程安林 王麗

【摘要】將我國實(shí)施“高壓反腐”作為研究節(jié)點(diǎn)，梳理了高壓反腐前后我國證券監(jiān)督委員會(huì)的行政監(jiān)管執(zhí)行力和會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)質(zhì)量的變化情況，并就高壓反腐、監(jiān)管執(zhí)行力和審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系進(jìn)行了研究。結(jié)果顯示：（1）高壓反腐后觀察期前三年（2013——2015）上市公司違規(guī)事項(xiàng)受監(jiān)管部門的處罰相較于高壓反腐前顯著增多，2016——2017年這一數(shù)據(jù)顯著下降，投射出高壓反腐這一運(yùn)動(dòng)型治理機(jī)制的短暫性特點(diǎn)；（2）高壓反腐后，審計(jì)質(zhì)量持續(xù)提高，渠道效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，監(jiān)管執(zhí)行力在高壓反腐與非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見、高壓反腐與審計(jì)報(bào)告激進(jìn)性的影響中存在中介作用，高壓反腐存在一定的溢出效應(yīng)，且這一溢出效應(yīng)不隨非常規(guī)體制的常規(guī)化而減弱。研究結(jié)論對(duì)于正確認(rèn)識(shí)國家運(yùn)動(dòng)型治理機(jī)制有一定參考意義。

【關(guān)鍵詞】高壓反腐；監(jiān)管執(zhí)行力；審計(jì)質(zhì)量；運(yùn)動(dòng)型治理機(jī)制

【中圖分類號(hào)】F239.0

2012年黨的十八大以來，在全國范圍內(nèi)持續(xù)開展的高壓反腐嚴(yán)厲打擊了官員腐敗行為，對(duì)企業(yè)績效（鐘覃琳，2016）[1]、市場(chǎng)建設(shè)、經(jīng)濟(jì)增長（孫剛，2005）[2]產(chǎn)生了間接積極影響，促使一些市場(chǎng)主體舍棄原本的尋租渠道從政府手中獲取特殊“資源”，更加關(guān)注企業(yè)自身的創(chuàng)新活動(dòng)（黨力，2015[3]；王建忠，2017[4]）、投資活動(dòng)（王賢彬，2017[5]）和生產(chǎn)活動(dòng)。多數(shù)學(xué)者在研究反腐敗的經(jīng)濟(jì)后果時(shí)從以下兩個(gè)角度出發(fā)：一是腐敗與市場(chǎng)的關(guān)系（吳一平、芮萌，2010[6]；王賢彬，2016[7]），抑制腐敗意味著市場(chǎng)能夠發(fā)揮更大的作用，市場(chǎng)資源在這一過程中得到了更好的組織和配置；二是國有背景和政治關(guān)聯(lián)（應(yīng)千偉，2016[8]；陳勝藍(lán)，2018[9]），通過影響國有背景和政治關(guān)聯(lián)的公司領(lǐng)導(dǎo)人，反腐敗能夠約束企業(yè)行為。但很少有學(xué)者討論高壓反腐的組織背景和制度邏輯，并運(yùn)用實(shí)證方法檢驗(yàn)高壓反腐在組織內(nèi)部的治理功能及相關(guān)溢出效應(yīng)。本文首先從組織學(xué)的角度對(duì)高壓反腐進(jìn)行理論淵源闡述和功能定位，其次設(shè)計(jì)研究方案檢驗(yàn)實(shí)際功能，并從審計(jì)質(zhì)量視角觀察其溢出效應(yīng)。

一、理論分析與研究假設(shè)

韋伯（1946）[10]在20世紀(jì)初提出，等級(jí)分明的科層制正式組織是現(xiàn)代社會(huì)的基本組織形式。規(guī)則為上、各司其職、按章辦事能夠賦予組織穩(wěn)定、可靠和高效率。但莫頓（1952）[11]也指出在常規(guī)體制內(nèi)高度依賴規(guī)則會(huì)帶來官員墨守成規(guī)、刻板僵化、規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)等官僚弊病，造成官僚體制的失敗。隨即，非常規(guī)的運(yùn)動(dòng)型治理會(huì)出現(xiàn)加以糾正（Whyte，1973）[12]。整頓官僚體制中出現(xiàn)的問題一直是國家治理的重要組成部分（Harding，1981）[13]，國內(nèi)學(xué)者將這種試圖叫停、打破常規(guī)組織運(yùn)作的機(jī)制總結(jié)為國家運(yùn)動(dòng)（馮仕政，2011）[14]、運(yùn)動(dòng)型治理機(jī)制（周雪光，2012）[15]或者政治錦標(biāo)賽（周飛舟， 2009）[16]。

