劉 斌，王 雷

(重慶大學 經(jīng)濟與工商管理學院，重慶 400045)

一、 引言

2002年，安達信因為安然事件被迫退出審計市場，國際著名的會計師事務所減少為四個。美國等發(fā)達國家的監(jiān)管層和學術界開始關注四大事務所市場集中度的影響。其中一個重要的話題便是審計市場集中度對審計質量的影響。國外一些機構和學者對此問題進行了研究，但結論并不一致[1-4]。國內(nèi)的研究方面，除劉明輝認為兩者是倒U型關系[5]，以及徐漢友和楊政指出中國審計市場集中度的不斷上升并未帶來應有的效應之外[6]，其他學者的研究多支持兩者存在正相關關系[7-9]。然而，國內(nèi)學者的研究有待進一步深入：第一，直接分析審計市場集中度與審計質量關系的文獻多是從國家整體層面開展研究的，忽視了我國審計市場存在區(qū)域分割的現(xiàn)實；第二，原紅旗和韓維芳雖然從我國地區(qū)層面分析了會計師事務所的地區(qū)競爭優(yōu)勢對審計質量的影響[10]，但沒有考慮地區(qū)制度環(huán)境的調節(jié)作用。近期的研究認為制度環(huán)境作為影響審計組織行為的外部因素，會影響地區(qū)審計市場結構進而影響會計信息質量[11-13]。因此，分地區(qū)考察審計市場集中度與審計質量的關系，并檢驗外部制度環(huán)境在兩者關系中的調節(jié)作用有重要意義。

我國各地區(qū)的經(jīng)濟制度和發(fā)展水平存在較大差距[14]，這為本文的研究提供了天然的“實驗室”。為此，本文以上市公司審計市場為例，從各省、市、自治區(qū)(以下統(tǒng)稱省或地區(qū))層面[注]本文中所稱的省、市、自治區(qū)不包括我國的香港、澳門特別行政區(qū)和臺灣地區(qū)。，考察我國審計市場集中度與審計質量的關系，以及上市公司外部制度環(huán)境的調節(jié)作用。本文的研究有以下貢獻：第一，Boone等和Kallapur等的研究著眼于美國的審計市場[1,4]，F(xiàn)rancis等從不同國家入手分析審計市場集中度與審計質量的關系[2]，本文則關注處于經(jīng)濟轉型期的中國，基于與發(fā)達國家社會制度、經(jīng)濟發(fā)展程度、審計市場結構等均不同的情況下，分析地區(qū)審計市場集中度對審計質量的影響；二是在前人研究的基礎上[9-10]，本文實證檢驗各地區(qū)上市公司外部制度環(huán)境在審計市場集中度與審計質量關系中的調節(jié)作用，豐富和拓展國內(nèi)審計市場結構與審計質量關系方面的研究。

文章余下部分安排如下：第二部分是文獻回顧與研究假設；第三部分是研究設計，介紹了本文研究的樣本、數(shù)據(jù)來源、模型和變量；第四部分對實證結果進行分析；第五部分是全文總結和研究啟示。

二、 文獻回顧與研究假設

(一) 文獻回顧

國內(nèi)外關于審計市場集中度與審計質量關系的研究并未得到一致的結論。在國外近期的研究中，GAO(Government Accountability Office)從理論和實踐層面的分析結果認為，審計市場集中度對審計質量可能存在正向和負向的影響，審計市場集中度的提高，一方面可能限制企業(yè)(特別是大企業(yè))選擇會計師事務所的行為，使處于寡頭壟斷地位的事務所滋生自滿的情緒，引發(fā)企業(yè)對審計師及其低質量審計服務的寬容和較少的質疑，從而可能導致審計質量的下降；另一方面客戶選擇余地受限，會計師事務所被更換的可能性降低，這可能會減少會計師事務所不去迎合企業(yè)盈余操縱需求的成本，提高審計師的獨立性，使企業(yè)報告更穩(wěn)健的會計信息[3]。之后有許多學者對該問題進行了實證分析，結論也不一致。Kallapur等使用2000—2006年間美國城市層面的數(shù)據(jù)進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)審計市場集中度的提高顯著地改善了當?shù)仄髽I(yè)的審計質量[4]。Boone等用審計師對客戶盈余管理的容忍度來間接度量審計質量，認為如果審計師對企業(yè)盈余管理的容忍度較高，則意味著較低的審計質量。他們同樣使用美國城市層面的上市公司數(shù)據(jù)進行實證研究，結果發(fā)現(xiàn)審計市場集中度的提高，使審計師放松了對當?shù)毓居喙芾淼娜萑潭?，導致審計質量下降[1]。Francis等用42個國家的數(shù)據(jù)對該問題進行了實證研究，結果表明國際四大在某個國家或地區(qū)整體份額的上升顯著提高了客戶的盈余質量，但是四大內(nèi)部市場集中度的提高則損害了客戶的盈余質量[2]。

