀缺的客户资源，会计师事务所可能会牺牲必要的独立性。根据资产专有性理论不完全契约理论和资产专有性理论认为，由于未来具有不确定性及信息不对称的存在，缔约双方不可能在事前签订一份明确界定所有条款的完全合约。因此，契约的不完备性将导致事后讨价还价的问题。即某一缔约方在进行专有资产投资时，其他缔约方可能会在事后采取机会主义行为，结果便是专有资产投资方的经济价值(准租金)的实现依赖于其他缔约方。)，当一方(在本文指会计师事务所)经济价值的实现依赖于另一方(在本文指上市公司)时，容易出现事后道德风险问题(Klein，et al，1978)，也即会计师事务所会面临被其客户剥削和威胁(holdup)，从而有损审计师的独立性，进而降低其审计质量。这种独立性损失会随着审计师对客户的经济依赖程度的增加而增大。
同时在我国证券市场，大股东控制、股权分置等制度背景以及较弱的审计监管环境使得上市公司对于高质量审计服务的需求不足。这些制度性因素，特别是近乎为零的事后法律风险(刘峰 等，2002)，进一步弱化了事务所提供高质量审计的动机。
综合上述分析，本文提出假设1：会计师事务所对其客户的经济依赖程度越大，其审计质量越低。
审计师的品牌声誉与规模往往被认为是影响审计独立性和审计质量的两个重要因素。DeAngelo(1981)认为事务所的规模对审计质量有着重要的担保作用，基于“深口袋”理论，事务所规模越大，其可作为担保的资产价值越大，审计失败的损失也就越大，因此大规模的事务所有动力提高审计质量。并且，规模比较大的事务所不会因为某一客户的流失而损失过多的“准租金”，可见相对于小所，大所更有能力抑制独立性的损失。根据这种分析，如果客户依赖有损事务所的独立性，那么具有品牌声誉和大规模的事务所将会抑制这种独立性的损失和降低，从而对其审计质量提供一定程度的保证。
因此，本文提出假设2：相对于“四大”事务所而言，非“四大”事务所客户依赖程度对审计质量的影响较大。
二、研究设计
(一)变量定义
1．客户依赖度
根据前文的理论分析，可以将某事务所来自于某上市公司的审计收费占该事务所全部审计收费的比重作为该事务所对该上市公司(客户)经济依赖程度的度量。但是，目前我国上市公司对于审计收费的数据披露不够规范，有部分公司并未披露当年的审计收费，造成了根据审计收费计算客户依赖度的困难；同时我们考虑到事务所的审计收费容易受到客户关系的影响，即审计收费可能是内生决定的，这样计算出来的客户依赖度有较大误差，无法准确度量客户关系。鉴于国内外在计算类似指标如在计算行业专长的公式中，经常用客户总资产来代替审计收费。)时，通常采用客户总资产来代替审计收费，并且使用客户总资产计算可以避免上述问题。因此，本文用客户总资产替代审计收费计算客户依赖度。具体公式见式(1)：
2．审计质量
中国证券市场会计信息质量问题归根结底是上市公司盈余管理的问题(王跃堂 等，2001)，因此，审计质量可以具体表现在对上市公司盈余管理行为的监督上。审计的实质或作用在于制约管理者进行机会主义报告盈余(主要衡量指标为操控性应计利润)行为，以减少所有者与管理者之间利益冲突的成本。因此，经审计的操控性应计利润水映了审计师谨慎程度的大小，高质量的审计应当容忍更低程度的操控性应计利润水平。盈余管理(操控性应计利润)被普遍认为是审计质量的较优代表变量。
本文采用异常应计(abnormal accruals)指标来度量审计质量。异常应计指标反映了会计师运用会计选择和判断对会计应计项目的操控性程度，包括可操控应计利润(DAC)和异常性营运资本(AWAC)等。用修正的Jones模型估计的操控性应计利润既包括厂房、设备等有关的长期性项目，也包括与收入变化有关的流动性应计项目。由于流动性应计项目的调整在实务中更为频繁，为单独反映流动性应计项目的操控程度，近年来国外的研究者开始运用异常性营运资本(abnormal working capital，AWCA)指标并将其作为审计质量的替代变量(Defond，et al，2001；Carrey，et al，2006；蔡春 等，2007)。
操控性应计利润依据调整的横截面Jones模型并以分行业样本进行估计，模型见式(2)：
异常性营运资本的计算公式见式(3)：
其中：AWCA是异常性营运资本；WC=(流动资产-现金和短期投资)-(流动负债-短期借款)；
S为主营业务收入。
(二)回归模型
分别以操控性应计利润(DAC)的绝对值和异常性营运资本(AWCA)的绝对值为因变量，以事务所的客户依赖度(Depend)为测试变量，我们建立以下两组多变量回归模型：
模型一：｜DAC｜=f(Depend，control variable)
模型二：｜AWCA｜=f(Depend，control varable)
其中，|DAC|是操控性应计利润的绝对值，|AWCA|是异常营运资本的绝对值，Depend为会计师事务所的客户依赖度，其他为控制变量(control variable)：|TAC|为应计利润总额的绝对值除以上年末总资产；AGE为上市公司上市年限；CFO为营业活动现金流量净额除以上年末总资产；SIZE为公司资产总额的自然对数；LEV为资产负债率；NEG为亏损公司哑变量；同时我们还基于2003年设置了Y2004、Y2005和Y2006三个年度哑变量；按照证监会2001年颁布的《上市公司行业分类指引》，其中制造业采用二级行业分类，其他行业采用一级行业分类，设置了20个行业哑变量以控制行业的影响。
