审计市场论文范文

审计市场论文篇1

（一）模型建立和变量定义本文的研究假设通过混合面板模型进行验证，模型的基本形式如下：其中FROEt表示t期的预期净资产收益率，由于预测数据无法获得，这里FROEt采用曾颖和陆正飞（2006）、蒋琰和陆正飞（2009）的方法，由t期期末每股收益与t期期初每股净资产的比值获得。GLS模型要求采用至少12期的预测数据计算权益资本成本，本文设定T=12的预测区间，对于终值的前三期采用实际数据计算获得，而对于后9期采用递延或者迭代的方式求得预测数据。其中，FROEt从t+3期开始向行业平均水平直线回归，从t+12期开始保持在行业均值水平。而Bt在有实际数据的年份以实际数据替代预测数据，此后以迭代的方式求得，公式如下：Bt=Bt-1+Bt-1×FROEt×（1-K)。其中k为近5年的股利分派率平均水平。GLS模型的含义在于股权融资成本是使得企业未来各期净现金流的现值总和等于当前公司股票价格的内含收益率。（2）解释变量。本文的解释变量包括审计意见（adopinion）、审计质量（adquality）与金融市场环境。其中，参考朱凯和陈信元（2009）、魏锋（2012）、魏志华等（2012）将审计意见分为标准无保留意见与非标准意见，以虚拟变量衡量，其中保准无保留意见为1，其他意见为0。由于公司审计的统计截止日期为年末，但披露时间为下一年第一季度，故而选取审计意见的滞后一期作为解释变量；雒敏和麦海燕（2011）、徐寿福（2012）、张鸣等（2012）以会计事务所的实力即“国际四大”或者“国内十大”作为审计质量的度量，本文借鉴前人观点，对公司进行审计的事务所为国际四大则审计质量为1，其他为0；金融市场环境则引用樊纲等（2011）《中国市场化指数报告》中的市场化指数衡量。（3）控制变量。综合相关文献的研究（D.Henry，2009；支晓强和何天芮，2010；Z.Lin，et.al，2011；CF.Baum，et.al，2011；张宗益和骆垠杏，2012；杨兴全等，2012），选取企业性质（cqxz）、资产规模（lnasset）、资产负债率（lev）、盈利水平（roa）、成长能力（growth）、账面市值比（btom）、风险系数（beta）、资产周转率（captur）、股票转手率（stotur）等反映企业特征的控制变量，同时设置行业、年度虚拟变量控制行业、年度差异。变量定义如表（1）。

（二）样本选取和数据来源本文选择2007年至2009年沪深A股有审计意见的上市公司为基本样本，由于股权融资成本的计量需要未来3年预测数据，本文以实际数据的计算值替代，故而实际样本为2007年至2011年。样本删减的过程中：（1）剔除股权融资成本在［0，1］范围之外以及存在数据缺失的公司；（2）剔除ST、PT公司、金融业公司，由于注册地在的公司市场化水平与其他地区差异过大，同时删去注册地在的上市公司；（3）剔除各个变量数据存在异常与极端值的公司。经处理得出1195家公司每年的平衡面板数据。市场化指数源自樊纲等（2011）《中国市场化指数———各地区市场化相对进程2011年报告》，公司的财务数据来自CSMAR数据库，股权融资成本通过财务数据进行计算获得，通过Matlab编程获得批量股权融资成本数据。文章实证过程采用Stata12软件。

二、实证检验分析

（一）描述性统计通过样本描述性统计表（3）可以发现，各上市公司股权融资成本差异较大，最大值为0.8400，而最小值仅有0.0002；独立审计方面，从上市公司的审计意见均值为0.9598可看出绝大多数公司都能得到标准无保留意见，其财务信息披露与实际情况基本一致，由于差异不大看不出审计意见对股权融资成本的影响，于是做出审计意见与股权融资成本的分组描述，由表（3）发现，审计意见为0时股权融资成本均值为0.0458高于审计意见为1的股权融资成本均值0.0419，初步符合本文假设。然而对比审计质量，仅0.0675的均值说明只少数公司在信息披露时聘请高质量会计事务所，审计质量并不是上市公司普遍采取的外部治理方式。市场化指数最大值为11.8，最小值为3.25说明我国区域经济发展不平衡显著，不同注册地的上市公司处于不同发展水平的金融环境中，很可能成为影响股权融资成本的因素之一。

（二）回归分析首先进行是全样本的多元回归，同时为了考察不同企业性质是否会影响金融市场发展、独立审计与股权融资成本的关系，本文还按照企业性质进行分组回归，结果如表（4）和表（5）所示。可以得出如下分析结论：（1）表（4）的6种回归模型与表（5）的结果均表明，审计意见均与股权融资成本负相关，即获得标准无保留意见的上市公司比获得非标准意见的上市公司承担更低的股权融资成本，并且审计意见在1%的水平上显著影响股权融资成本，该结果说明审计意见作为外部治理的一项方式能够有效补充内部公司治理，促进上市公司的信息披露，影响投资者的预期与资金投向进而作用于公司的股权融资成本，验证了假设1。（2）表（4）的模型2、4表明审计质量与股权融资成本负相关，即聘请国际四大会计事务所的上市公司承担更低的股权融资成本，但是二者关系不显著。然而在表（5）的分组回归结果中，审计质量与股权融资成本正相关。出现两种迥异的原因可能是，审计质量与公司治理存在两种效应：一是高质量审计能够提供更有效的信息披露，对于公司而言是一种治理机制，能够降低企业内部的管理层与股东冲突，提高企业营运效率进而降低企业融资成本（雒敏和麦海燕，2011；魏锋，2012）；二是问题越突出的公司越有聘请高质量的外部独立审计的倾向（曾颖和叶康涛，2005），故而高质量审计同时反映企业内部治理问题，影响投资者的预期进而影响股权融资成本。综述所述，审计质量与股权融资成本的关系不确定，由治理效应与信息披露效应的相互作用决定。假设2没有得到验证。（3）金融市场环境对股权融资成本的影响包括两个方面，一是金融市场环境直接影响股权融资成本，发达的金融市场环境具备更加效率的竞争、交易机制，更畅通的信息传播渠道，更完善的法律、监督体系，进而减少企业融资的效率损失，降低股权融资成本；二是金融市场环境通过加强独立审计的治理作用影响股权融资成本，发达的金融市场环境使得投资者更为全面的考察企业的经营状况、发展能力，作为信息披露的一种方式独立审计能够引起足够的关注进而影响企业的股权融资成本。表（4）模型5中，金融市场环境对权融资成本的直接影响系数为-0.0004，并且二者关系并不显著；而模型6中，审计意见与金融市场环境的交叉变量的系数为0.0056，并且审计意见、金融市场环境、二者的交叉变量均与股权融资成本关系在1%的水平上显著，说明金融市场环境主要通过第二个途径影响股权融资成本。假设3得到验证，但关系不显著，假设4得到验证，关系显著。（4）性质不同的企业，其股权融资成本受到独立审计、金融市场发展的影响程度并不相同，国有控股公司比民营控股公司承担更高的股权融资成本。由此，按照企业性质对金融市场环境、独立审计与股权融资成本进行分组回归，得到表（5）。可以发现，一是国有控股公司的审计意见系数、金融市场发展系数的绝对值为0.0811和0.0085，分别大于民营企业的0.0197和0.0021，并且审计意见、金融市场发展与股权融资成本的关系更显著，即独立审计、外部治理环境对国有控股公司的影响更甚。这意味着和民营企业相比，国有控股公司的内部治理水平与信息披露强度较低、问题更突出，外部治理的改善能够显著降低其股权融资成本。二是国有控股企业与民营企业的审计质量与股权融资成本正相关，再次证明了审计质量与股权融资成本的关系不确定。

