【摘要】 文章在對以非標(biāo)準(zhǔn)意見比率表示的審計質(zhì)量與事務(wù)所收入表示的集中度進行Hodrick-Prescott濾波的基礎(chǔ)上，建立了相關(guān)計量模型，研究兩者之間波動相關(guān)性及制度對審計意見的影響。結(jié)果表明：政策新增與否對非標(biāo)準(zhǔn)意見比率波動影響不明顯；市場集中度波動與非標(biāo)準(zhǔn)意見比率波動在一定程度上呈倒U型函數(shù)關(guān)系，說明我國政府在促進審計市場集中度進一步加強的問題上適于逐步推進，以避免由于市場集中度大幅波動造成審計質(zhì)量的大幅上下波動。

【關(guān)鍵詞】 審計質(zhì)量； 非標(biāo)準(zhǔn)意見比率； 事務(wù)所收入； 市場集中度

一、引言

隨著投資者保護意識的進一步加強，外部審計及其審計質(zhì)量也越來越受到人們的關(guān)注。我國當(dāng)前上市公司注冊會計師審計市場結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出何種型態(tài)，它對注冊會計師審計質(zhì)量具有什么樣的影響?我國應(yīng)該構(gòu)建什么樣的審計市場以利于我國資本市場的進一步健康發(fā)展？雖然已有學(xué)者對此作了較為豐富的研究，但其中多數(shù)是描述性的統(tǒng)計研究，實證研究甚少，且并未對審計市場集中度的變動所帶來的審計質(zhì)量變動之間究竟有何聯(lián)系進行研究。故本文先通過Hodrick-Prescott濾波將非標(biāo)準(zhǔn)意見比率表示的審計質(zhì)量以及事務(wù)所收入表示的集中度進行趨勢分解，對剩下的僅表示非標(biāo)準(zhǔn)意見比率和事務(wù)所收入表示的集中度波動數(shù)據(jù)進行分析，對二者之間的變動關(guān)系得出結(jié)論并提出相關(guān)建議。

二、文獻回顧

對于審計市場集中度與審計質(zhì)量的關(guān)系，DeFond，wong和Shuhua Li（2000)研究發(fā)現(xiàn)在實行新獨立審計準(zhǔn)則之后，我國的證券審計市場存在著上市公司對高質(zhì)量審計的規(guī)避傾向并伴隨著市場集中度的下降；余玉苗（2001）以滬深兩地A股上市公司1999年報審計為例進行統(tǒng)計分析后發(fā)現(xiàn)，我國上市公司注冊會計師審計市場呈現(xiàn)出低集中度、強地域性的審計市場形態(tài)，危害了審計的獨立性，認為有必要在我國構(gòu)造“寡占型”的上市公司審計市場結(jié)構(gòu)；劉明輝、李黎和張羽（2003）對我國審計市場集中度和審計質(zhì)量的關(guān)系進行了實證研究，認為我國審計市場集中度與審計質(zhì)量之間呈現(xiàn)倒U型的函數(shù)關(guān)系，指出我國有必要構(gòu)造“寡占型”的上市公司審計市場結(jié)構(gòu)，以提高審計質(zhì)量和會計師事務(wù)所的國際競爭力；陳任武和李玲（2008）分析認為我國上市公司審計市場結(jié)構(gòu)，具有低集中度特征，對審計服務(wù)市場的執(zhí)業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生不利影響，提出審計市場集中度應(yīng)該與其所服務(wù)的股票市場集中度相適應(yīng)的觀點；劉桂良、牟謙（2008）以我國證券市場2004年—2005年的上市公司為研究樣本，發(fā)現(xiàn)在控制了影響審計質(zhì)量的相關(guān)變量之后，審計市場集中度與審計質(zhì)量成正相關(guān)關(guān)系，審計市場的強地域性與審計質(zhì)量沒有明顯的相關(guān)關(guān)系；夏冬林，林震昃（2003）從市場集中度、行業(yè)平均勞動生產(chǎn)率和平均利潤率三個方面對我國審計市場競爭狀況進行了分析，認為我國審計市場上存在激烈的競爭，造成我國事務(wù)所獨立性不高，進而影響到了審計質(zhì)量；周紅（2005）通過對世界最大40家會計師事務(wù)所和美國審計100強的數(shù)據(jù)分析，證明了近年來國際審計市場的趨勢是集中度在降低和“四大”的寡占市場地位開始減弱，提出審計市場結(jié)構(gòu)優(yōu)化的尺度應(yīng)是審計市場集中度與股票市場集中度兩者相適應(yīng)的理論觀點。

綜上可以看到，我國學(xué)者對審計市場集中度與審計質(zhì)量的研究雖然得出了二者之間確實存在較為密切的關(guān)系的結(jié)論，但是卻并未提及審計市場集中度的變化對審計質(zhì)量變化究竟有何聯(lián)系，聯(lián)系有多大。本文即對此作一補充研究。

三、變量選取及樣本數(shù)據(jù)描述性分析

（一）變量選取及樣本數(shù)據(jù)

