会计师事务所行业专长与审计质量相关性的检验_来自中国上市公司审计市场的经验证据

会计师事务所行业专长与审计
质量相关性的检验
———来自中国上市公司审计市场的经验证据
蔡　春　鲜文铎
(西南财经大学会计学院　610074)
【摘要】行业专长是审计师专业技能的重要构成要素之一。

国外大量的研究均证实会计师事务所的行业专长能够提高审计质量,而本文的研究却发现,在中国上市公司审计市场中,就总体而言,会计师事务所行业专长与审计质量负相关。

进一步的分析则表明,目前我国会计师事务所总体上独立性相对不高、易受行业内经济依赖度的负面影响和行业专长发展程度较低是造成这种负相关性的主要原因。

【关键词】会计师事务所　行业专长　审计质量　异常应计
一、引言
审计质量通常受到审计师的独立性和专业技能两方面因素的共同影响(DeAngel o,1981),而行业专长是体现审计师专业技能的重要要素之一。

在审计师独立性既定的条件下,审计师掌握客户所在行业的经营特点、交易流程、特殊会计政策等知识,能够帮助其搜集审计证据、提高专业判断能力和审计效率,从而更准确地评估客户财务报告的公允性,提高审计质量。

在国际“六大”中,安永在汽车和计算机业,毕马威在银行和保险业,普华在计算机、矿产、通讯业,安达信在宾馆、通讯和公用事业行业,以及永道在通讯业具有显著的行业专长优势(De Beelde,1997)。

1998年,A I CP A将行业专长列为影响CP A未来发展的五个关键的因素之一(A I CP A,1998)。

自1973年起A I CP A就陆续颁布了特殊行业的审计指南,并在审计质量控制准则中强调了鉴别、指派和发展行业专长审计师的重要性,其目的就是与职业审计准则所强调的“理解客户的行业与业务”原则一致。

中国的审计准则亦强调了审计师必须具备专业胜任能力,如《独立审计具体准则第20号》明确指出注册会计师应当了解被审计单位及其环境,以足以识别和评估会计报表重大错报风险,设计和实施进一步审计程序。

近年来,中国审计市场结构发生了显著的变化,审计市场集中度逐年上升①,事务所之间为争取扩大市场份额的竞争日趋激烈。

事务所的品牌声誉与行业专长成为体现审计质量差异的两个显著特征。

国外的相关研究发现,行业专长事务所较之于非行业专长事务所有较高的审计质量。

而在我国,事务所的行业专长是否影响审计质量尚需研究。

为回答这一问题,本文以2001-2004年上市公司审计市场的数据为依据,首次对事务所行业专长与审计质量之间的关系进行了实证检验。

二、文献回顾
事务所行业专长与审计质量的关系是审计质量研究的一个重要方面。

Owhos o等(2002)发现行业专长事务所在其专长的行业里相对在其非专长的行业里,能够发现更多的报告差错。

O’Keefe等(1994)发现相对于非行业专长事务所,行业专长事务所更显著地遵循了审计准则。

Carcell o和Nagy(2002)研究证实,行业专长事务所的客户更少受到证监会的处罚;
①根据本文数据对2001-2004年CRn的计算,以客户总资产和客户主营业务收入计算的CR10和CR20均呈上升趋势。

Dunn 等(2000)研究了财务分析师对企业信息披露质量评级与事务所行业专长之间的关系,发现行业专长事务所的客户
比非行业专长事务所的客户信息披露质量更高;Gra m ling 等(2001)认为,就利润对未来现金流量的预测能力来说,经行业专长事务所审计的利润比非行业专长事务所审计的利润预测能力更强;Krishnan (2003)研究了事务所行业专长与盈余管理的关系,发现在“六大”中具有行业专长的事务所更能限制客户通过应计项目从事盈余管理;Balsam 等(2003)发现,行业专长事务所的客户比非行业专长事务所的客户有更低的操控性应计利润的绝对值水平和更高的盈余反应系数。

