《国际四大与高审计质量_来自中国证券市场的证据.pdf》由会员分享，可在线阅读，更多相关《国际四大与高审计质量_来自中国证券市场的证据.pdf（10页珍藏版）》请在taowenge.com淘文阁网|工程机械CAD图纸|机械工程制图|CAD装配图下载|SolidWorks_CaTia_CAD_UG_PROE_设计图分享下载上搜索。
1、 98 审计研究 2011 年 1 期 国际四大与高审计质量 来自中国证券市场的证据 郭照蕊【摘 要】本文采用 20072009 年沪、深两市 A 股上市公司公开披露的 3874 份年报数据，基于盈余管理的视角，对施行新会计准则和新审计准则后国际四大会计师事务所提供审计服务的质量进行了实证研究。结果表明，国际四大与非国际四大在审计质量上并不存在显著的差异，某些年度国际四大甚至比非国际四大更差。最后，借鉴 Basu（1997）的思想，构建关于盈余管理的稳健性模型，进一步验证了本文的结论。【关键词】审计质量 盈余管理 注册会计师 一、引言 2010 年 4 月 30 日，中国注册会计师协会发布了题
2、为2010 年会计师事务所综合评价前百家信息的报告，数据显示国际四大的审计收入占到前一百家会计师事务所总收入 170 亿的 44%，CPA 人均审计收入达到了 257 万元，是非国际四大 CPA 人均审计收入的近六倍。但其审计上市公司家数却远不足所有上市公司 10%。作为利益主体的上市公司之所以愿意支付如此高昂的审计费用溢价，至少说明对其而言物有所值！会计师事务所体现价值的一个重要方面就是其提供的审计质量。那么，国际四大的审计质量是否显著优于其他会计师事务所呢，这则是一个实证的问题。西方的经济制度和市场条件造就了国际四大高品牌事务所，他们在西方审计市场已是高审计质量的代名词，在价格和市场份额等
3、方面具有绝对的竞争优势（漆江娜等，2004）。基于不同的制度背景，直接接受这样的结论显然是不科学的；而用实证的方法对这一问题进行研究，则是我们应该采取的策略，同时也具有重要的现实意义。因为注册会计师的独立审计作为信息披露制度中的重要环节，直接影响到会计信息的质量（Francis，1984），进而影响会计信息利用者的决策和行动。从企业理论来讲，独立审计也是缓解剩余控制权和剩余索取权相分离所衍生的代理成本的有效治理机制（Jensen 和 Meckling，1976）。这种机制能否发挥作用以及能发挥多大作用最终同样取决于独立审计是否高质量（Datar 等，1991）。如果四大提供的审计服务是高质量的
4、，上市公司为了增加信息可信度，降低代理成本，提高公司的市场价值，审计服务方面四大理应是首选，即使支付较高的审计费用溢价。但如果四大并非如此，一味地选择四大非但不能提高财务报告的质量，反而增加了公司的总体运行成本。立足于中国的具体情况，大多数人认为：四大有科学成熟的审计程序，能够有效地降低审计失败的概率；即使发生审计失败，因其规模大、赔偿能力强，投资者遭受的损失也能得到弥补。所以，经四大审计的上市公司会计信息质量比较可靠，更容易取得投资者的信赖，资本市场的投资者更倾向于接受四大审计的财务报告。而非四大事务所尤其是国内所，普遍存在规模小、执业质量控制不规范、抵御风险能力较弱的问题，其审计质量低于四
5、大也是必然。究竟是否如此，本文基于 20072009 年的年报数据，从盈余管 郭照蕊，上海财经大学会计学院，邮政编码：200433，电子邮箱：。这里的国际四大指普华永道、毕马威、德勤和安永四个全球性会计师事务所。由于会计师事务所随着时间的推移变化不断，从早期的“八大”到“六大”、“五大”，一直到今天的“四大”。为行文方便，文中此类事务所均简称“四大”或“国际四大”。99 审计研究 2011 年 1 期理的视角，采用实证研究的方法对这一问题进行检验。本文其余部分安排如下：第二部分为文献回顾；第三部分是研究设计，包括研究模型、样本选取及描述性统计；第四部分是实证结果与分析；第五部分为进一步的研究；