不同于韋伯的現(xiàn)代資本主義官僚體制，中國的組織制度更具獨(dú)特性和傳承性。受治理規(guī)模、治理內(nèi)容的影響，國家治理的基本矛盾一直圍繞在一統(tǒng)體制和有效治理之間（周雪光，2011）[17]，從舊時(shí)的集權(quán)、分封到當(dāng)代的中央權(quán)威和地方政府，國家既要通過龐大的組織執(zhí)行政策、貫徹意圖，又要在漫長的行政鏈條中尋找組織平衡，防止剩余控制權(quán)被濫用和架空。因此，國家需要不斷地轉(zhuǎn)變治理模式以規(guī)范中間政府（省、市、縣）具有的相當(dāng)于被委托管理人的控制權(quán)力，而不同治理模式間的轉(zhuǎn)變需要以運(yùn)動(dòng)型治理機(jī)制作為契機(jī)和條件（周雪光、練宏，2012）[18]。再者，中國體制的組織失敗常常體現(xiàn)在壟斷和封閉政府特點(diǎn)所引發(fā)的市場(chǎng)化體制失靈和上下級(jí)信息不暢，以及為照顧地方性差異被允許的執(zhí)行靈活性產(chǎn)生的失控和偏差。恰恰需要高壓反腐這樣嚴(yán)打、從快的政治動(dòng)員契機(jī)不時(shí)地打斷組織的常規(guī)節(jié)奏，突破已有的組織結(jié)構(gòu)進(jìn)入到一個(gè)高速運(yùn)轉(zhuǎn)、高度關(guān)聯(lián)的組織狀態(tài)，以便轉(zhuǎn)變?yōu)槠渌愋偷闹卫砟Ｊ健?/p>

運(yùn)動(dòng)型治理機(jī)制的特點(diǎn)是借由重要契機(jī)，迅速利用現(xiàn)有組織的閑置資源行使專斷權(quán)力，具有打斷常規(guī)治理模式惰性、修正地方政府執(zhí)行政策的靈活性邊界的功能。其他學(xué)者研究表明，提高監(jiān)管執(zhí)行力是新時(shí)期反腐倡廉建設(shè)的重要內(nèi)容（麻建明，2013）[19]；我國行政執(zhí)法具有一定的主動(dòng)性，政府能夠依據(jù)情勢(shì)干預(yù)和影響執(zhí)法，同一法律不同時(shí)期會(huì)出現(xiàn)執(zhí)行程度不同的情況（戴治勇，2008）[20]。此外，高壓反腐通過針對(duì)性地打擊黨內(nèi)的腐敗及尋租行為，一定程度上修正執(zhí)法代理人的自由裁量權(quán)（Li et al.，2014 [21]），促使公權(quán)力得到更公正的實(shí)現(xiàn)。行政監(jiān)管執(zhí)行力的提升，表現(xiàn)為對(duì)現(xiàn)有監(jiān)管條例的嚴(yán)格執(zhí)行和對(duì)監(jiān)管模糊地帶的嚴(yán)格定性，意味著資本市場(chǎng)中受監(jiān)管主體（如上市公司違規(guī)行為）被監(jiān)管部門處罰的概率會(huì)提高，企業(yè)違規(guī)成本會(huì)上升。

基于以上分析，本文提出假設(shè)1。

H1：高壓反腐后，資本市場(chǎng)監(jiān)管執(zhí)行力提高，對(duì)上市公司違規(guī)行為處罰增加。

相關(guān)研究表明，我國會(huì)計(jì)師事務(wù)所執(zhí)業(yè)承擔(dān)的審計(jì)法律風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較低，審計(jì)欺詐曝光低、追究責(zé)任小。高壓反腐暫時(shí)性釋放行政力量的作用會(huì)使上市公司和會(huì)計(jì)師事務(wù)所面臨的不確定法律風(fēng)險(xiǎn)更多地轉(zhuǎn)變成實(shí)際的經(jīng)濟(jì)及聲譽(yù)損失，增大雙方的信息舞弊成本。此外，公眾提起證券信息虛假陳述的民事賠償訴訟存在行政先訴的前置條件1，上市公司違規(guī)行為行政處罰的概率提升后，上市公司連帶會(huì)計(jì)師事務(wù)所面臨的民事訴訟風(fēng)險(xiǎn)隨之加大。根據(jù)Kothari et al.（1988）[22]的審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)三因素模型，審計(jì)欺詐法律風(fēng)險(xiǎn)相應(yīng)上升，注冊(cè)會(huì)計(jì)師的執(zhí)業(yè)責(zé)任加大，倒逼審計(jì)質(zhì)量上升（劉峰，2007）[23]。