國內(nèi)的研究方面，劉明輝指出我國會計師事務所審計質量是其市場集中度的倒U函數(shù)，即審計質量隨著市場集中度的提高先提高，達到一定程度后降低[5]。之后，郭穎和柯大鋼等均支持審計市場集中度與審計質量之間具有正相關關系的結論[7-9]。但徐漢友和楊政則認為中國審計市場的集中度正在不斷上升，但并未出現(xiàn)應有的效應，審計的獨立性沒有相應提高，審計質量也沒有明顯的差異[6]。上述研究往往從全國層面分析審計市場結構對審計質量的影響，忽視中國審計市場地區(qū)分割的現(xiàn)實。近期原紅旗和韓維芳的研究考慮到事務所地區(qū)競爭優(yōu)勢對審計質量的影響，認為會計師事務所的地區(qū)競爭優(yōu)勢越大，審計質量越高[10]，然而，他們并未考慮公司外部制度環(huán)境在審計市場集中度與審計質量關系中的調節(jié)作用。

(二) 研究假設

根據(jù)劉明輝的研究，我國審計市場集中度與審計質量呈倒U型關系，即審計質量隨著審計市場集中度的提高先提高，達到一定程度后則開始降低[5]。自2007年5月起，有關政府部門和注冊會計師行業(yè)組織積極鼓勵和推動本土會計師事務所做大做強，審計市場掀起了一波會計師事務所合并的浪潮，具有上市公司審計資格的事務所數(shù)量減少，各地區(qū)審計市場集中度明顯提高，可能已經(jīng)超過劉明輝研究中所指的“一定程度”，從而導致審計質量降低。另外，從全國平均水平看，首先，中國資本市場缺乏對高質量審計的需求[15-16]，DeFond等也指出我國資本市場缺乏獨立審計需求的制度特征[17]。這可能會導致“劣幣驅逐良幣”現(xiàn)象，降低整個市場的審計師獨立性。其次，全國范圍內(nèi)具有領先地位的事務所較少[18]，事務所之間競爭激烈且具有地域性特征，其直接后果就是事務所對客戶(尤其是大客戶)的依賴性加強，在審計執(zhí)行過程中處于被動地位[19]。再次，我國資本市場投資者保護機制、政策制度等不健全，使得上市公司和會計師事務所違規(guī)的成本較低，從而主動提供高質量審計的激勵不足[20]。最后，我國審計市場具有明顯的政府干預色彩，地方政府具有很強的動機去干預會計師事務所，使其配合下屬企業(yè)的盈余操縱，進而導致審計師獨立性不高[21]。因此，就全國平均水平而言，激烈的競爭、廣泛存在的政府干預及高質量審計需求的缺乏使得事務所很難也缺乏意愿來保持自身的獨立性。根據(jù)上述分析，我們提出假設1。

假設1：保持其他條件不變，審計市場集中度與審計質量有負向關系。

財務報告是由具有“自利”特征的公司經(jīng)理出具的，注冊會計師可以通過審計行為限制財務報告錯報，以提高財務報告質量，但這一切的實現(xiàn)都依賴于注冊會計師較強的獨立性，而其獨立性又直接受到外部制度環(huán)境的影響[11-13]。那么，到底哪些制度環(huán)境因素會影響注冊會計師的審計行為呢？張鳴等指出，“制度環(huán)境就審計師而言，主要是指一個區(qū)域(或國家)內(nèi)審計師執(zhí)業(yè)時所面對的市場秩序，以及法律、法規(guī)、行政規(guī)章等法律監(jiān)督制度，它包括審計師執(zhí)業(yè)過程中的正式和非正式制度”[13]。據(jù)此推斷，一個地區(qū)政府干預程度和法制化水平是影響當?shù)刈詴嫀煂徲嬓袨榈闹匾蛩?。不同制度環(huán)境下，審計市場各利益主體的行為特征不同，從而導致審計市場結構和審計質量也存在差別。

