转型经济中审计市场的需求特征研究
【摘要】 审计市场需求在很大程度上决定了审计产品供给,因此考察审计市场的需求特征对于理解审计市场具有重要意义。本文针对2001年和2002年的IPO审计市场,通过检验事务所特征与其IPO审计市场份额之间的关系,对我国IPO审计市场的需求特征进行了实证考察。代写审计学论文研究发现,在样本期间的IPO审计市场上,存在着对管制便利、事务所规模和事务所地缘关系的需求,但依然缺乏对高质量审计的需求。研究结果表明,在我国转型经济中,政府管制对IPO公司选择事务所具有重要影响,而市场功能相对缺失。
【关键词】 审计市场 审计质量 管制便利 事务所规模 地缘关系 需求特征
一、问题的提出随着我国从计划经济体制向市场经济体制的逐步转型以及证券市场不断发展,注册会计师行业作为市场经济中的一个重要中介行业也得到了充分发展。然而,近年来我国证券市场上发生了一连串“假账事件”,而注册会计师在这些“假账事件”中难辞其咎,说明我国注册会计师行业在发展过程中也存在着不容忽视的问题。证券市场有效运转需要发挥会计信息的作用,而审计质量关系到会计信息的可靠性,因此审计质量对于证券市场的稳定和发展至关重要。在中国和美国证券市场分别发生了“银广夏事件”和“安然事件”以及其他一系列会计造假事件的背景下,探讨我国注册会计师行业存在的深层次问题尤为重要。然而,已有文献似乎过多强调审计市场监管的作用,却忽视了对审计市场需求特征的深入分析。诚然,审计市场具有独特性,例如产品质量难以识别、不允许对产品进行广告宣传、审计产品的需求者与使用者不一致,等等①。因此,监管之功不可或缺。但是,审计市场在本质上仍是一个买卖“审计服务”的产品市场。与一般的产品市场类似,审计市场需求特征对审计产品的供给具有重要的影响。如果市场上存在着对高质量审计的需求,那么事务所之间的竞争会促使提供高质量审计的事务所脱颖而出,从而提高整体的审计质量;相反,如果审计市场缺乏这种需求,甚至存在着对低质量审计的需求,那么竞争会导致“劣币驱逐良币”,审计质量因此而降低。由此看来,创造和引导市场对高质量审计的需求可能比强调监管的作用更为重要。李树华(2000)研究了审计产品的供求与事务所的独立性,并分析了政府管制和市场需求对转型经济中注册会计师行业结构的深入影响。他在研究中使用事务所出具的非标意见比例作为审计质量的衡量指标,研究发现:独立审计准则的颁布实施提高了审计质量(表现为非标意见比例的上升),但是,在审计质量提高的同时,提供高质量审计的事务所其市场份额却显著下降,这表明在国内证券市场上还缺乏对高质量审计的需求②。在我们所能检索到的文献范围内,这是迄今为止唯一一篇对国内审计市场需求特征进行实证研究的文献。但该文仅仅考察了审计市场需求特征的一个方面,而全面地分析市场对审计产品的需求特征还需要考察市场对管制便利、事务所规模、事务所所在地等等方面的偏好。只有在清楚地了解审计市场的这些需求特征并找出其内在原因的基础上,监管者才能够采取适当行动来53①②非标意见指注册会计师出具的除不带解释说明段的无保留意见以外的所有其他审计意见类型,具体包括带解释说明段的无保留意见、保留意见、否定意见和拒绝表示意见等四种审计意见类型。在本文中,为了便于表述,我们将会计师事务所为上市公司提供的审计服务视为一种特殊产品。在证券市场上,上市公司是审计产品的需求者,但审计产品的使用者是广大的投资者以及监管机构。虽然审计产品使用者的偏好会影响上市公司对审计产品的需求,但审计产品需求者和使用者的偏好却不是完全一样的。引导或改变市场的需求偏好,从而充分利用市场力量来提高审计质量,优化市场资源配置。同时,李树华(2000)一文的研究样本局限于我国早期的证券市场(其样本区间是1993年至1996年),而近几年来我国证券市场以及审计行业发生了很大变化。例如,不少事务所因为审计质量低下而被监管者处罚、监管者在新股发行审核规则中对事务所进行区别对待、会计师事务所经历了脱钩改制和大规模的联合兼并、新股发行制度由审批制改为核准制、上市公司配股和增发股票的规则一再修改、会计准则和独立审计准则体系也更加完善,等等。在经历了这一系列制度变迁之后,公司选择事务所的动机是什么?审计市场需求特征之现状如何?这些问题还有待回答。本文对我国审计市场需求特征进行更深入和全面的研究,以把握我国审计市场需求特征的现状和成因。我们以2001年和2002年的IPO审计市场①为研究对象,通过检验事务所特征与其IPO审计市场份额之间的关系,对IPO审计市场的需求特征进行了考察。研究发现,在本文的样本研究期间,IPO审计市场依然缺乏对高质量审计的需求,却存在着对管制便利、事务所规模和事务所地缘关系的需求。和成熟资本市场上IPO公司对高质量审计的需求相比,这种需求特征体现了我国转型经济中政府管制对IPO公司选择事务所行为的影响。本文以下部分安排如下:第二节分析审计市场需求、事务所竞争优势与事务所IPO审计市场份额之间的关系,并提出本文的研究假设,第三节是研究方法和数据描述,第四节给出实证结果及解释,最后一节是研究结论和局限。 #p#分页标题#e#