（三）稳健性检验为了考察研究的稳健性，本文进行了稳健性检验，包括：在计算股权融资成本时将预测期从12期延长到18期；对审计质量的衡量从国际四大扩大到中国注册会计师协会网站上公布的排名前十的会计事务所；增加公司治理的控制变量，如独立董事比例、第一大股东持股比例、第二到第十大股东持股比例、两权分离等；将金融市场发展的衡量指标替换为金融业的竞争程度。不管是改变解释变量、被解释变量或是控制变量，研究结果没有发生实质变化，实证结果基本稳健。

三、结论与启示

本文研究得出如下结论：（1）获得标准无保留意见的公司比获得非标准意见的公司承担较低的股权融资成本，说明审计意见能够发挥信息披露作用反映公司价值，影响投资者预期进而影响股权融资成本。不仅如此，审计意见作为有效外部治理机制，能够弥补企业内部治理的不足，减少成本进而影响股权融资成本；（2）审计质量与股权融资成本的关系存在两种效应：一是审计质量的治理效应能够降低股权融资成本，二是高质量审计的高度信息披露反映企业内部治理问题改变投资者预期进而提高股权融资成本，故而二者的关系取决于两种效应的相互作用，存在不确定性；（3）金融市场发展进程作为企业融资活动的外部环境，对股权融资成本的影响主要在于通过改善信息不对称提高融资效率。良好的金融市场环境使得投资者充分关注到独立审计的信息披露作用，修正期望报酬率进而作用于企业股权融资成本；（4）相比民营企业，国有控股企业由于信息披露程度低、管理层与股东的问题更为突出使得其股权融资成本更高，故而独立审计与金融市场发展对其治理作用更为明显。独立审计能够有效提高企业融资效率，降低股权融资成本，而良好的金融市场环境能够降低信息不对称，促进独立审计对企业的价值揭示与治理进而降低股权融资成本。本文的政策建议如下：推进金融改革，完善、平衡地区金融发展进而改善信息披露机制，促进独立审计监督职能的发挥为企业经营、融资活动创造良好外部治理环境；不断深化、完善审计制度，以国家审计的发展规范独立审计即民间审计，充分发挥审计的信息揭示与治理作用进而提高社会融资效率；提高社会对独立审计的关注度，引导企业与投资者重视独立审计意见，企业针对审计意见改善内部治理，投资者参考审计意见确定投资方向，进而降低资本市场效率损失。

审计市场论文篇2

医院市场营销审计内容涉及面较宽，主要有以下几个方面：

(一)医院市场营销组织审计

医院市场营销组织，不只是医疗市场部、医疗开发部等一些单一的组织，还包括市场营销领导机构，即决策开展市场营销活动的领导层以及一切参与市场营销活动的科室和部门。医院市场营销组织审计，就是审查医院在执行市场营销战略方面的组织保证程度，营销领导机构选择决策和控制决策的能力，职能部门对营销工作的规划、执行的能力，营销部门对多变的市场环境的应变能力以及它与其他部门的联络协调能力等。具体包括：医院是否具备足够开拓市场能力的市场营销主管人员，主管人员的职责与权利；是否拥有一支医德高尚、训练有素而又具有一定医学知识的营销队伍，医院决策层对他们是否有健全的激励、监督和约束机制；是否按照患者群、病种、社区(或城乡)等因素有针对性地组织各项市场营销活动；市场营销部门是否与临床科室、医技科室、采购部门、财务部门以及其他部门建立了良好的沟通与密切的合作关系。(二)医院市场营销战略审计

战略审计主要审查医院制定的战略目标和任务。它包括：医院发展的总目标及市场营销目标是否表述清楚，是否与医院目前所处的发展阶段相适应；是否选择了与医院任务、目标相一致的竞争地位，是否能制定与竞争者战略相适应的市场营销战略；是否进行了科学的市场细分并选择最佳的目标市场，选择的目标市场与医院目前的技术特色是否相吻合；是否对目标市场确定了合适的市场营销组合，资源是否被恰当地分配到市场营销组合中的各个主要成分中；为实现市场营销目标，是否有足够的资源预算。

(三)医院市场营销系统审计

集中评价医院的信息系统、计划系统、控制系统及服务开发系统的完善性和有效性。主要包括：市场营销信息系统能否正确、及时地收集和整理市场发展变化方面的可靠信息；计划系统是否成功而有效地编制了计划；控制系统能否控制医院的营销成本，确保医院各项计划的实现。

(四)市场营销效率审计

它检查营销组织的获利能力和各项营销活动的成本效率，具体表现在：一是分析医院在不同病种、患者群、地区中的收益情况，分析医院应该进入何类市场，扩大或收缩及撤出哪些市场；二是检查成本效益，寻找出那些营销活动超出预计成本的原因，及采取哪些降低成本的步骤，评价成本控制的效果；三是分析审查医疗收入、支出的增减程度及结构变化，分析床位使用率的高低及病床周转速度的快慢，分析营销人员的效率和市场占有率的变化。

(五)营销环境审计

医院的营销环境可以分为两大类：一是宏观环境，包括人口、经济、自然、技术、政治等因素；二是目标环境，其直接影响医院营销目标的实现。主要有市场、患者、医疗机构、经销商、供应商及其他相关单位等。具体包括：人口发展变化，收入、储蓄、信贷等方面的变化给医院带来了哪些机遇和威胁；医学技术和治疗手段发生了哪些变化；是否出现了影响市场营销战略和策略的法律、规章；患者方面是否发生了影响医院市场营销活动的变化；医院主要细分市场的特征及发展趋势；现有及潜在的患者对医院和竞争者在声誉、医疗质量、愈后回访的评价；医院主要竞争对手的目标、策略、优势和劣势。

二、医院市场营销审计的必要性及目的

在竞争日益激烈的医院市场竞争中，市场营销审计占据着举足轻重的地位，只有明确其必要性与目的，才能更好地采取相应对策，稳定有序地发展。

(一)医院市场营销审计的必要性

自上世纪80年代初期市场营销理论引进我国以后，为许多企业带来了良好的经济效益。与企业相比，医院尽管与其有经济性质的分别，但同样是独立经营的主体。尤其是随着医疗市场的逐渐开放，越来越多的医院向企业化方向发展。不少民营医院、外资医院从诞生一开始就进行企业化运作，且十分重视市场营销。国有医院与民营医院、外资医院的竞争，即为市场的竞争。从这个方面来说，国有医院如果不进行市场营销，必定难以得到长足的发展。事实表明，许多国有医院已经开始意识到了这一点，纷纷成立了医院市场部、医疗发展部和医疗协作部之类的机构，尽管机构的名称各异，其职能却是相同的，都是医院的市场营销机构。由于成立时间不长，从总体上来说，其发展尚不够成熟，职能尚未完全发挥，并且出现了一些亟待解决的问题。部分医院营销策略计划制定得非常全面，但实施进程中却缺少战略控制，未及时调整计划中的问题，对营销缺少实效考核，对其考核结果的优劣也无法进行公正地评价。这种重计划而轻考核的医院市场营销活动，时常使医院的管理者失去方向，不清楚市场营销活动的成功与失败的关键之处，从而不利于对市场营销实践经验进行有效地总结。