(三)样本选择
为了保证上市公司对事务所的选择较自主和市场化，排除其他因素对事务所选择的影响，本文选择了2003―2006年间的非金融类A股上市公司作为研究样本。因为要度量审计师的客户依赖度，需要计算各会计师事务所的客户总资产规模。因此在计算各会计师事务所的客户总资产指标时，本文选择了所有的上市公司进行汇总计算，然后再按非金融类A股上市公司与该客户总资产相比计算客户依赖度，并以此进行检验分析。在计算操控性应计利润时我们剔除了分年分行业中公司数小于10的样本以降低模型估计误差，最终得到4341个有效样本。本文使用的所有数据均来自于国泰安公司开发的CSMAR数据库以及Wind数据库，本文对所有连续型变量都进行了1％～99％的Winsorize处理。
三、实证结果
(一)描述性统计
表1是本文主要的连续型变量的描述统计。从中可以发现，客户依赖度(Depend)的最大值为0.431(43.1％)，小于50％，说明在进行Winsorize极值处理过程中，审计客户(上市公司)数为1(此时Depend值应为100％)和2(此时Depend最大值应大于50％)的上市公司被作为极值处理了，可见具有这种极端值的公司数并不多，同时这也表示客户数小于3的会计师事务所属于极端情况，不会影响本文总体样本的分析为了结果的稳健性，本文在剔除了这部分极端样本的情况下进行了相同的检验，结果基本保持一致。由于篇幅有限，结果从略。客户依赖度指标均值为0.053(5.3％)，总体上审计师对客户(上市公司)的依赖不强，但是最大值为0.431(43.1％)说明部分公司可能存在较高的客户依赖。其他变量波动也较大，如上市公司上市年限分布较大，从0～15年不等。
(二)单变量检验
首先我们对上述假设进行了单变量分析，结果见表2。在对客户依赖度的单变量检验中，我们发现，无论是采用可操控性应计利润(|DAC|)还是异常性营运资本(|AWCA|)的绝对值作为审计质量的度量，其均值T检验和中位数Wilcoxon检验的结果都是较高的依赖度样本组的异常应计指标较高，即审计质量较低，并且这种差异通过了1％显著水平的检验。在对国际“四大”是否提供了高质量的审计服务的检验中发现，“四大”组的两个异常应计指标都低于非“四大”组，并且都通过了1％水平的显著性检验，说明具有品牌声誉和规模的“四大”提供了高质量的审计服务。上述单变量检验的结果符合本文的预期。
通过单变量分析，我们发现无论是均值T检验还是中位数Wilcoxon检验，客户依赖度与是否“四大”审计都对审计质量有显著性的影响，基本符合了本文的预期。接下来我们在控制其它变量的情况下进行多元回归分析，结果见表3。
通过表3发现，在模型一全部样本的回归中，变量客户依赖度(Depend)的符号为正，并且通过了5％显著水平的检验，说明客户依赖度越高，则可操控性应计利润越高，即审计质量越低；在模型二全部样本的回归结果中，客户依赖度符号为正，达到了10％的显著性水平，说明客户依赖度越高，异常营运资本越高，由此代表的审计质量也就越差。综合这两个异常应计指标的多元回归结果，我们基本验证了假设一：客户依赖越强，则审计质量越低。
此外，在进行多元回归的过程中，我们也同时检验了自变量之间的共线性问题，发现VIF值均小于2(临界值为10)，说明自变量间不存在严重的共线性问题。对于极值的处理方式，除了采用Winsorize的方法，我们还对1％分位数以下以及99％分位数以上的样本予以剔除，再进行回归。其结果基本一致，限于篇幅，在此没有给予列示。
四、结论与建议
本文基于我国审计市场竞争激烈的背景，通过计算客户依赖度指标，对我国审计师独立性的问题进行了实证检验。通过对2003―2006年间的非金融类A股上市公司及其选聘的会计师事务所为研究对象进行实证检验，我们发现，总体上上市公司的总资产在为其提供审计服务的事务所的客户总资产中的比重越大，即客户依赖度越强，则事务所为上市公司提供的审计服务质量越低，这种关系在非“四大”事务所中表现得尤为明显；而颇具规模及品牌声誉的国际“四大”则有助于抑制这种独立性的降低，保证审计质量，因为我们并未发现“四大”具有这种显著的依赖关系。
本文通过设置客户依赖度指标，首次从会计师事务所与其客户(上市公司)间的关系角度对审计独立性的问题进行探讨和研究，丰富了关于审计独立性的研究成果。本文的分析和结论表明，有序的、恰当的竞争是维持审计师独立性的重要环境之一，过度竞争不利于提高审计的独立性；品牌声誉的建立和事务所规模的扩大有利于抑制独立性的降低和损失。因此，从政策建议的角度，我们认为提高会计师事务所的独立性应当从优化审计市场结构入手，积极鼓励会计师事务所进一步做大做强；继续加强审计相关法律法规等制度建设，加大会计师事务所违规的处罚力度，这样才能进一步提高事务所投资品牌声誉的收益和动力，增加审计师做出有损独立的成本，进而提高审计质量。
参考文献：
蔡春，鲜文铎. 2007. 会计师事务所行业专长与审计质量相关性的检验［J］. 会计研究(6)： 41-47.