二、审计市场需求特征、事务所竞争优势与事务所市场份额 审计服务的价值主要体现在:通过对会计信息的合法性和公允性提供鉴证,来减轻缔约双方之间的信息不对称,以使契约得以顺利签订和有效履行。对社会来说,理想的审计产品应具有“物美价廉”的特征,即以较低的审计成本提供较高质量的审计产品。如果在审计市场上,存在着对高质量和低价格审计产品的需求,那么我们可以预期市场竞争会使提供“物美价廉”审计产品的事务所具有竞争优势,进而占取更多的市场份额,而社会福利由此增加。反之,则社会福利受损。因此,审计市场的需求特征是影响事务所竞争优势,并进而影响审计市场效率的一个重要因素。考察审计市场的需求特征可以从两个方面展开:一是考察IPO公司对事务所的选择,二是考察事务所变更时上市公司如何选择后任事务所。本文之所以选择IPO审计市场为考察对象,第一个原因是事务所变更会给上市公司带来与新任事务所的熟悉和沟通成本,同时也会增加监管部门的关注,因此上市公司一旦选定事务所,则较少发生变更;第二个原因是IPO公司对事务所的选择通常代表着其对事务所的初次选择,因此体现了一般情况下公司对审计产品的需求,而事务所变更则反映了特定上市公司对审计产品需求的变化。如上文所述,市场对审计产品的需求偏好是多方面的。本文将考察IPO公司对审计质量、管制便利、事务所规模、事务所地缘关系等四个方面的需求特征及其对事务所市场份额的影响。我们的研究框架是:IPO审计市场的需求特征将使具有某些特征的事务所比其他事务所更具有竞争优势,从而能够获得更多的IPO审计市场份额。这种关系可以表示为图1。举例来说,如果IPO审计市场存在着对高质量审计的需求,那么,可以预期,在其他条件相同的情况下,提供高质量审计产品的事务所更具有竞争优势,从而能够获得更多市场份额。同样,如果IPO审计市场存在着对管制便利的需求,那么,在其他条件相同的情况下,具有管制便利的事务所更具竞争优势,从而可以获得更多市场份额。需要说明的是,和一般的产品市场类似,IPO审计市场可能对产品价格也存在着特定需求偏好,即IPO公司可能倾向于选择审计价格高的或低的事务所。因此,全面考察IPO审计市场的需求特征也需要考察IPO审计市场对审计价格的需求。但由于国内上市公司自2001年度起才开始披露支付给会计师事务所的报酬,并且信息披露不太规范,违反相关信息披露规则的情况非常普遍(李爽、吴溪,2004),因而我们很难获取有效数据对不同事务所的审计价格进行描述。同时,IPO公司更加看重的是其股票能否顺利发行以及发行定价是否能够达到目标,而审计价格可能不是其选择事务所的主导因素。因此,本文不考察IPO公司对审计价格的需求特征。54①IPO审计指具有证券期货从业资格的会计师事务所对首次公开发行股票公司(IPO公司)的上市审计,IPO审计市场指IPO公司与会计师事务所之间互相选择的市场。审计研究 2004年第5期下面我们逐一考察IPO审计市场各个需求特征对事务所竞争优势进而对事务所市场份额的影响,并提出相应的研究假设。 (一)审计质量与IPO审计市场份额前已述及,独立审计的功能在于减轻缔约双方的信息不对称程度,从而使得契约得以顺利签订和有效履行。对IPO审计来说,其价值在于减轻IPO公司与潜在投资者之间的信息不对称,使投资者愿意将其资金投入公司,而拟IPO公司可以获得其经营所需要的资金。如果审计质量较高,那么投资者就更信赖公司提供的信息,从而有利于投资者对公司价值作出准确的评估,进而降低信息不对称造成的成本,增加公司价值。国外的实证研究表明,选择高质量事务所的公司能够获得更高的股票发行溢价(Balvers and McDonald,1988;Beatty, 1989)。但是,选择高质量事务所可能会增加公司的审计成本,同时高质量的审计也可能会揭示出公司的不利情况从而降低公司的价值。因此,拟发行股票的公司对高质量审计服务的需求取决于选择高质量事务所带来的收益与成本的比较。在我国证券市场上,投资者投资渠道狭窄,监管部门控制股票供给(表现为对公司发行股票的额度限制)。虽然在2001年股票发行方式由审批制改为核准制,但是股票发行规模依然受到控制。因此,在很长一段时间内,公司股票处于一种供不应求的局面,IPO公司通常不用担心股票发行失败(李东平,2001)。与此同时,股票发行定价也受监管部门的管制,在1999年之前,股票发行价格与公司过去的业绩或盈利预测密切相关,因此很多公司为提高发行价格进行盈余管理(Aharony, Lee &Wong,2000;林舒、魏明海,2000),从而降低了对高质量审计的需求。1999年后,股票发行定价向着市场化方向演变,这可能会在一定程度上减轻IPO公司盈余管理的动机,并增加对高质量审计的需求。但是,由于事务所发展时间尚短,市场公认的有声誉事务所还未形成,因此IPO公司选择高质量事务所的收益还难以实现。另一方面,虽然已有研究显示,市场会对事务所出具的非标意见产生不利反应(李增泉,1999;陈梅花,2002),但由于公司控股股东以及管理层持有的股票不流通,证券市场的股票价格机制对公司控股股东或管理层的影响较小,因此IPO公司选择高质量事务所来提高上市后股票价格的动机不足。根据以上讨论,我们预期,在目前的证券市场上,IPO公司选择高质量事务所的收益可能依然小于成本,从而高质量事务所不具有竞争优势。据此,我们提出如下假设:假设1:高质量事务所的IPO审计市场份额并不比低质量事务所高。#p#分页标题#e#
