【摘要】本文從會計師事務所組織形式的視角研究審計的質(zhì)量問題，以確定會計師事務所組織形式變化對審計質(zhì)量的影響。研究中選取了截至2011年12月31日轉制成功的10家會計師事務所和未轉制成功的20家會計師事務所及相應的被審計單位相關數(shù)據(jù)，以可操控性應計利潤為審計質(zhì)量的替代變量，基于DID模型，運用回歸分析等方法對會計師事務所轉制與審計質(zhì)量兩者的關系進行了實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，會計師事務所轉制有助于審計質(zhì)量的提高，且隨著轉制的不斷深入，這種效果也愈加明顯。
【關鍵詞】會計師事務所 轉制 審計質(zhì)量 組織形式
一、研究背景
在我國證券市場穩(wěn)步發(fā)展過程中，接連曝出的財務造假案件備受關注。早在20世紀90年代初就曾出現(xiàn)了深圳原野、長城機電、河南新華舊“三大案件”，隨后90年代末又發(fā)生了新“三大案件”——瓊民源、紅光實業(yè)、東方鍋爐；進入21世紀，財務造假局面并沒有得到有效的控制，2006年的廣東科龍電器案件還未平息，2010年又曝出了綠大地、洪良國際、國美電器造假案。一樁樁財務造假案件不僅對公司利益相關者帶來了巨大損失，還嚴重影響了整個證券市場的穩(wěn)步發(fā)展。
為促進我國會計師事務所做大做強，優(yōu)化行業(yè)結構和布局，財政部和工商總局于2010年7月21日聯(lián)合頒布了《關于推動大中型會計師事務所采用特殊普通合伙組織形式的暫行規(guī)定》（財會［2010］12號），其第三條明確指出大型會計師事務所組織形式應當于2010年12月31日前轉制為特殊普通合伙制；同時鼓勵中型會計師事務所組織形式于2011年12月31日前轉制為特殊普通合伙制。這是繼1998年會計師事務所實施“脫鉤轉制”之后的又一重大舉措，這一舉措同時也可能在客觀上對我國審計質(zhì)量的改進產(chǎn)生積極影響。
二、文獻綜述
對于審計質(zhì)量概念的認識，國際上引用最多的是 DeAngefo(1981)的定義，即審計質(zhì)量是注冊會計師發(fā)現(xiàn)客戶的會計系統(tǒng)存在違規(guī)現(xiàn)象并且報告這些違規(guī)現(xiàn)象的聯(lián)合概率，同時，提出注冊會計師發(fā)現(xiàn)客戶系統(tǒng)存在違規(guī)問題受注冊會計師的執(zhí)業(yè)能力與收入影響，而審計人員的獨立性則影響其是否會如實發(fā)表審計意見。由于審計質(zhì)量無法直接度量，因此大多數(shù)學者采用審計質(zhì)量的影響因素作為審計質(zhì)量的替代指標。如DeAngelo（1981）、Watts和Zimmerman（1981）認為事務所規(guī)模會影響審計質(zhì)量，是判斷審計質(zhì)量的標準之一。Richard B.Carter（1998）則用聲譽來衡量事務所執(zhí)業(yè)質(zhì)量。Gary A.Giroux（1994）指出審計所花的時間在沒有直接審計質(zhì)量的衡量標準下可以用來衡量審計質(zhì)量，并且與審計質(zhì)量正相關。Copley（2002）的結論是審計費用與審計質(zhì)量呈正相關關系。Palmrose Z. V.（1988）運用審計訴訟指標來衡量會計師事務所的執(zhí)業(yè)質(zhì)量。Siew Hong Teoh & T.J.Wong（1993）研究發(fā)現(xiàn)審計質(zhì)量與盈余管理程度顯著負相關。王躍堂、陳世敏（2001）也同樣指出會計師事務所出具非標準無保留審計意見報告比例上升，說明事務所審計獨立性逐步提高，進而促進審計質(zhì)量的提高。
