事務所規(guī)模、審計行業(yè)專長與事務所審計質量傳染效應

喬貴濤+高平+趙洪寶

摘 要：發(fā)生審計失敗事務所的審計質量系統(tǒng)性低于未發(fā)生審計失敗事務所的審計質量，即會計師事務所的審計質量存在傳染效應，但該傳染效應受到事務所自選擇問題的影響；大規(guī)模事務所在審計質量傳染效應中占據主導地位；事務所行業(yè)專長未能抑制審計質量傳染效應。

關鍵詞： 事務所規(guī)模；行業(yè)專長；審計質量；傳染效應

中圖分類號： F239.22 文獻標識碼： A 文章編號：1003-7217（2014）06-0070-08

一、引言

安然事件導致安達信破產以后，理論界開始反思，因為一次審計失敗案件讓一個歷來被認為能夠提供高質量審計服務的審計巨頭破產是監(jiān)管方的矯枉過正，還是安然事件只是安達信普遍低質量審計的冰山一角？既有研究初步表明，安達信事務所的審計質量系統(tǒng)性低于其他事務所的審計質量[1，2]。借鑒Francis對審計質量傳染效應的定義，如果會計師事務所發(fā)生一次審計失敗意味著該事務所其他審計項目的審計質量系統(tǒng)性低于未發(fā)生審計失敗事務所的審計質量，則該事務所的審計質量存在傳染效應，即發(fā)生審計失敗業(yè)務的低審計質量傳染給了其他審計業(yè)務。顯然，安達信事務所內部存在著審計質量傳染效應[3]。那么，事務所審計質量傳染效應是普遍存在還是只在安達信事務所內部發(fā)生？

2007年5月26日，中注協(xié)下發(fā)《中國注冊會計師協(xié)會關于推動會計師事務所做大做強的意見》的通知，由政府推動的事務所做大做強戰(zhàn)略開始正式實施；2012年6月8日，中注協(xié)又發(fā)布了《關于支持會計師事務所進一步做強做大的若干政策措施》的通知，將事務所做大做強戰(zhàn)略進一步推向深入。通過擴大事務所規(guī)模提升我國會計師事務所的審計質量和市場競爭能力成為我國注冊會計師行業(yè)發(fā)展的重要目標。然而安達信事務所的破產使得我們反思，大規(guī)模事務所具有更強的審計質量傳染效應還是能夠抑制審計質量傳染效應？

發(fā)展行業(yè)專長是事務所實施市場差異化競爭戰(zhàn)略的重要策略[4]。理論界普遍認為，行業(yè)專長能夠提升會計師事務所的審計質量[5-7]。我國會計師事務所也開始注重發(fā)展行業(yè)專長，提升市場競爭能力。事務所發(fā)展行業(yè)專長是否能夠有效抑制審計質量傳染效應？既往對審計質量傳染效應的研究，尚未有學者從會計師事務所視角予以考察，更未考察規(guī)模和行業(yè)專長對事務所審計質量傳染效應的影響。本文試圖對這些問題進行回答。

二、文獻回顧

上市公司披露的會計信息是在管理層、董事會、審計委員會、股東大會、會計師事務所等多個主體的共同參與下生產加工出來的，每一個參與生產加工主體的特征均會對會計信息質量產生影響。而且這些主體一般會同時參與多家上市公司會計信息的生產加工過程，比如，我國《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》規(guī)定，獨立董事原則上最多在5家上市公司兼任獨立董事；一家會計師事務所每年可以同時審計多家上市公司年報。參與信息生產加工主體的行為模式和特征會對這些上市公司的信息質量產生系統(tǒng)影響，或者信息質量會以參與生產加工的主體為媒介相互傳染。