刘峰，许菲. 2002. 风险导向型审计、法律风险、审计质量［J］. 会计研究(2)： 21-27.
刘峰，张立民，雷科罗. 2002. 我国审计市场制度安排与审计质量需求［J］. 会计研究(12)： 22-50.
王跃堂，陈世敏. 2001. 脱钩改制对审计独立性影响的实证研究［J］. 审计研究(3)：2-9.
夏冬林，林震昃. 2003. 我国审计市场的竞争状况分析［J］. 会计研究(3)：40-46.
CARREY P， SIMNETT R. 2006. Auditor partner tenure and audit quality ［J］. The Accounting Review，81：653-676.
DEANGELO L. 1981. Auditor size and audit quality［J］. Journal of Accounting Economics，3：183-199.
DEFOND M，PARK C W. 2001. The reversal of abnormal accruals and the market valuation of earnings surprises ［J］. The Accounting Review，76：375-404.
KLEIN B， CRAWFORD R A， ALCHIAN A A. 1978. Vertical integration， appropriable rents， and the competitive contracting process ［J］. Journal of Law and Economics，21：297-326.
WOLK C M， MICHELSON S E， WOOTTON C W. 2001. Auditor concentration and market shares in the US： 1988-1999 a descriptive note ［J］. British Accounting Review，33：157-174.ZK)
Auditor's Dependence on Clients and Audit Quality：
Evidence from Listed Corporations in China
LWei1YU Xuhui2
(1.Accounting Department， Nanjing University， Nanjing 210093；
2.SYWG Research Co. Ltd， Shanghai， 200002)
Abstract： Based on fierce competition in the audit market， this paper studies the auditors' independence problem by setting a variablethe dependence degree on clients. The empirical evidence indicates that the higher the dependence degree on clients， the lower the audit quality for clients. This kind of relation has been found significantly in the non“big four” auditors， while the relation in the “big four” hasn't been found. This research provides the theoretical and empirical support for those polices about improving the audit market concentration and extending the auditing firm's size.
一、研究背景
近年来，“四大”在我国审计市场的份额呈迅速增长趋势，其收入已高居我国会计师事务所收入排行榜前四位。据中国注册会计师协会统计，“四大”2006年在我国审计市场的份额为62.59亿元，占前百强事务所总收入的53%。国内有学者通过实证研究发现：“四大”的审计收费显著高于我国本土的事务所。按照经济学市场供求理论，审计收费越高，市场需求就会降低。徐正刚从审计客户角度对“四大”近几年市场占有率进行统计分析显示：其市场占有率也是逐年提高的。这似乎与经济学理论不符。“四大”会计师事务所是否因为在国内提供了高质量的审计服务，而收取了高额的审计费用？如果说审计质量差别不大，那么高额收费的依据在哪？
二、审计高收费产生的原因
审计收费产生差异的原因是多方面的，最主要的原因有以下几个方面：