首先，根據(jù)聲譽機制理論和“深口袋”理論，外部制度環(huán)境直接影響會計師事務所的審計供給。在制度環(huán)境較好的地區(qū)，聲譽機制及法律懲罰機制更可能發(fā)揮作用，審計失敗遭受法律制裁的可能性和程度均有所上升，會計師事務所必須優(yōu)先考慮降低審計質量的機會成本，而不是從客戶那里得到的經(jīng)濟利益[11]。審計師考慮到自身的聲譽和訴訟風險，會在與企業(yè)合謀的收益與成本之間進行平衡，并可能降低對企業(yè)盈余操縱行為的容忍度，從而提高審計質量。但在制度環(huán)境較差的地區(qū)，法治環(huán)境較差使審計失敗受到的處罰成本較低，審計師為迎合客戶的需求，可能降低自己的審計質量[22]。其次，根據(jù)委托代理理論與信號傳遞理論，制度環(huán)境通過約束企業(yè)的行為進而影響審計需求。在制度環(huán)境較好的地區(qū)，企業(yè)為了緩解委托代理問題，強化信號傳遞作用，有動機主動提供更加透明、質量更好的會計信息。而在制度環(huán)境較差的地區(qū)，投資者法律保護程度不足，公司缺乏對高質量審計的需求。張鳴等的研究就從更換審計師的角度證明了制度環(huán)境差異對公司審計需求的影響[13]。再次，政府干預可以同時影響審計的供給和需求，從而成為影響我國上市公司財務報告質量的重要因素?！蹲詴嫀熉殬I(yè)環(huán)境問題研究》課題組與王艷艷均認為政府不僅可以作為監(jiān)管方影響審計的數(shù)量和質量，還可以作為需求方影響審計的需求狀況。在制度環(huán)境較差的地區(qū)，政府更有動機干預審計市場，從而影響市場結構和審計質量[23-24]。最后，制度環(huán)境影響會計準則的執(zhí)行。王躍堂和孫錚等認為會計信息質量的提高依賴于有效的準則執(zhí)行系統(tǒng)[25]。制度環(huán)境影響會計準則的執(zhí)行，進而影響會計信息質量[12]。因此，在制度環(huán)境較好的地區(qū)，政府干預相對較少、法制環(huán)境較好，更有利于形成對高質量審計的供給和需求。這些地區(qū)審計市場集中度的提高更可能是上市公司選擇聲譽較好的大所導致的。而在制度環(huán)境較差的地區(qū)，政府干預程度較高，不僅會增強上市公司盈余管理的動機，而且政府還會通過干預注冊會計師的審計行為達到自己的某種目的。所以這些地區(qū)審計市場集中度的提高更多是政府干預使然，不利于審計質量的提高。為此，我們提出假設2。

假設2：保持其他條件不變，在外部制度環(huán)境較好的地區(qū)，審計市場集中度對審計質量具有正向影響；在外部制度環(huán)境較差的地區(qū)，兩者之間仍為負向關系。

三、 研究設計

(一) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2008—2011年間我國滬、深A股上市公司作為初始樣本，參考前人的研究，先后剔除了金融類上市公司樣本、當年上市的公司樣本以及相關財務指標值缺失的公司樣本。最后共得到6525個公司年觀測值，其中2008—2011年的觀測值個數(shù)分別為1438個、1515個、1614個和1958個。同時，為了考察各省制度環(huán)境的影響，我們將上市公司按照注冊地址分布于各省，并分別按照政府干預程度與法制水平的中位數(shù)將全樣本組合為四組：政府干預程度低且法制水平高、政府干預程度低且法制水平低、政府干預程度高且法制水平高和政府干預程度高且法制水平低，對四組樣本分別進行檢驗。