Krishnan[1]以安達信會計師事務所休斯頓分所的客戶為樣本，研究發(fā)現，休斯頓分所的客戶在報告負的盈余方面的比率大大低于其他六大會計師事務所的客戶，說明休斯頓分所在約束客戶的機會主義行為方面沒有發(fā)揮應有的作用。這初步表明在休斯頓分所內部，審計質量呈現出系統(tǒng)性偏低的現象，安然公司的低審計質量傳染給了休斯頓分所的其他審計項目。Fuerman[2]以法律訴訟為審計質量的衡量標準，對安達信事務所和其他四大事務所的審計質量進行了比較，發(fā)現其他四大事務所的審計質量顯著高于安達信事務所的審計質量，這充分表明，安然事件反應的是安達信內部審計質量的系統(tǒng)性問題，安然公司的低審計質量傳染到了安達信所有的審計項目。而Eisenberg和Macey[8]以財務報表重述作為衡量事務所審計質量的標準，對安達信的所有客戶進行研究，并未發(fā)現安達信所審計客戶的財務報表重述次數與其他大規(guī)模事務所有明顯差異。上述研究初步表明安然事件可能并非是偶發(fā)事件，安達信事務所的審計質量均受到安然公司低審計質量的傳染。進一步，Francis[3]將研究視角從已經破產的安達信休斯頓分所轉向所有會計師事務所的業(yè)務分所，發(fā)現會計師事務所業(yè)務分所的審計質量存在傳染效應，并且認為業(yè)務分所的行業(yè)專長或者是業(yè)務分所層面質量控制制度的缺失可能是導致審計質量存在傳染效應的原因，同時還進一步發(fā)現，大規(guī)模業(yè)務分所和行業(yè)專長能夠有效抑制審計質量傳染效應的發(fā)生。

財經理論與實踐（雙月刊）2014年第6期2014年第6期（總第192期）喬貴濤，高 平：事務所規(guī)模、審計行業(yè)專長與事務所審計質量傳染效應

綜上可以看出，目前尚未有學者從會計師事務所視角對審計質量傳染效應進行研究。本文試圖從會計師事務所視角出發(fā)，考察會計師事務所的審計質量是否存在傳染效應，大規(guī)模事務所和行業(yè)專長事務所具有更強的傳染效應還是能夠抑制傳染效應。

三、理論分析與研究假設

社會學研究表明，人類行為模式會通過社會網絡進行傳播[9]。在一個社會網絡中，理性人基于直接的觀察或語言交流來判斷哪些行為是可取的，進而以這些行為作為自己的行動標準[10]。同一個會計師事務所內部形成了一個傳播行為模式的社會網絡。資歷較淺的成員通過觀察資歷較深的成員的行為或者是通過與資歷較深的成員的交流來判斷哪些行為是可取的，進而形成自己的行為標準；相同資歷的成員之間也會通過相互的交流形成最終被大家認可的行為標準，符合事務所成員共同標準的行為模式就會在事務所內部傳播開來。這種行為模式有兩種情形可能會對審計質量產生負面影響。首先，該行為模式中未能形成以審計質量為導向的行動標準。對整個審計行業(yè)而言，審計質量是審計行業(yè)存在的基礎，如果沒有公眾的信任，審計沒有存在的價值[11]。但事務所作為自主經營、自負盈虧的市場競爭主體，利潤最大化的經營目標和審計質量為導向的社會責任目標之間必然存在沖突和權衡。在事務所行為模式的形成過程中，如果事務所過度追求利潤最大化的經營目標，事務所員工的行為模式必然是重商業(yè)利益，輕審計質量。這種行為模式會在審計客戶的接受與保持、審計業(yè)務的實施以及審計報告的出具等各個方面對審計質量產生負面影響。其次，在具體的審計行為，比如控制測試和實質性測試程序的執(zhí)行過程中，通過相互觀察和交流形成的行為模式可能存在有缺陷的程序實施方式，一旦這種行為模式傳播開來，必然系統(tǒng)性的對審計質量產生負面影響。當事務所出現一次審計失敗的時候，很可能意味著事務所的審計質量已經受到這種行為模式的系統(tǒng)影響，即事務所的審計質量存在傳染效應。基于上述分析，提出以下假設：

H1：發(fā)生審計失敗的事務所的審計質量系統(tǒng)性低于未發(fā)生審計失敗事務所的審計質量，即事務所的審計質量存在傳染效應。

相對于小規(guī)模事務所而言，大規(guī)模事務所在人力培訓方面投入更多的資源，具有更強的發(fā)現錯報的能力，能夠提供高質量的審計服務，有助于及時發(fā)現審計業(yè)務流程中的缺陷并予以糾正，因而，大規(guī)模事務所能夠抑制審計質量傳染效應的發(fā)生[12]。然而大規(guī)模事務所為了實現更高的生產效率，往往根據技能水平對員工進行更為精細的劃分，實現更高層次的勞動分工[13]。這必然使得在大型組織中存在的組織分工精細、部門和崗位眾多、管理層次多、組織高聳、命令鏈長、規(guī)章制度多、規(guī)范化強、復雜性高等典型特征出現在大規(guī)模事務所內部[14]。這些特征的存在降低了大規(guī)模事務所及時發(fā)現審計業(yè)務流程中存在的缺陷并予以糾正的能力。同時，大規(guī)模事務所在監(jiān)督審計師個人行為方面相對小規(guī)模事務所具有比較優(yōu)勢，這導致大規(guī)模事務所中的員工更容易機械地執(zhí)行審計業(yè)務流程，降低了發(fā)現審計業(yè)務流程缺陷的主動性[15]。大規(guī)模事務所能否抑制審計質量的傳染效應或者是存在更強的審計質量傳染效應是一個經驗性命題。基于上述分析，提出以下假設：

