(河北地質(zhì)大學(xué) 河北 石家莊 050000)

一、研究假設(shè)、變量及模型

(一)研究假設(shè)

有限責(zé)任制下，注冊(cè)會(huì)計(jì)師僅以其出資額為限對(duì)事務(wù)所承擔(dān)有限責(zé)任。當(dāng)其不法行為為其帶來的收益遠(yuǎn)超過其成本時(shí)，注冊(cè)會(huì)計(jì)師很有可能做出損害審計(jì)質(zhì)量的行為。而特殊普通合伙制的無限連帶責(zé)任機(jī)制既可以很好地保護(hù)無過錯(cuò)合伙人，又能夠增強(qiáng)注冊(cè)會(huì)計(jì)師在執(zhí)業(yè)過程中的謹(jǐn)慎性，提高其專業(yè)勝任能力，進(jìn)而使其提高審計(jì)質(zhì)量。但轉(zhuǎn)制政策的實(shí)施和事務(wù)所接納轉(zhuǎn)制政策需要一定的時(shí)間。提出以下假設(shè)：

H1：事務(wù)所轉(zhuǎn)制后，其審計(jì)質(zhì)量提高。

H2：與轉(zhuǎn)制當(dāng)年相比，轉(zhuǎn)制后一年的審計(jì)質(zhì)量顯著提高。

(二)變量選擇

1.被解釋變量

審計(jì)質(zhì)量的度量分為直接法與間接法。直接法的具體指標(biāo)如審計(jì)師是否被提起訴訟、審計(jì)意見類型、已審報(bào)表的盈余管理程度、投資者對(duì)盈余質(zhì)量的反應(yīng)等；間接法是利用易于觀察的替代變量，如事務(wù)所規(guī)模與聲譽(yù)、審計(jì)收費(fèi)等。本文選取審計(jì)意見類型和審計(jì)收費(fèi)來衡量審計(jì)質(zhì)量：Audittyp(審計(jì)意見類型)，標(biāo)準(zhǔn)意見時(shí)，變量取值為0，否則為1；Lnfee，審計(jì)費(fèi)用的自然對(duì)數(shù)。

2.解釋變量

本文解釋變量為是否轉(zhuǎn)制和轉(zhuǎn)制年份：Reform(是否轉(zhuǎn)制)，已轉(zhuǎn)制時(shí)，變量取值為1，未轉(zhuǎn)制時(shí)，變量取值為0；Year0，若為轉(zhuǎn)制當(dāng)年，則變量取值為1，否則為0；Year1，若為轉(zhuǎn)制后一年，則變量取值為1，否則為0。

3.控制變量

本文選取以下控制變量：Size(企業(yè)規(guī)模)，采用企業(yè)總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)；Lev(資產(chǎn)負(fù)債率)，反映企業(yè)的償債能力；Tat(總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率)，反映企業(yè)的營(yíng)運(yùn)能力；Rrta(總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率)，反映企業(yè)的盈利能力；Nrta(即nr/ta):應(yīng)收賬款凈額/總資產(chǎn)，反映企業(yè)的應(yīng)收賬款管理情況。

(三)模型建立

回歸模型如下：

Opinion=α0+α1*reform+α2*size+α3*lev+α4*tat+α5*rrta+α6*nrta+ε

(1)

Lnfee=β0+β1*reform+β2*size+β3*lev+β4*tat+β5*rrta+β6*nrta+ε

(2)

Opinion=α0+α1*year0+α2*year1+α3*size+α4*lev+α5*tat+α6*rrta+α7*nrta+ε

(3)

Lnfee=β0+β1*year0+β2*year1+β3*size+β4*lev+β5*tat+β6*rrta+β7*nrta+ε

(4)

二、數(shù)據(jù)來源和樣本選擇

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來自CSMAR，并使用stata13回歸分析。

(二)樣本選擇

(1)剔除ST企業(yè)。(2)排除金融企業(yè)。(3)排除掉在轉(zhuǎn)制前一年、轉(zhuǎn)制當(dāng)年及轉(zhuǎn)制后一年這三年中更換審計(jì)事務(wù)所的企業(yè)。(4)本文選擇的樣本是由國(guó)際“四大”和我國(guó)本土“八大”中的6家，共10家會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)的企業(yè)，本土事務(wù)所的排名源自2017年會(huì)計(jì)師事務(wù)所的收入排名。