6、最后对全文进行总结，简要概括研究结论与存在的不足。二、文献回顾 何谓审计质量，进而何谓高审计质量是必须首先明确的问题。Watts 和 Zimmerman（1981）和 DeAngelo（1981a）将审计质量定义为发现和报告财务报告错误的联合概率。高的审计质量意味着审计师在发现错报时的能力高超，并且报告所发现的错误和不正当做法的可能性更高。DeAngelo（1981b）分析表明，其他情况相同，客户规模越大，当事务所缺乏独立性或审计质量下降被外界所知时，他们处于风险的准租越多。因此，大事务所越不可能有机会主义行为，审计质量越高。“深口袋”理论则从另一个角度解释了为什么四大审计质量较高。这种理论认
7、为四大规模大，为避免损失，更重视自身品牌和声誉，使得其在全球能够维持相同的质量水准，获得更高的市场份额（Lennox，1999）。Beatty（1989）发现由四大审计的 IPO 公司发行股票价格存在不同程度的溢价，而较少折价发行，以此来说明四大审计的高质量。DeFond 和 Jiambalvo（1993）证明由四大审计的公司比由非四大审计的公司更少发生报告舞弊和违规现象；Teoh 和 Wong（1993）发现四大与非四大审计质量市场认同度存在明显差异，市场更认同四大的审计质量。Becker 等（1998）发现非四大比四大能容忍客户有更多的盈余管理。Gul（1999）认为高质量的审计能够缓解代
8、理冲突与盈余信息含量之间的负相关关系。研究结果显示，四大审计的企业，盈余的信息含量高于非四大审计企业，盈余的信息含量与管理层持股之间的负相关关系弱于非四大审计的企业。总之，以美国为代表的西方国家关于此类研究几乎得到一致结论：四大就代表高审计质量。Francis 等（2002）研究表明，一国的法律体系能够影响四大的审计行为及其对审计客户确认应计金额的态度。中国作为新兴资本市场国家的典型代表，已有的研究表明其投资者保护程度较差，中小投资者的利益甚至得不到任何保护。那么，理论上讲四大和非四大的审计质量应该不存在显著差异。然而国内具体检验四大是否提供高审计质量的文献并不多，更多的则是把公司是否聘用四大
9、直接作为会计信息高质量的一个指标，甚至就代表高审计质量来研究其他相关的问题。在缺乏实证研究支持时，这种做法显然是不严谨的。少数直接研究四大与高审计质量关系的文献中，大多也得出了四大代表高审计质量的结论。比较有代表性的一篇是王咏梅和王鹏（2006），他们通过 ERC 未被解释部分中四大与非四大相比提供的增量信息，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。由此得出，四大审计的上市公司会计信息质量更可靠，更容易取得投资者信赖的结论。而对四大审计质量提出质疑的文章主要有三篇，分别是刘峰和许菲（2002），刘运国和麦剑青（2006），刘峰和周福源（
10、2007）。他们或者从中国相关制度与案例的分析或者通过上市公司的经验证据表明：中国资本市场上，审计师被起诉的概率极低。也就是说，我国会计师事务所总体所面临的法律风险很低。与非四大相比，四大在中国资本市场上的法律风险更低。四大与非四大的审计质量并不存在显著的差异，从某些方面来看，强烈的证据甚至表明四大甚至比非四大更不稳健。正是因为已有的研究结论并不一致，才使我们有了进一步对此问题进行研究的动机。另外，以往的研究采用的都是 2006 年以前的数据，而 2006 年新会计准则和新审计准则的颁布并从 2007 年开始实施，宏观环境的重大变化是否对微观事件产生影响是值得关注的问题。基于此，文章采用 20
11、072009 年的年报数据对四大是否提供高质量审计服务进行实证检验。贡献在于在新会计准则和新审计准则实施的背景下对国际四大审计质量进行实证研究，对今后相关政策的制定提供及时的、直接的经验依据；同时也为四大是否提供高质量的审计服务提供新的证据，丰富了现有的研究成果。100 审计研究 2011 年 1 期 三、研究设计（一）模型设定 如何度量审计质量是本文研究的关键。以往的文献大多从盈余管理的视角进行研究。即在其他因素保持不变的情况下，如果四大的盈余管理水平显著低于非四大，就说明四大的审计质量高于非四大，这种方法得到了公认。为了增强结论的可信度，本文研究的起点也是盈余管理水平。而与通常实证研究论文