(二)医院市场营销审计的目的

医院市场营销审计既然是对医院的营销环境、目标、战略以及一系列的经营活动进行全面、系统、独立和定期的审查，就必然有其特定的目的。其目的是为了在确定医院的市场营销范围，改进营销工作中出现的问题，而提出正确的营销纠正方案，最终提高医院的市场营销绩效。医院通过对市场营销活动的效果进行考核检查，可以为建立科学的现代医院制度创造有力条件，同时，也可促进医疗市场营销朝着健康稳定的方向发展。

三、医院市场营销审计的原则

医院市场营销审计能有效地发挥作用，在应用中必须遵循以下四大原则：

(一)全面性原则

市场营销审计不是一种功能性审计，其既有现代内部审计的内涵，又不同于单一内部审计，它不仅仅对市场营销组合中的某个功能因素进行审计，也不只是哪里出现问题，就查哪里，它覆盖医院的整个市场营销环境，内部营销系统以至具体营销活动的各个方面，是将市场营销作为一个整体进行审查和考核。这是由现代市场营销整体性的特点决定的。由于医院的市场营销活动涉及到医院内外环境的众多组织与个人，包括医护人员、供应商、患者、竞争对手、传媒等，这就要求市场营销审计对市场营销活动的各个层面都要涉及，只有遵循全面性，才能有效地对营销效果进行审核与评价。

(二)系统性原则

医院的市场营销活动不是孤立的。市场营销的效果要受医院的发展目标、战略、计划等各种因素和客观环境的影响和制约，而且效果不是立竿见影，这就要求市场营销审计必须站在一定的高度，事先对营销活动中可能存在的问题或潜在的机会进行系统性审核与分析，检查诊断出影响营销效果的因素并提出正确的营销计划，确保营销达到满意的效果。

(三)独立性原则

市场营销审计面向整个医院，关系医院的发展前景及生存状况，因此一定要有独立的人员，实施独立的程序，从而有效保证审计结果的客观、公正。

(四)定期性原则

审计市场论文篇3

论文摘要：目前国内外很多学者对审计质量展开研究，各研究对审计质量替代指标的选取也各不相同。基于目前审计质量众多、分散的量化方式，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。

1　引言

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。

2　文献回顾

2.1　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。

2.2　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。

2.3　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。

2.4　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。

2.5　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。

3　结论和启示

审计市场论文篇4

【关键字】 审计市场结构 事务所规模 审计定价

一、研究背景现状

现阶段我国审计市场还处在初步的市场化进程中，关于我国审计市场的研究也处于初步的探索进程中。大多数学者认为，我国审计市场结构仍处于分散、分割与低集中度的状态。关于大事务所是否会向客户收取更高的审计费用，一直是监管部门和理论研究关注的重要话题。现有文献中，关于事务所规模对审计收费的影响存在产品市场势力理论、产品差异化理论、声誉理论以及规模效应理论等不同的理论。

二、文献综述

大事务所是否会导致审计市场垄断，是我国监管部门和投资者普遍关心的重要话题，因此，许多学者就大事务所是否会收取更高的费用进行了实证检验。刘斌等（2003）发现，事务所规模对审计收费无显著影响，他们认为其原因可能是规模经济与深口袋效应相互抵消的结果。漆江娜等（2004）也发现，“四大”审计收费显著高于本土事务所，但她们仅研究了“四大”的审计溢价，而没有对本土不同规模的事务所进行研究，因此，很难说这一溢价究竟是声誉溢价还是规模溢价。韩洪灵和陈汉文（2007）基于DeAngelo（1981）和Dye（1991）关于初始审计定价折扣的竞争性理论预期，利用2002―2004年我国审计市场的数据对初始审计的定价行为与特征进行了较为细致的实证考察，结果发现大型上市公司在小型会计师事务所之间的变更存在初始审计业务的定价折扣现象。曾亚敏、张俊生（2012）以中国2006年至2009年初发生的8起“强强联合”会计师事务所合并案为研究对象，分析合并前后审计市场结构与定价的变化。研究结果表明，从单变量检验来看，合并后会计师事务所对同一客户的审计收费较合并前显著增加，但在控制其他影响审计定价的因素后，合并因素对审计定价虽仍有正向作用，但在统计上并不显著。

从以上可以看到，我国学者对会计师事务所规模对审计定价的影响并没有取得一致的结论。

三、理论分析

会计师事务所规模在不同理论上对审计定价有不同的影响程度。鉴于此，本文选取市场势力、产品差异化和声誉理论这三个方面对审计定价的影响进行研究。

1、市场势力理论

审计收费作为一个与卖方都接受的价格，很大程度上还要受到双方力量对比或者说议价能力的影响，其实际上是审计师市场势力与客户影响之间均衡的结果。从供给角度来说，会计师事务所在客户面前的议价能力提高，会提高审计收费。尤其是当事务所构成市场垄断时，其在与客户进行审计收费谈判时将拥有很大的主导权，从而可以索取更高的收费，尽管其提供的审计质量可能并不比其他事务所更高，相关的审计投入也不见得更高，这种情况正是监管部门不希望看到的。一些研究发现市场集中度与审计收费之间确实存在正向关系，陈杰平、苏锡嘉和吴溪（2007）对中国审计市场研究后发现，“五大”在竞争性稍差的补充审计市场中可以赚取审计溢价，而在竞争性的强制审计市场中则未赚得溢价。

2、产品差异化理论

产品差异化理论认为，在竞争性市场上，大事务所之所以可以收取审计溢价，其主要原因在于大事务所与小事务所提供的服务质量上存在显著差异，而不是由于这些大事务所具有垄断地位。大事务所的审计质量之所以更高，一方面来自于规模提升后独立性的提高[17]，另一方面来自于他们发现被审计单位财务报表中存在的问题的能力更高，因为大事务所往往拥有更高水平的专业人员、可以实施更有效的质量控制、采用更先进的审计技术与方法、实施更大范围的审计。而这些，都意味着需要更高的审计投入。根据财富最大化要求，当审计师在客户身上需要花费额外的成本以提高审计服务质量时，其所要求的审计费用也将提高以便补偿其审计投入。从需求角度来说，上市公司之所以愿意接受大事务所提出的高价，主要是由于接受大事务所提供的高质量审计服务可以传递公司质量的信号，从而提高公司价值、降低融资成本，由于上市公司自身可以从中受益，因而愿意支付更高的价格购买审计服务

3、声誉理论

声誉投资理论认为，规模较大的事务所更注重维护自身的声誉、更关注自身的法律风险。因为，一旦出现违规行为，其损失将远远超过一般的小所；另一方面，大规模的事务所往往是经过多年的积累才发展壮大起来的，规模的不断提升，很大程度上依赖于良好声誉带来的稳定增长的客户源、更低的行政处罚或法律诉讼。对于风险较高的审计客户，更关注自身声誉的大事务所往往要花费更多的努力、实施更大范围的审计，以发现财务报表中可能存在的重大错报，从而对被审计单位财务报表中不存在重大错报提供更高程度的保证，这将增加事务所的审计成本进而导致其要求更高的审计收费。关注于风险的大事务所还将通过收取风险溢价来弥补其未来可能的损失。而对于那些对自身声誉并不十分注重的小事务所而言，其更关注于争取客户，它们往往不惜降低收费，甚至通过恶性竞争手段来争夺客户，其无论是审计投入还是风险溢价都远低于大事务所，其所要求的审计收费自然更低。另外，大事务所还需要通过收取更高的价格来弥补其长期以来巨大的声誉投资。