基于上述分析，本文提出假設(shè)2。

H2：高壓反腐后，資本市場(chǎng)監(jiān)管執(zhí)行力提高，注冊(cè)會(huì)計(jì)師審計(jì)質(zhì)量有所提升。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取

本文選取2010——2017年國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫中所有A股上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和相關(guān)非財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)樣本。剔除資料不全和財(cái)務(wù)核算特殊的金融、銀行類上市公司，最終確定樣本13902個(gè)。文中上市公司違規(guī)處罰數(shù)據(jù)從CSMAR子數(shù)據(jù)庫——上市公司違規(guī)事項(xiàng)處理數(shù)據(jù)庫獲得。為避免極端值的影響，在回歸時(shí)對(duì)所有連續(xù)數(shù)據(jù)做了1%和99%分位數(shù)上的縮尾處理。

（二）模型設(shè)定和變量定義

為檢驗(yàn)研究假設(shè)1，本文將待檢驗(yàn)回歸模型設(shè)定為：

其中，Pow1和Pow2為被解釋變量，分別以上市公司當(dāng)年是否受到違規(guī)處罰（馮延超，2010）[24]和上市公司違規(guī)處罰程度反映資本市場(chǎng)的監(jiān)管執(zhí)行力。違規(guī)處罰程度Pow2的具體衡量方法是：對(duì)上市公司違規(guī)處理數(shù)據(jù)庫中未披露處罰方式或披露處罰方式為“其他”賦值為1，“公開批評(píng)”賦值為2、“公開譴責(zé)”賦值為3、“警告”賦值為4、“罰款”及以上賦值為5；未披露或未受到違規(guī)處罰賦值為0?？紤]對(duì)高壓反腐的連續(xù)觀察和與其他研究成果的可比性，本文參照ALVIS K. LO.（2014）[25]的做法，對(duì)連續(xù)觀察期做了分割處理，Post代表高壓反腐后2013——2015年期間，After代表高壓反腐后2016——2017年期間。根據(jù)何軒（2019）[26]、GUL F A（2013）[27]等的研究，模型1中加入了兩職合一情況（Du）、董事會(huì)規(guī)模（Board）、獨(dú)董占比（Inboard）、內(nèi)控指數(shù)（Ica）、每股收益（EPS）、凈資產(chǎn)收益率（Roe）、虧損情況（Loss）和政治關(guān)聯(lián)（PC）這些控制變量（如表1）。

為檢驗(yàn)研究假設(shè)2，本文借鑒 Francis. J. R.（2011）[28]、許亞湖（2018）[29]等研究，將審計(jì)意見類型（MAO）和逆向?qū)徲?jì)報(bào)告激進(jìn)性（FARAgg修正值）作為審計(jì)質(zhì)量的衡量指標(biāo)，待檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?img src="https://cimg.fx361.com/images/2020/05/15/qkimagesfaicfaic202003faic20200316-3-l.jpg"/>

FARAgg修正值由實(shí)際發(fā)表非標(biāo)意見（MAO）和預(yù)測(cè)審計(jì)師發(fā)表非標(biāo)意見的概率（MAOs）差值（MAOMAOs）構(gòu)成。預(yù)期MAO和FARAgg修正值的符號(hào)為正，F(xiàn)ARAgg修正值越大，表明審計(jì)報(bào)告激進(jìn)性越低，審計(jì)質(zhì)量越高。預(yù)測(cè)非標(biāo)審計(jì)意見MAOs根據(jù)上市公司當(dāng)期財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)預(yù)測(cè)回歸所得，具體Probit預(yù)測(cè)模型如下：