12、不同的是，没有采用“假设检验”的“八股”格式、用假设的方式给出研究问题，而是通过理论分析尽量科学地选取相关变量，设立研究模型，得出中国特殊制度背景下的结论。最后，对结论进行解释。1.盈余管理模型 根据夏立军（2003）的分析，针对中国的具体情况，分行业的基本 Jones 模型揭示盈余管理的能力相对最佳。在基本 Jones 模型中加入诸如长期投资或无形资产和其他长期资产并不能提高模型揭示盈余管理的能力，相反却可能降低模型的使用效果。因此，本文使用横截面基本 Jones 模型分行业、分年度估计可控应计利润和非可控应计利润。盈余管理模型如下：1231111()()()ititititititREVP
13、PENDAAAA=+（1）其中：itNDA是i公司第t年经上期期末总资产调整后的非可控应计利润，itREV是i公司第t年主营业务收入和上期主营业务收入的差额，itPPE是i公司第t年末厂房、设备等固定资产价值，1itA是i公司上期期末总资产，1，2，3是相应特征参数。这些参数的估计值根据以下模型，运用相应数据回归得出。12311111()()()ititititititititTAREVPPEaaaAAAA=+（2）其中：1a，2a，3a是1，2，3的估计值，itTA为i公司第t年的总应计利润。it为残差项，代表各公司总应计利润中的可控应计利润部分。其他变量含义和模型（1）相同。itititT
14、AEBPCFO=，其中itEBP为i公司第t年的营业利润，itCFO为i公司第t年的经营净现金流量。则1ititititTADANDAA=就是i公司第t年经上期期末总资产调整后的可控应计利润。2.多元回归模型 从理论上讲，管理当局的机会主义行为会降低权责发生制下盈余的信息含量，一旦外部投资者认识到管理当局的这种行为，便会要求获取较高的资本成本。以此来看，应计利润越高的企业，代理成本通常也越高。企业为了满足外部投资者和债权人的要求，降低代理成本，有动力选择高质量审计服务，从而使外部独立审计通过限制管理当局的机会主义盈余管理来降低代理成本方面发挥着重要的作用。由于高质量审计声誉损失的机会成本远远高
15、于低质量审计，为了降低风险，高质量审计会选择保守、稳健的会计政策，并且在与客户的政策选择不一致时，会要求其进行调整（Francis等，1999）。这样也为投资者提供了保护，有效地制约管理当局的行为，降低代理成本，从而提高盈余的信息含量。如果四大代表高质量外部审计，他们应该能够使公司的盈余管理空间相对较小。在其他条件相同的情况下，经四大审计的公司，可控应计利润的相对额应显著低于未经四大审计的公司。本文借鉴Becker等（1998）研究盈余管理的多元回归模型并结合中国证券市场的特点，建立了以下回归模型：012345678910112012130412itititititititititititit
16、tkitkitkDABigLnSizeLevitTAOpinionSwitchROAregionregionGDPOwnershipYearInd+=+（3）101 审计研究 2011 年 1 期具体变量定义见表1。表 1 变量定义 DA 经过上期期末总资产调整后的可控应计利润绝对值，用来反映盈余管理程度；因变量 Big4 虚拟变量：公司聘请的事务所是否为四大，是 Big4=1，否则 Big4=0；检验变量 LnSize 公司规模：取企业总资产的自然对数；控制变量（下同）Levit 杠杆比率：总负债与总资产之比 TA 经过上期期末总资产调整后的总应计利润 Opinion 哑变量：是否出具非标意
17、见，是 Opinion=1，否则 Opinion=0 Switch 哑变量：与上年相比是否更换会计师事务所，是 Switch=1，否则 Switch=0 ROA 总资产收益率：净利润与总资产之比 Region1 虚拟变量：若公司位于北京、上海、浙江、广东、江苏、福建，Region1=1，否则 Region1=0 Region2 虚拟变量：若公司位于云南、新疆、宁夏、陕西、贵州、甘肃、青海、西藏 Region2=1，否则 Region2=0 GDP 上市公司所在省（市、区）同上年相比的 GDP 增速 Ownership 虚拟变量：公司是否国有控股，是 Ownership=1，否则 Ownersh