(二)管制便利与IPO审计市场份额由于我国审计市场发展时间尚短,市场公认的有声誉的事务所还没有形成,因此为了提高审计质量,监管者总是试图对不同审计质量的事务所进行区分,并进而对低质量事务所设置市场进入壁垒。在证券市场上,早期的对事务所的区别对待表现在证券期货业务许可证上。从1992年开始,证监会和财政部或审计署根据事务所规模、经营情况等指标来决定哪些事务所具备证券期货业务审计资格,未获得资格的事务所不得从事证券期货相关审计业务(易琮,2003)。而对那些获得证券期货业务审计资格的事务所,证监会主要通过支持“信誉良好”的事务所和处罚“信誉不好”的事务所两方面手段对其进行激励和约束。对“信誉良好”的事务所的支持体现在补充审计业务资格和IPO专项复核业务资格的有关规定上。证监会2001年12月31日发布的“A股公司实行补充审计的暂行规定”要求,“A股公司在首次公开发行股票并上市,或在上市后在证券市场再融资时,……,应聘请获中国证监会和财政部特别许可的国际会计师事务所,按国际通行的审计准则,对其按国际通行的会计和信息披露准则编制的补充财务报告进行审计。”可见,证监会更加信赖国际会计师事55审计研究 2004年第5期务所①。另外,中国证监会2003年2月28日发布的“股票发行审核标准备忘录第16号”规定,证监会发行监管部在审核IPO公司的申请文件时,如发现其申报财务会计资料存在重大疑问,或其财务会计方面的内部控制制度有可能存在重大缺陷、并由此导致申报资料存在重大问题时,可以要求其另行委托一家具备证券执业资格、信誉良好的会计师事务所对申报财务会计资料的特定项目进行专项复核。根据证监会会计部便函[2002]25号规定,十五家事务所具备专项复核资格②。可以预期,经过国际会计师事务所或这十五家事务所审计的IPO公司将更容易通过发行审核,即这些事务所具备管制便利。在对“信誉良好”的事务所进行界定并区别对待的同时,中国证监会还对那些违反执业规则的事务所进行处罚。从1996年开始至2002年期间,证监会对事务所的处罚共计有33家次,其中部分事务所被多次处罚③。处罚的原因主要是这些事务所在为其客户进行验资、审计、资产评估或盈利预测审核中出具虚假报告或未能勤勉尽责。显然,对于证监会来说,被处罚过的事务所意味着“信誉不好”。可以预期,经过这些事务所审计的IPO公司的财务报告将被证监会认为可靠性较低,因此,经过这些事务所审计的IPO公司将更难通过发行审核。为表述方便,本文将事务所遭受处罚带来的这种负面影响称之为“负管制便利”。虽然监管者限于自身能力,对事务所的上述区别对待并不一定准确无误,同时监管者是否完全按照审计质量对事务所进行区别对待也值得怀疑,但监管者做出的对事务所的区别对待措施将直接影响到IPO公司选择事务所的偏好。其原因是,在中国证券市场上,公司股票发行一直受到管制,为了顺利通过股票发行审核取得发行资格,IPO公司具有迎合监管者偏好以选择事务所的动机。这样,具有管制便利的事务所将更具竞争优势,而具有负管制便利的事务所将处于竞争劣势。据此,我们提出如下研究假设。假设2a:如果事务所进入IPO专项复核名单或补充审计名单,那么其IPO审计市场份额更大。假设2b:如果事务所曾被证监会处罚,那么其IPO审计市场份额更小。#p#分页标题#e#
(三)事务所规模与IPO审计市场份额针对成熟市场经济国家的研究表明,大规模事务所比小规模事务所具有更高的审计独立性,以及专业技能,因此,大规模事务所的审计质量相对较高(DeAngelo,1981b;Dopuch和Simunic,1982;Nichols和Smith,1983;Simunic和Stein,1987;Davidson和Neu,1993)。在我国证券市场的早期,这样的结论也被李树华(2000)所验证。然而,近期的针对我国证券市场的研究却表明,事务所规模和审计质量并没有显著的相关关系(夏立军、杨海斌,2002;章永奎、刘峰,2002;原红旗、李海建,2003;李爽、吴溪,2003)。可能的原因是:在早期的证券市场,大规模事务所审计质量高于小规模事务所,但由于市场缺乏对高质量审计的需求,因而1995年独立审计准则的颁布导致了大规模事务所的市场份额下降(李树华,2000)。于是,经过一定时间,那些低质量的小规模事务所规模逐渐变大,从而造成了事务所规模与审计质量的相关性不再显著。另一方面,由于在国内法律环境下审计失败的法律风险不高,因而大规模事务所和小规模事务所预期的审计失败损失可能没有显著差异。虽然在我国目前的证券市场上,事务所规模与审计质量没有显著的相关关系,但IPO审计市场可能存在着对大规模事务所的需求。原因是:1•大规模事务所审计经验更加丰富,而这可能会提高IPO56①②③其中包含2002年根据对事务所2000—2001年度证券期货业务资格许可证年检结果进行的处罚。在此年检中,中天勤、深圳同人、深圳华鹏、华伦、中联信等五家事务所被吊销执业资格,中审和天一两家事务所被要求整改。根据证监会会计部发布的《具备执行A股公司补充审计试点业务及首次发行证券过程中的专项复核业务资格的会计师事务所名单》(会计部便函[2002] 25号),十五家具备专项复核资格的事务所分别为:天健、北京京都、毕马威华振、信永中和、上海立信长江、上海众华沪银、安永大华、德勤华永、普华永道中天、江苏天衡、浙江天健、厦门天健、广东正中珠江、深圳大华天诚、深圳天健信德。