本文選取非標(biāo)準(zhǔn)意見比率即我國會計師事務(wù)所在某年出具非標(biāo)準(zhǔn)審計意見占當(dāng)年所有審計意見的比率作為審計質(zhì)量（Y）的替代指標(biāo)，主要是因為其雖然不能說明所有的標(biāo)準(zhǔn)無保留意見均是高質(zhì)量的審計，但注冊會計師出具了非標(biāo)準(zhǔn)無保留意見的審計報告卻能說明注冊會計師是獨立的，謹慎的，審計意見是高質(zhì)量的，故其能在一定程度上作為審計質(zhì)量高低的代表。此外，在筆者對前人文獻的查閱中發(fā)現(xiàn)眾多研究也是以非標(biāo)準(zhǔn)意見比率作為審計質(zhì)量的替代指標(biāo)進行研究并得出結(jié)論。為提高本研究與前人研究的可比性，故本文仍然以該指標(biāo)作為判斷審計質(zhì)量的標(biāo)準(zhǔn)。

Moizer and Turley（1989）認為“集中度研究應(yīng)該使用審計收費作為核心變量，使用其他替代變量來測量集中度可能會造成一定的偏差”。審計收費與客戶規(guī)模之間必然存在相關(guān)關(guān)系。Simunic（1980）、Taylor and Baker（1981）使用客戶資產(chǎn)，Taffler and Ramalinggam（1981）使用客戶銷售收入，他們的研究結(jié)論都表明客戶資產(chǎn)及客戶銷售收入與審計費用之間具有明顯的正相關(guān)關(guān)系。侯曉靖（2011）通過對我國2005—2009年的上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)進行實證分析也得出了審計收費與客戶資產(chǎn)、客戶營業(yè)收入等呈正相關(guān)關(guān)系。為避免重復(fù)無謂的分析，本文在對審計質(zhì)量與審計市場集中度進行分析時，僅選取了事務(wù)所收入（X）這一具有代表性的指標(biāo)進行詳細的分析。

本文的主要數(shù)據(jù)來源于中國注冊會計師協(xié)會公布的年報審計快報，全國注冊會計師百家信息，中國證券報及2002—2005年的《誰審計中國證券市場》等，并經(jīng)筆者手工整理而成。由于1995年12月我國第一批獨立審計準(zhǔn)則公布，并于1996年開始實施，故本文選取市場規(guī)范化的第二年作為研究起始點，以利于客觀全面地反應(yīng)我國審計市場發(fā)展軌跡。

從表1可以看到非標(biāo)準(zhǔn)意見比率自1997年以來雖然有波動，但總體是呈下降趨勢的，從1997年的13.29%到2009年的6.71%，下降了近7個百分點；以事務(wù)所收入計算的集中度，CR8近年靠近40%，這說明我國審計市場集中度確實不高，還處于低集中狀態(tài)，但以事務(wù)所收入表示的集中度發(fā)展趨勢是上升的。這一現(xiàn)象的出現(xiàn)與前人的研究有所不同，其中的原因認為是由于審計、會計制度等相關(guān)政策措施的出臺，導(dǎo)致整個審計市場從制度到審計實施都趨好，從而使得市場集中度上升。雖然非標(biāo)意見比率下降，但并不意味著審計質(zhì)量的下降，反而是市場不斷完善而使得個企業(yè)行為都變得更加規(guī)范。為更加清楚地顯示出二者的變動趨勢，給出了圖1、圖2。

（二）Hodrick-Prescott濾波

從圖1、圖2可以看到，非標(biāo)準(zhǔn)意見比率與事務(wù)所收入集中度在變動過程中趨勢走向均很明顯。為研究二者的波動關(guān)系，故在此運用Hodrick-Prescott濾波，將趨勢分別從兩組序列中分解出，在原數(shù)據(jù)序列的基礎(chǔ)上得到經(jīng)過濾波之后的另兩組數(shù)據(jù)Y2、X2，這兩組數(shù)據(jù)僅顯示自身的波動性。

（三）自相關(guān)檢驗

下面來看Y2與X2的自相關(guān)檢驗圖（圖3，圖4）。

從圖３、圖4可以看到經(jīng)過濾波之后的兩序列均不存在自相關(guān)。

（四）單位根（ADF檢驗），見表2。

由表2可以看出Y2、X2均是平穩(wěn)序列。

通過上述檢驗判斷Y2與X2之間應(yīng)該存在某種長期均衡關(guān)系。

四、非標(biāo)準(zhǔn)意見比率以及事務(wù)所客戶數(shù)表示的集中度波動關(guān)系的實證檢驗及結(jié)果

考慮到我國的注冊會計師制度自恢復(fù)以來時間較短，各項政策都還在不斷完善之中，在此過程中可能也會對非標(biāo)準(zhǔn)意見比率的高低造成一定的影響，因此文章設(shè)計了一個虛擬變量Z。當(dāng)該年度有新的政策出臺，則Z=1；反之，Z=0。

（一）研究假設(shè)