H2：在其他條件相同的情況下，大規(guī)模事務所比小規(guī)模事務所具有更強的審計質量傳染效應。

行業(yè)專長是會計師事務所采取的差異化競爭戰(zhàn)略的一種方式。發(fā)展行業(yè)專長給事務所帶來兩方面的影響。一方面，行業(yè)專長事務所的客戶多集中于少數行業(yè)，因而客戶會擔心其專有知識可能會通過事務所傳遞給同一行業(yè)內的競爭對手，為了防止這種情形的發(fā)生，同一行業(yè)內的客戶會避免雇傭與競爭對手相同的審計師。從事務所視角來看，這會導致其客戶的流失[7]。為了保持客戶的需要，行業(yè)專長事務所會采取措施盡可能降低項目組之間的信息傳播，降低客戶對自身商業(yè)機密信息被競爭對手獲取的擔心。這種措施同時會避免項目組之間行為模式的傳播，將對審計質量產生負面影響的行為模式阻擋在項目組內部，即降低了審計質量的傳染效應。另一方面，行業(yè)專長事務所擁有大量具有行業(yè)特定知識的員工。具有行業(yè)專門知識的員工在解決與該行業(yè)有關的審計問題時變得非常熟練[4]。Owhoso等的研究表明行業(yè)經驗豐富的審計師能夠更好地在其行業(yè)專長領域發(fā)現錯誤 [16]。OKeefe等則發(fā)現行業(yè)專長審計師能夠更加有效地遵守審計準則 [17]。這使得行業(yè)專長事務所的員工能夠更加及時地發(fā)現業(yè)務流程中存在的缺陷并予以及時修正，進而降低審計質量的傳染效應。基于上述分析，提出以下假設：

H3：在其他條件相同的情況下，相對于非行業(yè)專長事務所，行業(yè)專長事務所能夠有效抑制審計質量傳染效應的發(fā)生。

四、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

選取2002～2012年所有A股主板上市公司為初始樣本，剔除金融保險業(yè)和數據缺失的公司，同時為了避免已審計財務報告存在重大錯報公司對傳染效應的影響，在根據其對樣本進行分組后，還剔除了初始樣本中財務報告存在重大錯報的公司，最終得到12023個年度觀察值。研究數據中，上市公司重大錯報數據和審計收費數據來自CSMAR數據庫，其他數據均來自WIND數據庫。

（二）模型設定與變量定義

借鑒Francis等[3]的研究，構建如下模型：

DA=β0+β1MS+β2Big10+β3SPE+β4MS×

Big10+β5MS×SPE+β6SOE+β7Size+

β8VOLCFO+β9VOLREV+β10BETA+

β11LEV+β12BM+β13Loss+

β14Opinion+∑β×IND+ε（1）

1.被解釋變量。被解釋變量為審計質量以操控性應計利潤DA作為審計質量的代理變量。黃梅和夏新平[18]、劉峰和王兵[19]認為，修正瓊斯模型盈余管理的檢驗能力表現更佳。因此，本文利用修正瓊斯模型得到的操控性應計對研究假設予以驗證。

2.解釋變量。以國泰安上市公司違規(guī)信息數據中存在虛構利潤、虛列資產或者虛假記載（誤導性陳述）等重大錯報情形之一，作為該上市公司主審會計師事務所出現審計失敗的代理變量，以MS表示該變量。如果某會計師事務所被發(fā)現其已審計財務報告存在重大錯報，則該年度由該事務所審計的所有上市公司被標記為一組，MS取1，其他上市公司為對照組，MS取0。

BIG10為會計師事務所規(guī)模變量，事務所為十大時取1，非十大時取0。SPE為行業(yè)專長。借鑒Zeff and Fossum的計算方法[20]，采用特定審計師在某一行業(yè)中的客戶數值占全部審計師在該行業(yè)的客戶數值來衡量審計師行業(yè)專長，具體計算公式如下：