其中，QuickR、AR、Other、Inv和Roa分別表示速動(dòng)比率、應(yīng)收賬款占總資產(chǎn)比率、其他應(yīng)收款占總資產(chǎn)比率、存貨占總資產(chǎn)比率和當(dāng)期資產(chǎn)回報(bào)率。Loss是二值變量，當(dāng)年出現(xiàn)虧損取1，未出現(xiàn)虧損取0。Lev、LnSize、Age分別代表公司杠桿水平、總資產(chǎn)規(guī)模和上市年限。模型2的控制變量參考了董南燕（2009）[30]、李明輝（2013）[31]等學(xué)者研究。其他變量具體定義見表1。

為使研究假設(shè)2更為穩(wěn)健，本文參照Baron和Kenny（1986）的三步驟檢驗(yàn)法，在模型2基礎(chǔ)上加入變量Pow1（Pow2）構(gòu)成另一路徑進(jìn)行檢驗(yàn)，并與模型1和模型2的結(jié)果比較分析監(jiān)管執(zhí)行力是否在路徑2中存在中介效應(yīng)。

三、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2和表3列示了2010—2017年滬深兩市非金融、銀行類上市公司分年度的違規(guī)處罰概覽和違規(guī)處罰程度的比率匯總?？梢钥闯?，2010、2011年上市公司違規(guī)受處罰概率較低，分別占當(dāng)年全部樣本的5.13%和8.95%；高壓反腐當(dāng)年，比例激增到13.78%，是前兩個(gè)年度的2.68倍和1.54倍；2016、2017年受處罰比例有所回落。違規(guī)處罰程度指標(biāo)為1的樣本在高壓反腐前后的觀察期內(nèi)呈現(xiàn)類似變化規(guī)律，這一統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，上市公司違規(guī)情況在高壓反腐及后一段時(shí)間得到了監(jiān)管機(jī)構(gòu)更多的處罰，但并不具備持續(xù)性，且高壓反腐后上市公司的違規(guī)處罰激增形式存在非常規(guī)情況，較多落實(shí)為其他或未披露處罰方式。

表4為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。數(shù)據(jù)顯示，上市公司違規(guī)受處罰的平均概率為13%；審計(jì)意見類型的平均值為0.020，即平均2%的公司被注冊(cè)會(huì)計(jì)師出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見。逆向?qū)徲?jì)報(bào)告激進(jìn)性FARAgg修正值的均值為0.000，與（許亞湖，2018）的統(tǒng)計(jì)結(jié)果一致，表明整體樣本中，實(shí)際出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見（MAO）高于預(yù)測(cè)出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見（MAOs），審計(jì)報(bào)告激進(jìn)性偏高，整體樣本的審計(jì)質(zhì)量趨向于高。

（二）回歸結(jié)果分析

表5是研究假設(shè)1的檢驗(yàn)結(jié)果，經(jīng)過異方差檢驗(yàn)和修正后，回歸結(jié)果顯示，在控制了相關(guān)影響因素的情況下，高壓反腐后2013——2015年間上市公司違規(guī)行為得到了更多處罰（Post與Pow1、Pow2在1%水平下均顯著正相關(guān)）。此外，上市公司違規(guī)受處罰概率在高壓反腐后的兩個(gè)連續(xù)區(qū)間內(nèi)存在明顯差異，After與Pow1在10%水平上顯著負(fù)相關(guān)，這表明相較于Post期間，上市公司違規(guī)行為在2016——2017年處罰概率顯著下降，行政監(jiān)管執(zhí)行由緊變松，這與描述性統(tǒng)計(jì)中的趨勢(shì)結(jié)果一致。假設(shè)1不完全成立，但這與假設(shè)1的邏輯推理并不矛盾，并道出了假設(shè)1的未盡之意。以政治動(dòng)員形式向上集中資源實(shí)施的運(yùn)動(dòng)型治理機(jī)制在組織中具有專制性和非常規(guī)性的特點(diǎn)，能夠突破按部就班的組織體制，修正地方政府的行政靈活性邊界，短期內(nèi)貫徹中央政策并活躍行政組織。但通常代價(jià)極大，難以為繼，最終會(huì)在常規(guī)組織體制的同化下趨于平靜。另一點(diǎn)值得注意的是，雖然上市公司違規(guī)受處罰的比率在高壓反腐后期有所回落，但是處罰程度持續(xù)加大（After與Pow2持續(xù)顯著，且符號(hào)為正）。