（一）审计市场存在进入壁垒。审计市场同其他市场一样存在市场壁垒。市场壁垒包括进入市场壁垒和退出市场壁垒。在本文中，主要分析进入市场壁垒。为了便于分析，把整个市场分为两个族群市场：“四大”与“非四大”。这里所分析的进入壁垒主要说的就是两个族群市场之间所产生的壁垒。产生壁垒的因素是多方面的，有市场外部的，也有市场内部的。市场外部因素主要是政府部门行政规定。2001年1月中国证监会联合财政部了《境外会计师事务所执行金融类上市公司审计业务临时许可证管理办法》，要求银行、证券、保险行业上市公司应同时聘请中外各一家事务所分别提供会计报表审计服务。同年12月底，中国证监会了《公开发行证券的公司信息披露编报规则第16号――A股公司实行补充审计的暂行规定》，要求凡是上市公司寻求融资的，都必须要聘请国际知名会计师事务所按国际会计准则进行补充审计。尽管2001年底的“双重审计”规定因安然事件而作罢，但也产生了一定的影响：一些银行相继规定，贷款的公司必须经指定的外资会计师事务所进行信用审计。这都从市场外部为“四大”和“非四大”两大族群市场构筑起了市场进入壁垒。产生壁垒市场的内部因素有事务所规模、行业优势等。在执业人员规模上来说，“四大”不管是在从业人员数量方面，还是在人才储备量方面都比“非四大”强得多。况且，“四大”有非常成熟的国际审计经验，这也是“非四大”短时间内所不能比的，这些优势从市场内部为两大族群市场构筑起另一道壁垒。
（二）产品质量差异假设。差异是对产品技术属性和消费者需求自然属性的一种反应，这些属性可以给客户提供更多的选择，但往往也使市场具有某些垄断或局部垄断的特征。作为一种有益于投资者作出投资决策的信号，事务所的类型代表了审计质量的水平。由于更高质量的审计服务能让公司的所有者和潜在的投资者获得更有效的会计信息，使得客户愿意支付更高额的审计费用。近年来，“四大”会计师事务所被管理当局和投资者甚至是政府机构作为一种高质量审计质量的“信号”。他们相信“四大”和“非四大”审计产品具有差异，那么他们支付的审计服务费用也会不一样。目前，没有相关证明说明“四大”事务所在中国审计市场上的审计质量高于非“四大”事务所。刘峰、周福源的研究没有发现“四大”提供了更高质量审计服务的证据。在同样的法律环境下，“四大”会计师事务所并没有动力去提供高质量审计。因此，“四大”审计质量高于“非四大”只是一种推断性假设。
（三）声誉效应。Watts&Zimmerman认为，审计服务是一种信用保证服务，审计师声誉是其在审计市场上区别于其他竞争者的重要标志。Klein&Leffer的声誉投资模型也认为，会计师事务所为了确保特定客户准租金，他们会不断提高和维持其声誉。基于此项理论，声誉的维护是摆在第一位的，然后才产生了审计质量的保证价格高于最低质量的价格。因此，事务所的声誉是产生高质量审计服务的间接因素，失去声誉意味着准租金的丧失。在后续研究当中发现，事务所的声誉是有价值的，资本市场对所有的审计服务并不是一视同仁的。在我国审计市场上，“四大”的收费明显高于本土事务所，这主要是基于声誉机制，“四大”具有较长的发展历史，形成了全球公认的信誉，他们在我国审计市场上也会一如既往地维持其国际品牌的声誉。其品牌与声誉优势仍然不仅是外国公司，而且是国内大型公司甚至是一些政府项目审计的首选。有学者证明：“四大”高额审计收费很大程度上是靠在国外长时间积累形成的良好声誉。
（四）启动成本的存在。DeAngelo认为，审计质量是审计师发现客户违约行为并且公开揭露这种违约行为的联合概率，大型会计师事务所更可能提供高质量的审计服务。这主要是由于“启动成本”的存在。他认为，启动成本的存在是由于初始审计费用以及审计师更换所发生的费用。大的会计师事务所由于拥有更多的审计客户，因此能够承受失去个别特定客户的准租，具有较少的为保住准租而欺骗的动机，因此大的会计师事务所会提供更高质量的审计服务。在这里，事务所规模可以作为审计质量的一个替代变量。
三、结论与建议
“四大”的高收费现象还不清楚是“四大”共同合谋的结果，还是相互之间存在竞争，但是“四大”的垄断造成了高价格，将会带来社会福利的损失。那么，能否通过政府的作用，压低其价格，使其只获得正常的利润而不能获得超额利润呢？当代西方经济学家认为，这种管理的方法在不同的情况下产生不同的效果。当平均成本上升时，由于价格的下降增加消费者剩余，但由于产量的增加导致成本的增加，无法判断有管理的垄断造成社会福利的损失大，还是无管制的垄断造成社会福利的损失大，所以无法确定是否应该对这种垄断加以管制。当平均成本上升时，可以减少垄断造成社会福利的损失。因此，应采取措施改变“四大”的垄断地位，进而改变 “四大”高额审计收费状况，建立有效的审计市场结构。
