謝雅璐

一、引言

當前，嚴峻的同業(yè)壓力加劇了事務(wù)所之間的競爭，降低了事務(wù)所的審計收費。為了控制成本，審計師們不得不壓縮審計時間，以保障審計項目收益。從審計師個人層面來看，我國年報審計的時間較為集中，一個審計師往往同時負責多家公司的年報審計項目。據(jù)本文統(tǒng)計，在2010—2014年間，只有39.72%的審計師專注于一家上市公司的年報審計，60.28%的審計師[注]鑒于數(shù)據(jù)可得性，本文主要的研究對象為簽字審計師。在一年內(nèi)同時參與2家及以上公司的審計工作，個別審計師審計的公司甚至高達15家之多。

因此，無論是出于行業(yè)競爭、控制成本的需要，或是考慮到年報審計的緊迫性和審計師個人面臨的繁重工作，嚴峻的時間、預(yù)算壓力很可能使審計師面臨應(yīng)接不暇、顧此失彼的狀況(Kelley和Margheim，2002[1]；劉成立，2008[2])，進而無法對審計客戶投入同等的精力和時間。由此便產(chǎn)生了審計師對于客戶關(guān)注度的分配決策問題。也就是說，當同時參與多家公司的年報審計時，在時間、精力有限的情況下，單個審計師是否會對客戶投入相同的關(guān)注度，同等認真地對待不同客戶的審計工作，從而保證審計質(zhì)量？還是投入不同的關(guān)注度，有所側(cè)重，即認真對待一部分客戶的審計工作，對另一部分客戶的審計工作則應(yīng)付、敷衍了事，從而使得審計質(zhì)量存在差異？進一步地，如果投入的關(guān)注度不同，又是什么因素驅(qū)使或起決定性作用？對這些問題現(xiàn)有文獻還沒有進行深入細致的研究。

基于此，考慮到審計師對于上市公司關(guān)注程度的差異會體現(xiàn)在年報的審計質(zhì)量上，因此為了考察審計師如何分配關(guān)注度及其背后的影響機理，本文以2010—2014年為研究區(qū)間，從審計師層面出發(fā)，深入探討了審計師關(guān)注度與審計質(zhì)量的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，當審計師同時參與多個客戶的年報審計時，會對客戶區(qū)別對待并投入不同的關(guān)注度。這種差異主要由聲譽理論解釋，而與上市公司支付審計費用的水平無關(guān)，即薪酬理論的解釋作用有限。并且這一現(xiàn)象在非“四大”所工作、任期短的審計師中表現(xiàn)得更為明顯，但與事務(wù)所的所有制性質(zhì)無關(guān)。

本文的主要貢獻體現(xiàn)在：首先，傳統(tǒng)審計領(lǐng)域的文獻多集中在事務(wù)所層面的研究，即用從某一客戶收取的審計費用占事務(wù)所全年審計費用的比例、某一客戶的規(guī)模占事務(wù)所全年所有客戶規(guī)模的比例來衡量客戶的重要性，進而間接考察審計師的行為。然而，對于事務(wù)所層面而言重要的客戶(即該客戶的審計費用占比高或者規(guī)模占比高)，并不必然導(dǎo)致審計師分配較多的關(guān)注度。這是因為在審計師層面，不同審計師的審計客戶群不同：如果一個審計師的客戶群均為事務(wù)所層面的重要客戶，該審計師由于時間精力的限制，可能會對某一重要(事務(wù)所層面)客戶分配較低的關(guān)注度；類似地，如果另一個審計師的客戶群均為事務(wù)所層面較不重要的客戶，但是其中某一個客戶對審計師個人層面而言比較重要，則這個審計師便有可能對該客戶分配較高的關(guān)注度。因此Defond和Francis(2005)[3]指出，審計師層面的研究更具有可信性和說服力?；诖耍疚睦迷谖覈喈敂?shù)量的審計師同時兼任不同上市公司的簽字注冊會計師這一特殊制度背景，以審計師層面為出發(fā)點，研究了審計師關(guān)注度的分配問題，拓展了審計師文獻的研究視角。其次，從事務(wù)所層面考察的客戶重要性，由于不能有效地排除審計師的個體差異對于審計師決策行為的影響，因此研究結(jié)果往往體現(xiàn)的是客戶重要性和審計師個體差異對于審計質(zhì)量的綜合影響。本文從審計師層面出發(fā)構(gòu)建審計師關(guān)注度指標，可以克服以上的干擾因素，拓展了審計師領(lǐng)域的研究方法。最后，考察審計師關(guān)注度的差異，對于理解審計師的選擇偏好，研究審計師的激勵機制都具有重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