從表6可以看出，在以非標(biāo)意見MAO和審計(jì)報(bào)告激進(jìn)性FARAgg修正值為審計(jì)質(zhì)量衡量指標(biāo)的回歸模型中，Post均顯著為正，After與FARAgg修正值回歸結(jié)果顯著為正，表明高壓反腐后審計(jì)質(zhì)量上升，且持續(xù)上升。表6的其他回歸結(jié)果表明：由四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所出具的審計(jì)報(bào)告質(zhì)量優(yōu)于非四大；內(nèi)部控制越好的公司，審計(jì)報(bào)告激進(jìn)性顯示越高。

表7是監(jiān)管執(zhí)行力在高壓反腐對(duì)審計(jì)質(zhì)量的渠道效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。在描述性統(tǒng)計(jì)中，F(xiàn)ARAgg修正值均值為正，總體審計(jì)質(zhì)量偏高，且監(jiān)管處罰程度在高壓反腐后顯著持續(xù)上升，因此有必要檢驗(yàn)政府監(jiān)管執(zhí)行力在研究假設(shè)2中的中介效果。結(jié)果如表7所示，加入中介變量Pow1和Pow2后，原先顯著為正的Post和After不再顯著，Pow1和Pow2顯示顯著，這表明監(jiān)管執(zhí)行力在高壓反腐與非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見、高壓反腐與審計(jì)報(bào)告激進(jìn)性的中介關(guān)系成立。假設(shè)2得以驗(yàn)證，政治動(dòng)員形式的高壓反腐不僅在短期內(nèi)提升了組織的行政執(zhí)行力，且對(duì)審計(jì)質(zhì)量產(chǎn)生了溢出效應(yīng)，這一溢出效應(yīng)不隨非常規(guī)體制的常規(guī)化而減弱。

綜上所述，隨著人民群眾主動(dòng)參與、融入國家政治生活的意識(shí)不斷提高，人民試圖更深入地了解國家的治理模式，推動(dòng)國家向多元化、法制化、民主化的更好方向發(fā)展。但受西方自由資本主義思想的影響，不時(shí)出現(xiàn)對(duì)國家組織的質(zhì)疑之聲，常規(guī)化的組織體制長期下去確實(shí)會(huì)滋生惰性，但我們研究發(fā)現(xiàn)，常規(guī)組織體制和非常規(guī)運(yùn)動(dòng)機(jī)制一直都是國家治理的重要組成部分，高壓反腐這類自上而下的政治動(dòng)員會(huì)給行政組織帶來短期活力，刺激、活躍行政組織；受組織效率和常規(guī)體制的同化影響，運(yùn)動(dòng)型治理機(jī)制很難長存，但它能產(chǎn)生一定的溢出效應(yīng)，且這一溢出效應(yīng)不隨政治動(dòng)員的銷聲匿跡而減弱。從資本市場(chǎng)監(jiān)管角度看，高壓反腐后審計(jì)質(zhì)量持續(xù)提高，監(jiān)管執(zhí)行力在高壓反腐對(duì)非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見和對(duì)審計(jì)報(bào)告激進(jìn)性的影響中存在中介作用，為運(yùn)動(dòng)型治理機(jī)制的治理功能和國家治理的動(dòng)態(tài)平衡提供了證據(jù)。

主要參考文獻(xiàn)：

[1]鐘覃琳，陸正飛，袁淳.反腐敗、企業(yè)績效及其渠道效應(yīng)——基于中共十八大的反腐建設(shè)的研究[J].金融研究，2016（09）：161-176.

[2]孫剛，陸銘，張吉鵬.反腐敗、市場(chǎng)建設(shè)與經(jīng)濟(jì)增長[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2005（S1）：1-22.

[3]黨力，楊瑞龍，楊繼東.反腐敗與企業(yè)創(chuàng)新：基于政治關(guān)聯(lián)的解釋[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2015（07）：146-160.

[4]王健忠，高明華.反腐敗、企業(yè)家能力與企業(yè)創(chuàng)新[J].經(jīng)濟(jì)管理，2017，39（06）：36-52.

[5]王賢彬，黃亮雄，董一軍.反腐敗的投資效應(yīng)——基于地區(qū)與企業(yè)雙重維度的實(shí)證分析[J].金融研究，2017（09）：67-82.

[6]吳一平，芮萌.地區(qū)腐敗、市場(chǎng)化與中國經(jīng)濟(jì)增長[J].管理世界，2010（11）：10-17+27.