综上,国外成熟审计市场的经验证据基本上支持行业专长有利于提高审计质量的论断。

国内关于事务所行业专长的研究比较有限。

王英姿(2002)对2000年上市公司审计市场中的事务所行业专长情况进行了描述性统计分析。

张立民、管劲松(2004)认为我国A 股市场尚未表现出明显的专业化。

余玉苗(2004)探讨了行业知识、行业专门化与独立审计风险控制的关系。

夏立军(2004)对国外会计师事务所行业专长研究做了较全面的文献综述,并建议应当对国内事务所的行业专长问题进行深入研究。

三、研究假设
事务所行业专长对审计质量的影响可以从以下三方面来分析。

首先,从经验积累与规模经济角度看,Gram ling 和St one (2001)认为,行业专长事务所具有更专门的审计技能与经验;具有因经济规模而产生的低成本或因知识规模而产生的专精知识。

其次,从竞争策略看,事务所发展行业专长是为适应审计市场激烈竞争而采取差异化策略的必然结果。

如果一个事务所能将自己的审计服务与竞争对手相区别并以此吸引客户且得到认同,那么这个事务所将可能获得审计收费溢价和取得竞争优势。

第三,从资产专用性角度看,由于行业专长事务所在特定行业中持续地进行专门审计技术、人力资源、物质资源和组织控制等方面的专用性投资,如果其提供了低质量的审计势必影响其行业专长声誉,从而相对于非行业专长事务所承担了更大的丧失客户准租金的风险,因此这也激励行业专长事务所提供高质量的审计报告。

从资产专用性投资的结果来看,行业专长审计师能够运用其专门的行业审计技能,更深入地了解客户的经营特点、交易流程、内控系统、产品生命周期、行业惯用的会计政策等,从而能更好地鉴别客户财务报告的风险,更准确地评估客户财务报告生成与披露的公允
性,进而提高审计质量。

尽管我国近年来采取鼓励会计师事务所通过合并方式做大做强的政策,审计市场的集中度逐年提高,但是目前上市公司面临审计失败的法律诉讼压力并不大,事务所违规成本并不高,加上审计市场中对高质量审计的需求有限,因此,事务所规模效应在一定程度上被削减,事务所可能因经济依赖度的提高而丧失独立性。

目前,事务所规模与审计质量的实证研究亦未能取得一致结论(夏立军等,2002;原红旗等,2003;方军雄等,2004;漆江娜等,2004;蔡春等,2005)。

同样,行业专长事务所往往在某一行业中占据着较高的市场份额,尽管其可能会因此而提高行业专业技能和审计质量,也可能因行业内经济依赖度的提高而伤害其独立性和降低审计质量。

这两方面的效应对审计质量的最终影响需通过经验证据加以检验。

为方便讨论,我们不妨将原假设定为:
假设:事务所行业专长与审计质量正相关四、研究方法
(一)事务所行业专长的度量
我们借鉴Krishnan (2003)的方法,采用事务所的行业市场份额(industry market shares,I M S )和行业组合份额(in 2dustry portf oli o shares,I PS )作为行业专长的替代变量,每种变量又分连续变量和哑变量两种。

1.行业市场份额
行业市场份额是以特定行业为出发点,考察特定行业中某家事务所所占市场份额的指标。

事务所在某个行业有较高的行业市场份额往往是其在特定行业的经营战略、行业专长投资、行业知识与技术积累等因素共同作用的结果。

(1)连续变量(I M S )
I M S ik =
∑
J
j =1
R EV ikj /
∑I i =1
∑
J j =1
R EV ik j ,其中分子为i 会计师事务所在k 行业的客户主营业务收入总额(RE V ),分
母为k 行业的全部客户主营业务收入总额。

(2)哑变量(I M S_D )
若I M S ik 大于或等于10%,则定义i 事务所为k 行业的专长事务所,并令哑变量I M S_D ik =1,否则,令I M S_D ik =0。

之所以采用10%作为划分行业专长的阈值,原因有二:一是借鉴国外的相关研究。

国外的相关研究通常将划分行业专长的阈值设在10%～20%之间(Krishnan,2003;Neal 等,2004;Casterella 等,2004)。

二是考虑到中国审计市场结构的现实状况。

根据我们的计算,中国会计师事务所的行业市场份额的平均值仅为4%,如果我们将阈值定得过低(如5%),就会导致每个行业有较多数量的行业专长事务所,这与中国事务所行业专长的发展尚处于起步阶段不相称。