關于事務所組織形式，國外大多致力于有限責任合伙制的推廣，較少涉及與審計質(zhì)量的關系。國內(nèi)的實證研究則較為缺乏，而且結論不一致。于恒、李莉等（2002）通過分析英國會計師事務所組織形式的發(fā)展，指出我國應該走合伙制到特殊普通合伙制的道路，并且強調(diào)我國事務所轉制前采用的組織形式是我國會計、審計造假的主要原因。逯穎（2008）從會計師事務所組織形式的演變、各國的選擇、法律風險等方面的研究中看出會計師事務所組織形式與審計質(zhì)量之間存在著密切關系，合伙制會計師事務所更有利于激發(fā)審計人員提供高質(zhì)量的審計服務動機。漆江娜、劉峰（2002）從我國制度基礎進行分析，指出我國會計師事務所采取合伙制來保證審計質(zhì)量、控制風險是不現(xiàn)實的。原紅旗、李海建（2003）選取了2001年12月31日69家事務所及其審計客戶640家（不含縱橫國際），運用Logistic模型分析得出，會計師事務所的規(guī)模和組織形式不會影響審計質(zhì)量。
三、理論分析和研究假設
陳穎（2004）、柳木華（2007）指出審計質(zhì)量與審計人員所承擔的法律風險息息相關。若審計人員在較高的法律風險環(huán)境下執(zhí)業(yè)，出于理性考慮，往往會選擇提高審計質(zhì)量來躲避較高的法律風險。在有限責任公司制形式下，由于注冊會計師承擔的責任有限，如果出具不清潔的意見帶來的收益遠大于成本，那么注冊會計師就可能會出具不真實的審計報告。而在特殊普通合伙的形式下，由于極大地增加了注冊會計師的風險，并且嚴格區(qū)分了故意和過失責任兩種情形，肇事者的風險加大，從而保護了無辜審計人員的利益。
朱小平、葉友（2003）認為合伙制才是我國的必然選擇。張維迎（1996）指出為了使企業(yè)所有權安排達到最優(yōu)，必須遵循一條原則，即“剩余索取權與控制權的最好對應”。分析發(fā)現(xiàn)個人獨資制的收益完全由一個人來承擔，同樣風險也由一個人完全承擔，這是最好的匹配方式；特殊普通合伙制次之；有限責任公司制再次之，因為有限責任公司制的最大特點是所有權與控制權的分離，不利于剩余索取權與控制權的一一對應?，F(xiàn)代企業(yè)理論認為，在企業(yè)進行生產(chǎn)的過程中，由于有限理性和信息的不對稱，存在著因為道德風險和逆向選擇所帶來的代理成本，產(chǎn)生了監(jiān)督的難題，最好的解決辦法是設計激勵機制，其中給予監(jiān)督者剩余求償權是一種較好的激勵機制。特殊普通合伙制對審計人員的過失進行了鑒定，審計人員能很好實行自我監(jiān)督，由于存在連帶責任，其他合伙人員也就會監(jiān)督其他審計人員，避免因為連帶責任而使自己利益受損。同時，由于每個合伙人都有享受利益分配的權利，其就有強烈的動機去監(jiān)視其他人員的執(zhí)行情況。董普、田高良、嚴鴦（2007）認為盈余管理是審計質(zhì)量的有效替代變量，因為高的審計質(zhì)量可以限制公司的盈余管理。
基于上述理論推導和分析，本文提出以下假設：會計師事務所轉制后，降低了盈余管理。
四、樣本選取和變量選擇
（一）樣本選取
本研究以2009年為對比年，選擇2010 ~ 2011年間轉制成功的10家事務所及其審計客戶和未轉制成功的20家事務所及其審計客戶3年的數(shù)據(jù)為研究樣本，具體選擇樣本程序如下：
1. 根據(jù)財政部2012年11月15日發(fā)布的《2011年度會計師事務所報備總結》中獲悉：截至2011年12月31日，全國共有24家特殊普通合伙制會計師事務所，即轉制成功的8家H股資格本土所、天職國際、華寅五洲和深圳14家特殊普通合伙事務所。其中深圳的特殊普通合伙事務所為多年前試點形成，屬于歷史遺留問題，故本文將不予以考慮，因此本文研究的事務所是8家H股資格本土所、天職國際和華寅五洲，總共10家。
財會［2010］12號第十五條規(guī)定轉制為特殊普通合伙組織形式的會計師事務所應當持財政部門的轉制批復文件辦理有關工商登記手續(xù)，表1列示了10家成功轉制的會計師事務所在國家工商行政管理總局辦理變更工商登記的具體時間。