（一）降低市场进入壁垒。目前，审计市场中“四大”与“非四大”两族群市场的壁垒比较高，有政府机构政策形成的，也有自身条件形成的。对于自身条件形成的壁垒，一时难以改变，可以先消除政策性壁垒，创造公平的竞争环境，鼓励事务所有效展开竞争。
「关键词 审计问题 实证研究 综述
审计研究关注的核心在于审计的质量,而一定水平审计质量的实现,首先取决于良好的制度体系以最大限度地保护审计师的独立性不受损害。其次,取决于注册会计师在审计过程中保持足够的职业谨慎,独立、客观、公正地出具审计意见。第三,对于上市公司通过变更会计师事务所来收买审计意见的行为,监管者应施以最大可能的限制。那么,我国审计市场的质量到底表现如何呢?资本市场又是如何看待注册会计师所提供的服务的呢?对于这些问题,许多学者运用实证研究的方法,分别从上述三个方面以及审计意见市场反应的角度进行了检验。本文的目的就在于对这些研究及其发现进行比较全面而简要的介绍,并希望能为未来的实证或规范研究提供一个基本的平台。
一、审计制度安排及其变迁
对于我国审计质量的认识,首先必须从其特殊的审计制度安排以及不断变革的整体环境来考察。这种环境具体包括了审计准则、会计师事务所的组织形式、法律制度以及审计收费制度等等。
(一)审计准则
为有效地规范注册会计师的执业行为,提高其执业水平,财政部于1995年底和1996年底颁布了我国第一批和第二批《独立审计准则》。与此同时,中国证监会等监管机构也加强了对上市公司财务信息质量的监管。Defond,Wong,Li(2000),李树华(2001)研究了这些措施对注册会计师的独立性及审计市场集中度的影响。他们以1993年至1996年的所有上市公司及其主审事务所、审计报告类型为研究样本,以事务所出具“非标准无保留意见”的比例作为独立性的替代指标①。通过统计分析发现,采用更为严格的执业准则和对违反准则的行为采取一定的处罚措施显着提高了会计师事务所的审计独立性,且这种现象在比较大的事务所中表现得尤为明显。作者同时发现,在独立性提高后的1995、1996会计年度,“十大”事务所在IPO市场上的市场份额显着下降,而独立性相对较低的“非十大”事务所的市场份额则显着上升。运用1997-2000年整个注册会计师行业的数据,易琮(2002b),易琮(2002c)从产业经济学的角度,对于后一现象作了进一步的研究。作者以事务所业务收入作为行业集中度衡量指标的研究结果显示,最近几年来,我国审计市场的集中度事实上呈现出逐渐上升的趋势。这种结论的差异一方面可归因于衡量指标的不同,另一方面也可能反映了自1997年以来会计师事务所脱钩改制的行业制度变革对于市场结构的影响。
(二)事务所脱钩改制
独立性是注册会计师审计制度的灵魂。然而,在1997年之前,我国绝大多数会计师事务所均“挂靠”于政府部门、社会团体、科研机构等法人单位。这种挂靠体制严重干扰了注册会计师的独立执业,影响了公平竞争和执业质量的提高。为了改变这种局面,我国进行了旨在切断事务所与“挂靠单位”之间人员、财务、业务等方面联系的制度改革,即脱钩改制。吴保明(1999)就注册会计师关于改制以及相关问题进行了问卷调查。作者发现,问卷的回复者基本上支持对事务所组织形式的改革,但同时表达了对于改革过程中种种问题的担心,比如可能引起的与原发起单位的各种争议。他们也表达了提高审计质量的种种愿望。对于国际会计师事务所的进入,他们虽然承认可以带动国内事务所工作质量的提高,但并不主张迅速地开放审计市场。
王跃堂,陈世敏(2001)具体研究了脱钩改制对于审计独立性的影响。他们以改制前后的A股公司为样本,分别对非标准无保留审计意见的出具及其市场反应的变化情况进行了检验。作者发现,相对于1997年,1998年改制后的非标准无保留意见的比例显着上升,意味着审计独立性有所提高,但并没有证据显示审计意见的市场反应变得更为显着,即投资者并没有立刻认可由于独立性的提高而可能带来的审计质量的改进。事实上,文章对于注册会计师审计行为的进一步分析表明,在改制的当年,审计师的财务风险意识虽然有所增强,但对于盈余管理问题的关注反而有所下降。文章的后一结论也许还可以从另一个角度来理解,由于脱钩改制导致了非标准无保留审计意见比例的提高,从而意味着一部分在1998年被出具非标准无保留审计意见的财务报告在1997年的制度背景下将可能被出具无保留意见,或者性质更轻的审计意见。这样投资者就会理性地预期到,在1998年被出具“不清洁”审计意见财务报告的不良性质将会弱于1997年,因为在脱钩改制前,很可能只有财务报告在严重偏离“三性”的情况下才会受到审计师的警告。
(三)法律责任
随着注册会计师在我国社会经济生活中的地位越来越重要,强化注册会计师的责任意识,严格注册会计师的法律责任,以保证其执业道德和执业质量,就愈显重要。近年来,我国通过颁布《注册会计师法》、《证券法》等法规已在此方面作了比较明确的规定,那么注册会计师对于法律责任的认识到底如何呢?周志诚(1999)运用调查问卷的方式对海峡两岸的现状进行了比较研究。作者发现,两岸注册会计师对于法律责任的认识虽然存在一定的差别,但在许多问题上也具有相当一致的认识,比如双方均把“管理层蓄意舞弊”视为注册会计师面临的最为重要的执业风险,在规避法律诉讼的措施上,双方均把慎选客户,做好事前审计风险评估放在第一位。