SPEik=∑Jikj=1ASSETSijk/∑Iki=1∑Jikj=1ASSETSijk（2）

公式（2）中，SPEik為i審計師在k行業(yè)中的市場份額；∑Jiki=1ASSETSijk代表i審計師所在k行業(yè)以某一指標計算的客戶數值之和，本文中該客戶數值分別為總資產平方根之和；∑Iki=1∑Jiki=1ASSETSijk代表k行業(yè)全部客戶數值之和。借鑒蔡春和鮮文鐸[21]的做法，當該值大于10%時，SPE取1，否則取0。

3.控制變量。

SOE表示最終控制人性質，最終控制人性質為國有時取1，否則取0；Size為客戶規(guī)模，以客戶總資產的對數表示；CFO為經營活動產生的現金流量凈額除以上年末總資產；VOLCFO為最近三年經濟活動產生現金流量的標準差；VOLREV為最近三年營業(yè)收入的標準差；BEITA為貝塔系數，采用普通周收益率、以滬深300為標的指數、剔除財務杠桿的方式直接從WIND數據庫取得；LEV為資產負債率；BM為賬市比；Loss為損失變量，當該年度凈利潤小于零時取1，凈利潤大于0時取0；Opinion為審計意見，當審計意見類型為標準無保留審計意見時取1，否則取0。

五、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

首先對變量進行相關性分析（限于篇幅，結果未列示）。結果表明，被解釋變量DA與解釋變量MS在1%的顯著性水平上正相關，說明存在重大錯報情形的會計師事務所的審計質量顯著低于不存在重大錯報情形的會計師事務所的審計質量，即會計師事務所的審計質量存在傳染效應，這與假設1的預期相一致。

其次，分別根據重大錯報變量MS與事務所規(guī)模和行業(yè)專長的交乘項進行了單變量分析，結果如表1所示。結果表明，存在重大錯報情形的大規(guī)模事務所審計的上市公司的可操控性應計均值為0.0692，其他事務所審計的上市公司均值為0.0705，結果表明大規(guī)模事務所能夠抑制低質量審計傳染效應的發(fā)生，這與Francis等[3]的結論一致，與假設2相反，但二者的差異沒有通過顯著性檢驗。存在重大錯報情形的行業(yè)專長事務所審計的上市公司的可操控性應計均值為0.0522，其他事務所審計的上市公司均值為0.0707，結果表明行業(yè)專長事務所能夠抑制審計質量傳染效應，而且二者的差異在1%的水平上顯著，這與假設3一致。但其他因素也可能會對審計質量產生影響，因此，更可靠的結論還需要在控制其他因素的前提下進行多元回歸分析。

表1 單變量分析結果

Penal A

MS×Big10=0

均值

MS×Big10=1

均值

均值差異

DA

13079

0.0705

4830

0.0692

0.0013

MS

14752

0.573

5156

1

-0.4275***

SPE

14752

0.0209

5156

0.0834

-0.0625***

SOE

11150

0.414

4264

0.393

0.0213**

Size

14734

21.16

5149

21.41

-0.2515***

VOLCFO

12480

2.800e+08

4638

3.400e+08

-5.4e+07***

VOLREV

12466

9.900e+08

4645

1.100e+09

-1.5e+08***

BETA

11687

0.500

4209

0.552

-0.0512***

LEV

14733

0.490

5149

0.453

0.0373***

BM

10196

0.596

3634

0.556

0.0400***

Loss

14752

0.0813

5156

0.0605

0.0208***

Opinion

14752

0.770

5156

0.807

-0.0372***

Penal B

MS×SPE=0

均值

MS×SPE=1

均值

均值差異

DA

17431

0.0707

478

0.0522

0.0185***

MS

19344

0.674

564

1

-0.3260***

Big10

19344

0.325

564

0.762

-0.4378***

SOE

14931

0.410

483

0.360

0.0496**

Size

19321

21.21

562

21.68

-0.4678***

VOLCFO

16614

2.900e+08

504

4.400e+08

-1.5e+08***

VOLREV

16607

1.000e+09

504

1.200e+09

-2.1e+08*

BETA

15405

0.515

491

0.481

0.0335***

LEV

19320

0.480

562

0.482

-0.00160

BM

13427

0.585

403

0.607

-0.0215

Loss

19344

0.0765

564

0.0550

0.0215*

Opinion

19344

0.777

564

0.860

-0.0824*** 注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著。

（二）基本多元回歸分析

表2為基本多元回歸分析的結果。在第一組回歸結果中，無論是否控制行業(yè)效應，MS的系數均為0.004，且在1%的水平上顯著，表明由存在重大錯報情形的會計師事務所審計上市公司的審計質量顯著低于其他會計師事務所的審計質量，即會計師事務所審計質量存在傳染效應。