2. 為了使樣本之間更具可比性，本文選取截至2011年12月31日仍未轉制成功的20家事務所。未轉制成功的20家事務所是根據(jù)中注協(xié)2011年7月25日發(fā)布的《2011年會計師事務所綜合評價前百家信息》在剔除“四大”合作所以及已經(jīng)成功轉制的10家事務所之后，按排名先后進行篩選得到。
3. 會計師事務所審計客戶的篩選如下：首先，選擇2009 ~ 2011年間被上述30家事務所審計的公司，得到初始樣本情況是：2009年1 133家，2010年1 426家，2011年1 598家。接著，剔除事務所變更企業(yè)、金融企業(yè)、數(shù)據(jù)缺失企業(yè)，最后得到的樣本如表2所示。
（二）變量選擇
1. 因變量。本文采用盈余管理的絕對值作為審計質(zhì)量的替代指標。在國外，應計利潤分離法是最常用的盈余管理計量方法，需要采用計量模型對應計利潤進行分離，從而得到能衡量事務所盈余管理程度的替代指標可操控性應計利潤。迄今為止對于可操縱應計利潤的計算方法有很多種，有Jones（1991）模型，修正的Jones模型（Dechow、Sloan和Sweeney，1995），行業(yè)模型（Dechow、Sloan和Sweeney，1995），截面Jones模型（DeFond和Jimabalvo，1994），截面修正的Jones模型（DeFond和Jimabalvo，1994）等。針對這些模型都有一定的假設和限制條件，不一定完全適合中國的資本市場，夏立軍（2003）搜集了中國資本市場的數(shù)據(jù)進行實證檢驗，得出截面修正Jones按行業(yè)不同計算的模型更符合中國的實際情況，更能反映盈余管理的真實程度。因此，本文利用這一模型來計量可操縱性應計利潤，具體計算方法如下：
DAi=TAi/Ai-1-NADi （1）
其中TAi=NIi-CFOi，TAi表示公司i當年線下項目的總應計利潤，NIi表示公司i當年凈利潤，CFOi表示公司i當年經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額。
NDAi=α1（1/Ai-1）+α2（REVi/Ai-1）+α3（PPEi/Ai-1）
（2）
NDAi表示經(jīng)過i上年年末總資產(chǎn)調(diào)整后的公司i年非操縱應計利潤，Ai-1表示i-1年年末的總資產(chǎn)，REVi表示i年主營業(yè)務收入和i-1年主營業(yè)務收入的差額，PPEi表示i年末總的廠場、設備等固定資產(chǎn)價值。α1、α2、α3是行業(yè)特征值，對系數(shù)的估計是按照以下方程對不同行業(yè)的不同年份分別進行回歸而得出的，行業(yè)按照證監(jiān)會2001年行業(yè)分類標準進行劃分。
GAi/Ai-1=a1（1/Ai-1）+a2（REVi/Ai-1）+a3（PPEi/Ai-1）+εi （3）
其中a1、a2、a3是α1、α2、α3的OLS估計值；GAi是公司i年的線下項目前總應計利潤，也即GAi=OIi-CFOi，OIi為公司i年營業(yè)利潤；εi為殘差項；其他變量含義與方程（2）相同。
2. 自變量。根據(jù)DID模型的研究條件，我們定義如下幾個自變量，如表3所示。
3．控制變量。除了上述自變量會對審計質(zhì)量產(chǎn)生影響外，還有其他因素會對審計質(zhì)量產(chǎn)生影響，故應將其進行控制，根據(jù)已有研究結論，本文選取如下控制變量：
（1）公司規(guī)模（size）：該變量在計量時采用公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)。Watts等（1986）研究得出，公司規(guī)模越大，其監(jiān)管風險和訴訟風險也隨之增大，為避免風險，公司更傾向于穩(wěn)健性的會計政策，與審計質(zhì)量存在正相關關系