18、ip=0 Year 年度控制变量：以 2007 年为基准年，用来控制宏观经济影响 Ind 行业控制变量：根据中国证监会上市公司行业分类指引设置，用来控制行业因素影响（二）样本选取 本文研究所使用的数据来自Wind资讯数据库。对部分公司数据的缺失，由CSMAR财务数据库进行补充。因为财政部发布的新会计准则和新审计准则是从2007年1月1日起在上市公司开始实施的，我们的目的又是检验新准则实施后的经济后果，所以剔除了2008年及以后新上市的公司样本、剔除金融类公司和ST类（包括ST、*ST、SST），最终选择了20072009年所有A股公司共计3874个样本作为研究对象。（三）描述性统计 表2为全部
19、样本主要变量的描述性统计。从表2描述性统计结果中，可以粗略地看出：20072009年三年间，不同公司之间可控应计利润差别巨大，从最小的0到最大的1.741，悬殊惊人，这也说明了对其进一步进行敏感性分析的必要性。经四大审计的上市公司只占样本公司的6.7%，而更多的公司选择了非四大的审计服务。企业规模、总应计利润和总资产收益率不同公司之间也存在很大差别。杠杆比率的均值为50.1%，从总体来看，我国上市公司负债权益比约为1：1，公司负债略高于公司所有者权益。只有2.1%的上市公司收到了不同程度的非标准审计意见，而却有平均9.4%的上市公司更换了会计师事务所，这说明事务所的更换除了为得到更好的审计意见
20、外，还有其他更复杂的原因。上市公司分布不均衡，北京、上海、浙江、广东、江苏、福建等六省市的上市公司数目占到了总数目的近一半（48.5%），而位于西部落后地区云南、新疆、宁夏、陕西、贵州、甘肃、青海、西藏等八省区上市公司却仅占不到百分之十（9.4%），这 划分依据是中国市场化指数各省区市场化相对进程 2006 年度报告（樊纲和王小鲁，2007）。其中，Region1=1 的省区市场化程度总体排序 5 年来（2001 年2005 年）始终位居前六（除 2001 年北京排名第七）；同期间，Region2=1 的省区市场化程度总体排序均为倒数十名之内；其他省区排名位于两者之间。删除这些样本的原因有二：
21、一是这样保证了可观察两年中所聘会计师事务所是否发生变更，所以公司 IPO 时间必须在 2008 年之前；二是由于在盈余管理的计量模型中需要使用上年年末的总资产等部分会计数据。经四大审计的上市公司比例偏小，这是我们不容回避的事实。直接用 OLS 法虽然对回归系数的一致性和无偏性没有任何影响，但却可能导致回归系数的方差变大，进而影响其有效性。这时先进行 1：1 的配对然后再用 OLS 法是最佳的。但我们并没有这样做的原因在于：（1）经过我们计算，在大样本（本研究的样本数达到了 3874 个）的情况下，直接进行回归对有效性的影响有限，进而并不影响我们的回归结果；（2）更重要的是，采用配对的研究方法，
22、无论采用何种配对标准（如企业规模、净资产等）都存在一定的主观性和随意性，进而使结果缺乏说服力。102 审计研究 2011 年 1 期 也说明了市场化程度越高的地区，经济越发达。各省区GDP同上年相比，平均增加12.3%，增速最高的省区（内蒙古）竟达到19.0%。国有及国有控股公司仍是上市公司的主导（63.0%），但同以往的研究相比已有明显的降低。这说明近年来实施的一系列国有企业体制改革措施起到了显著的效果。表 2 全部样本变量的描述性统计 分位点 变量 样本数 均值 标准差 最小值 最大值 25%50%75%DA 3874 0.078 0.116 0.000 1.741 0.020 0.047
23、 0.094 Big4 3874 0.067 0.249 0.000 1.000 0.000 0.000 0.000 LnSize 3874 21.689 1.199 16.508 28.003 20.847 21.559 22.359 Levit 3874 0.501 0.269 0.017 12.238 0.364 0.506 0.635 TA 3874-0.002 0.376-0.642 20.044-0.069-0.020 0.030 Opinion 3874 0.021 0.145 0.000 1.000 0.000 0.000 0.000 Switch 3874 0.094 0.2