另外,行业专长的形成需要达到一定的业务量份额,因此,我们借鉴国际标准的下限──10%作为划分行业专长的阈值。

2
4
2.行业组合份额
行业组合份额是从特定的事务所出发,考察特定事务所在某行业所占市场份额的指标。

行业组合份额反映出事务所开展业务的行业重点不同,一个行业专长事务所往往将其资源重点投入到某些特定行业之中.。

(1)连续变量(I PS )IPS ik =
∑
J
j =1
R EV ikj /
∑K k =1
∑
J
j =1
R EV ikj ,其中分子为i 会计师事务所在k 行业的客户主营业务收入总额,分母为i
事务所全部客户主营业务收入总额。

(2)哑变量(I PS_D )
将每个会计师事务所行业组合份额最高的一个行业定义为其专长行业,并令哑变量I PS_D ik =1;否则,I PS_D ik =0。

(二)审计质量的度量
我们采用异常应计(abnor m al 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,包括操控性应计利润(DAC )和异常性营运资本(AW CA )等。

以往的研究发现操控性应计利润与审计诉讼、非标审计意见正相关(B artov 等,2000;章永奎和刘峰,2002),以及操控性应计利润与基于配股动机的盈余管理有显著的相关性(陈小悦等,2000)。

由于财务报告最后需经注册会计师审计,因此,经审计的操控性应计利润水平反映了审计师谨慎程度的大小,而高质量的审计应当容忍更低程度的操控性应计利润水平。

通常用Jones 模型估计的操控性应计利润既包括与厂房、设备等有关的长期性应计项目,也包括与收入变化相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(abnor m al working cap ital,AW CA )指标并将其作为审计质量的替代变量(De 2
Fond 和Park,2001;Carrey 和Si m nett,2006)。

(1)操控性应计利润依据调整的Jones 模型并以分年度分行业样本进行估计,计算公式为:DAC jt =TAC jt /TA jt-1-α1(1/TA jt-1)-α2
(ΔR EV jt -ΔR EC jt )/TA jt-1
-α3(PPE jt /TA jt-1)
其中,DAC 是操控性应计利润,T AC 是应计利润总额(等于营业利润减去经营活动现金流量净额),ΔRE V 是主营业务收入的变动量,ΔREC 为应收账款的变动量,PPE 是固定资产原值,上述变量均除以上年末总资产T A 。

待估系数α1、α2
和α3由下列回归方程估计:
TAC jt /TA jt-1=α1(1/TA jt-1)+α2((
ΔR EV jt )/TA jt-1)+α3(PPE jt /TA jt-1)(2)异常性营运资本由下列公式计算:AW CA t =W C t -W C t-1×(S t /S t-1)
其中,AWC A 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。

(三)回归模型
分别以操控性应计利润的绝对值和异常性营运资本的绝对值为因变量,以事务所行业专长为测试变量,我们建立以下两组多变量回归模型:
模型一:|DAC |=β0+β1SP +β2|T AC |+β3CF O +β4SI ZE +β5H I L E V +β6AGE +β7NEG +β8B I G4
+β9B I G7+β10Y2002+β11Y2003+β12Y2004
模型二:|AWCA |=β0+β1SP +β2|T AC |+β3CF O +β4SI ZE +β5H I L E V +β6AGE +β7NEG +β8B I G4
+β9B I G7+β10Y2002+β11Y2003+β12Y2004
其中,
|DAC |是操控性应计利润的绝对值,
|AW CA |是异常性营运资本的绝对值;SP 为事务所行业专长变
量,分别采用I M S 、I M S_D 、IPS 和I PS_D 表示;其他变量为控制变量:
|T AC |为应计利润总额的绝对值除以上
年末总资产;CFO 为营业活动现金流量净额除以上年末总资产;SI ZE 为公司资产总额的自然对数;H I L EV 为高负债公司哑变量,当公司资产负债率高于3/4分位数时为1,否则为0;A GE 为公司已上市年份数,等于年报会计年度减去上市年度;N EG 为亏损公司哑变量;B I G4为国际“四大”事务所哑变量②;B IG7为国内“七大”事务所哑变
3
4②国际"四大"在中国的合作所包括普华永道中天、毕马威华振、安永华明、安永大华、安达信华强和德勤华永,其中安达
信华强2002年并入普华永道中天。