聲譽理論指出，聲譽是一項無形資產(chǎn)(Tadelis，1998[4])，并且是一種信號顯示機制(Akerlof，1970[5])。建立、保持和維護良好的聲譽對于審計師來說至關(guān)重要。研究發(fā)現(xiàn)，較高的職業(yè)聲譽可以增加審計師在市場上的議價能力(方紅星和戴捷敏，2012[6])，降低訴訟風(fēng)險(曹強等，2012[7])，提高審計收費(王帆和張龍平，2012[8])和增加審計客戶(Watts和Zimmerman，1986[9])。因此，審計師有動機建立個人聲譽并使其保持在較高水平。

為了提高自身聲譽，審計師應(yīng)該投入足夠的時間和精力到每一個審計項目中，進而保證審計質(zhì)量。然而，繁重的審計業(yè)務(wù)以及審計成本控制導(dǎo)致的時間預(yù)算約束，使得審計師難以面面俱到，保質(zhì)保量地完成所有客戶的年報審計工作。以上情況使得審計師陷入兩難境地：一邊是要提供高質(zhì)量的審計服務(wù)以保持自身聲譽，一邊是難以投入足夠的時間精力完成所有的審計項目，分身乏術(shù)。從自身利益最大化的角度出發(fā)，審計師很有可能在其審計的所有客戶中進行權(quán)衡和取舍：如果該客戶對于提高審計師的聲譽幫助較大，審計師則傾向于投入較高的關(guān)注度；而如果該客戶對于提高審計師的聲譽幫助較小，審計師則傾向于投入較低的關(guān)注度。

那么，什么特征的公司能夠促進審計師聲譽的提高呢？Fama和Jensen(1983)[10]指出，公司規(guī)模與名望、聲譽成正比，Masulis和Mobbs(2014)[11]的研究也表明，當獨立董事在多家公司兼職時，相對規(guī)模較大的公司，自身的名望聲譽也越高，從而對于獨立董事聲譽的提高更有幫助。也就是說，規(guī)模較大的公司有助于提高審計師的自身聲譽。

因此，從上面的分析可以推知：(1)對規(guī)模較大的審計客戶進行關(guān)注，審計師獲得的曝光率較高，因此有助于其獲得較多的名望和聲譽，從而在市場上更有競爭力，將來可以爭取到更多的審計客戶。因此，審計師傾向于對規(guī)模較大的客戶投入較多的時間和精力，給予更多的關(guān)注度，從而有助于審計質(zhì)量的提高。因為一旦審計失敗，報紙、新聞等各類媒體的曝光度較高，審計師就會面臨較高的訴訟和處罰風(fēng)險(Chen等，2010[12])，也會對其現(xiàn)有客戶和潛在客戶產(chǎn)生不利影響(Reynolds和Francis，2001[13])，進而嚴重損害審計師的聲譽。(2)對于規(guī)模較小的審計客戶，審計師被公共媒體曝光的機會較少，即使審計師對這類公司投入的時間和精力很多，審計質(zhì)量很高，也很難引起資本市場的巨大反響，從而不利于審計師保持和提升聲譽。因此，審計師傾向于投入較少的關(guān)注度。

綜上所述，如果聲譽理論對于審計師的關(guān)注度分配決策有影響，那么在審計師的所有客戶中，相對規(guī)模較高的客戶，審計師給予的關(guān)注度較高，審計質(zhì)量也較高；相對規(guī)模較低的客戶，審計師給予的關(guān)注度較低，進而審計質(zhì)量也較低。反之，如果聲譽理論對于審計師的關(guān)注度分配決策沒有影響，那么不論客戶的規(guī)模大小，審計師分配的關(guān)注度均相同，進而審計質(zhì)量也相同。因此，為了驗證聲譽理論是否會對審計師的關(guān)注度分配決策產(chǎn)生影響，本文提出假設(shè)1。

H1：其他條件相同的情況下，在審計師的所有客戶中，如果客戶的規(guī)模相對越大，審計師對該客戶的關(guān)注度就越高，進而審計質(zhì)量越高，反之則反(聲譽理論)。

薪酬理論認為，薪酬激勵可以增加公司的業(yè)績。Francis和Simon(1987)[14]的研究表明，審計費用越高，審計報告的改善越多。對于審計師來說，上市公司支付給其的審計費用就是審計師的“薪酬”。由于不同客戶支付給審計師的審計費用不同，因此對審計師產(chǎn)生的效用和激勵程度也會存在差異。具體來說，如果客戶支付的審計費用較高，審計師的積極性較高，愿意對該公司投入較多的時間和精力，分配更多的關(guān)注度，從而有助于審計質(zhì)量的提高；反之，審計師則可能投入較少的時間和精力，分配較少的關(guān)注度，從而不利于審計質(zhì)量的提高。