同补充审计暂行规定一样,这份带有歧视小规模事务所性质的专项复核文件最终因为小规模事务所的反对而没有得到贯彻执行,但这份名单充分体现了证监会对这十五家事务所的偏爱。在补充审计暂行规定发布后的答记者问中,证监会解释了出台补充审计暂行规定的背景、意图以及由国际著名会计师事务所进行补充审计的理由。根据证监会的解释,出台补充审计暂行规定是因为国内证券市场爆发了一系列上市公司提供虚假财务信息的案件,而注册会计师没有有效地进行揭示。为了有利于注册会计师顶住某些上市公司的压力、提高审计质量,证监会出台了此暂行规定。由国际著名会计师事务所进行补充审计的理由是,这些事务所大多具有较长发展历史,并在全球形成公认的信誉,并且这些事务所出问题的概率比其他事务所要低。虽然补充审计暂行规定由于国内事务所的反对没有得到执行,但它已充分显示了证监会对国际著名会计师事务所的信赖。审计研究 2004年第5期公司财务报告通过发行审核的可能性①;2•在投资者眼中,大规模事务所具备更高的担保能力,因而IPO公司选择大规模事务所可能能够提高其股票发行定价;3•大规模事务所可以提供更好的非审计服务,例如管理咨询、财务顾问等。据此,我们提出以下研究假设:假设3:事务所规模越大,其IPO审计市场份额越高。#p#分页标题#e#
(四)地缘关系与IPO审计市场份额在我国证券市场上,大量的上市公司选择了本地的事务所为其提供审计服务,审计市场存在着地区分割的现象②。这一方面和我国转型经济中产品市场的地区分割有关,同时也和我国注册会计师行业原有的挂靠体制密不可分。由于审计服务与产品市场相联系,产品市场的地区分割会造成审计市场的地区分割,甚至审计产品的市场分割本身也是产品市场地区分割的一部分。而挂靠体制则使得事务所的执业范围受到限制,挂靠单位往往利用自己的影响力为其下属的事务所招揽业务提供便利,同时限制其他事务所在其影响力范围内执业,这进一步加剧了审计市场的地区分割。正如产品市场的地区分割削弱了市场的竞争程度一样,审计市场的地区分割也造成了审计行业的地区垄断,从而阻碍了事务所规模的扩大和审计独立性的提高。虽然具有证券期货业务审计资格的事务所于1998年底全部进行了脱钩改制,审计市场的地区分割开始被打破,但在大部分IPO公司中国有股占主导地位,尤其是地方政府控制着主要的股权,本着“肥水不流外人田”的原则,这些地方政府控制下的IPO公司更倾向于选择本地事务所。另一方面,选择本地事务所还有利于节约交通成本、沟通成本,以及“收买”审计意见③。因此,我们预期IPO审计市场存在着对本地事务所的需求,本地事务所相对外地事务所具有更大的竞争优势。据此,我们提出如下假设:假设4:事务所所在地IPO公司数相对具有证券期货业务审计资格的事务所数越多,那么该事务所IPO审计市场份额越大。
(五)小结:IPO公司选择事务所的动机根据上文的分析可知,IPO公司选择事务所的动机决定了IPO公司对不同事务所特征的需求。由于公司的股票发行一直受到政府的严格管制,即政府在资源配置中仍起主导作用。而对于IPO公司来说,选择事务所的主要目标是为其顺利获得证券市场资源服务。在这种情况下,IPO公司会倾向于选择监管者眼中的“好”事务所以及那些IPO审计经验丰富的事务所,而回避监管者眼中的“坏”事务所。同时,由于IPO公司为了达到发行股票所要求的盈利指标往往进行财务包装(Aharony,Lee和Wong,2001),为了掩盖其财务包装行为,IPO公司会倾向于选择审计独立性较低的事务所。因此,IPO公司可能倾向于选择具有管制便利的事务所、大规模事务所、本地事务所,而回避具有负管制便利的事务所和审计质量高的事务所。下文对上述研究假设进行检验。
三、研究方法和数据描述
(一)样本选择和数据来源我们选择了具有证券期货业务资格从事2001年和2002年IPO审计的事务所作为研究样本。之所以选择这一期间的事务所作为研究样本,是因为这一期间距离1998年事务所脱钩改制完成已经有两年以上时间,对此期间的IPO审计市场进行研究既可以考察事务所脱钩改制后审计市场的需求特征,又可以反映出IPO审计市场需求特征的现状。根据上文分析,考察IPO审计市场的需求特征,需要考察事务所特征与其IPO审计市场份额的关系。对于事务所特征的刻画,我们根据事务所上年的上市公司年报审计情况来描述事务所特征。由于上年年报审计情况已为市场所观察到,因此,我们认为根据上年年报审计情况来刻画事务所特征是合适的。截止到2000年末和2001年末,具有证券期货业务审计资格的事务所分别为78家和72家,即能够从事2001年和2002年IPO审计的事务所分别为78家和72家。在这些事务所中,江苏天华大彭和上海万隆众天未参加上市公司2000年年报审计,中审未参加上市公司2001年年报审计,因而无法按57①②③本地事务所由于对当地政府和企业分别存在着政治和经济依赖,因此审计独立性可能相对较低。根据中国证监会首会办公布的《谁审计中国证券市场———2002年证券期货相关审计市场分析》,2002年度上市公司年报审计中,事务所异地客户有285家,本地客户有951家,即异地客户率平均为23•06%。在71家会计师事务所中,83%(59家)会计师事务所主要在本地或周边地区承揽业务(异地客户率低于50%)。