量③;Y2002、Y2003、Y2004分别为控制各个年度的哑变量。

控制变量的设置主要参照以往研究文献(Teoh和W ong,1993;Defond和J iam balvo,1994;D eA nglo等,1994;B ecker等,1998;陆建桥,1999;Dechow等,2001; Francis等,2002)。

五、样本选择
本文所采用的相关数据来源于国泰安CS MAR数据库和巨潮资讯网披露的上市公司年度报告。

初选样本包括2001年至2004年在上海和深圳股票交易所上市的4913个非金融行业公司样本(fir m-year samp les)。

上市公司行业分类标准依据中国证监会2001年颁布的《上市公司行业分类指引》,其中制造业由于公司数较多,我们采用二级行业分类,其他行业采用一级行业分类。

以初选样本为基础,我们删去了当年新上市公司样本、股东权益为负的样本、分年分行业中事务所数少于5个和分年分事务所中客户数少于5个的样本④;在计算操控性应计利润时我们还剔除了分年分行业中公司数小于20的样本以降低模型估计误差;最后得到的有效样本数为4332个。

本文数据处理和统计分析使用Stata910计量分析软件进行。

六、实证结果
(一)描述性统计与单变量分析
表1列示了各变量的描述性统计量。

从表中可以看出,行业市场份额(I M S)的均值为0104(中位数为0102);行业组合份额(I PS)的均值为0114(中位数为011),可见我国会计师事务所的平均行业专长程度仍较低;由行业专长事务所(I M S_D=1或I PS_D=1)审计的公司占全部公司的9%或18%。

此外,高负债公司占30%,亏损公司占13%,公司已上市年份数约为6年,国际“四大”审计的公司占8%,国内“七大”审计的公司占20%。

表2比较了行业专长与非行业专长事务所的审计质量差异。

t检验的结果表明两组审计质量指标没有显著差异。

W lic2 oxon秩和检验的结果(z值)呈现出两种相反方向:行业专长组操控性应计利润的绝对值(|DAC|)显著大于非行业专长组,但其异常性营运资本的绝对值(|AWC A|)却显著小于非行业专长组。

我们认为,上述结果尚不能确证行业专长与审计质量之间真实的相关关系,原因有二:第一,只考察了行业专长哑变量的情形,而没有考察行业专长连续变量的情形;第二,没有考虑影响审计质量的其他因素的影响。

因此,我们需要通过多变量回归模型控制其他因素的影响后来确定行业专长与审计质量之间的相关关系。

表1变量的描述性统计
变量N均值标准差最小值中位数最大值
|DAC|433201070108001041124
|AWCA|43320123312800107196169
I M S433201040105001020192
I M S_D433201*********
I PS43320114011400110197
I PS_D433201180138001
|T AC|433201070110001051196
CF O433201050111-113801051117
SI ZE433221110194161882110426185
H I L EV43320130146001
NEG433201130134001
AGE4332516721850614
B I G4433201080128001
B I G74332012014001
44③
④
我们采用证监会首席会计师办公室发布的2001-2004年《谁审计中国证券市场》系列报告中对大所的划分标准,将上海
立信长江、中瑞华恒信、浙江天健、信永中和、北京京都、深圳鹏城和岳华七家事务所列为国内“七大”。

如果分年分行业中事务所数或分年分事务所中客户数过少,则计算出的行业专长指标有较大的替代误差。

表2
行业专长事务所与非专长事务所比较
　以行业市场份额(I M S =1或0)划分
变量
N
行业专长所(I M S_D =1)
非行业专长所(I M S_D =0)
差 异
N 均值中位数
N 均值中位数t 值z 值|DAC |4332403010687010539290106820104011311693|AWCA |43324030114010663929012401070-0161
-0191
　以行业组合份额(I PS =1或0)划分
变量N
行业专长所(I PS_D =1)
非行业专长所(I PS_D =0)差 异
N 均值中位数
N 均值中位数t 值z 值|DAC |433275901060105357301070104-11550132|AWCA |433275*********
357301250107
-0192
-21593
33
注: 1.
3
、33、333
分别表示10%、5%、1%的显著性水平。