因此，本文考慮，如果薪酬理論對于審計師的關(guān)注度分配決策有影響，那么對于擁有多個客戶的審計師來說，支付審計費用較高的客戶對審計師的激勵作用較高，審計師傾向于投入更多的時間和精力，給予較多的關(guān)注，進而審計質(zhì)量也較高。而對于支付審計費用較低的客戶，審計師的積極性也較低，因而獲得審計師的關(guān)注也較少，審計質(zhì)量也較低。反之，如果薪酬理論對于審計師的關(guān)注度分配決策沒有影響，那么不論客戶支付的審計費用水平如何，審計師投入的關(guān)注度均相同，進而表現(xiàn)為審計質(zhì)量也相同。因此，為了驗證薪酬理論是否會對審計師的關(guān)注度產(chǎn)生影響，本文提出假設(shè)2。

H2：其他條件相同的情況下，在審計師的所有客戶中，客戶支付的審計費用相對越高，審計師對該客戶的關(guān)注度越高，進而審計質(zhì)量越高，反之則反(薪酬理論)。

2010年，為了促進我國會計師事務(wù)所做大做強，財政部、國家工商行政管理總局發(fā)布了《關(guān)于推動大中型會計師事務(wù)所采用特殊普通合伙組織形式的暫行規(guī)定》，要求并鼓勵大、中型會計師事務(wù)所由有限責任公司制轉(zhuǎn)制為特殊普通合伙制。根據(jù)《中華人民共和國合伙企業(yè)法》和《中華人民共和國公司法》的規(guī)定，如果事務(wù)所是有限責任公司制，只須以事務(wù)所股東認繳的出資額為限對公司承擔責任，從而不會影響到審計師的個人財產(chǎn)；如果事務(wù)所為特殊普通合伙制，因故意或者重大過失造成合伙企業(yè)債務(wù)，直接責任合伙人應(yīng)當承擔無限責任或者無限連帶責任，非因故意或者重大過失造成的合伙企業(yè)債務(wù)，由全體合伙人承擔無限連帶責任。這一規(guī)定更加明確了審計責任，將其直接與審計師個人掛鉤。

在上述制度背景下，如果審計師所在的事務(wù)所轉(zhuǎn)制為特殊普通合伙制，審計師將承擔更大的法律責任，由審計失敗產(chǎn)生的訴訟風(fēng)險也極大提升。因此，一方面，從事務(wù)所層面來看，為了規(guī)避法律責任和訴訟風(fēng)險，事務(wù)所會加大對審計師的培訓(xùn)力度，提高專業(yè)勝任能力和執(zhí)業(yè)水平，從而增加責任心和使命感，從根本上解決事務(wù)所轉(zhuǎn)制帶來的不利影響；另一方面，從審計師層面來看，為了避免因故意或重大過失而產(chǎn)生的法律責任，審計師在執(zhí)業(yè)過程中也會加大時間和精力的投入，表現(xiàn)得更為努力、謹慎(Geiger等，2006[15])，進而對客戶投入的關(guān)注度也越高。研究表明，事務(wù)所轉(zhuǎn)制后，審計師更愿意出具非標審計意見(Liu等，2011[16]；劉啟亮等，2015[17])。

基于以上分析可以看出，相較于有限責任制事務(wù)所的審計師，如果審計師所在的事務(wù)所屬于特殊普通合伙制，由于受到較強的法律責任約束，審計師對于審計客戶的關(guān)注度更高，從而審計質(zhì)量也更高。由此提出假設(shè)3。

H3：其他條件相同的情況下，相對于來自有限責任制事務(wù)所的審計師，來自特殊普通合伙事務(wù)所的審計師對客戶的關(guān)注程度更高，審計質(zhì)量也更高。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以對A股上市公司進行審計的審計師為研究對象，樣本區(qū)間為2010—2014年，具體樣本篩選過程如下：(1)由于本文研究的是審計師層面的關(guān)注度，即研究一個審計師在一個會計年度內(nèi)同時審計多家上市公司的樣本，因此對于一個審計師在一個會計年度內(nèi)只審計一家上市公司的樣本予以刪除；(2)考慮到金融行業(yè)在會計處理上的特殊性，因此刪除了金融行業(yè)的相關(guān)樣本；(3)對于數(shù)據(jù)不全或缺失的觀察值，予以刪除；(4)刪除了ST、*ST的觀察值。最后本文共得到6 676個審計師/公司/年觀測值。研究中所使用的審計師數(shù)據(jù)來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)來源于RESSET數(shù)據(jù)庫。本文相關(guān)變量的數(shù)據(jù)整理，多元回歸均使用Stata軟件進行處理。

(二)變量定義及模型構(gòu)建

1.因變量。

借鑒吳昊旻等(2015)[18]的研究，本文使用修正Jones模型計算的可操控性應(yīng)計(DA1)來度量審計質(zhì)量。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文同時使用原始Jones模型計算的可操控性應(yīng)計(DA2)來度量審計質(zhì)量。其中，修正Jones模型的具體計算過程如下：

首先，使用截面數(shù)據(jù)對于公式(1)進行分行業(yè)分年度回歸，提取行業(yè)特征參數(shù)γ1、γ2、γ3。

+εi,t

(1)