[7]王賢彬，王露瑤.反腐敗與經(jīng)濟(jì)增長[J].經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制比較，2016（02）：61-74.

[8]應(yīng)千偉，劉勁松，張怡.反腐與企業(yè)價(jià)值——來自中共十八大后反腐風(fēng)暴的證據(jù)[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯，2016（03）：42-63.

[9]陳勝藍(lán)，馬慧.反腐敗與審計(jì)定價(jià)[J].會(huì)計(jì)研究，2018（06）：12-18.

[10]Weber， Max. 1946. From Max Weber： Essays in Sociology Translated， Edited， and with an Introduction by H. H. Gerth and C. Wright Mills. New York： Oxford University Press.

[11]Merton， Robert K.， ed. 1952. Reader in Bureaucracy. Glencoe， Ill： Free Press.

[12]Whyte， Martin King. 1973. Bureaucracy and Modernization in China. American Sociological Review 38（2）： 149-163.

[13]Harding， Harry. 1981. Organizing China： The Problem of Bureaucracy， 1949-1976. Stanford， Calif.： Stanford University Press.

[14]馮仕政.中國國家運(yùn)動(dòng)的形成與變異：基于政體的整體性解釋[J].開放時(shí)代，2011（1）：73-97.

[15]周雪光.運(yùn)動(dòng)型治理機(jī)制：中國國家治理的制度邏輯再思考[J].開放時(shí)代，2012（09）：105-125.

[16]周飛舟.錦標(biāo)賽體制[J].社會(huì)學(xué)研究，2009（3）1-23.

[17]周雪光.權(quán)威體制與有效治理：當(dāng)代中國國家治理的制度邏輯[J].開放時(shí)代，2011（10）：67-85.

[18]周雪光，練宏.中國政府的治理模式：一個(gè)“控制權(quán)”理論[J].社會(huì)學(xué)研究，2012，27（05）：69-93+243.

[19]麻建明.淺談廉政建設(shè)與工程項(xiàng)目監(jiān)管執(zhí)行力[J].人民論壇，2013（11）：30-31.

[20]戴治勇.選擇性執(zhí)法[J].法學(xué)研究，2008，30（04）：28-35.

[21]Li， M.， Makaew， T.， & Winton， A. （2014）. Cheating in China：Corporate fraud and the roles of fifinancial markets. Available at SSRN 2521151.

[22]Kotha，Lys，Smith，Watts. 1988. Auditors liability and information disclosure.Journal of Accounting. Auditing and Finance3，307—339.

[23]劉峰，許菲.風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)向?qū)徲?jì)·法律風(fēng)險(xiǎn)·審計(jì)質(zhì)量 [J].會(huì)計(jì)研究 20O2（2）：23.

[24]馮延超，梁萊歆.上市公司法律風(fēng)險(xiǎn)、審計(jì)收費(fèi)及非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見——來自中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].審計(jì)研究，2010（03）：75-81.

[25]ALVIS K. LO. Do Declines in Bank Health Affect Borrowers Voluntary Disclosures Evidence from International Propagation of Banking Shocks[J]. Journal of Accounting Research，2014，52（2）.

[26]何軒，朱麗娜，馬駿.中國上市公司違規(guī)行為：一項(xiàng)以制度環(huán)境為視角的經(jīng)驗(yàn)性研究[J].管理工程學(xué)報(bào)：1-13[2019-09-02].

[27]GUL F A，WU D，YANG Z. Do individual auditors affect audit quality Evidence from archival data[J].The Accounting Review，2013，88（ 6） ： 1993-2023

[28]Francis.J.R.2011.A Framework for Understanding and Researching Audit Quality. Auditing：AJournal of Practiceand Theory，30 （2）：125～152.

[29]許亞湖.租金性異常審計(jì)費(fèi)用影響審計(jì)質(zhì)量嗎 [J].會(huì)計(jì)研究，2018（05）：90-96.

[30]董南雁，張俊瑞. 公司治理強(qiáng)度，審計(jì)力度與審計(jì)質(zhì)量[J]. 南開管理評(píng)論，2009（2） ： 81-89.

[31]李明輝，劉笑霞.客戶重要性與審計(jì)質(zhì)量關(guān)系研究： 公司治理的調(diào)節(jié)作用[J].財(cái)經(jīng)研究，2013（3）：64-74.