24、55 0.000 1.000 0.000 0.000 0.000 ROA 3874 0.044 0.096-0.817 3.116 0.014 0.036 0.066 Region1 3874 0.485 0.450 0.000 1.000 0.000 0.000 1.000 Region2 3874 0.094 0.292 0.000 1.000 0.000 0.000 0.000 GDP 3874 12.328 2.188 6.000 19.000 10.700 12.500 14.200 Ownership 3874 0.630 0.483 0.000 1.000 0.000 1.000
25、 1.000 此外，笔者还进行了主要变量的相关性分析，发现Big4与DA的相关系数为负，且均在1%的水平上显著拒绝原假设，说明四大的审计质量显著优于非四大。但这只是初步的结果，不能排除由于内生性的原因，在加入适当的控制变量后，其相关关系变弱、甚至消失的可能性。其后的多元回归分析也证实了这一点。限于篇幅，没有列示相关系数表。四、实证结果与分析（一）基本实证结果 表3依次按混合横截面、各年度横截面数据分别列示了模型（3）的多元线性回归结果。各变量的方差膨胀因子（VIF）均远小于10，说明不存在任何共线性问题，为以下的分析提供了充足的保证。从混合数据和2008年及2009年数据的回归结果来看，在其他
26、变量得到控制的情况下，Big4与DA的回归系数尽管为负，但无论在统计意义还是在经济意义上均不显著。这表明四大虽能在一定程度上抑制盈余管理，但作用甚微。同时，也证实了相关性分析中Big4与DA的显著负相关关系是由其内生性造成的，多元回归中加入控制变量则有效解决了这一问题。内生性最根本的危害在于使回归系数的一致性得不到保证，而作为回归最低要求的一致性一旦出现问题，有效性和无偏性都无从谈起。更甚者在2007年，Big4与DA的回归系数为正，这种结果还是多少出乎意料的：聘请四大作为独立外部审计的公司与聘请非四大公司相比，其可控应计利润非但没有减少，反而有一定程度的增加。通过以上解读，基本可以确定经四大
27、审计的公司，可控应计利润的相对额没有显著低于经非四大审计的公司，表明四大并没有使公司的盈余管理空间变得相对较小。在其他条件相同的情况下，在中国，四大并不能提供高质量的审计服务。刘芍佳等（2003）应用终极产权论对我国上市公司的控股主体进行分类，发现截止 2001 年 12 月，84%的上市公司最终由政府控制，非政府控制的比例仅为 16%，上市公司的股本结构是典型的国家主导型。因篇幅所限，分年度数据相关变量的描述性统计未报告；此外，下文还有部分表格未列示，有兴趣的读者均可向作者索取。103 审计研究 2011 年 1 期关于控制变量总的来说，与相关性分析结果比较除杠杆比率外，OP、Switch和
28、ROA与DA仍显著正相关，表明出具非标意见、更换会计师事务所和总资产报酬率都与可控应计利润有正向关系，进而表明更多地进行了盈余管理。Ownership与DA也仍呈负相关，表明国有控股公司一定程度上抑制了盈余管理；不同省（区、市）的市场化程度及其GDP增速对上市公司盈余管理程度没有显著差异，说明这些宏观因素对微观经济主体没有任何影响，这一现象有待进一步研究。表 3 模型（3）多元线性回归结果 混合数据 2007 年 2008 年 2009 年 自变量 估计值 VIF 估计值 VIF 估计值 VIF 估计值 VIF 截距 0.059 0.000 0.171*0.000 0.076 0.000 0.
29、228*0.000 Big4-0.008 1.260 0.005 1.248-0.018 1.279-0.002 1.283 LnSize-0.001 1.488-0.001 1.401 0.001 1.666-0.009*1.759 Levit-0.014*1.215-0.063*1.464 0.027*1.512 0.043*1.493 TA 0.047*1.051 0.337*1.719 0.010*1.045 0.155*1.053 Opinion 0.048*1.043 0.082*1.064 0.043*1.090 0.024 1.027 Switch 0.031*1.013 0.