在我國當(dāng)前的審計市場環(huán)境中，當(dāng)市場集中度小幅上升時，各事務(wù)所為樹立良好的執(zhí)業(yè)聲譽以獲取進一步的發(fā)展，從而提高審計質(zhì)量，導(dǎo)致兩者朝同方向變動；當(dāng)市場集中度大幅上升，會導(dǎo)致事務(wù)所不擔(dān)心客戶的流失對其聲譽的損害，這樣將導(dǎo)致審計人員專業(yè)勝任能力弱化和審計質(zhì)量的下降。另一方面，當(dāng)市場集中度大幅下降，會導(dǎo)致市場競爭加劇，事務(wù)所之間為了爭奪客戶資源，甚至不惜采取不正當(dāng)?shù)氖侄危瑯涌赡軒韺徲嬞|(zhì)量的下降，從而造成兩者的反方向波動，由此提出第一個假設(shè)。

假設(shè)1：在一定波動范圍內(nèi)，事務(wù)所收入集中度波動幅度越大，非標(biāo)準(zhǔn)意見比率變動的波動幅度也越大，但波動超過極限范圍，非標(biāo)準(zhǔn)意見比率變動的波動幅度會變小。

審計制度的完善使得注冊會計師審計獨立性更強，審計行為更加規(guī)范，從而使得作為審計質(zhì)量替代指標(biāo)的非標(biāo)準(zhǔn)意見比率上升，在一定程度上推動非標(biāo)準(zhǔn)意見比率波動幅度的加大，故提出第二個假設(shè)。

假設(shè)2：審計制度的實施會導(dǎo)致非標(biāo)準(zhǔn)意見比率變化的波動幅度變大。

（二）實證結(jié)果

文章選取去掉趨勢影響之后的Y2序列與X2分別作為被解釋變量和解釋變量，在建立模型之前首先給出了Y2和X2的相關(guān)關(guān)系圖（圖5），從圖中可以明顯看到在一定范圍內(nèi)非標(biāo)準(zhǔn)意見比率的變動隨著事務(wù)所收入集中度變動的加大而加大，兩者的波動趨勢基本一致，當(dāng)達到一定極限值后則隨著事務(wù)所收入集中度波動的繼續(xù)加大而減小。

如圖5所示，Y2與X2之間明顯不是線性關(guān)系，故根據(jù)觀察之后建立如下模型：

Y2=C+b×X2+c×Z+e

利用1997年到2009年的數(shù)據(jù)對這個模型進行回歸，結(jié)果如下：

Y2=0.0269-42.3488X2-0.0149Z

（2.8856）* （-3.6620）** （-1.3806）

R2=0.5783 DW=1.7309

方程中括號內(nèi)的數(shù)值表示參數(shù)估計對應(yīng)的t統(tǒng)計量，**表示對應(yīng)的參數(shù)估計在1%的顯著性水平下顯著，*表示對應(yīng)的參數(shù)估計在5%的顯著性水平下顯著。

從上面這個模型看到事務(wù)所收入集中度波動變量的系數(shù)為負，參數(shù)估計顯著，所以從這個非線性模型筆者認為，非標(biāo)準(zhǔn)意見比率波動與審計市場集中度的波動某種程度上存在著二次函數(shù)關(guān)系，這說明第一個假設(shè)成立。虛擬變量Z的系數(shù)為負，但不夠顯著，在一定程度上說明政策的出臺不會導(dǎo)致非標(biāo)準(zhǔn)意見比率的波動加大，反而會降低非標(biāo)意見比率的波動性，這與第二個假設(shè)不相符，主要原因可能是隨著獨立審計準(zhǔn)則的頒布實施及審計市場的成熟，使得注冊會計師的業(yè)務(wù)能力已經(jīng)基本保持在一個較高水平，也說明會計制度的完善使得上市公司的行為變得更加規(guī)范，從而制度的進一步出臺不會對審計意見產(chǎn)生太大的影響。

五、結(jié)論與政策建議

本文研究發(fā)現(xiàn)，我國審計市場集中度與非標(biāo)準(zhǔn)意見比率表示的審計質(zhì)量之間總體上存在反方向影響發(fā)展趨勢。通過實證分析的方法對我國會計師事務(wù)所非標(biāo)準(zhǔn)意見比率與審計市場集中度波動以及政策實施之間的關(guān)系進行的研究結(jié)果表明：隨著審計市場的逐步完善，我國的審計規(guī)范已基本趨于穩(wěn)定，政策的進一步完善使得非標(biāo)準(zhǔn)意見比率波動在一定程度上變小，總體影響并不明顯；市場集中度波動與非標(biāo)準(zhǔn)意見比率波動在一定程度上呈倒U型函數(shù)關(guān)系，表明我國政府在促進審計市場的集中度進一步加強的問題上應(yīng)謹慎，不應(yīng)操之過急，而應(yīng)逐步推進，同時發(fā)揮市場自身的能動作用，以避免由于市場集中度大幅波動造成審計質(zhì)量的大幅上下波動。

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