其中，TAi,t是公司i在第t年的總應(yīng)計，是營業(yè)利潤與經(jīng)營現(xiàn)金流量的差額；Ai,t-1表示公司i在第t-1年的總資產(chǎn)；ΔREVi,t表示公司i第t年營業(yè)收入減去第t-1年營業(yè)收入；PPEi,t表示公司i在第t年的固定資產(chǎn)；εi,t為殘差。

其次，將從公式(1)提取的行業(yè)特征參數(shù)γ1、γ2、γ3代入公式(2)，計算每個公司每年的非操控性應(yīng)計NDAi,t。

+γ3(PPEi,t)+εi,t

(2)

其中，NDAi,t表示公司i在第t年的非操控性應(yīng)計，ΔRECi,t表示公司i在第t年的應(yīng)收賬款與t-1年的應(yīng)收賬款之差。

最后，計算每個公司每年的操控性應(yīng)計。

DA1i,t=TAi,t-NDAi,t

(3)

2.自變量。

(1)審計師關(guān)注度。本文借鑒Masulis和Mobbs(2014)[11]對于獨立董事層面關(guān)注度的構(gòu)建方法來衡量審計師層面的關(guān)注度?？紤]到審計師關(guān)注度的分配決策可能受到聲譽理論或薪酬理論的影響，本文分別構(gòu)建按規(guī)模衡量(基于聲譽理論)的高、低關(guān)注度指標(HRD1和LRD1)和按審計費用衡量(基于薪酬理論)的高、低關(guān)注度指標(HRD2和LRD2)。具體構(gòu)建方法如下：

①高關(guān)注度(HRD)。此處將分別使用HRD1(基于聲譽理論的高關(guān)注度)和HRD2(基于薪酬理論的高關(guān)注度)來衡量審計師的高關(guān)注度。在聲譽理論下，在審計師的所有客戶當中，如果某一客戶的市值比市值最低的客戶大2倍，則令HRD1為1，表明審計師給予較高關(guān)注，否則為0。在薪酬理論下，如果某一客戶支付的審計費用比審計費用最低的客戶大2倍，則令HRD2為1，表明審計師給予較高關(guān)注，否則為0[注]需要特別指出的是：一個客戶在事務(wù)所所有客戶中的市值高低或薪酬高低，并不直接決定基于聲譽的審計師關(guān)注度的高低或者基于薪酬的審計師關(guān)注度的高低，而是該客戶的市值或薪酬在審計師所有客戶中的排名，直接決定了審計師的關(guān)注度。[注]本文沒有采用二分類(高/低關(guān)注度分別用1/0表示)或三分類(高/中/低關(guān)注度分別用1/0/-1表示)啞變量構(gòu)建審計師關(guān)注度，原因有二：首先，本文構(gòu)建的指標可以檢驗審計師個人層面是否對客戶分配了不同的關(guān)注度，而二分類和三分類變量已經(jīng)先驗地認定審計師對于客戶的關(guān)注度產(chǎn)生了差異，不能檢驗審計師是否對于客戶分配了不同的關(guān)注度。其次，此類啞變量只能表明審計師關(guān)注度對于審計質(zhì)量方向上的影響，例如，在模型(4)和模型(5)的回歸中，如果不使用本文構(gòu)建的變量HRD和LRD，而使用一個三分類啞變量，當三分類啞變量的回歸系數(shù)顯著為負，表明審計師的關(guān)注度越高，審計質(zhì)量越高；當回歸系數(shù)不顯著，則表明高中低關(guān)注度組的審計質(zhì)量沒有差異。但是在實際中，還有可能存在以下兩種情況，比如審計師對于高、中兩組的客戶，在關(guān)注度上沒有顯著差異，但卻顯著高于低組的客戶，表現(xiàn)為低組客戶的審計質(zhì)量顯著低于高、中兩組客戶；或者審計師對于中、低兩組客戶，在關(guān)注度上沒有顯著差異，但卻顯著低于高組的客戶，表現(xiàn)為高組的審計質(zhì)量顯著高于中、低兩組的審計質(zhì)量。這兩類信息如果只用三分類變量是較難捕捉到的，而本文構(gòu)建的變量正好可以彌補這一缺陷，捕捉到以上的信息。。

②低關(guān)注度(LRD)。此處將分別使用LRD1(基于聲譽理論的低關(guān)注度)和LRD2(基于薪酬理論的低關(guān)注度)來衡量審計師的低關(guān)注度。在聲譽理論下，在審計師的所有客戶當中，如果某一客戶的市值比市值最高的客戶低50%，則令LRD1為1，表明審計師給予較低關(guān)注，否則為0。在薪酬理論下，如果某一客戶支付的審計費用比審計費用最高的客戶低50%，則令LRD2為1，表明審計師給予較低關(guān)注，否則為0。