30、019 1.012 0.019 1.021 0.038*1.031 ROA 0.126*1.152 0.068*2.137-0.030 1.351 0.022 1.183 Region1-0.006 1.539-0.016*1.263-0.005 1.595-0.001 1.930 Region2-0.007 1.206-0.008 1.341 0.011 1.184 0.004 1.236 GDP 0.002 1.826-0.001 1.236-0.001 1.373 0.002 1.647 Ownership-0.009*1.195-0.011*1.175-0.017*1.216-0.00
31、2 1.246 年度 已控制 行业 已控制 已控制 已控制 已控制 R2 0.197 0.355 0.201 0.299 Adj R2 0.193 0.342 0.188 0.288 F 41.14 29.13 14.69 26.35 N 3874 1190 1303 1381 注：*、*、*分别表示统计显著水平为 0.1、0.05、0.01。下同。（二）稳健性分析 从以下四个方面对上述模型的稳健性进行检验，总体结论没有发生改变。1.为了避免异常值对结果的影响，删除了各变量为极值（最小和最大值）的公司样本。2.将会计师事务所出具的非标准意见作为审计质量的替代变量，建立以下Probit回归模型：
32、0123456789101191112131500(1)4412ititititititititititititititjkitjkProbit OpinionBigDABigDALnSizeLevitTASwitchROAregionregionGDPOwnershipYearInd+=+（4）上述模型中，若4itBig的系数1和4ititBigDA的系数3均显著大于零，说明在控制其他变量的情况下，四大更易出具非标意见，从而支持四大的高审计质量。104 审计研究 2011 年 1 期 从表4可以看出，无论从混合数据还是分年度数据的回归结果来看，系数1、3均不显著大于零。从而并不支持四大的审计
33、质量显著高于非四大。3.采用ROE（净资产收益率）代替ROA（总资产收益率），并通过SAS统计软件的Forward、Backward和Stepwise功能对控制变量进行选取，对模型重新进行了回归分析。4.已有的研究文献表明，上市公司的盈余管理除了通过可控性应计利润之外，对线下项目进行盈余管理是其最常见的手段。因此，我们还考察了直接使用线下项目BLit代替可控性应计利润，对多元回归模型进行回归。结果显示Big4与DA的回归系数均为正，且在混合数据和分年度数据回归中均在1%水平下显著。这也从一个侧面表明，四大提供的审计质量非但不高于非四大，而且比非四大更差。表 4 模型（4）Probit 回归结果
34、 混合数据 2007 年 2008 年 2009 年 自变量 估计值 VIF 估计值 VIF 估计值 VIF 估计值 VIF 截距 2.592*0.000 4.056*0.000-0.938 0.000-0.056 0.000 Big4 0.246 1.864-6.355 1.701 0.851 2.297 0.513 2.163 DA 0.979*1.261 2.074*1.551 0.146*1.266-1.174 1.440 Big4DA-4.024 1.626-1.970 1.565-1.908 2.059 0.297 1.861 LnSize-0.249*1.471-0.238*1.
35、385-0.187*1.654-0.363*1.753 Levit 0.679*1.193 0.524*1.505 1.149*1.504 1.564*1.490 TA-0.080 1.079 0.050 2.073-0.462 1.049 0.059 1.190 Switch 0.083 1.016 0.022 1.013-6.295 1.022 0.372 1.035 ROA-2.004*1.152-1.738*2.143-5.173*1.312-4.172*1.183 Region1 0.193 1.539 0.198 1.271 0.329 1.594 0.054 1.930 Regi
36、on2 0.181 1.205 0.087 1.342-0.040 1.184 0.254 1.235 GDP 0.036 1.827-0.050 1.236 0.149 1.369-0.039 1.649 Ownership 0.067 1.197 0.010 1.178 0.252 1.224-0.104 1.246 年度 已控制 行业 已控制 已控制 已控制 已控制 LR 统计量 110.37 67.90 57.02 37.93 伪-R2 0.137 0.193 0.265 0.168 N 3874 1190 1303 1381 五、进一步研究 为了进一步增强上述研究结果的说服力，本文还