（2）經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額總資產(chǎn)比率（cfo）：該變量是當年經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額與年末總資產(chǎn)之比，用以控制公司經(jīng)營狀況對審計質(zhì)量的影響，相關研究表明較低經(jīng)營活動現(xiàn)金流量的企業(yè)經(jīng)營業(yè)績較低，易陷入財務困境，所以較易進行盈余管理，因此可以預測經(jīng)營活動現(xiàn)金流總資產(chǎn)比率與審計質(zhì)量正相關。
（3）虧損（loss）：該變量依據(jù)凈利潤來確定，若企業(yè)凈利潤為負，出現(xiàn)虧損，則loss為1，否則loss為0。預計與審計質(zhì)量呈負相關關系。
（4）成長性（growth）:用主營業(yè)務收入增長率來衡量。用以控制公司成長性對盈余管理的影響。相關研究指出處于成長期的企業(yè)更有動機進行盈余管理，因此預計與審計質(zhì)量呈負相關關系。
（5）業(yè)務復雜度（complexity）：應收賬款凈額與存貨凈額之和與年末總資產(chǎn)之比。公司的業(yè)務越復雜，審計人員就會面臨更大的審計風險，進而對審計質(zhì)量產(chǎn)生影響，預計與審計質(zhì)量呈負相關關系。
（6）行業(yè)控制變量（line）：為了控制不同的行業(yè)對審計質(zhì)量產(chǎn)生的影響，本文對所選的樣本行業(yè)進行了控制，按不同行業(yè)分別進行賦值。行業(yè)變量與審計質(zhì)量的關系不確定。
（7）事務所規(guī)模（ausize）:用該事務所業(yè)務收入的自然對數(shù)作為事務所規(guī)模的衡量指標。通常情況下，業(yè)務收入的多少總體上體現(xiàn)了一個事務所的業(yè)務承接能力，且業(yè)務收入越多，事務所分散風險和承擔風險的能力也就越強，審計質(zhì)量也就越高，因此本文將其進行控制，預期與審計質(zhì)量呈正相關關系。
五、模型建立和回歸分析
（一）模型建立
模型一：衡量第一批轉制成功事務所在轉制當年的審計質(zhì)量
absdait=β0+β1Y2010+β2change2010+β3change2010×Y2010+β4size+β5cfo+β6growth+β7complexity+β8line+
β9loss+β10ausize+ai+εit （4）
模型二：衡量第一批轉制成功事務所在轉制第二年的審計質(zhì)量
absdait=β0+β1Y2011+β2change2010+β3change2010×Y2011+β4size+β5cfo+β6growth+β7complexity+β8line+
β9loss+β10ausize+ai+εit （5）
模型三：衡量第二批轉制成功事務所在轉制當年的審計質(zhì)量
absdait=β0+β1Y2011+β2change2011+β3change2011×Y2011+β4size+β5cfo+β6growth+β7complexity+β8line+
β9loss+β10ausize+ai+εit （6） （二）回歸分析
1. 首批事務所轉制的回歸分析結果見表4。第1欄和第2欄的模型都是衡量首批轉制成功的事務所審計質(zhì)量的變動情況，兩者的區(qū)別在于第（1）欄未添加控制變量。
在第2欄添加了可能影響審計質(zhì)量的因素，并加以控制之后，可以看到模型的解釋能力由0.004提高到0.067，所以認為添加控制變量的模型具有更好的擬合優(yōu)度，具有更強的解釋能力。第3欄和第4欄的模型都是解釋首批轉制成功的事務所在轉制第二年的審計質(zhì)量變動情況，兩者的區(qū)別也在于模型中是否添加控制變量，可以發(fā)現(xiàn)，調(diào)整的R2由0.056上升到0.103，同樣說明加入控制變量后的模型具有更好的擬合優(yōu)度。