(二)多变量回归分析
在进行回归分析之前我们首先对自变量之间的共线性进行了检验,结果所有自变量的V I F 值均小于2(临界值为10),说明自变量之间不存在显著的共线性。

其次,为使回归结果更加稳健,我们将标准化残差的绝对值大于3的样本进行了剔除。

表3给出了多变量回归结果。

从表中可以看到,模型一中各行业专长变量(SP )的系数均显著为正,与预期符号及原假设相反,说明在控制了其他影响审计质量的因素后,事务所行业专长与操控性应计利润的绝对值正相关,亦即事务所行业专长与审计质量负相关。

模型二中当行业专长变量为行业市场份额连续变量(I M S )时,其系数显著为正,与预期符号和原假设相反,也说明事务所行业专长与审计质量负相关;模型二中其他类型行业专长变量的系数均不显著。

表3
多变量线性回归结果
变量
预期符号
模型一:以|DAC |为因变量
模型二:以|AWCA |为因变量
(1)SP =I M S (2)SP =I M S_D (3)SP =I PS (4)SP =I PS_D (5)SP =I M S (6)SP =I M S_D (7)SP =I PS (8)SP =I PS_D 常数项
0104501043010490104301715017160165901671(3134)
333
(3126)
333
(3166)
333
(3126)
333
(7120)
333
(7162)
333
(6195)
333
(7123)3
33
SP
-0101750100360101030100250109301024-01028-01008(1166)3(1198)33
(3106)3
33
(2109)33
(1164)3(1159)(-1143)(-1117)|T AC |+018210182101820182111031103110311032(70102)333
(70116)333(70102)3
33(70107)3
33(9163)3
33
(9167)3
33
(9167)3
33
(9167)3
33
CF O --01109
-01109
-01110-0110901272012710127601274-1314)3
33
(-1314)3
33
(-13158)333(-13141)333
(2187)3
33(2188)3
33(2188)3
33(2188)3
33SI ZE --010012-010011-010015-010011-01033-01033-01031-01031(-1193)3(-1178)3(-2128)33(-1181)3(-6165)3
33
(-6171)3
33
(-6137)3
33
(-6162)33
3
AGE --010009-010009-010009-010009010040100401004010038(-5107)3
33
(-5118)3
33
(-5115)3
33
(-4197)3
33
(3101)3
33(2196)3
33(3111)3
33
(3111)3
33
H I L EV +-010012-010011-010012-01001201057010570105701057(-1103)(-0194)(-1103)(-1106)(6129)3
33(6128)3
33(6126)3
33(6127)3
33NEG +-01012-01012-01012-01012-01025-01025-01025-01025(-6189)33
3
(-7118)33
3
(-6183)33
3
(-6186)33
3
(-2119)3
3
(-2123)3
3
(-2119)3
3
(-2118)3
3
B I G4--01001-010********
-010003-01016-01017-01013-01012(-0188)(-0186)(0109)(-0117)(-1199)3
3(-1188)3
3
(-1160)(-1154)B I G7-
-010008-010010-0100001-0100020100270100220100401005(-0163)(-0178)(-0101)(-0113)(0132)
(0126)
(0153)(0163)N
42824281428142824313431343134313F 值
506141
333
506125
333
504147
333
503175
333
18186
333
18162
333
18157
333
181453
33
调整R 201820182018201820122012101220121
注: 1.
3
、33、333
分别表示10%、5%、1%的显著性水平。