(2)特殊普通合伙(LLP)。如果審計師所在的會計師事務(wù)所為特殊普通合伙制，則定義為1，否則為0。

表1 變量定義一覽表

3.控制變量。

借鑒劉啟亮等(2015)[17]、吳偉榮和劉亞偉(2015)[19]等的研究，本文將審計師審計客戶數(shù)(FIRM)、是否虧損(LOSS)、公司規(guī)模(SIZE)、資產(chǎn)負債率(LEV)、應(yīng)收賬款比率(AR)、存貨比率(INVENT)、流動比率(CURRENT)、任職期限(TENURE)、是否四大(BIG4)、年份和行業(yè)等相關(guān)控制變量納入研究模型，具體參見表1。

(三)模型構(gòu)建

1.為了驗證聲譽理論是否對審計師關(guān)注度分配決策具有解釋作用，本文構(gòu)建模型(4)來檢驗假設(shè)1：

+ε

(4)

其中，因變量為DA，在主檢驗和穩(wěn)健性檢驗中，本文分別使用DA1和DA2進行回歸。研究變量為基于聲譽理論構(gòu)建的高關(guān)注度(HRD1)和低關(guān)注度(LRD1)，CVariables為控制變量。模型的對照組為審計師關(guān)注度處于中等水平的組。

此處主要考察系數(shù)β1和β2，如果β1顯著為負(或β2顯著為正)，表明在審計師的所有客戶中，相對于規(guī)模中等的客戶，客戶的規(guī)模越大(越低)，審計師的關(guān)注度越高(越低)，審計質(zhì)量也越高(越低)，即聲譽理論對審計師關(guān)注度的分配決策具有解釋作用；如果β1(或β2)不顯著，則表明審計師對于規(guī)模較大和中等的客戶(或?qū)τ谝?guī)模中等和較小的客戶)，投入的關(guān)注度沒有顯著差別，進而審計質(zhì)量也沒有差別，即審計師關(guān)注度的差異并非由聲譽理論解釋。

2.為了驗證薪酬理論是否會對審計師關(guān)注度分配決策產(chǎn)生影響，本文構(gòu)建模型(5)來檢驗假設(shè)2：

+ε

(5)

其中，研究變量為基于薪酬理論構(gòu)建的高關(guān)注度(HRD2)和低關(guān)注度(LRD2)，CVariables為控制變量。其余變量同上。

此處主要考察系數(shù)β1和β2，如果β1顯著為負(或β2顯著為正)，表明在審計師的所有客戶中，相對于支付審計費用水平中等的客戶，客戶支付的審計費用水平越高(越低)，審計師的關(guān)注度越高(越低)，審計質(zhì)量也越高(越低)，即薪酬理論對審計師關(guān)注度的分配決策具有解釋作用；如果β1(或β2)不顯著，則表明審計師對于支付中等和較高審計費用的客戶(或?qū)τ谥Ц吨械群洼^低審計費用的客戶)，在關(guān)注度上沒有顯著差別，審計質(zhì)量也沒有差別，即薪酬理論的解釋作用有限。

3.本文構(gòu)建模型(6)來檢驗假設(shè)3：

DA=β0+β1HRD+β2LRD+β3LLP

+β4HRD×LLP+β5LRD×LLP

(6)

其中，LLP為特殊普通合伙啞變量，其余變量同上。此處主要考察系數(shù)β4和β5，如果假設(shè)3成立，β4應(yīng)顯著為負，即審計師的高關(guān)注度指標(HRD1和HRD2)與DA的負相關(guān)關(guān)系會增強；β5應(yīng)顯著為負，即審計師的低關(guān)注度指標(LRD1和LRD2)與DA的正相關(guān)關(guān)系會減弱。如果β4和β5不顯著，則表明事務(wù)所的性質(zhì)對于審計師關(guān)注度和審計質(zhì)量的關(guān)系沒有影響。

四、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

表2是分年度審計師數(shù)量統(tǒng)計，可以看出在2010年到2014年，平均約有60.28%的審計師在一年內(nèi)同時參與過兩家及兩家以上的上市公司審計工作，只有39.72%的審計師在一年內(nèi)僅參與了一家上市公司的審計工作。其中，在一年內(nèi)同時審計2～5家上市公司的比例最高，占50.92%，表明大部分審計師存在同時審計多家上市公司的現(xiàn)象。在這樣的背景下，由于審計師時間和精力有限，就可能導(dǎo)致審計師對審計客戶分配不同的關(guān)注度，這為本文的研究提供了天然樣本和必要條件。表3是變量的描述性統(tǒng)計?？梢钥闯?，如果按聲譽理論來構(gòu)建審計師關(guān)注度(HRD1和LRD1)，在審計師當年審計的所有客戶中，樣本中有30%的客戶受到審計師的較高關(guān)注，31.8%的客戶受到審計師的較低關(guān)注。如果按薪酬理論來劃分審計師關(guān)注度(HRD2和LRD2)，在審計師當年審計的所有客戶中，樣本中有16.5%的上市公司受到審計師的較高關(guān)注，18.8%的上市公司受到審計師的較低關(guān)注。此外，50.5%的審計師所在的事務(wù)所是特殊普通合伙制(LLP)，其余是有限責任公司制。