對于首批轉制的事務所在轉制當年的審計情況，通過第2欄可見，衡量轉制政策產(chǎn)生的凈影響是交叉項change2010×Y2010的系數(shù)，為-0.034 1，而且通過了1%顯著性水平的檢驗，這說明政策產(chǎn)生的影響很強烈，使得盈余管理降低了0.034 1，從而說明審計質(zhì)量得到了提高。這符合本文的假設，事務所轉制之后審計質(zhì)量得到提高。Y2010的系數(shù)為0.006 9、change2010系數(shù)為0.048 7，說明轉制后的事務所審計質(zhì)量并未得到改善，但是這兩個系數(shù)不能全面衡量政策產(chǎn)生的凈影響，因此，不是本文關注的焦點。
資產(chǎn)規(guī)模的系數(shù)為-0.000 8，說明公司規(guī)模越大，審計質(zhì)量越高，系數(shù)在統(tǒng)計上不顯著，與審計質(zhì)量不存在顯著相關關系。經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額總資產(chǎn)比率系數(shù)為-0.036 3，表明經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量越充足時，企業(yè)更沒有動機進行盈余管理，從而能提高審計質(zhì)量。成長性的系數(shù)為0.000 6，在統(tǒng)計上非常顯著，表明公司成長能力強的更傾向于進行盈余管理，從而削弱了審計質(zhì)量。復雜性指標的系數(shù)為0.043 2，并且在統(tǒng)計上顯著，表明公司業(yè)務越復雜的就越有動機進行盈余管理，從而降低了審計質(zhì)量。虧損指標的系數(shù)為0.025 6，在5%的顯著性水平上顯著，指出虧損企業(yè)面臨經(jīng)營問題、退市等的風險，會更有動機進行盈余管理，因此對審計質(zhì)量具有降低的作用。事務所規(guī)模的系數(shù)為-0.025 4，表明事務所規(guī)模越大，審計質(zhì)量越高，而且該變量在1%上顯著。
對于首批轉制的事務所在轉制第二年審計質(zhì)量的情況，第4欄報告的change2010×Y2011的交叉相系數(shù)-0.064 7表明政策具有提高審計質(zhì)量的作用，而且在1%的顯著性水平上顯著。值得一提的是Y2011的系數(shù)為-0.007 4，而在轉制當年Y2010的系數(shù)為0.006 9，表明在政策改變的當年會有其他的因素對結果造成影響，但這些因素會隨著改革的時間推移而得到消除，達到預期的政策效果。
資產(chǎn)規(guī)模的系數(shù)為-0.000 6，說明公司規(guī)模越大，審計質(zhì)量越好，系數(shù)在統(tǒng)計上不顯著，與審計質(zhì)量不存在顯著相關關系。經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額總資產(chǎn)比率系數(shù)為-0.054 6，在10%水平上顯著，表明經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量減少時，企業(yè)更有動機進行盈余管理，從而降低審計質(zhì)量。成長性的系數(shù)為0.000 7，在統(tǒng)計上顯著，表明成長能力強的公司更傾向于進行盈余管理，從而削弱了審計質(zhì)量。復雜性指標的系數(shù)為0.043 3，并且在統(tǒng)計上非常顯著，表明公司業(yè)務越復雜的就越有動機進行盈余管理，從而降低了審計質(zhì)量。虧損指標的系數(shù)為0.025 1，在5%的水平上顯著，表明虧損企業(yè)會更有動機進行盈余管理，因此對審計質(zhì)量具有降低的作用。會計師事務所規(guī)模系數(shù)為-0.008 6，表明事務所規(guī)模有助于提高審計質(zhì)量，但統(tǒng)計上不顯著。
2. 第二批事務所轉制的回歸結果見表5。兩欄的模型區(qū)別在于有沒有加入控制變量，發(fā)現(xiàn)加入控制變量之后的模型的擬合優(yōu)度從原先的0.040提高到0.122，雖然加入控制變量后的模型的解釋能力還是不強，需要進一步進行一些因素的控制，但是本文的模型至少可以起到拋磚引玉的作用。