(四)审计收费
决定审计质量的另外一个重要方面是审计的收费制度。合理的审计收费应保证会计师事务所根据客户的风险和业务复杂程度,完成必要的审计工作量。王振林(2002)根据证监会关于1997—1999年期间具有证券(期货)从业资格会计师事务所的审计收费情况的调查结果,在这方面进行了细致的研究。作者发现上市公司的规模、经济业务的复杂程度等特征构成了影响审计收费的主要因素,客户的风险因素则不具有重要的影响。这一结果在刘斌,叶建中,廖莹毅(2003)的研究中也基本上得到了证实,从而意味着我国的审计收费尽管一定程度上可以用来衡量审计质量的优劣,但同时也暴露出审计师和事务所风险意识淡漠的问题。
二、审计意见
的决定因素
审计意见反映了审计师对于企业财务报表公允性、合法性以及政策一致性的评价。那么哪些因素可能影响关于审计意见性质的表述呢?Bao,Chen(1998)对可能影响审计意见的11个会计和市场因素进行了检验,其结果显示,资产负债率、盈利或亏损、总资产收益率、上市地等因素具有显着影响。资产负债率高、总资产收益率低、企业亏损、上市地在深圳等因素对审计意见产生不利影响。原红旗,李海波(2003)通过研究会计师事务所特征与审计意见之间的关系,进一步验证了上市公司财务特征的重要影响,却没有发现事务所的组织形式、出资方式、规模大小与审计意见之间存在明显的相关性。
从理论上说,审计意见应该基于注册会计师的审核过程及其在这一过程中的发现独立地作出。然而由于审计意见,特别是不“清洁”审计意见,对于上市公司可能造成重大影响,审计师在出具审计意见时将不得不面对来自上市公司等各方面的压力,这时审计师就可能通过牺牲审计质量———比如在披露事项上避重就轻,改变审计意见的性质等等———来迎合上市公司的要求或屈从其压力。孙铮、王跃堂(1999)通过对上市公司1995—1997年期间的审计报告进行分析发现,注册会计师对上市公司出具的审计报告中,确实存在着运用说明段改变审计意见性质的倾向,尤其表现在将保留意见变通为无保留意见加说明段。作者同时发现,这种操纵审计意见的倾向随着审计风险的趋小而明显变大,即在企业财务状况比较好时,审计师更可能通过变更审计意见的性质来迎合上市公司的要求。
的确,审计意见质量很大程度上取决于审计师对于审计风险的判断。对于审计风险的判断,除了以财务状况作为依据外,另外一个重要的表征就是上市公司盈余管理的程度。Chen,Chen和Su(2000)以1995—1997年间的上市公司为样本研究了后一因素在审计意见的决定中所扮演的角色。作者发现,上市公司为迎合监管者在盈利上的要求而进行的盈余管理显着增加了审计师发表非标准无保留审计意见的频率。章永奎,刘峰(2002)以1998年度上市公司为样本的研究结果进一步显示,上市公司以操纵性应计利润来衡量的盈余管理行为越厉害,越有可能被出具非标准无保留意见,同时大规模的会计师事务所显示出更严格的审计质量控制。然而,夏立军,杨海斌(2002)以2002年上市公司为样本的最新研究表明,注册会计师对于审计风险的关注似乎已更多的转向了可能发生经营失败或管理层欺诈的亏损或增长比较快的公司,而不是为迎合监管政策而可能从事盈余管理的公司。
三、会计师事务所的变更
会计师事务所的变更从两个方面影响着审计意见的质量。一方面,如果审计师的变更是由于事务所担心潜在审计风险(在西方主要表现为民事诉讼风险,在中国主要表现为行政处罚风险)过高而拒绝继续审计,则审计质量可以说在一定程度上得到了提高。另一方面,如果审计师的变更是由于事务所不同意客户的会计政策选择,出具“不清洁”的审计意见,而被客户解聘,则很可能导致审计意见的收买行为,最终降低审计质量。
李爽,吴溪(2000)以1999年发生审计师变更的A股公司为样本,对我国证券市场中审计师变更的信息披露现状进行了分析。作者发现,在审计师变更的信息披露方面,主要存在着缺乏实质性内容、披露时间滞后等问题。文章对于样本相关特征的检验表明,审计师的变更往往伴随着控股股东或管理当局的变动。李东平,黄德华,王振林(2001)研究了盈余管理、“不清洁”审计意见与会计师事务所变更之间的关系。作者发现,注册会计师出具的“不清洁”审计意见本身是导致我国资本市场中会计师事务所变更的基本原因,而公司盈余管理导致的潜在诉讼风险则没有引起注册会计师的足够重视(公司的财务困境状况也许是衡量审计风险更合适的控制变量,因为盈余管理的因素也许会改变事务所在发表审计报告时关于审计意见性质的表述,但当事务所进行客户抉择时严重恶化的财务状况更可能是起主导性作用的力量),这意味着会计师的变更很大程度可以视为审计质量降低的标志。