上市公司有關審計、注冊信息和其他財務方面的數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。審計師事務所的有關數(shù)據(jù)來源于中國注冊會計師協(xié)會網(wǎng)站公布的《2009—2012年度會計師事務所綜合評價前百家信息》。各省的制度環(huán)境數(shù)據(jù)來源于樊綱、王小魯和朱恒鵬《中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進程2011年報告》(以下簡稱報告)[14]，本文分別用報告中的“政府與市場的關系指數(shù)”度量各地區(qū)政府干預程度；用“市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境”指數(shù)度量各地區(qū)的法制水平。由于該報告中最新的數(shù)據(jù)僅到2009年，我們通過如下方法計算得到2010年和2011年的數(shù)據(jù)：用2009年的數(shù)據(jù)作為2008年和2010年的平均數(shù)，倒推出2010年的數(shù)據(jù)，再重復上述步驟計算出2011年的數(shù)據(jù)。另外，為了排除異常值的影響，我們對連續(xù)變量進行了(1%，99%)的Winsorize處理。

(二) 模型設定和變量定義

1. 審計質量的度量

Ball和Shivakumar認為，傳統(tǒng)的線性應計模型設定效果較差的重要原因是遺漏應計項目，他們在Jones模型的基礎上將條件會計穩(wěn)健性引入應計模型，提高了應計模型的解釋力[26]。借鑒相關文獻的做法[1,4,12]，我們使用如下模型估計操控性應計利潤，并以其絕對值作為審計質量的代理變量。

ACCRi，t/TAi，t-1=α1[1/TAi，t-1]+α2[ΔREVi，t-ΔRECi，t/TAi，t-1]+α3[PPEi，t/TAi，t-1]+α4[CFOi，t/TAi，t-1]+α5DCFOi，t+α4[(CFOi，t/TAi，t-1)×DCFOi，t]+εi，t

(1)

其中，ACCR=(t年營業(yè)利潤-t年經(jīng)營現(xiàn)金流量)/TAit-1，為t年度總應計利潤；TAit-1為公司t-1年末總資產(chǎn)；ΔREVit為t年度主營業(yè)務收入的改變量；ΔREC為t年度應收賬款的改變量；PPE為t年末固定資產(chǎn)原值；CFO為t年經(jīng)營現(xiàn)金流量；DCFO為虛擬變量，當CFO為負時等于1，否則等于0；ε為誤差項。通過分年度分行業(yè)對模型(1)進行回歸，本文利用回歸殘差的絕對值來衡量操控性應計利潤，記為BSDA。操控性應計利潤的絕對值越大，意味著盈余質量越差，審計質量也越差。

2. 審計市場集中度的度量

市場集中度的概念來源于產(chǎn)業(yè)組織學，之前的研究多使用CRn和H指數(shù)(赫芬達爾-赫希曼指數(shù)，Herfindahl-Hirschman Index)度量該指標。CRn是指某一特定行業(yè)內(nèi)規(guī)模最大的前n家企業(yè)銷售額占整個行業(yè)銷售額的比例，H指數(shù)是某行業(yè)市場上所有企業(yè)市場份額的平方和。對應到審計市場上，CRn就是指某一地區(qū)前n大事務所的審計收費占全市場審計收費的比例，H指數(shù)就是各會計師事務所審計收費占整個市場份額的平方和。但由于并不是所有上市公司均按期公布審計費用狀況，所以大部分研究采用會計師事務所的客戶數(shù)、客戶資產(chǎn)、客戶收入、客戶收入平方根等間接標準度量審計市場集中度。方紅星和蘇菲用我國2001—2009年的A股上市公司數(shù)據(jù)計算了上述幾個間接標準，并進行了比較分析，認為客戶收入對審計收費標準的替代效果最好[27]。本文借鑒方紅星和蘇菲的觀點，以會計師事務所客戶的營業(yè)收入為標準計算審計市場集中度。具體而言，本文使用各省審計市場前四大會計師事務所的客戶營業(yè)收入計算CR4指標，并用來度量各省審計市場集中度，即CR4=Income4/Incomenn，其中Income4是某省前四大會計師事務客戶的營業(yè)收入總額，Incomenn表示該省所有上市公司的營業(yè)收入總額，CR4指標越高，說明該省審計市場集中度越高。

3. 檢驗模型

本文分兩個步驟檢驗制度環(huán)境、審計市場集中度與審計質量之間的關系，首先使用模型(2)檢驗審計市場集中度對審計質量的影響；然后使用模型(3)檢驗制度環(huán)境在審計市場集中度和審計質量關系中的調節(jié)作用。模型具體設定如下：

BSDAi，t=β0+β1CR4i，t+Controli，t+μi，t

(2)

BSDAi，t=β0+β1CR4i，t+β2Index×CR4i，t+β3Indexi，t+Controli，t+μi，t

(3)