表2 分年度審計師數(shù)量統(tǒng)計

表3 描述性統(tǒng)計

表4是主要變量的Pearson相關(guān)性分析。在聲譽理論下，高關(guān)注度(HRD1)與審計質(zhì)量(DA1和DA2)存在負相關(guān)關(guān)系，但不顯著，低關(guān)注度(LRD1)與審計質(zhì)量(DA1和DA2)存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，表明審計客戶的規(guī)模會影響審計師關(guān)注度，初步表明聲譽理論可以解釋審計師關(guān)注度的分配決策。在薪酬理論下，高關(guān)注度(HRD2)與審計質(zhì)量(DA1和DA2)存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，而低關(guān)注度(LRD2)與審計質(zhì)量(DA1和DA2)的相關(guān)系數(shù)不顯著，表明審計客戶支付的審計費用會影響審計師關(guān)注度，初步表明薪酬理論對于審計師關(guān)注度的分配決策也具有解釋作用。

(二)分組分析

根據(jù)審計師關(guān)注程度的不同，本文將審計質(zhì)量(DA1和DA2)劃分為兩組，進行均值T檢驗。表5的結(jié)果表明，在以規(guī)模劃分的組中，高關(guān)注度組的DA1和DA2(均值分別為0.068和0.069)，小于低關(guān)注度組的DA1和DA2(分別為0.075和0.076)，并且兩者在1%的水平上存在顯著差異。這表明高關(guān)注度組的審計質(zhì)量大于低關(guān)注度組的審計質(zhì)量，這一結(jié)果支持了假設(shè)1。在以審計費用劃分的高、低關(guān)注度組中，結(jié)論同上，也支持了假設(shè)2。綜上所述，相關(guān)性分析和分組分析均初步驗證了本文的假設(shè)1和假設(shè)2，但因為還沒有控制其他變量，仍需要進行多元回歸進行驗證。

表4 相關(guān)性分析

表5 分組分析

(三)回歸結(jié)果分析

1.審計師關(guān)注度與審計質(zhì)量：聲譽驅(qū)動V.S.薪酬驅(qū)動。

表6是審計師關(guān)注度與審計質(zhì)量的多元回歸結(jié)果，其中，列(1)、(3)和(5)是主要變量的回歸結(jié)果，列(2)、(4)和(6)是加入其他控制變量的多元回歸結(jié)果。在列(1)、(2)中，使用的是基于聲譽理論構(gòu)造的審計師關(guān)注度變量(HRD1和LRD1)，可以看出，高關(guān)注度(HRD1)與審計質(zhì)量的回歸系數(shù)不顯著，表明在審計師的所有客戶中，對于規(guī)模較大和中等的客戶而言，審計師投入的關(guān)注度沒有顯著差別，進而審計質(zhì)量也沒有顯著區(qū)別。而低關(guān)注度(LRD1)與審計質(zhì)量的回歸系數(shù)分別為0.006和0.005，在1%和5%的水平上顯著為正，表明相對于規(guī)模中等的客戶，審計師對于規(guī)模較小的客戶投入的關(guān)注度較低，審計質(zhì)量也較低[注]總體上來看，本文的研究結(jié)論表明審計師對于規(guī)模低的企業(yè)傾向于給予較低的關(guān)注。但在特定情況下，不排除審計師也會重點關(guān)注某一小規(guī)模的公司，因為如果該公司的重大錯報風(fēng)險較高甚至舞弊，一旦審計失敗，可能會對審計師聲譽產(chǎn)生負面影響，進而可能會提高審計師對該公司的關(guān)注度。。以上結(jié)論部分支持了假設(shè)1，即聲譽理論會影響審計師關(guān)注度的分配決策。

表6 審計師關(guān)注度與審計質(zhì)量

續(xù)前表

列(3)和列(4)中，使用的是基于薪酬理論構(gòu)造的審計師關(guān)注度變量(HRD2和LRD2)，可以看出，列(3)中的高關(guān)注度(HRD2)與審計質(zhì)量顯著負相關(guān)(T值為-2.52)，但是當加入了控制變量后(列(4))，高關(guān)注度(HRD2)與審計質(zhì)量不存在顯著的相關(guān)關(guān)系(T值為-0.23)。與此同時，低關(guān)注度(LRD2)與審計質(zhì)量的關(guān)系也不顯著。以上結(jié)果表明，對于支付不同水平審計費用的客戶而言，審計師投入的關(guān)注度沒有顯著差別，審計質(zhì)量也沒有顯著差別，即薪酬理論不影響審計師關(guān)注度的分配決策?？赡艿脑蚴?，事務(wù)所對于審計客戶的審計收費存在“固化”現(xiàn)象(諶嘉席，2014[20])，即自2001年我國上市公司對外披露審計收費以來，有2 858家上市公司連續(xù)三年審計費用未發(fā)生變化，1 336家上市公司連續(xù)四年審計費用未發(fā)生變化，有的公司甚至高達11年審計費用未發(fā)生變化，由于審計收費長期保持不變，審計師關(guān)注度對審計費用水平的變化不敏感，因此薪酬理論對于審計師關(guān)注度的解釋作用不顯著。