四、结论

审计市场论文篇5

关键词：审计需求 上市公司 双向选择

一、引言

伴随着我国社会主义经济体制和证券资本市场的逐步完善，上市已经成为大多数企业扩张和融资的主要途径和目标。而上市公司的年度财务报告必须经注册会计师审计，因而越来越多的公司需要会计师事务所为其提供年度审计及相关专业服务，并对其年度财务报告的可靠性提供权威的鉴证，因此，高质量的审计服务和高素质的审计人员对上市公司而言就变得更为重要，选择什么样的会计师事务所作为财务报告及相关披露信息的审核方，对于其能否在资本市场吸引更多投资者以及在行业范围内的公信度具有极其重要的意义。目前在学术界对于审计师选择行为的研究主要还是围绕公司治理结构和制度环境这两方面来展开。然而，随着市场经济体制的不断成熟，审计需求已经逐渐成为上市公司和审计师之间双向选择行为的重要影响因素。虽然审计需求理论已成为研究审计师选择行为的重要基础，但对于审计服务的受托方——审计师的重要特征在审计师选择行为中的重要作用却缺乏相对完善的研究。本文试图从审计需求的角度来找出影响上市公司和审计师之间双向选择行为的重要因素，建立适合中国市场经济体制下上市公司和会计师事务所的双向选择行为模式，从而更好地完善上市公司审计师选择机制。

二、文献综述

（一）国外文献 Balsam.S和J.S.Young（2003）从审计质量的角度出发，将审计质量定义为审计师发现并上报会计违规行为的可能性，并提出了审计质量对审计师的重要性，审计师如果因为审计质量问题而丧失声誉，会失去更多获得未来潜在客户的机会。Krishnan.J（2005）认为，大规模的会计师事务所能够提供更高质量的审计服务，因为相对于小规模事务所，大事务所能够更好地监督合伙人和高级主管的行为。因此，当冲突越严重，即成本越高时，上市公司会更加倾向于聘请大规模会计师事务所。Leland和Pyle（2000）通过对公司的市场价值和其股权留存比例之间的关系进行研究发现，当公司发展前景良好时，经营者会选择承担大部分投资经营风险，投资者对其市场价值就会有较高的评估，使其不容易产生较高的自发性审计需求。然而在美国，Feltman、Hughes和Simmunic（2001）则得出了完全不同的结论，以美国上市公司为样本进行实证检验，并没有发现公司特别风险与审计质量有相关性，他们认为这一结果反映了潜在诉讼成本对公司和审计师的束缚——高质量的审计师需要收取更高的审计费用来弥补潜在诉讼带来的成本和声誉损失。因此，存在高特别风险的公司会倾向于选择规模较小的事务所。国外学者通过进一步研究发现，审计师和公司的声誉对IPO公司的选择也有相当显著的影响。Balversetal（2003）研究后发现，将近90%的高声誉投资银行选择与四大会计师事务所合作，而做出同样选择的低声誉投行只占到70%，这说明高声誉的公司会更倾向于选择与高声誉的会计师事务所建立业务关系，以保证审计质量以及向市场传递的信息质量。Beatty（2004）发现，四大与非四大会计师事务所的客户在上市首日的收入有明显的差异，那些经高声誉审计师审计的IPO公司往往能够获得较高的首日收入。DarrylBrown和SusanShu（2009）认为，审计师的环境为审计人员提供了天然测试审计保险价值的平台，KPMG往往会根据审计客户公司所受到的财务风险压力来判断其产生诉讼风险的可能性，从而更好地安排其审计计划，并决定是否与客户签订意向书，这一做法目前也已经逐渐为大规模会计师事务所借鉴。

（二）国内文献 李树华（2000）是国内首位将审计师选择行为作为研究对象的学者。以1993年至1996年上市的462家上市公司为研究对象，结果发现在国内“独立性高”的会计师事务所反而难以获得新客户，事务所的市场份额并不能准确反映其规模大小。但同时也发现有少量相对透明的IPO公司愿意聘请“十大”会计师事务所来向投资者传达公司财务状况良好的信号，说明国内也存在对高质量独立审计的自愿需求。此外，曾颖和叶康涛（2005）提出第一大股东持股比例与审计需求呈现倒U型关系，而企业负债比例与审计师规模之间呈负相关关系。何晓东和余玉苗（2008）提出会计师事务所和上市公司各自的规模与声誉也会对上市公司审计师选择行为产生重要影响，上市公司本身的声誉越好，选择高声誉审计师的几率越高，特别是IPO期间，发行量越大的公司会更倾向于选择规模较小的事务所，反之发行量较小的公司则更偏向聘用小规模事务所。王桦、李若山（2009）通过构造两阶段博弈模型，对“审计师聘用”信号与投资者保护之间的关系进行实证研究分析，结果显示：若企业聘用高素质的审计师，则投资者所要求的超额投资回报将降低。牟涛、向杨（2008）则专门以审计需求保险假说理论为研究基础，分析其对传统风险模式的改进，进一步探讨由于上市公司财务报表所显示的错误信息而给投资者带来的损失由谁负责承担，认为所有者需要独立第三方提供审计服务的原因在于审计结果可以有效提高决策者的决策质量，从而提高整个社会的资源配置效率。近年来，针对国内审计市场出现的审计意见购买行为和政治关系影响要素也有了最新的研究成果。徐荣华（2010）对审计意见购买的产生机理及动机进行了深刻分析，指出委托关系变异、契约的不完整型、信号传递失灵以及管制失败是影响审计意见购买行为发生的重要因素。黄新建和张会（2011）则以2005年至2008年的民营企业为样本，通过分析政治关系和企业审计需求之间的相互关系后发现，有政治关系的企业更倾向于选择审计质量较低的审计师，且这类企业往往需要应对更大规模的盈余管理。

三、研究设计

（一）研究假设 上市公司作为本文研究审计需求和审计师选择行为的主体，它的特征对于最终的选择行为具有相当重要的作用。根据国内外学者对于审计需求带理论、审计需求信号传递理论和审计需求保险假说理论的相关研究成果，本文将选择从反映上市公司财务结构特征的五要素——上市公司总资产规模、公司财务杠杆系数（DFL）、代表公司盈利能力的净资产收益率（ROE）、代表公司成长性的主营业务收入增长率和代表公司流动性的应收账款占总资产比率以及上市公司所处区域的市场化程度来提出基于上市公司特征对审计师选择行为的相关研究假设：

假设1：上市公司的总资产规模越大，上市公司会越倾向于选择高审计质量的会计师事务所

伴随着企业在证券市场上市，往往也就意味着上市后的企业必须不断扩张自己的经营范围和商业领域。而随着企业自身规模的不断扩大，企业管理层能够控制的企业资产资源也在不断增加，包括所需要签订的契约数量和需要付出的管理成本都会成比例地增长，正如Jensen和Meckling（1976）指出的那样，企业资产规模越大，其成本就越高，就越会倾向于选择规模较大、声誉较好的会计师事务所。因此本文提出假设：

假设2：上市公司的财务杠杆作用越大，上市公司会越倾向于选择高审计质量的会计师事务所

上市公司通过向债权人借款提升公司的负债比例，进而提高财务杠杆水平，并获得更大的资金运作空间。本文选择使用上市公司资产负债率（LEV）作为公司财务杠杆水平的解释变量。上市公司提高自身资产负债率水平，会进而增加对债权人财产的掠夺风险，债权人为了有效降低无法收回借款的风险，就必须对公司管理层进行更高强度的监督，从而产生更高的公司成本。根据审计需求理论，较高的公司成本会进而导致对高审计质量的需求。因此本文提出假设：