Watts and Zimmerman(1986)认为,管制契约为事务所向其客户提供信息和游说服务创造了机会,潜在的客户在选择事务所时可能会考虑这些服务。显然,大规模事务所在提供这些服务时具有优势。美国国会(1976)甚至认为,证券交易委员会的管制和一些其它因素导致了八大事务所对上市公司审计业务的有效垄断或卡特尔(Watts and Zimmerman,1986)。审计研究 2004年第5期照上年年报审计情况来刻画事务所特征。我们剔除这三家事务所。这样,2001年剩余样本为76家,2002年剩余样本为71家,样本总数为147家。研究中使用到的数据来自于IPO公司招股说明书、上市公司年报、中国证监会网站以及《巨灵证券信息系统》。数据的处理使用SPSS10•0统计软件进行。#p#分页标题#e#
(二)检验模型和变量说明根据上文的研究假设,我们构建如下多元回归模型以检验事务所特征与其IPO审计市场份额之间的关系:MrktSi=β0+β1Qualityi+β2Reputai+β3Penaltyi+β4SizeNi+β5LcoalNi+β6Profiti+β7DebtRi+β8Year01i+εi其中,β0为截距,β1,β2,β3,β4,β5,β6,β7,β8为系数,εi为残差。模型中各变量的含义如下:1•因变量MrktSi表示按照客户个数衡量的事务所i的IPO审计市场份额,即事务所i当年IPO审计的客户数与当年IPO公司总数的比值①。2•测试变量Qualityi代表审计质量,用事务所i上年年报审计中出具的非标意见比例衡量,这种衡量审计质量的方法和李树华(2000)一致。由于客户特征可能存在差异,因此使用事务所出具的非标意见比例来衡量审计质量可能会出现误差。但本文的研究目的是考察IPO公司对不同事务所的需求特征,而对于IPO公司来说,事务所出具的非标意见比例是一个比较容易观察到的审计质量指标。因此,本文使用事务所出具的非标意见比例来衡量审计质量。Rep-utai和Penaltyi分别代表管制便利和负管制便利。如果事务所进入补充审计业务资格或IPO专项复核业务资格名单,那么Reputai取值为1,否则Rep-utai取值为0。如果事务所i曾被中国证监会处罚,那么Penaltyi取值为1,否则Penaltyi取值为0。SizeNi代表事务所规模,用事务所i上年年报审计客户个数衡量。针对美国市场的研究通常使用六大和非六大的虚拟变量来衡量事务所规模(Beck-er等,1998)②。针对国内市场的研究也借鉴了这一方法,例如李树华(2000)按事务所客户数多少将国内事务所分为十大和非十大。考虑到国内审计市场发展时间较短,尚没有形成明确的、与美国审计市场类似的大规模事务所群体,本文不采用虚拟变量而直接采用事务所客户数来衡量事务所规模③。LocalNi代表事务所地缘关系,用事务所i所在地当年IPO公司个数与当地具有证券期货业务审计资格的事务所个数的比例来衡量。我们根据事务所所在地与上市公司注册地是否在同一省级行政区域(包括省、自治区、直辖市)作为划分当地和非当地的标志。如果事务所未发生合并,那么将事务所注册地作为事务所所在地;如果发生事务所合并,那么将合并前事务所注册地作为事务所所在地④。3•控制变量Profiti和DebtRi分别用来控制事务所客户的盈利能力和财务状况。Profiti用事务所i上年年报审计所有客户的加权平均营业收入净利润率来衡量;DebtRi用事务所i上年年报审计所有客户的加权平均资产负债率来衡量。由于我们用非标意见比例来衡量审计质量,而事务所出具的非标意见比例受到客户盈利能力和财务状况的影响(Chen, Chen和Su,2001;夏立军、杨海斌,2002),因此需要控制这种影响。但由于IPO公司关注的是可观察的审计质量,因此不需要控制其他难以观察的因素对非标意见比例的影响。Year01是虚拟变量,用来控制不同年度样本间差异。对于2001年样本,Year01取值为1;对于2002年样本,Year01取值为0。#p#分页标题#e#
(三)样本特征描述性统计表1给出了模型1和模型2中各变量的描述性统计结果。从表1可以看出,MrktS的平均值和中位数分别为0•0134和0•0132,二者比较接近,这说58①②③④按事务所注册地确定事务所所在地的理由是:事务所机构主要在其注册地设立,人员主要在注册地居住和生活,因此主要受其注册地政治和经济的影响。由于行政力量的推动,2000年以后,大量事务所发生合并,但合并后的事务所通常在原有地区的业务和机构通常还会继续,依然还会受到原有地区地方政府或上市公司的影响。我们对事务所发生合并情况下按合并后事务所注册地作为事务所所在地的情况进行了敏感性检验,研究结论不变。由于对于IPO公司来说,事务所上年年报审计的客户数而不是客户总资产更能反映事务所的审计经验,因此本文不使用事务所客户总资产来衡量事务所规模。我们对使用事务所客户总资产衡量事务所规模的情况进行了敏感性测试,研究结论基本不变。在1989年的大型事务所合并前,是八大与非八大之分;在1998年的大型事务所合并后,是五大与非五大之分;安达信解体后,变为四大与非四大之分。当年与非当年按照IPO公司上市时间确定。具体来说,如果某公司上市时间在2001年1月1日至2001年12月31日之间,那么认为此公司为2001年IPO公司。