此外，本文還將以聲譽理論為基礎(chǔ)構(gòu)造的審計師關(guān)注度變量(HRD1、LRD1)和以薪酬理論為基礎(chǔ)構(gòu)造的審計師關(guān)注度變量(HRD2、LRD2)同時放入模型中進行檢驗，列(5)和列(6)報告了這一結(jié)果。與之前的回歸結(jié)果類似，在列(6)中，基于聲譽構(gòu)造的低關(guān)注度(LRD1)與審計質(zhì)量的回歸系數(shù)為0.006，在5%的水平上顯著正相關(guān)，但基于聲譽構(gòu)造的高關(guān)注度(HRD1)與審計質(zhì)量的回歸系數(shù)不顯著，此外，基于薪酬構(gòu)造的高關(guān)注度(HRD2)與低關(guān)注度(LRD2)變量的回歸系數(shù)均不顯著。

綜上所述，聲譽理論對于審計師關(guān)注度的分配決策具有解釋作用，即審計師對于規(guī)模較高和中等的客戶投入的關(guān)注度無差別，審計質(zhì)量也不存在顯著差異；但是相對于前兩者，審計師對于規(guī)模較低的客戶投入的關(guān)注度顯著較低，進而審計質(zhì)量也較低。薪酬理論不能解釋審計師關(guān)注度的分配決策，即審計客戶支付的審計費用水平不是影響審計師關(guān)注度分配決策的主要因素。假設(shè)1得到驗證，而假設(shè)2沒有得到支持。

2.審計師特征、關(guān)注度與審計質(zhì)量。

上文的研究表明，聲譽理論對于審計師關(guān)注度的分配決策具有較強的解釋能力，因此本文引入審計師是否在四大會計師事務(wù)所工作，審計師任期等審計師個人特征，并進行分組回歸，以進一步考察審計師個人特征對于審計師關(guān)注度與審計質(zhì)量關(guān)系的影響。由于上文結(jié)論表明，薪酬理論對于審計師關(guān)注度的分配決策解釋力較弱，因此本部分只對基于聲譽理論構(gòu)建的關(guān)注度指標進行檢驗。

表7列(1)中，按照審計師是否在四大工作，分為四大組和非四大組?？梢钥吹剑谒拇蠼M中，高關(guān)注度(HRD1)和低關(guān)注度(LRD1)變量的回歸系數(shù)均不顯著，表明來自四大所的審計師對客戶投入的關(guān)注度沒有顯著差異，審計質(zhì)量也相同；在非四大組中，低關(guān)注度(LRD1)的回歸系數(shù)為0.005，在5%的水平上顯著為正，高關(guān)注度(HRD1)的回歸系數(shù)不顯著，表明相對于規(guī)模中等和較高的客戶而言，來自非四大所的審計師對于規(guī)模較低的客戶分配的關(guān)注度較低，進而審計質(zhì)量較低。

表7 審計師特征、關(guān)注度與審計質(zhì)量

列(2)是按照審計師任期進行分組回歸的結(jié)果。如果審計師的任期高于中位數(shù)，定義為任期長組，反之定義為任期短組?？梢钥吹?，任期長組中的高關(guān)注度(HRD1)和低關(guān)注度(LRD1)變量的回歸系數(shù)均不顯著，表明如果審計師的任期較長，不會區(qū)別對待客戶，審計質(zhì)量不存在差異；在任期短組中，低關(guān)注度(LRD1)的回歸系數(shù)為0.007，在5%的水平上顯著為正，高關(guān)注度(HRD1)的回歸系數(shù)不顯著，表明如果審計師的任職時間較短，相對于規(guī)模中等和較高的客戶而言，審計師對于規(guī)模較低的客戶分配的關(guān)注度較低，進而審計質(zhì)量較低。

綜上所述，在非四大工作、任期較短的審計師組中，聲譽理論對于關(guān)注度分配決策的解釋作用要強于在四大工作、任期較長的審計師組。具體說來，對于規(guī)模中等和較大的公司，審計師分配的關(guān)注度并無顯著差異，審計質(zhì)量上也無顯著差異；而相對于前兩者，在非四大工作、任期短的審計師對于規(guī)模較低的公司，傾向于投入較低的關(guān)注，進而審計質(zhì)量也較低。