2.t 检验值(括号内)经W hite (1980)异方差一致协方差矩阵修正。

3.各回归方程均进行了年度哑变量控制但省略了其结果。

5
4
为什么从总体上看我国会计师事务所行业专长与审计质量负相关?为进一步解释这一现象,我们从以下两方面进行了分析⑤。

首先,审计质量受到独立性和专业技能的联合作用,且这两种作用因素之间是互补的而非替代的关系。

也就是说,专业技能若要发挥显著作用须建立在事务所保持较高独立性的基础上;当独立性被削弱时,即使审计师具有较高的专业技能,也难以达到较高的审计质量。

一般认为大所相对于小所有较高的独立性。

因此,我们按主审事务所规模将总体样本分为国际“四大”、国内“七大”和国内“非七大”三组,然后在各组内分别运用模型一和模型二进行回归分析,结果发现:(1)在国际“四大”组中,行业专长与异常应计的绝对值显著负相关(即行业专长与审计质量正相关);(2)在国内“七大”组和国内“非七大”组中,行业专长与异常应计的绝对值显著正相关(即行业专长与审计质量负相关)。

由此,我们可以得到以下的解释性结论:国际“四大”独立性相对较高,其行业专长不受行业内经济依赖度的影响,能够对审计质量起到正面提升的作用;而国内事务所独立性相对较低,其行业专长更容易受到行业内经济依赖度的负面影响,对各种盈余管理行为持更为宽容的态度,从而导致审计质量降低。

由于国内事务所审计了约92%的上市公司,故导致总体上事务所行业专长与审计质量负相关。

图1　行业专长与审计质量之间的“U ”型关系
其次,Balsam 等(2003)对美国审计市场的实证研究发现,事务所行业专长与审计质量之间是“U ”型的非线性关系(如图1所示):在某个临界点以下,审计质量随着行业专长的增加而下降;过了该临界点之后,审计质量才随着行业专长的增加而上升。

我们对中国审计市场中的行业专长与审计质量之间的非线性关系也进行了检验,结果发现:行业专长与操控性应计利润的绝对值(|DAC |)之间呈“倒
U ”型的非线性关系,即事务所行业专长与审计质量之间也是呈“U ”
型的非线性关系。

但与美国审计市场显著不同的是,美国以“六大”或“五大”占主导地位,事务所平均行业市场份额较高(18%左右),接近于“U ”型曲线的临界点(20%左右),所以总体上行业专长与审计质量之间大致呈正相关(如图1中B 段所示)。

而中国审计市场中事务所平均行业市场份额较低(仅为4%),并且绝大多数事务所的行业市场份额远低于临界点,所以导致总体上行业专长与审计质量之间呈负相关关系(如图1中A 段所示)。

综合上述两方面分析,我们认为,总体上我国事务所独立性不高并易受行业内经济依赖度的负面影响和目前我国事务所行业专长发展程度较低是导致行业专长与审计质量负相关的两个主要原因。

七、研究结论与建议
事务所行业专长体现了影响审计质量的专业技能因素。

以往的审计质量实证研究更多地是讨论独立性对审计质量的影响,而本文则从专业技能角度,以2001—2004年上市公司为样本,首次研究了事务所行业专长与审计质量之间的关系。

研究结果发现,在控制了其他变量的影响后,就总体样本而言,事务所行业专长与审计质量负相关。

该结果与国外同类研究的结果相反。

进一步分析发现,其主要原因在于目前我国会计师事务所总体上独立性相对不高、易受行业内经济依赖度的负面影响和行业专长发展程度较低。

因此,从政策建议角度,我们认为应当大力提高会计师事务所的独立性和鼓励事务所进一步发展行业专长。

具体措施是继续加强审计市场的法律法规等制度建设,加大事务所的违规处罚力度,鼓励事务所进一步做大做强,促进审计市场适度竞争和有序发展,逐步提高审计市场的集中度。

我们相信,随着事务所独立性的提高和审计市场结构的进一步优化,必将会有更多的事务所采用行业专长的差异化策略,通过对特定的行业进行人力、物力、组织、制度等专用性投资,积累大量行业审计经验与审计资源,最终达到“规模效应”与“专长效应”,提高审计服务的质量。

⑤因篇幅有限,这里没有报告具体统计检验结果,感兴趣的读者可与作者联系。

E -mail:c_cai@s wufe .edu .cn 。

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