四、审计意见的市场反应
审计的作用在于为财务报表信息的可靠性提供一定的保证,而这种保证能否得到投资者的认可最终体现在两个方面,一是市场对于会计信息的反应是否随着审计报告质量的不同而有所区别,二是市场对于会计信息的反应是否随着审计报告的类型而有所区别,尤其是对于非标准审计意见(包括带说明段的无保留审计意见、保留意见、反对意见和拒绝发表意见)来说,其中蕴涵的关于会计信息质量的修正意义能否起到适当的警戒作用,更是直接体现了审计作用的发挥程度。就前者而言,审计报告的质量关键取决于审计师的独立性状况与自身的执业水平,Gul,Sun,Tsui(2001)以1996—1997年在上海交易所上市的公司为样本,研究了审计师质量对于盈余信息含量的影响,他们发现,由高质量会计师事务所进行审计的公司,盈利增长的市场反应更为强烈。
更多的研究集中在了后一方面。李增泉(1999)以上市公司1993年-1997年度审计意见为研究对象,研究了年报公告日前后20天内的市场反应。在控制了其他因素后,作者发现,出具标准无保留审计意见的公司与出具非标准无保留审计意见的公司在年报公布前后有不同的市场表现,从而意味着审计意见会对投资者的决策行为产生重要影响。在进一步按照出具非标准无保留意见的具体原因分类后,研究结果显示,不同类型的审计意见会引起不同的市场反应,但投资者并未对其进行严格区分。Chen、Su和Zhao(1999)检验了1995年至1997年间A股市场对上市公司年度报告审计意见的反应。他们的研究结果显示,尽管非标准无保留审计意见导致了显着负的超额回报,但市场并未根据非标准无保留审计意见的性质差异与审计意见被出具的原因不同而作出区别反应。单鑫(1999)专门对1997年年报保留审计意见的市场反应进行了研究,作者发现,股票市场具有明显负面的反应,且效应是在至公告日为止的6个交易日内缓慢渗透到市场上的。陈晓、王鑫(2001),陈晓(2001),王鑫(2001)进一步分析了1998、1999年年报公告前后10天内保留审计意见的市场反应,研究结果显示,股票市场对1998年年报保留审计意见的披露没有显着的负面反应,对1999年年报保留审计意见而言,也仅在公告后的4天期间内对首次保留审计意见有显着的负反应,从而表明股票市场上的投资者对于保留意见的态度在不断地发生变化。陈梅花(2002)的最新研究结果同上述文献的结论呈现出一定的差别,作者以1995—1999年期间上市公司年报中披露的非标准无保留意见为研究对象,未能发现充分的证据表明我国证券市场中审计意见具有信息含量。由于她并没有进行分年度的分析,也未对是否连续发表审计意见进行控制,文章结果的可靠性也许值得怀疑。事实上,其他研究已经表明,从1997年至1999年,资本市场对于首次保留审计意见的市场反应存在一定的变化,这种变化可能正是导致作者没有发现审计意见信息含量的原因。
五、关于中国审计实证研究未来发展方向的初步探讨
通过前面的文献回顾,我们清楚地看到了我国审计实证研究发展的两条途径:一是结合中国的制度背景,改进现有文献的研究 设计,进一步验证或修正相关的结论;二是在新的领域进行开拓性的研究。由于我国的实证研究仍然处于初步发展的阶段,研究方法上不可避免地存在诸多瑕疵,因此前一途径仍将具有相当广阔的发展空间,但一些潜在的领域也是未来的研究者所不能忽视的。下面我们从不同的审计利益主体出发就其中的若干方面进行简单的分析。
(一)会计师事务所或审计师
由审计活动的实践特性所决定,审计师在首次执行一家上市公司的审计时将耗费更多的时间与人力,比如全面了解被审计单位基本情况,进行内部控制的详细测试与评价等,在后续的审计过程中,这些活动都将大大减少。审计成本前后期的差异很可能导致会计师事务所或审计师有意识地控制不同性质审计意见的发表时机。前面的回顾已经显示,如果审计师出具非标准无保留意见,则其所面临的丧失客户的风险将大大增加。那么无论是为了回收审计成本,还是为了与客户保持良好的合作关系,审计师都可能减少首次审计或早期合作过程中“不愉快”审计意见的产生。另外,审计师尽管在初期将承受更高的审计成本,但在审计定价上,为了吸引客户或与客户保持比较长期的契约关系,审计师也可能采取与实际投入不相匹配的低价策略,这一价格尽管不一定能够弥补当期的投入成本,却有望通过未来的审计收费或其他的服务收入获得更高的报酬。目前关于审计收费的实证研究局限于审计收费的截面差异,对于其时间变化无疑缺乏应有的关注。
(二)上市公司