模型(2)中的BSDA為操控性應計利潤，由模型(1)分年度分行業(yè)回歸得到的殘差表示；CR4i，t為審計市場集中度；Index分為Gindex和Lindex。模型(3)中的Index×CR4代替政府干預程度和法制水平與審計市場集中度各自中心化后的交互項，分別用Gindex×CR4和Lindex×CR4表示。模型(2)和模型(3)中的Control為控制變量，我們控制了可能影響審計質量的公司成長性(Growth)、經(jīng)營現(xiàn)金流量(CFO)、盈利能力(ROA)、客戶風險傾向(Loss)、會計師事務所的行業(yè)專長(Expert)、是否為大所審計(Big)、是否為本地所審計(Local)和公司代理成本(Agency)；μ為誤差項。上述所有變量的定義與計算如表1所示。

表1 變量定義表

四、 檢驗結果

①按照證監(jiān)會的分類標準，制造業(yè)分類到二級。由于制造業(yè)中C2(木材、家具類)樣本較少，我們將其加入到C9(其他制造業(yè))中度量行業(yè)特長。

在對模型(2)和模型(3)回歸之前，我們進行了多重共線性檢驗，發(fā)現(xiàn)各變量VIF值均不超過3，不存在嚴重的多重共線性問題。同時，為了減少組間異方差和組內(nèi)自相關等對回歸結果的影響，我們使用Driscoll和Kraay標準差調整(以下簡稱DK(1998))的固定效應回歸方法對方程(2)和(3)進行回歸[28]。

(一) 變量的描述性統(tǒng)計

下頁表2報告了各主要變量的描述性統(tǒng)計結果。經(jīng)過對原始數(shù)據(jù)的分析，我們發(fā)現(xiàn)法制水平較高地區(qū)往往也是政府干預程度較低的地區(qū)，因此本文只列出按照法制環(huán)境分組后，各變量均值和中位數(shù)的差異性比較。從表2中可以看出，法制水平較高地區(qū)上市公司的BSDA均值和中位數(shù)均為正數(shù)，平均表現(xiàn)為正向的盈余操縱；在法制水平較低地區(qū)，上市公司則平均表現(xiàn)為負向的盈余操縱。在審計市場集中度方面，法制水平較高地區(qū)的均值和中位數(shù)都顯著低于法制水平較低地區(qū)，且均在1%水平上顯著。法制水平較高地區(qū)上市公司的經(jīng)營現(xiàn)金流量(CFO)、風險傾向(Loss)、上期被出具非標準審計意見(Lopin)等變量的均值和中位數(shù)均在1%水平上顯著小于法制水平較低地區(qū)的上市公司；但盈利能力(ROA)、選擇大所審計的比例(Big)、選擇具有行業(yè)特長事務所進行審計的比例(Expert)和選擇本地所審計(Local)的均值和中位數(shù)均大于法制水平較低地區(qū)的上市公司，而且顯著性達到1%的水平。

表2 變量統(tǒng)計性描述

注：均值差異檢驗采用T檢驗，中位數(shù)差異檢驗采用Wilcoxon秩和檢驗，差異檢驗欄報告的是相應的T值或Z值，***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%和10%。

(二) 審計市場集中度與審計質量：外部制度環(huán)境的調節(jié)作用

首先，我們對模型(2)進行回歸以檢驗審計市場集中度對審計質量的影響，具體見表3中全樣本列的回歸結果。不難發(fā)現(xiàn)，審計市場集中度(CR4)與可操控應計利潤的絕對值(BSDA)之間呈正相關關系，表明審計市場集中度對審計質量具有負向影響，這與假設1相符。之后，我們對模型(3)進行回歸，考察外部制度環(huán)境對審計市場集中度與審計質量關系的影響。具體結果如表3中政府干預和法制水平兩列，從中可以看出，Gindex×CR4和Lindex×CR4前的系數(shù)均為負，說明公司外部制度環(huán)境對審計市場集中度與審計質量的關系起到負向的調節(jié)作用。也就是說，外部制度環(huán)境提升會減弱審計市場集中度對審計質量的負向影響。然而，這種關系并不顯著，假設2在此處并未得到完全證實。另外，表中還顯示大所審計(Big)與BSDA的關系為負，但并不顯著，這說明就全國平均而言，大所審計并未顯著提高審計質量，本地所審計(Local)顯著提高了審計質量，代理成本(Agency)高的公司，審計質量較差。