现有的国内外研究通常使用客户数或客户总资产之和来衡量事务所市场份额。由于本文的研究目的是考察IPO审计市场的需求特征,而使用客户数来衡量事务所市场份额可以免除客户规模的影响,从而更好地体现IPO公司对不同事务所的需求,因此本文使用客户数而不是客户总资产之和来衡量事务所市场份额。审计研究 2004年第5期明模型中因变量的分布比较均衡。Quality的平均值为0•1324,说明事务所上年出具的非标意见比例平均数为13•24%。Reputa的平均值分别为0•2313,说明在147家样本中,有23•13%的事务所进入补充审计业务资格和IPO专项复核业务资格名单。Penalty的平均值分别为0•2721,说明在147家样本中,有27•21%的事务所曾被中国证监会处罚。SizeN的平均值为15•2789,表明样本中事务所平均上年客户数为152789个。LocalN的平均值为0•7552,说明所有样本中,事务所所在地当年IPO公司个数与当地具有证券期货业务审计资格的事务所数比值的平均值为0•7552。另外,从表1还可以看出,检验模型中各变量没有明显的异常值。表1 变量描述性统计结果样本数平均值中位数标准差最小值最大值MrktS 147 0•0134 0•0132 0•0152 0•0000 0•0921Quality 147 0•1324 0•0909 0•1531 0•0000 1•0000Reputa 147 0•2313 0•0000 0•4231 0•0000 1•0000Penalty 147 0•2721 0•0000 0•4466 0•0000 1•0000SizeN 147 15•2789 13•0000 11•0378 1•0000 62•0000LocalN 147 0•7552 0•6000 0•6126 0•0000 3•5000Profit 147 0•0556 0•0662 0•1090 -0•9987 0•3232DebtR 147 0•4406 0•4292 0•1120 0•1516 0•8932Year01 147 0•5170 1•0000 0•5014 0•0000 1•0000 #p#分页标题#e#
四、实证检验结果及解释在下文的实证检验结果中,我们首先对2001年和2002年混合样本进行单变量分析和多变量分析。在此基础上,我们再分别对2001年样本和2002年样本进行检验,以考察IPO审计市场需求特征在2001年和2002年之间的差异。
(一)混合样本分析表2是混合样本情况下模型1和模型2中各变量的Pearson和Spearman相关分析结果。从表中可以看出:(1)在Pearson和Spearman相关分析中,MrktS与Reputa、SizeN和LocalN都显著正相关,而与Quality都没有显著相关关系;(2)在Pearson相关分析中,MrktS与Penalty显著负相关,并且在Spearman相关分析中,MrktS与Penalty的相关性接近0•10显著性水平。这些单变量分析的结果基本上支持本文的四个研究假设,即IPO审计市场缺乏对高质量审计的需求,却存在着对管制便利、事务所规模和地缘关系的需求。我们接着进行多元回归分析以检验本文的研究假设。表3给出了混合样本情况下对检验模型的多元回归分析结果。从表3可以看出,MrktS与Reputa、在0•10水平上显著正相关,与SizeN和LocalN在0•01水平上显著正相关,与Penalty在0•05水平上显著负相关,而与Quality不具有显著相关关系。这与单变量分析的结果基本一致,并支持本文的四个研究假设。表3的结果说明,进入IPO专项复核名单或补充审计名单的事务所、大规模事务所和本地事务所更具竞争优势,从而能够获得更大的市场份额,而那些高质量事务所则不具有竞争优势。由此说明,在样本期间的IPO审计市场上,缺乏对可观察到的高质量审计的需求,而存在着对管制便利、事务所规模和地缘关系的需求。这种需求特征和成熟证券市场上IPO公司对高质量事务所的需求明显不同,体现了我国转型经济条件下政府管制对公司选择事务所偏好的影响。
(二)对分年度样本的分析为了考察IPO审计市场的需求特征在不同样本年度的差异,我们对本文的研究样本进一步进行分年度分析,即分别对2001年样本和2002年样本进行单变量分析和多元回归分析。由于具有IPO专项复核和补充审计资格的事务所名单在2002年才为市场获知(证监会会计部便函[2002]),因此我们预期检验模型中Reputa与MrktS这两个变量在2002年样本中显著正相关,而在2001年样本中相关性不显著。表4是对01年样本的多元回归分析结果。从表4可以看出,MrktS与SizeN和LocalN分别在0•01和0•05水平上显著正相关,与Penalty在0•10水平上显著正相关,而与Quality负相关但相关性不显著。这说明在01年的IPO审计市场上,存在着对大规模事务所、本地事务所和管制便利的需求,而59审计研究 2004年第5期缺乏对高质量审计的需求。另外,MrktS与Reputa正相关,但相关性不显著。这和我们的预期一致,说明证监会的IPO专项复核和补充审计资格事务所名单没有对01年IPO审计市场产生显著影响。