审计意见可以说很大程度上是审计师与上市公司之间利益协调的产物。这是因为,无论是在审计的过程中,还是审计工作完成后,注册会计师都必须与被审计单位管理当局进行充分地沟通,这种沟通的有效性往往就决定了最终的审计意见类型。尽管在某些情况下,比如上市公司面临可能危及其持续经营能力的重大风险或其他不确定事项,具体的审计意见与双方的沟通并无太大的关系,但在注册会计师与上市公司管理当局就会计报表编制与披露存在不同的意见、或是存在重大调整事项时,审计师出具无保留或其他形式的审计意见显然就取决于被审计单位对于调整意见的接受程度。上述事实意味着上市公司对于审计意见同样可能产生重大的影响。
(三)投资者
审计意见的市场反应体现了投资者对于审计报告的具体评价,尽管这一领域已经得到了比较广泛的研究,但依然有必要根据审计意见的具体内容进行更深入的检验。在前面提到的相关研究中,一个共同认可的假定是,在审计师发表非标准审计意见的情况下,财务报告的真实性和公允性将受到损害,因此市场将作出不利的反应。然而,投资者也许是根据审计意见的经济后果,而不是审计意见的性质本身进行判断。比如由于上市公司提取过多的资产损失准备而导致了保留审计意见的出具,那么市场可能因为如下两个方面的原因而作出相对积极的反应:一是市场对于利润下降的消极反应由于审计意见的说明而被削弱。二是通过利润操纵行为,上市公司很可能有效地解除了企业的历史包袱,这对于企业未来的发展未尝没有好处。审计意见前一方面的影响还提醒我们,对于审计意见市场反应的研究不仅要看审计意见的独立效应,而且要结合审计意见的修正事项说明其和盈余变化的交互效应。另外,作为上市公司信息披露中的重大事项之一,会计师事务所的变更同时受到了监管者和投资者的密切关注。在发生事务所变更的样本中,一部分公司变更的原因恐怕在于避免得到不利的审计意见,另一部分公司则是为了转向审计质量更高、声誉更佳的事务所。在不同的变更动机后面,投资者是否存在反应,或反应是否一致呢?这些问题都有待于未来研究者的回答。
六、结论
通过对上述文献的回顾,我们可以把目前关于资本市场中审计问题的主要实证发现概括如下:审计制度的变革一定程度上的确强化了我国审计师的独立性,在这方面最明显的体现是非标准无保留审计意见的显着增加。同时有证据表明,注册会计师的审计风险意识正逐步增强,但这种强化还不至于导致审计师对于客户的放弃,事实上,注册会计师出具“不清洁”审计意见本身仍然是导致我国资本市场中会计师事务所变更的基本原因。在市场层面,非标准无保留审计意见虽然一般会导致显着负的超额回报,但各年之间存在显着的变化,同时,市场反应似乎也并未根据非标准无保留审计意见的差异而作出区别。
随着我国审计市场的发展和研究方法的改进,上述结论无疑将会进一步得到修正。但总的来看,在短短的数年中,我国在审计领域的实证研究已取得了比较丰硕的成果,这些成果不仅有助于我们对中国审计市场的运行效率作出更为客观的评价,也将为未来的制度改革提供有益的参考依据。
主要参考文献:
陈梅花,2002,“股票市场审计意见信息含量研究:来自1995—1999上市公司年报的实证据”,《中国会计与财务研究》第4卷第1期。
陈晓,2001,“独立审计师在我国资本市场中所扮演的角色与作用”,工作稿,清华大学。
陈晓,王鑫,2001,“股票市场对保留审计意见报告公告的反应”,《经济科学》第3期。
李树华,2000,《审计独立性的提高与审计市场的背离》,上海三联书店。
李增泉,1999,“实证分析:审计意见的信息含量”,《会计研究》第8期。
李东平、黄德华、王振林,2001,“不清洁审计意见与会计师事务所变更”,《会计研究》第6期。
李爽、吴溪,2000,“证券市场审计师变更的信息披露———制度比较与现状分析”,《审计研究》第3期。
刘斌、叶建中、廖莹毅,2003,“上市公司审计收费影响因素的实证分析:深沪市2001年报的经验证据”,《审计研究》第1期。
单鑫,1999,“中国股票市场对审计意见信息披露反应的研究”,清华大学硕士学位论文。
孙铮、王跃堂,1999,“说明段与变更审计意见之实证研究”,《审计研究资料》第6期。
王鑫,2001,“保留审计意见的市场反应及出具非标准审计意见因素分析”,清华大学硕士学位论文。
王振林,2002,“政府规范、审计服务的供求与审计收费———中国上市公司的证据”,上海财经大学博士学位论文。
王跃堂、陈世敏,2001,“脱钩改制对审计独立性影响的研究”,《审计研究》第3期。
吴保民,1999,“中国会计师服务的质量与会计师事务所的改制”,上海财经大学博士学位论文。
夏立军、杨海斌,2002,“注册会计师对上市公司盈余管理的反应”,《审计研究》第4期。
易琮,2002a,“审计意见类型能反映审计质量吗?”《中国审计》第4期。
易琮,2002b,“审计市场集中度降低了吗?”《中国注册会计师》第5期。
易琮,2002c,“行业制度变迁的诱因与绩效———对中国注册会计师行业的实证考察”,暨南大学博士学位论文。
原红旗、李海波,2003,“会计师事务所组织形式、规模与审计质量”,《审计研究》第1期。章永奎,2000,“盈余管理与审计的相关性”,厦门大学硕士学位论文。