分析可得本研究關注的焦點change2011×Y2011的交叉項的系數(shù)為-0.029 9，在1%的水平上顯著，表明第二批事務所轉制提高了審計質(zhì)量，符合研究假設。轉制前與轉制后的審計質(zhì)量差異通過Y2011的系數(shù)得知提高了0.013 1，在10%的顯著性水平上顯著。
資產(chǎn)規(guī)模的系數(shù)為-0.000 4，說明公司規(guī)模越大，審計質(zhì)量越高，系數(shù)在統(tǒng)計上不顯著，與審計不存在顯著相關關系。經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額總資產(chǎn)比率系數(shù)為-0.117 2，在統(tǒng)計上顯著，表明經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量減少時，企業(yè)更有動機進行盈余管理，從而降低審計質(zhì)量。成長性的系數(shù)為0.000 1，在統(tǒng)計上不顯著。業(yè)務復雜性指標的系數(shù)為0.059 7，并且在統(tǒng)計上非常顯著，表明公司業(yè)務越復雜的就越有動機進行盈余管理，從而降低了審計質(zhì)量。虧損的系數(shù)為0.015 4，在10%的顯著性水平上顯著，指出虧損企業(yè)面臨經(jīng)營的問題，避免退市等的風險，會更有動機進行盈余管理，因此對審計質(zhì)量具有降低的作用。事務所規(guī)模的系數(shù)為-0.009 0，在10%顯著性水平上顯著。
六、結論
本文采用規(guī)范研究和實證研究相結合的方法，對事務所組織形式與審計質(zhì)量的關系進行檢驗，得到以下結論：一是事務所轉制有助于提高審計質(zhì)量。二是相比2010年，2011年事務所轉制對審計質(zhì)量影響的效果更明顯。原因可能是事務所轉制第一年準備時間倉促，對特殊普通合伙制存在一定的學習效應，即在新組織形式下，審計人員調(diào)整執(zhí)業(yè)行為，事務所完善內(nèi)部治理結構等等都需要一個學習和調(diào)整的過程。
為此，筆者認為應做好以下幾點：擴大事務所轉制范圍，加大事務所轉制力度；加強特殊普通合伙制的立法建設；建立健全特殊普通合伙制的相應配套機制。
主要參考文獻
1. 王躍堂，陳世敏.脫鉤改制對審計獨立性影響的實證研究.審計研究，2001；3
2. 柳木華.會計師事務所組織形式的風險分析框架.中國注冊會計師，2007；8
3. 李水力等.會計師事務所合并會損害審計市場競爭嗎.財會月刊，2011；32
4. 逯穎.會計師事務所組織形式對審計質(zhì)量的影響.審計與經(jīng)濟研究，2008；11
5. 原紅旗，李海建.會計師事務所組織形式、規(guī)模與審計質(zhì)量.審計研究，2003；1
6. 李蕓達.企業(yè)財務舞弊識別及審計對策.財會月刊，2011；14
7. Linda Elizabeth DeAngelo. Auditor size and auditor quality. Journal of Accounting and Economics，1981；3
8. Watts，Zimmerman. Agency Problem，Auditing and the Theory of the Firm:some Evidence. Journal of Law and Economics，1986；3
9. GAO. Public accounting firm-required study on the potential effect of mandatory audit firm rotation，2003
【作 者】
聶順江（教授） 屈依娜 唐媚媚
【作者單位】
（云南民族大學管理學院 昆明 650500 廈門大學管理學院 廈門 361005）