表2 有关变量的Pearson和Spearman相关分析(混合样本)/shenjilunwen//shenjilunwen/MrktS Quality Reputa Penalty SizeN LocalN Profit DebtR Year01〗MrktS 1•000 0•013 0•227 -0•158 0•443 0•263 0•040 0•133 -0•042 •0•877 0•006 0•056 0•000 0•001 0•630 0•109 0•614Quality 0•126 1•000 0•125 0•079 0•120 0•036 -0•025 0•174 0•0490•130 •0•133 0•339 0•147 0•662 0•762 0•035 0•554Reputa 0•250 0•126 1•000 -0•190 0•268 -0•204 0•017 0•159 -0•0190•002 0•128 •0•021 0•001 0•013 0•836 0•054 0•822Penalty -0•133 0•122 -0•190 1•000 0•090 -0•037 -0•231 0•008 -0•0210•109 0•142 0•021 •0•278 0•656 0•005 0•926 0•802SizeN 0•506 0•367 0•247 0•143 1•000 0•052 0•002 0•395 -0•0930•000 0•000 0•003 0•085 •0•531 0•983 0•000 0•262LocalN 0•181 0•037 -0•272 -0•027 -0•015 1•000 0•010 -0•074 0•0620•029 0•653 0•001 0•749 0•853 •0•903 0•376 0•456Profit -0•070 -0•181 -0•054 -0•223 -0•224 0•108 1•000 -0•195 0•1270•397 0•028 0•519 0•007 0•006 0•193 •0•018 0•127DebtR 0•145 0•373 0•181 0•053 0•419 -0•169 -0•507 1•000 -0•1380•080 0•000 0•029 0•521 0•000 0•041 0•000 •0•095Year01 -0•159 0•073 -0•019 -0•021 -0•111 0•109 0•330 -0•128 1•0000•054 0•378 0•822 0•802 0•182 0•189 0•000 0•123 •注:上三角形内为Pearson相关分析结果,下三角形内为括号内为Spearman相关分析结果。括号内为P值(双尾检验)。表3 多元回归分析结果(混合样本)自变量及模型参数预测符号系数T值P值VIF值截距? 0•0027 0•510 0•611—Quality - -0•0047 -0•648 0•518 1•065Reputa + 0•0054 1•917*0•057 1•226Penalty - -0•0053 -2•041**0•043 1•155SizeN + 0•0006 5•148***0•000 1•330LocalN + 0•0066 3•624***0•000 1•088Profit ? -0•0009 -0•089 0•929 1•130DebtR ? -0•0044 -0•398 0•691 1•303Year01 ? -0•0006 -0•292 0•771 1•043Model参数N=147,Adj-R2=0•271,F值=7•773***注:***、**和*分别表示在0•01、0•05和0•10水平上统计显著(单尾检验),N为样本数。表4 多元回归分析结果(01年样本)自变量及模型参数预测符号系数T值P值VIF值截距? 0•0083 1•048 0•298—Quality - 0•0159 1•285 0•203 1•466Reputa + 0•0015 0•392 0•696 1•242Penalty - -0•0063 -1•721*0•090 1•242SizeN + 0•0008 5•463***0•000 1•219LocalN + 0•0051 2•136**0•036 1•100Profit ? -0•0030 -0•261 0•795 1•137DebtR ? -0•0271 -1•394 0•168 1•501Model参数N=76,Adj-R2=0•350,F值=6•762***注:***、**和*分别表示在0•01、0•05和0•10水平上统计显著(单尾检验),N为样本数。60审计研究 2004年第5期 表5是对02年样本的多元回归分析结果。从表5可以看出,MrktS与SizeN和LocalN分别在0•10和0•01水平上显著正相关,而与Quality在0•10水平上负相关。这说明在02年的IPO审计市场上,存在着对大规模事务所、本地事务所和低质量审计的需求。另外,MrktS与Reputa在0•05水平上显著正相关。这和我们的预期一致,说明证监会的IPO专项复核和补充审计资格事务所名单对02年IPO审计市场产生了显著影响。