37、依据Basu（1997）的思想，构造了以可控应计为基础的、用于检验反转比率、进而稳健性的模型，以作补充。110123451221167224444itititititititititititititititDADADADBigD BigDAAADADABigDBigAA=+（5）105 审计研究 2011 年 1 期其中D为哑变量，采用了两种方式对D进行定义。一是当12ititDAA0时，D=1，否则D=0；二是当12ititDAA大于该变量的中位数时，D=1，否则D=0。上述模型中，124itititDADBigA的系数7表示接受四大审计的公司与接受非四大审计的公司在正的可控性应计利润变化反
38、转比率上存在的差异。如果70，且显著，则能从稳健性方面证明四大的高审计质量。表 5 模型（5）的多元线性回归结果 方式 1 方式 2 变量名 估计值 T 值 T 值 VIF 估计值 T 值 T 值 VIF 截距-0.008-0.807-0.467 0.000-0.008-0.829-0.489 0.000 D 0.009 0.620 0.455 1.664 0.009 0.667 0.493 1.669 Big4 0.027 0.745 1.227 2.582 0.025 0.708 1.168 2.496 4DB ig-0.064-1.045-2.145 2.470-0.062-1.003-
39、2.050 2.443 12ititDAA-0.362-7.146-1.917 2.610-0.363-7.181-1.931 2.589 12ititDADA-0.237-2.917-1.075 2.239-0.239-2.927-1.084 2.248 124ititDABigA 0.273 1.046 1.151 2.499 0.264 1.019 1.116 2.465 124ititDADBigA-0.118-0.254-0.325 2.303-0.109-0.233-0.230 2.331 R2 0.152 0.152 Adj R2 0.147 0.146 F 30.11 30.1
40、0 N 1188 1188 注：表示异方差稳健 t 统计量。从表5可以看出，所有变量的VIF均远小于10，排除了多重共线性的问题；通常的T值与异方差稳健性T值也没有显著的差异，排除了异方差的问题，进而有效地保证了参数估计量的可信度。虽70，但并不显著。至此，可以从稳健性的角度说明：四大提供的审计质量并不显著高于非四大。六、研究结论与存在的不足 本文采用20072009年的沪、深两市A股上市公司公开披露的3874份年报数据，从最初的基于盈余管理视角的模型分析到各种不同的稳健性分析再到进一步的研究，多方面得出了一个共同的结论：四大与非四大的审计质量并不存在显著差异，四大的审计质量不显著优于非四大。
41、在今后监管部门的政策制定中，如果将审计市场刻意向四大倾斜是不恰当的。这不但不能从整体上提高我国资本市场财务报告质量，同时还增加了上市公司的总体成本，并在一定程度上限制了其他事务所的正常发展，其经济后果的严重性是不容忽视的。因为稳健性模型要用到向上追溯三期的公司总资产等相关数据，所以只能用于检验 2009 年的情况，且当年样本量也有所减少。本文并没有专门讨论自选择问题的原因在于：若的确存在自选择问题，也只能说明聘用四大的上市公司本身就是因为其会计质量差而聘用四大，这一方面有悖于我们的常理，更重要是也说明了四大在选择客户时并没有进行严格的筛选。从这方面来讲，也和本文的结论是相容的。106 审计研究
42、 2011 年 1 期 从现实层面来看，这一结果并不太令人吃惊。从毕马威在锦州港事件中的“过失”；到德勤在科龙事件的“疏忽”、主动配合古井贡上市造假，偷逃税款；再到近期的毕马威、德勤卷入新华集团与GE纠纷的丑闻等等无一不说明四大会计师事务所在中国的执业过程中也同样存在严重的审计质量问题。如果不信任非四大事务所，我们同样有理由不能信任扛着四大招牌在中国本地的国际会计师事务所。那么，为什么以高审计质量著称的四大一到中国也难“独善其身”呢？国内国外两种迥然不同的情形是否矛盾呢？以下我们从理论上给与一种可能的解释。首先需要指出的是，这种看似矛盾的情形下隐藏着并不矛盾的内在一致性。四大都是盈利组织，都是
43、以利润最大化为终极目标的公司，这一点在各国都没有任何差别。在这个目标的指引下，针对不同的环境，其具体的策略就会有所差别。如果把四大以外的利益相关者看成博弈的一方，四大自己为博弈的另一方，那么四大的策略就是其博弈过程中的纳什均衡解。恰恰是因为四大的策略仅是其纳什均衡解而远非占优均衡解，才导致了不同国家具体策略的差异。Watts和Zimmerman（1983）认为，在一个良性的、自发需求的市场上总是需要高质量的审计服务；作为审计服务的提供方，也必然会通过提供高质量的审计服务来占领市场。美国属于判例法国家，根据判例法的特点、举证责任倒置、强大的律师团和集体诉讼等，使得对违规企业的诉讼门槛相当低，从而