假设3：上市公司的盈利能力越高，上市公司会越倾向于选择高审计质量的会计师事务所

根据杜邦分析法则，企业的盈利能力可以综合反映其生产、经营、管理等多个方面的表现，因此，本文选择使用净资产收益率（ROE）作为衡量上市公司盈利能力的重要财务指标。根据信号传递理论的分析，上市公司的盈利能力越强，就越需要从资本市场上吸引外部投资者对公司加大投资力度，从而一方面扩大生产经营能力，提高营业收入水平，另一方面能够向资本市场和投资者传达和披露企业具备高于市场对其评估的市场价值，以使市场正确评价其盈利能力，吸引更多投资者的资本注入，避免股票价值被市场低估。因而，当上市公司产生向资本市场传递高市场价值动机的同时，也就随即产生了对高质量审计服务的需求。高质量的审计服务可以为上市公司的盈利能力提供具有相当可靠程度的信服力，令企业在资本市场上获得更多投资者的青睐，进而促进上市公司去选择具备这种审计质量的会计师事务所。因此，本文提出假设：

假设4：上市公司的成长性越低，上市公司会越倾向于选择高审计质量的会计师事务所

根据审计需求理论，上市公司的成长性越低，选择再投资的机会就会越少，则对于管理层和外部股东而言，就会更容易发生较高的成本，产生对高质量审计服务的需求。本文选择使用最能反映上市公司成长性的主营业务收入年增长率来作为公司成长性的解释变量。主营业务收入增长率是衡量一个企业持续经营能力和未来发展空间最重要的指标，当企业的主营业务收入增长率较低时，意味着企业目前的生产经营和销售状况已经逐渐步入成熟期或衰退期，经营者往往就容易背离股东利益，虚报公司利润或者将股东的资金投入到其他项目而非公司的主营业务，加大了上市公司的经营风险和财务风险，从而产生更高的成本，因而企业所有者也会更倾向于聘请能够提供高质量审计服务的审计师来监督经营者的实际经营状况。因此，本文提出上市公司成长性与高质量审计师选择行为负相关的研究假设。

假设5：上市公司的流动性越差，上市公司会越倾向于选择高审计质量的会计师事务所

上市公司的流动性主要反映了公司主要资产和债权迅速变现的能力。本文选择使用应收账款占总资产比例这一财务指标作为衡量公司流动性的解释变量。当公司的应收账款比率较低，即流动性较差时，经营者将面临无法及时归还短期债务和利息，同时也会向资本市场传递企业出现经营问题的不良信息，导致股价下跌，企业的市场价值也会随之下降。根据审计需求信号传递理论，企业可以通过聘请高审计质量的会计师事务所为其提供审计服务来向资本市场和投资者传递企业高市场价值的信号。因此，当上市公司的流动性较差时，企业所有者会更倾向于选择高审计质量的会计师事务所。另一方面，当企业流动性较差时，负债融资对于企业大股东自利行为和管理者的行为会产生显著的抑制作用。这也从另一个侧面反映了公司流动性与成本之间的正相关关系，而根据理论的阐述，公司的成本越高，越容易产生对高质量审计服务的需求。因此，本文提出假设：

假设6：上市公司所处地区市场化程度越高，上市公司会越倾向于选择高审计质量的会计师事务所

根据曾庆生（2006）的研究结果，市场化程度越高的地区，地方政府对上市公司的干预越小。过去由于受计划经济体制的影响，地方政府总是通过插手企业特别是国有上市企业的经营业绩管理来提高自己的地方政绩，这一现象对于审计师在提供审计服务时的独立性也会产生比较大的影响。故在分析上市公司审计师选择行为时，也要考虑地方市场化程度这一因素。据此假设：

假设7：会计师事务所的规模越大，其审计质量就越高，则会计师事务所越倾向于承接经营较好、规模较大上市公司的审计业务；

假设8：会计师事务所由于违反相关条例而受到中注协处罚的，其审计质量相较于未收到处罚的会计师事务所较低，未收到相关处罚的事务所更倾向于承接经营较好、规模较大上市公司的审计业务；

假设9：会计师事务所的审计收费越高，其审计质量就越高，则会计师事务所越倾向于承接经营较好、规模较大上市公司的审计业务

（二）样本选取和数据来源 伴随着2007年新企业会计准则的颁布和证监会对于会计师事务所审计质量控制的再三强调，近年来上市公司在审计师选择行为上已经开始逐渐从被政府监控的被动式选择向自发产生审计需求的主动式选择转变。有鉴于对不同性质的行业企业对于审计服务质量的需求不同，以及研究的具体需要，本文剔除了以下样本：金融类上市公司；同时在B股和H股上市的上市公司；财务信息披露不全的上市公司。针对为上市公司提供审计服务的会计师事务所，本文也选取了2010年我国具备执业资格的会计师事务所综合排名前100名的会计师事务所作为研究样本。本文选取的会计师事务所样本是根据2011年3月中注协的《2010年会计师事务所综合评价前百家信息（公示稿）》进行选取的，该公示稿使用综合排名、全国分所数量、全年审计收入和因违反相关条例而遭受处罚的扣分情况等指标衡量会计师事务所的综合实力。本文使用该稿公布的前100家会计师事务所作为研究样本，进一步验证本文提出的基于会计师事务所特征对审计需求和上市公司审计师双向选择行为产生影响的研究假设。为确保数据的权威性和统计口径的一致性，本文的样本数据和信息主要来源于WIND数据库，部分数据则分别来自巨潮资讯网（http：//.cn）、上海证券交易所（http：//.cn）、深圳证券交易所（http：//）以及各公司年报和中注协的审计快报。

（三）变量定义 本文选取如下变量：（1）因变量。本文使用会计师事务所的综合规模排名来作为衡量审计质量的指标：审计质量（Auditor）：哑变量（DummyVariable），根据排名，排名前十的为1，其余为0。（2）解释变量。根据本文提出的10个研究假设，设计相对应的解释变量：公司总资产规模（Lnasset）：使用上市公司年度财务报表上列示的上市公司总资产的自然对数表示；公司财务杠杆（LEV）：使用上市公司年度财务报表上列示的上市公司资产负债率（负债/总资产）表示；公司盈利能力（ROE）：使用上市公司年度财务报表上列示的净资产收益率（净利润/股东权益）表示；公司成长性（Growth）：使用上市公司年度财务报表上列示的主营业务收入年增长率表示；公司流动性（REC）：使用上市公司年度财务报表上列示的应收账款占总资产比例（应收账款/总资产）表示；市场化指数（IndexMar）；审计师规模（CPASize）：使用会计师事务所在全国的分所数量表示；是否受到处罚（Law）：根据事务所因受到处罚而遭到扣分的分值表示；审计收费（Lnfee）：使用年审计收入的自然对数表示。（3）控制变量。根据解释变量的设计以及本文对上市公司审计师双向选择行为的研究目标，本文将代表上市公司特征的总资产规模等6个要素插入解释会计师事务所审计质量的模型中作为控制变量，并将代表会计师事务所特征的3个要素插入解释上市公司审计需求的模型中作为控制变量。通过这种设计，能够更好地分析和解释影响我国上市公司审计师双向选择行为的因素。同时，本文也针对上市公司所处行业的性质不同，根据证监会的行业分类规范，将我国上市公司分为13个大类，并设置了11个哑变量（DummyVariable），作为研究上市公司审计需求模型的控制变量。行业变量（Industry）：使用证监会的行业分类规范表示。