表3 審計市場集中度與審計質量

注：括號內(nèi)為經(jīng)DK(1998)修正的穩(wěn)健標準誤，***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%和10%。

(三) 進一步分組檢驗

我們按照政府干預程度和法制水平的中位數(shù)將全樣本分為交叉的四組(政府干預低且法治水平高；政府干預低且法制水平低；政府干預高且法制水平高；政府干預高且法制水平低)，分別檢驗審計市場集中度對審計質量的影響，回歸的結果如下頁表4所示。從中可以發(fā)現(xiàn)，在政府干預低且法制水平高的組，審計市場集中度(CR4)與操控性應計利潤的絕對值(BSDA)負相關，說明在制度環(huán)境較好的地區(qū)，審計市場集中度的提高可以改善審計質量。其他三組的回歸結果均顯示審計市場集中度(CR4)與操控性應計利潤的絕對值(BSDA)正相關，說明在這些地區(qū)，審計市場集中度的提高并沒有改善當?shù)氐膶徲嬞|量。這一結果為證明假設2提供了證據(jù)。另外，在外部制度環(huán)境較好的樣本中，大所審計(Big)可以顯著提高審計質量。

(四) 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗回歸結果的穩(wěn)健性，我們分別進行了以下穩(wěn)健性檢驗。第一，變換審計質量的度量方法：一是基于業(yè)績調整模型估計操控性應計利潤[29]，并用于度量審計質量，重復上述回歸，結果并未發(fā)生顯著變化；二是使用出具非標準審計意見的概率作為審計質量的代理變量，運用Logistic回歸方法，得出審計市場集中度與出具非標準審計意見的概率負相關，也驗證了上文的結論。第二，更換審計市場集中度的度量方法：分別用會計師事務所的客戶數(shù)和客戶的資產(chǎn)為基礎，計算審計市場集中度指標，重復上述回歸，結果也未發(fā)生顯著性變化。第三，鑒于我國東部地區(qū)制度環(huán)境顯著好于西部內(nèi)陸地區(qū)，因此我們將所有上市公司按照注冊省份劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，分別以東部地區(qū)和西部地區(qū)代替制度環(huán)境較好地區(qū)和較差地區(qū)，并重復文中的檢驗，結果并未發(fā)生顯著變化。因此，我們的檢驗結論是較為穩(wěn)健的。

表4 外部制度環(huán)境分組回歸結果

注：括號內(nèi)為經(jīng)DK(1998)修正的穩(wěn)健標準誤，***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%和10%。

五、 研究結論與啟示

本文選取2008—2011年間我國滬、深A股上市公司為樣本，考察審計市場集中度對審計質量的影響及外部制度環(huán)境的調節(jié)作用。實證結果發(fā)現(xiàn)：第一，在全樣本中，審計市場集中度與審計質量負相關，說明審計市場集中度的提高并未帶來審計質量提高；第二，在全樣本中，外部制度環(huán)境在審計市場集中度與審計質量關系中起到了一定的負向調節(jié)作用，但并不顯著；第三，進一步按照外部制度環(huán)境分組的檢驗結果表明，在外部制度環(huán)境較好的樣本中，審計市場集中度與審計質量正相關，證實了外部制度環(huán)境對兩者關系起到負向調節(jié)作用的假設；第四，選擇大所審計在全樣本中并未顯著改善審計質量，但在外部制度環(huán)境較好地區(qū)，選擇大所審計顯著改善了審計質量；另外，本文還發(fā)現(xiàn)選擇本地事務所審計顯著提高了審計質量，代理成本較高的公司，審計質量較差。

我們的研究具有以下啟示：第一，我國各地區(qū)制度環(huán)境的差異，可以影響該地區(qū)審計市場結構與審計質量的關系，因此，監(jiān)管部門在制定相關政策時，需要考慮不同地區(qū)的制度環(huán)境和區(qū)域特征，制定差異化的市場準則或監(jiān)管政策；第二，在制度環(huán)境較差地區(qū)，應引入市場競爭機制，減少政府對上市公司和會計師事務所的干預，加強法制建設并優(yōu)化其執(zhí)行機制；第三，在制度環(huán)境較好地區(qū)，大所的審計質量明顯較高，這也為投資者進行投資決策提供了一些經(jīng)驗證據(jù)。

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