三、實(shí)證分析

(一)假設(shè)一H1回歸分析

表1 模型(1)邏輯回歸結(jié)果

表2 模型(2)多元線性回歸結(jié)果

由表1可知：模型(1)p值為0.0000，高度顯著，說明該方程各解釋變量能夠很好地解釋被解釋變量。Reform的系數(shù)為0.25，說明轉(zhuǎn)制后，會(huì)計(jì)師事務(wù)所更傾向于出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見，即提供高質(zhì)量的審計(jì)報(bào)告，事務(wù)所轉(zhuǎn)制能夠提高審計(jì)質(zhì)量，與假設(shè)一H0相符，但其p值為0.435，其正向作用并不顯著。

由表2可知：模型(2)p值為0.0000，高度顯著，說明該方程各解釋變量能夠很好地解釋被解釋變量。Reform的系數(shù)為0.11，說明轉(zhuǎn)制后，會(huì)計(jì)師事務(wù)所更傾向于出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見，即提供高質(zhì)量的審計(jì)報(bào)告，事務(wù)所轉(zhuǎn)制能夠提高審計(jì)質(zhì)量，與假設(shè)一H0相符，且其p值為0.000，其正向作用非常顯著。

(二)假設(shè)二H2回歸分析

表3 模型(3)邏輯回歸結(jié)果

由表3可知：模型(3)p值為0.0000，高度顯著，說明該方程各解釋變量能夠很好地解釋被解釋變量。Year0的系數(shù)為0.06，說明轉(zhuǎn)制當(dāng)年，會(huì)計(jì)師事務(wù)所更傾向于出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見，即提供高質(zhì)量的審計(jì)報(bào)告，事務(wù)所轉(zhuǎn)制能夠提高審計(jì)質(zhì)量，其p值為0.882，其正向作用并不顯著，與假設(shè)二H2相符。Year1的系數(shù)為0.43，同樣說明轉(zhuǎn)制后一年，會(huì)計(jì)師事務(wù)所更傾向于出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見，即提供高質(zhì)量的審計(jì)報(bào)告，事務(wù)所轉(zhuǎn)制能夠提高審計(jì)質(zhì)量，但其p值為0.245，其正向作用并不顯著，與假設(shè)二H2不相符。

表4 模型(4)多元線性回歸結(jié)果

nrta.44832353.800.000_cons 3.0917411.080.000

由表4可知：模型(4)p值為0.0000，高度顯著，說明該方程各解釋變量能夠很好地解釋被解釋變量。Year0的系數(shù)為0.10，說明轉(zhuǎn)制當(dāng)年，會(huì)計(jì)師事務(wù)所更傾向于出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見，即提供高質(zhì)量的審計(jì)報(bào)告，事務(wù)所轉(zhuǎn)制能夠提高審計(jì)質(zhì)量，其p值為0.000，其正向作用非常顯著，與假設(shè)二H2不相符。Year1的系數(shù)為0.12，同樣說明轉(zhuǎn)制后一年，會(huì)計(jì)師事務(wù)所更傾向于出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見，即提供高質(zhì)量的審計(jì)報(bào)告，事務(wù)所轉(zhuǎn)制能夠提高審計(jì)質(zhì)量，且其p值為0.000，其正向作用非常顯著，與假設(shè)二H2相符。

四、結(jié)論

(1)會(huì)計(jì)師事務(wù)所轉(zhuǎn)制會(huì)提高審計(jì)質(zhì)量。(2)轉(zhuǎn)制當(dāng)年，會(huì)計(jì)師事務(wù)所轉(zhuǎn)制對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響并不顯著，轉(zhuǎn)制后一年，會(huì)計(jì)師事務(wù)所對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響也不顯著。(3)轉(zhuǎn)制當(dāng)年，會(huì)計(jì)師事務(wù)所轉(zhuǎn)制對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響顯著，轉(zhuǎn)制后一年，會(huì)計(jì)師事務(wù)所對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響同樣顯著。(4)會(huì)計(jì)師事務(wù)所轉(zhuǎn)制確實(shí)會(huì)對(duì)審計(jì)質(zhì)量產(chǎn)生正向影響，但由于政策施行的滯后性和會(huì)計(jì)師事務(wù)所的學(xué)習(xí)效應(yīng)等因素的影響，轉(zhuǎn)制對(duì)審計(jì)質(zhì)量的提高具有不同步性。