四、实证检验分析

（一）描述性统计 本文首先对基于上市公司财务结构特征对审计需求影响的模型1进行描述性统计分析，如表（1）所示。模型1的解释变量分别为：上市公司总资产规模（Lnasset），上市公司财务杠杆（LEV），上市公司盈利能力（ROE），上市公司成长性（Growth）、上市公司流动性（REC）和市场化指数（IndexMar）。根据表（1）显示的描述性统计数据，近三年A股上市公司中，选择十大会计师事务所的上市公司比选择非十大会计师事务所的上市公司具有更高的总资产规模（Lnasset），更高的财务杠杆水平（LEV），更高的盈利能力（ROE），更高的成长性（Growth）、流动性（REC）以及更高的市场化指数（IndexMar）。接下来，本文对基于会计师事务所特征对审计质量影响的模型2的各个解释变量进行描述性统计，分析反映会计师事务所特征的三要素对最终审计质量的影响程度。表（2）显示的是对模型2截至2012年12月31日各解释变量进行描述性统计分析的结果。由表可知，2010年到2012年这三年间，国内排名前十的会计师事务所在分所数量（CPASize）和审计收费（Lnfee）方面明显高于其他国内会计师事务所，但在因受到处罚而扣减的分值（Law）方面，排名前十的会计师事务所反而要高于其他国内会计师事务所。

（二）回归分析 本文对模型1和模型2分别使用Logistic回归检验方法来分析各个解释变量与因变量（Auditor）之间是否存在显著相关关系。由于本文样本数量较大，且通过单样本检验发现除了上市公司总资产规模（Lnasset）和上市公司财务杠杆（LEV）外，其他变量的观测值均与正态分布存在显著差异，因此不能采用T检验。本文选择对模型1和模型2采用强制进入（Enter）策略进行Logistic回归检验，结果如表（3）和表（4）所示。根据表（3）所示，模型1的值为43.639，值小于0.01，因此模型1中的自变量与因变量之间存在显著的线性关系。模型1的Nagelkerke值为0.308，正确率达到79.40%，说明该模型的拟合程度较好。进入模型1Step1的变量分别为Lnasset、LEV、ROE、Growth、REC、IndexMar、Industry。可以看出，基于上市公司审计需求对审计师的选择行为与上市公司的总资产规模、 盈利能力和市场化指数存在比较显著的正相关关系（Sig. =

0.01），而财务杠杆、成长性和流动性则与上市公司审计师选择行为并不显著相关。根据表（4）所示， 模型2的值为43.639，值为0.000

五、结论

本文研究结论如下：（1）通过总结国内外经典和最新的研究成果，结合中国审计市场的现状，本文提出基于上市公司审计需求和会计师事务所专业胜任能力的研究假设，包括基于上市公司财务结构特征五要素和所在地市场化指数对审计师选择行为的影响以及基于会计师事务所规模、收费水平和诉讼数量对事务所审计质量的影响。这些研究假设分别从审计成本、审计信号传递和审计保险作用三个角度出发，能够较好地反映影响我国上市公司审计师双向选择行为的因素。（2）本文通过对近三年我国上市公司审计师选择行为以及相关影响因素的实证统计分析对提出的研究假设进行验证。实证结果表明，上市公司财务结构五要素中，只有总资产规模和净资产收益率对上市公司审计师选择行为产生正相关作用，而其他要素如财务杠杆、主营业务收入年增长率和应收帐比率等与审计师选择行为之间并没有显示出显著的相关性。另一方面，会计师事务所的规模、诉讼数量和审计收费水平都能够对会计师事务所审计质量产生符合假设预期的相关作用。实证结果也为建立上市公司与审计师双向选择模式提供了数据支持。

参考文献：

[1]李树华：《中国上市公司外部审计的选择及其治理效应》，《中国注册会计师》2000年第2期。

[2]曾颖，叶康涛：《审计师选择与设立审计委员会的自选择问题——来自中国证券市场的经验证据》，《审计研究》2005第5期。

[3]何晓东，余玉苗：《股权结构成本与外部审计需求》，《会计研究》2008年第10期。

[4]王桦、李若山：《成本对审计师选择的影响—基于中国IPO公司的研究》，《经济研究》2009第3期。

[5]徐荣华：《基于两阶段博弈模型的审计质量与投资者保护分析》，《中国内部审计》2010年第5期。

[6]黄新建，张会：《地区环境、政治关联与审计师选择-来自中国民营上市公司的经验证据》，《审计与经济研究》2011年第3期。

[7]Leland， Pyle： Accounting information，disclosure and the cost of capital. Journal of Accounting Research， 2000.

[8]Balsam.S， J.S.Young： Auditor Reputation and the Pricing of Initial Public Offerings， Journal of Political Economic， 2003.

[9]Balversetal： A Political-Economic Analysis of Auditor Reporting and Auditor Switches，Journal of Finance， 2003.

审计市场论文篇6

审计师行业专长（Audit Firm Industry Expertise）是指审计师拥有的对某一行业的专有知识和专业技能①。由于审计质量取决于审计师的独立性和专业技能两个方面，而审计师行业专长作为审计师专业技能的重要组成部分，因此也是审计质量的一个重要因素。在国外，大量的文献研究了审计师行业专长对审计市场的影响，这些文献进一步证实了审计师行业专长的重要性。在审计实务界，审计师行业专长也逐渐受到重视。1993年，毕马威师事务所在国际五大中率先按照行业服务线（Industry Service Lines）对其组织结构进行了重组。重组的目的与各国审计准则对“理解客户行业和业务”的强调是一致的。美国（AICPA，1993）、英国（UKAPB，1995）、澳大利亚（ASAICAA，1989）、新西兰（NZSA，1986）的审计质量控制准则都强调了鉴别、指派和培养具有行业专长的审计师的重要性。按照行业服务线重组审计师内部组织结构有利于审计师内部各部门提高和发展行业专长。遗憾的是，国内已有的审计研究文献还很少对审计师行业专长进行探讨。研究审计质量的文献主要集中于探讨审计师的独立性以及监管的职能，而没有对审计师专业技能尤其是审计师行业专长进行考察。本文拟对国外已有的审计师行业专长研究文献进行总结和评价，并考察国内审计师行业专长的现状，以期促进国内的审计师行业专长研究和发展。

一、国外审计师行业专长研究综述

（一）审计师行业专长与审计市场

供求双方的力量和特征决定了审计市场的特征，因此审计质量至少在一定程度上是和审计师的特征相关的。例如，不同规模审计师的审计质量存在着差异。一般来说，大规模审计师提供的审计质量相对较高。同样，同等规模的审计师提供的审计质量也不可能完全一样，因为同等规模的审计师还可能具有不同的审计师行业专长。根据梅森和贝恩等人构造的“市场结构（Structure）-行为（Conduct）-市场绩效（Performance）”的产业组织框架（即“SCP范式”），市场结构会影响到市场上企业的行为，进而会影响到市场运行的效率。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、审计收费等审计市场的绩效。由于审计师行业专长反映了审计市场结构的一个重要方面，即特定行业的审计市场结构，因此审计师行业专长是审计市场的重要影响因素。具体来说，审计师行业专长对于审计市场具有以下影响：

1.审计师发展行业专长具有很多好处。例如可以增加所在行业客户对审计和非审计服务的需求；由于将资源和技术投资集中于特定行业，审计师行业专长可能会产生规模；审计师行业专长还可能导致审计服务的差别化，增强审计师的竞争能力。