44、加大了企业违规的诉讼风险，其资本市场能对投资者提供更好的保护。所以，四大面临着巨大的执业风险，四大的高审计质量是在国外考验出来的、不得已而为之的“独善其身”。而在中国，监管风险和法律风险普遍较低、中小投资者保护力度薄弱，尤其中国特定的制度因素和政治背景使得四大相比内资所面临更低的风险，这样，理性的四大就更有可能为了经济利益而放弃独立的立场，四大难以“独善其身”也就不难理解了。再者，中国市场可能本身也不需要高质量的审计服务，因为审计服务也是一种产品，也有其市场，有供给方和需求方。同其他市场一样，审计服务市场上，那些能提供符合客户要求、顺利取得政府管制机构认可的审计意见最受市场欢迎。在符合这些前提
45、下，如果审计价格最低、“麻烦”最少，那简直就是市场的“宠儿”。在我国，新上市公司的IPO价格不会因为会计师事务所提供高质量的审计服务而提高，甚至会降低那些自身质量不高的待上市或已上市公司的利益。显然，这种高审计质量是不受欢迎的。四大和非四大一样，为了实现利益最大化，都致力于发展长期的“优质客户”。那些规模大、实力强的优质客户是他们的“衣食父母”。没有哪个事务所愿意“打一枪换一个地方”，搞“一锤子”买卖，所以才有了上述博弈的理论基础。本文可能存在的不足是代理变量的选取，即用盈余管理变量来代表是否高审计质量是否高度有效。这也是很多社会科学研究面临一个共同难题：对那些不能直接测定的变量，用间接或替代
46、方式进行测定。这种替代过程存在误差或噪音，会影响到最后的结果。所以，本文的研究结论仅是在所搜集的数据和应用方法范围内得出的结果。当然，诚如Zimmerman所说，当某一理论处于早期的发展阶段，出现一些比较粗糙或不精确的变量是在所难免的。高度综合的变量的应用，是因为理论的发展程度还不能提供更精确、更具体的假设或替代变量。高度综合的变量有助于使理论变得越来越丰富，从而最终形成更完善的替代变量。主要参考文献：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，周福源.2007.国际四大意味着高审计质量吗基于会计稳健性角度的检验J.会计研究（3）：7987.漆江娜
47、，陈慧霖，张阳.2004.事务所规模品牌价格与审计质量国际“四大”中国审计市场收费与质量研究J.审计研究（3）：59-65.王咏梅，王鹏.2006.“四大”与“非四大”审计质量市场认同度的差异性研究J.审计研究（5）：49-56.夏立军.2003.盈余管理计量模型在中国股票市场的应用研究J.中国会计与财务研究（2）：94-122.Basu S.，1997.The Conservatism Principle and the Asymmetric Timeliness of Earnings.Journal of Accounting and Economics 24（1）：1-37.107 审
48、计研究 2011 年 1 期Beatty，R，1989.Auditor Reputation and the Pricing of Initial Public Offerings.The Accounting Review，64（10）：693-709.Becker C.M.，Defond.J.，Jiambalvo and K.R.Subramanyam.，1998.The Effect of Audit Quality on Earnings Management.Contemporary Accounting Research 15（1）：1-24.Clive S.Lennox.，199
49、9.Audit Quality and Auditor Size：An Evaluation of Reputation and Deep Pockets Hypotheses.Journal of Business Finance&Accounting，26（7）&（8）：779-804.Datar，S.，G.A.Feltham，and J.S.Hughes.，1991，The Role of Audits and Audit Quality in Valuing New Issues.Journal of Accounting&Economics 14（3）：3-49.DeAngelo，L
50、.E.，1981a.Auditor Independent，Low Balling and Disclosure Regulation.Journal of Accounting and Economics（8）：113-127.DeAngelo，L.E.，1981b.Auditor Size and Audit Quality.Journal of Accounting and Economics 3（3）：183-199.DeFond M and J.Jiambalvo，1993.Factors Related to Auditor-Client Disagreements over In