考察表5和表4的区别,可以发现:在对管制便利的需求上,01年IPO公司倾向于回避具有负管制便利的事务所,而02年IPO公司倾向于选择具有管制便利的事务所;同时,02年IPO审计市场不仅缺乏对高质量审计的需求,而且甚至存在着对低质量审计的需求。这表明,虽然监管者力图对事务所进行区别对待,却没有能够促使IPO公司选择高质量事务所。表5 多元回归分析结果(02年样本)自变量及模型参数预测符号系数T值P值VIF值截距? 0•0017 0•227 0•821—Quality - -0•0161 -1•676*0•099 1•010Reputa + 0•0097 2•372**0•021 1•257Penalty - -0•0053 -1•458 0•150 1•122SizeN + 0•0003 1•686*0•097 1•473LocalN + 0•0082 2•867***0•006 1•097Profit ? -0•0013 -0•051 0•959 1•203DebtR ? 0•0065 0•438 0•663 1•502Model参数N=71, Adj-R2=0•221, F值=3•843***注:***、**和*分别表示在0•01、0•05和0•10水平上统计显著(单尾检验),N为样本数。 #p#分页标题#e#
(三)敏感性分析从上述表3、表5和表7可以看出,所有自变量的VIF值均小于2•0,说明检验模型不存在严重共线性问题。同时,在表3、表5和表7中,模型F值均在0•001水平上显著,Adj-R2分别为0•271、0•350和0•221,这说明模型拟合较好。我们分别在混合样本、01年样本和02年样本三种情况下对检验模型进行了异方差怀特检验,结果表明模型没有严重异方差问题。为了考察检验结果的可靠性,我们对表3、5和7的结果进行了如下敏感性测试:1•分别对剔除残差5倍标准差和3倍标准差以外异常值的情况进行敏感性检验,结果显示,异常值影响较小,研究结论不变;2•对在检验模型中不纳入Profit和DebtR这两个控制变量的情况进行敏感性检验,结果显示上述研究结论基本不受影响;3•对Penalty变量分别按事务所最近一年、二年、三年以及三年以上遭受处罚的情况进行敏感性检验,结果显示在三年以内时间内遭受处罚的事务所市场更小,而在三年以上时间内遭受处罚的事务所市场份额不受影响;4•利用上市公司披露的支付给事务所的报酬的有效信息,对在检验模型中纳入审计价格即单位资产审计收费这个变量进行敏感性检验,结果显示审计价格与事务所市场份额没有显著相关关系,研究结论基本不受影响。可见,本文的研究结果较为稳定和可靠。 五、研究结论与局限在一个竞争的市场上,产品需求对产品供给会产生重要影响,审计市场也不例外。因此,考察审计市场的需求特征不仅有助于更好地理解审计市场,还有助于监管者改进监管,提高审计质量。在西方发达国家的证券市场上,IPO公司或上市公司存在着对高质量审计的需求。然而,我国的证券市场根植于我国的转型经济中,其重要特征是政府在证券市场资源配置中起主导作用,同时上市公司大部分由国有企业改制而来,地方政府是大部分上市公司的控股股东。因此,我国审计市场的需求特征可能会体现出我国转型经济的特点。本文以2001年和2002年的IPO审计市场为对象,在分析审计市场需求特征、事务所竞争优势与事务所IPO审计市场份额三者关系的基础上,对我国IPO审计市场的需求特征进行了实证考察。研究发现,在本文的样本期间,IPO审计市场存在着对管制便利、事务所规模和事务所地缘关系的需求,却依然缺乏对高质量审计的需求,表现为具有管制便利的事务所、大规模事务所以及本地事务所更具竞争优势,能够获得更多市场份额,而提供高质量审计的事务所不具有竞争优势,没能获得更多市场份额。上述研究结果表明,在我国证券市场上,IPO选择事务所的动机主要是为了迎合政府管制以顺利获61审计研究 得股票发行资格,而不是为了向投资者传递公司经营情况的真实信号。我国IPO审计市场的上述需求特征体现了转型经济条件下政府管制对IPO公司选择事务所行为的影响,而市场功能相对缺失。虽然监管者力图对事务所进行区分并区别对待,但这种措施并没有能够促使IPO公司选择那些提供高质量审计的事务所。这说明,我国IPO审计市场的需求结构还存在着缺陷,创造出对高审计质量的市场需求是未来证券市场监管改革的努力方向。需要说明的是,本文还存在以下一些局限:#p#分页标题#e#
1、本文认为审计市场需求特征会导致具有这些特征的事务所更具竞争优势,从而能够获得更多市场份额,但出于规避审计风险考虑,这些能够获得更多市场份额的事务所并不一定会愿意获得更多市场份额。同时,事务所的竞争优势可能也不仅仅取决于审计市场的需求特征。这两个因素可能会导致本文使用事务所市场份额衡量事务所竞争优势并进而用以考察审计市场需求特征出现一定偏差。
2、本文仅仅考察了IPO审计市场的需求特征,而没有考察上市公司年报审计市场的需求特征。由于上市公司和IPO公司选择事务所的动机可能不同,因此IPO审计市场的需求特征可能不能反映审计市场需求特征的全貌。进一步考察不同类型审计市场的需求特征并进行时间序列分析是未来研究的方向。
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