2.审计师行业专长可以提高潜在竞争者的进入门槛。美国注册会计师协会1993年以来颁布的审计准则以及最近几年新出现的风险基础审计技术都要求审计师将行业专长整合到他们的审计技术中，从而使审计师行业专长成为进入审计市场的最低门槛。从独立审计准则来看，对客户所在行业的了解也是对审计师的基本要求。

3.在审计市场上，审计师行业专长可能会影响审计收费和审计质量。一方面，审计师过分地专注于特定行业可能会削弱审计独立性和客观性。但另一方面，审计师行业专长也会提高审计质量。因为具有行业专长的审计师能够更好地评估客户会计估计和财务呈报的合理性，从而减少客户运用会计准则上的偏差，由此提高审计质量。另外，专注于特定行业的审计师可能会投资更多的人力、物力、财力和技术于其所专注的行业，这也会提高审计质量。

国外已有文献多是基于以上分析框架对审计师行业专长进行研究的。这些文献关注的核心是：审计师行业专长和审计师的市场份额具有什么关系？审计师行业专长和审计师行为具有什么关系？审计师行业专长和审计收费、审计质量等审计绩效变量具有什么关系？这些文献考察了审计师行业专长与行业专业化的关系以及审计师行业专长与审计质量和审计收费的关系，但还没有考察审计师行业专长与产品多元化、低价竞争和审计效率等方面的关系。

（二）审计师行业专长的衡量

Zeff和Fossum（1967）对美国审计市场的审计师行业专长进行了描述。他们以不同的标准（如审计师所审计客户的总资产、营业收入等）了38个行业（包含526家公司）审计师的市场份额，并以此来代表审计师行业专长。他们发现，不同的审计师在不同行业具有领导地位。后来的研究大部分都采用了Zeff和Fossum的这一来衡量审计师行业专长。这种方法的计算公式如下：

（1）

其中：MKTSHRik为审计师i在行业k中的市场份额，即审计师i在行业k中获得的审计收费占行业k中的总审计收费的比重，审计收费可以用客户总资产、营

业收入或净利润来衡量；为审计师i在行业k中的客户Jik的营业收入

（或总资产、净利润）平方根之和；表示行业k中所有Ik家审计师的

客户营业收入（或总资产、净利润）平方根之和。

Yardley等人（1992）提出了另外一种衡量审计师行业专长的方法，其计算公式如下：

（2）

其中：SPECik是审计师i在特定行业k的审计收费（用客户规模的平方根代替，客户规模用客户总资产、营业收入或净利润衡量）占审计师i的总审计收费的比例；

表示审计师i在行业k中的客户Jik的营业收入（或总资产、净利润）的

平方根之和；表示审计师i在所有K个行业中的客户营业收入（或总

资产、净利润）的平方根之和。

从上述计算公式可以看出，式（1）的方法立足点是特定行业，然后考察特定行业中某家审计师的市场份额；而式（2）的方法从特定审计师出发，考察特定审计师的所有客户中某个行业的市场份额，实际上衡量的是审计师的行业专业化程度。虽然Hogan和Jeter（1999）发现这两种方法衡量的审计师行业专长都呈正相关关系，但这两种方法的计算结果有着明显的差异。例如，小规模的审计师可能因为在特定行业市场份额较小，因而在用式（1）衡量时不具有行业专长，但此行业可能是该审计师市场份额最多的行业，因而在用式（2）衡量时则具有行业专长。同样，大规模的审计师因为在特定行业市场份额较大，因而在用式（1）衡量时具有行业专长，但此行业可能是该审计师市场份额较小的行业，因而在用式（2）衡量时不具有行业专长。到为止，国外已有的文献对于使用式（1）还是式（2）来衡量审计师行业专长的讨论较少，也没有讨论什么情况下何种衡量方法更为合适。

衡量审计师行业专长存在的另一个问题是关于行业的分类。虽然行业分类方法有不同标准，但是针对美国市场的大部分研究都使用了两位、三位或四位SIC代码（美国证监会行业分类标准）来对公司进行行业分类。然而，有证据显示美国的SIC代码具有主观性。如Clarke（1989）提供的证据表明，SIC代码不能够充分地将公司归类到不同行业。并且，美国的会计研究常用数据库（如COMPUSTAT、CSRP）行业分类有时也和SIC代码不一致，而不同的分类方法将导致研究结果的不一致。另外，当公司经营多种业务时，SIC代码往往将其划分到综合性企业类型中，但这种分类忽视了公司多种业务之间的相对重要性，而审计师行业专长研究在多大程度上受到这种分类方法的影响还缺乏讨论。

最后一个问题是，行业市场份额能否用来代替审计师行业专长，还需要进一步论证。无论使用式（1）还是式（2）来衡量审计师行业专长，都必须假设审计师从事某个特定行业的经历可以视为获得审计师行业专长的唯一来源，并且这种审计经历越多，审计师越可能具有行业专长。然而，这是一个未经验证的假设。同时，行业市场份额有多种计算方法，可以按客户总资产、营业收入或净利润的平方根之和为基础计算，那么到底哪种方法更为合适？这也没有得到有效地讨论和验证。

我们认为，审计师行业专长来自于审计师对特定行业的从业经验以及对特定行业的专业投资，这些投资包括人力、物力和财力等方面。虽然从业经验和专业投资可能是正相关的，但是二者不能完全替代，因此，衡量审计师行业专长可以将这两个方面结合起来。上述式（1）是从业经验的一个较好的度量，而式（2）是专业投资的一个较好度量，因此，将式（1）和式（2）结合起来并赋予式（1）和式（2）一定的权重以衡量审计师行业专长可能是一个更好的方法。

（三）审计师行业专长与审计师行为

从产业组织来看，企业行为主要包括企业的产品空间选择、产品质量选择、进入和退出、收购和兼并、广告宣传、营销策略、定价策略等等方面。在审计市场上，研究审计师行业专长与审计师行为的关系可以更好地理解审计师行业专长影响审计质量、审计收费和审计效率等审计绩效变量的机制。虽然有理论认为审计师行业专长能够促进审计质量和审计效率的提高，但是关于审计师行业专长与审计师行为关系的研究比较少。Morris和Nichols（1988）研究了审计师行业专长与审计产品的生产过程之间的关系，但结果没有显示出二者具有显著的相关关系。至于审计师行业专长与其他审计师行为如定价策略、广告宣传、产品多元化等方面的关系，也都是需要继续开拓的重要研究领域。

（四）审计师行业专长与审计收费

审计收费是审计绩效的主要表现之一，因此审计师行业专长与审计收费的关系也成为审计师行业专长与审计绩效关系研究的主要考察对象之一。不少文献考察了审计师行业专长与审计收费之间的关系，都使用了上述式（1）来衡量审计师行业专长，表明式（1）在衡量审计师行业专长方面较为流行。但是，关于审计师行业专长与审计收费的关系似乎没有定论。研究结果主要可以分为三类：（1）没有关系（如Palmrose，1986；Pearson和Trompeter，1994；Ward et al.，1994）；（2）正相关关系（如Ettredge和Greenberg，1990；Ward et al.，1994；Cullinan，1998）；（3）负相关关系（如Palmrose，1986；Ettredge和Grrenberg，1990；O‘ Keefe et al.，1994）。之所以出现研究结果的不一致，可能是因为在不同行业或不同时期，审计师行业专长与审计收费之间具有不同的关系。例如，审计师行业专长与审计收费在管制行业没有显著关系，可能是因为具有行业专长的审计师仅仅在特定行业特定情况下才能够获得审计收费溢价。在管制行业，客户如果将不具有行业专长的审计师更换为具有行业专长的审计师，那么具有行业专长的审计师也不大可能获得审计收费溢价，因为在管制行业审计收费的溢价容易受到关注和管制。