3.事務(wù)所轉(zhuǎn)型、關(guān)注度與審計質(zhì)量。

表8是事務(wù)所轉(zhuǎn)型、關(guān)注度與審計質(zhì)量的多元回歸結(jié)果，其中，列(1)是沒有考慮控制變量的多元回歸結(jié)果，列(2)是加入控制變量以后的多元回歸結(jié)果。綜合來看，高關(guān)注度與事務(wù)所轉(zhuǎn)型的交乘項(HRD1×LLP)均不顯著，回歸系數(shù)分別為-0.004和-0.005，低關(guān)注度與事務(wù)所轉(zhuǎn)型的交乘項(LRD1×LLP)在列(1)顯著為正，但是在加入控制變量后(列(2))，交乘項的系數(shù)不顯著(T值為1.63)，可以看出，事務(wù)所轉(zhuǎn)型對于審計師關(guān)注度與審計質(zhì)量的關(guān)系沒有顯著影響?？赡艿脑蚴?，我國審計師行業(yè)面臨的訴訟風(fēng)險比較低(劉峰和許菲，2002[21])，并且大部分事務(wù)所已經(jīng)購買了職業(yè)責任保險或者計提了職業(yè)風(fēng)險基金(李江濤等，2013[22])，已足夠應(yīng)付審計失敗產(chǎn)生的訴訟風(fēng)險，因此盡管事務(wù)所轉(zhuǎn)型導(dǎo)致訴訟風(fēng)險增大，審計師反應(yīng)并不敏感。

表8 事務(wù)所轉(zhuǎn)型、關(guān)注度與審計質(zhì)量

五、穩(wěn)健性檢驗

為了保證結(jié)果的可靠性，本文進行了一系列穩(wěn)健性檢驗：(1)在正文中，本文使用修正Jones模型計算的DA1作為因變量，在此處，本文使用原始Jones模型計算的DA2作為因變量，對模型重新回歸，原結(jié)果依然穩(wěn)健(見表9)。(2)在正文中，本文使用2倍和0.5倍作為高關(guān)注度和低關(guān)注度劃分標準，在此處本文使用2.5倍和0.4倍作為劃分標準重新檢驗，原結(jié)果依然穩(wěn)健(見表10)。(3)根據(jù)以往文獻，考慮到客戶的經(jīng)濟重要性對本文結(jié)果可能產(chǎn)生的影響，本文根據(jù)陸正飛等(2012)[23]的度量，將這一變量(CI)加入本文的回歸模型進行檢驗，原結(jié)果依然穩(wěn)健(見表11)。(4)考慮到公司特征可能對基于聲譽理論構(gòu)建的審計師關(guān)注度產(chǎn)生干擾，本文對審計師關(guān)注度變量(HRD1、LRD1)進行了傾向性匹配(PSM檢驗)，在配對后的樣本中重新回歸，原文的結(jié)果依然穩(wěn)健(見表12)。

表9 審計師關(guān)注度與審計質(zhì)量：因變量為DA2

表10 審計師關(guān)注度與審計質(zhì)量：改變關(guān)注度變量的劃分標準

表11 審計師關(guān)注度與審計質(zhì)量：加入客戶經(jīng)濟重要性變量

表12 審計師關(guān)注度與審計質(zhì)量:傾向性匹配結(jié)果

六、研究結(jié)論

在時間預(yù)算和工作強度的雙重壓力下，審計師的時間和精力分配問題是一個值得關(guān)注的話題。以對2010—2014年滬深A(yù)股上市公司進行審計的簽字注冊會計師為研究樣本，本文深入探討了審計師層面關(guān)注度的分配決策問題，以及背后的影響機理。研究發(fā)現(xiàn)，審計師對于客戶存在區(qū)別對待現(xiàn)象，并主要受聲譽理論影響，薪酬理論的解釋作用較弱。具體來說，聲譽理論下，審計師對于規(guī)模較大和中等的客戶，投入的關(guān)注度相同，但是對于規(guī)模較小的客戶，投入的關(guān)注度顯著低于前兩者，因此前兩者的審計質(zhì)量也顯著高于規(guī)模較小客戶的審計質(zhì)量。并且這一現(xiàn)象在非“四大”工作和任期短的審計師組中表現(xiàn)更為明顯，但與事務(wù)所采用何種所有制性質(zhì)無關(guān)。

本文的研究具有如下政策意義：首先，鑒于審計師關(guān)注度不同會影響審計質(zhì)量，對于其關(guān)注程度較低的客戶，事務(wù)所應(yīng)當制定相應(yīng)的激勵措施，保證審計師的工作積極性，進而保質(zhì)保量完成審計任務(wù)，以提高審計質(zhì)量。其次，審計師也應(yīng)當提高工作效率，盡可能保證公平對待每一位審計客戶，減小各審計客戶之間審計質(zhì)量的差異。最后，根據(jù)審計師關(guān)注度的不同，投資者也應(yīng)當提高對于財務(wù)報告的鑒別能力，識別高質(zhì)量和低質(zhì)量的審計報告，做出正確的投資決策。