现有研究的局限在于，仅仅直接考察审计师行业专长与审计收费的关系，而没有考察审计产品的生产过程以及其成本构成。虽然获得审计产品的成本信息非常困难，但是要理解审计收费与审计产品生产过程的关系以及审计师行业专长在其中所起的作用，就必须对审计成本进行考察。只有这样，才能够弄清楚审计收费的影响因素，从而更好地理解审计市场的价格形成过程。

（五）审计师行业专长与审计质量

审计师行业专长与审计质量之间的关系是审计师行业专长与审计绩效关系研究的另一个重要考察对象。然而，关于审计师行业专长与审计质量的研究非常少，从我们搜集的资料情况看，主要的研究文献仅有三篇。其中两篇文献集中于考察非五大审计师具有行业专长的审计市场。如Deis和Giroux（1992）以及O‘ Keefe等人（1994）以校区审计（非盈利机构审计）中的审计质量控制审核为研究对象，考察审计师行业专长是否与审计质量相关。研究结果表明，审计师行业专长与审计质量具有正相关关系。Lys和Watts（1994）则检验了审计师行业市场份额与审计师受到的诉讼之间的关系。他们预计行业市场份额较高的审计师具有更高水平的行业专长，因而审计质量较高，从而受到的法律诉讼较少。但无论使用两分法还是连续变量取值来衡量审计师行业专长，研究结果都表明行业市场份额与审计师受到的法律诉讼之间没有关系，这意味着审计师行业专长与审计质量没有明显的相关关系。

可见，虽然客户、大规模审计师以及审计准则制定机构都非常强调审计师行业专长的重要性，但从结果来看，审计师行业专长与审计质量的关系并不显而易见，因此这方面的研究还有待继续深入。同时，现有研究还没有考察审计师行业专长对客户财务报告质量、盈余的股价反应、盈余管理行为以及舞弊行为的。由于客户的这些财务特征一定程度上反映了审计质量的高低，因此考察审计师行业专长对客户的这些财务特征的影响可以更好地验证审计师行业专长与审计质量之间的关系。，国外关于审计师行业专长与审计质量关系的研究也正朝着这一方向。

二、审计师行业专长在的发展和研究

以上我们对国外审计师行业专长研究的有关进行了回顾和，那么，中国审计师行业专长的现状如何？审计师行业专长是如何影响审计师行为、审计收费以及审计质量的？监管规则、管制政策、政府行为又是如何影响审计师行业专长的？遗憾的是，到目前为止，这些尚没有得到应有的关注。下面简要考察审计师行业专长在国内的发展和研究的现状，旨在抛砖引玉。

（一）审计师行业专长的重要性

中国的审计师行业脱胎于计划向市场经济的转型过程中。随着外资的引进、国有改革的深入以及证券市场的发展，中国的审计师行业逐渐成长。特别是1995年后独立审计准则的颁布以及1997至1999年期间审计师行业的脱钩改制，大大促进了审计师行业的发展（李树华，2000；易琮，2001）。而2000年审计师行业的联合兼并浪潮更是让中国的审计师行业初步走上了规模化发展的道路。然而，在审计师行业获得发展并且开始规模化经营的同时，审计师的专业化程度提高的幅度相对而言却很有限，表现为证券市场审计失败的案例频繁发生。近两年的典型案例就有深圳中天勤师事务所对银广夏的审计以及沈阳华伦会计师事务所对蓝田股份的审计。这两个案例的发生，在证券市场上造成了广泛的影响，并直接导致了公众对中国审计师行业的信任危机。

从财政部和证监会对这两家审计师的处罚决定中可以看出，在这两个案例中，没有明显的证据表明审计独立性存在问题，因此我们认为可判断其审计失败源自于审计师的专业技能存在缺陷。进一步考察银广夏和蓝田股份的行业特征，不难发现这两个公司都具有行业特殊性。对于审计师来说，银广夏的萃取产品以及蓝田股份的水产品具有很强的专业性：萃取产品具有专业复杂性难以判断其利润率，而水产品由于存货难以盘点因而利润率难以判断②。行业特殊性在给公司利润操纵提供便利的同时，却给审计师带来了巨大的审计风险，并最终导致了审计失败。这说明，对于审计师来说，发展行业专长对于提高审计质量、规避审计风险至关重要。

（二）中国独立审计准则对审计师行业专长的要求

从审计准则制定角度来看，中国的审计质量控制准则虽然没有明确强调审计师的行业专长的重要性，但它强调审计师必须具备专业胜任能力。同时，在中国财政部已经颁布的25个独立审计具体准则和8个独立审计实务公告中，有7个具体准则和3个实务公告直接或间接地强调了审计师行业专长的重要性。特别是《独立审计具体准则第20号——了解被审计单位情况》第11条明确要求注册会计师了解被审计单位所在行业的情况。由此可见，审计师行业专长已经引起中国独立审计准则制定者的重视。但和国外对于审计师行业专长的强调相比，中国独立审计准则对于审计师行业专长的强调还不够清晰，同时准则的执行力度还有待提高。

（三）国内的审计师行业专长研究

从学术研究来看，国内关于审计师行业专长的研究还非常欠缺。在我们所能收集到的文献范围内，仅有王英姿（2001）在其博士论文中以上市公司年报审计为样本，描述了上市公司2000年年报审计市场的审计师行业专长情况。作者使用了Zeff和Fossum（1967）衡量审计师行业专长的，即以行业为标准，用某一行业中审计师市场份额来衡量审计师行业专长。其判断标准是，如果某一行业中，按客户总资产或主营业务收入衡量的审计师市场份额超过4%，那么认为此审计师在此行业审计中具有行业专长。描述性统计的结果表明，根据这一标准，在上市公司较少的行业具备行业专长的审计师数量较多，而在上市公司较多的行业具备行业专长的审计师数量则较少。然而，由于研究样本局限于一个年度，其研究结果还不具备系统性。我们认为，国内未来的审计师行业专长研究在增强研究结果的系统性的同时，还需要对审计师行业专长与监管规则、管制政策、政府行为以及审计绩效之间的关系进行深入的考察。

（作者单位：上海财经大学会计学院）

注释：

①为了表述方便，本文将会计师事务所与注册会计师统称为审计师，而不严格区分二者的含义。

②根据我们的统计，在审计失败发生的最后年度即2000年年报审计中，深圳中天勤会计师事务所和沈阳华伦会计师事务所客户最多的行业均是机械、设备和仪表制造业（行业代码为C7），而银广夏所在的医药和生物制品业（行业代码为C8）客户最多的审计师是浙江天健会计师事务所，蓝田股份所在的农、林、牧、渔业（行业代码为A）客户最多的审计师为深圳华鹏会计师事务所。也就是说，无论从行业角度还是从审计师角度来看，审计师在这两个审计业务中都缺乏行业专长。

文献：

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14.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。

15.王英姿。（2001）。《注册会计师审计质量评价与控制研究》。上海财经大学博士学位论文。

审计市场论文篇7

【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.

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［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.

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［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.

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［9］ P.Moizer，S.Turley. Changes in the UK market for audit services:1972-1982［J］.Journal of Business Finance&Accounting，1989，16（1）：41-53.

审计市场论文篇8

关键词：家族企业；制度环境；标准无保留意见；银行贷款

中图分类号：F270 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2011）07-0016-07

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。

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