在第二組回歸結果中，加入MS與Big10的交乘項后，MS的系數雖然仍然與預期方向一致，但是變得不再顯著，而MS×Big10的系數在不控制和控制行業(yè)效應的情形下分別為0.008和0.006，且分別在1%和5%的水平上顯著，表明會計師事務所審計質量的傳染效應主要是大規(guī)模事務所導致的。但該結論與Francis[3]大規(guī)模事務所的業(yè)務分所能夠抑制審計質量傳染效應的結論不一致，表明在事務所層面和業(yè)務分所層面規(guī)模對于審計質量傳染效應的影響存在不同的作用機理，還需要進一步對其進行研究。

在第三組回歸結果中，加入MS與SPE的交乘項后，無論是否控制行業(yè)效應，MS的系數均為0.004，且均在1%的水平上顯著，而MS×SPE的系數盡管其符號在不控制行業(yè)效應的情形下與預期一致，但均未通過顯著性檢驗，表明行業(yè)專長事務所未能抑制審計質量傳染效應。

在第四組回歸結果中，同時加入MS與Big10和SPE的交乘項，MS的系數不再顯著，MS×Big10系數及其顯著性水平與第二組回歸結果基本相同，仍然表明，大規(guī)模事務所的審計質量存在傳染效應，且在事務所審計質量傳染效應中占主導地位，MS×SPE的系數符號與預期相符，但顯著性未通過檢驗，表明行業(yè)專長事務所未能抑制審計質量傳染效應。

表2 基本多元回歸分析結果

被解釋變量（1）（2）（3）（4）Big10=0

Big10=1

Big10=0

Big10=1

Sp=0

Sp=1

Sp=0

Sp=1

DA

DA

DA

DA

DA

DA

DA

DA

MS

0.004***

0.004***

0.002

0.002

0.004***

0.004***

0.002

0.002

（3.14）

（3.01）

（1.31）

（1.49）

（3.13）

（2.96）

（1.32）

（1.50）

Big10

-0.006***

-0.006***

-0.012***

-0.011***

-0.006***

-0.006***

-0.012***

-0.011***

（-4.62）

（-4.83）

（-4.92）

（-4.48）

（-4.63）

（-4.83）

（-4.98）

（-4.46）

SPE

-0.017***

-0.009***

-0.017***

-0.009***

-0.015***

-0.010*

-0.011*

-0.006

（-6.53）

（-3.42）

（-6.50）

（-3.41）

（-2.59）

（-1.67）

（-1.77）

（-1.08）

MS×Big10

0.008***

0.006**

0.008***

0.006**

（2.77）

（2.15）

（2.88）

（2.18）

MS×SPE

-0.002

0

-0.007

-0.003

（-0.33）

（0.07）

（-1.11）

（-0.53）

SOE

-0.008***

-0.006***

-0.007***

-0.006***

-0.008***

-0.006***

-0.007***

-0.006***

（-6.44）

（-5.30）

（-6.39）

（-5.27）

（-6.44）

（-5.30）

（-6.40）

（-5.27）

Size

-0.006***

-0.005***

-0.006***

-0.005***

-0.006***

-0.005***

-0.006***

-0.005***

（-8.00）

（-6.53）

（-7.94）

（-6.51）

（-8.00）

（-6.53）

（-7.95）

（-6.51）

VOLCFO

0.000***

0.000***

0.000***

0.000***

0.000***

0.000***

0.000***

0.000***

（16.69）

（14.49）

（16.76）

（14.54）

（16.67）

（14.47）

（16.75）

（14.53）

VOLREV

-0.000***

-0.000***

-0.000***

-0.000***

-0.000***

-0.000***

-0.000***

-0.000***

（-5.70）

（-4.42）

（-5.61）

（-4.33）

（-5.71）

（-4.40）

（-5.65）

（-4.34）

BETA

-0.003

-0.006*

-0.004

-0.006**

-0.003

-0.006*

-0.004

-0.006**

（-1.05）

（-1.92）

（-1.15）

（-1.99）

（-1.05）

（-1.92）

（-1.15）

（-1.98）

LEV

0.028***

0.013***

0.027***

0.013***

0.028***

0.013***

0.028***

0.013***

（5.71）

（2.66）

（5.62）

（2.61）

（5.72）

（2.65）

（5.64）

（2.62）

BM

-0.042***

-0.044***

-0.042***

-0.044***

-0.042***

-0.044***

-0.042***

-0.044***

（-16.76）

（-17.45）

（-16.60）

（-17.32）

（-16.76）

（-17.45）

（-16.57）

（-17.31）

Loss

0.016***

0.018***

0.016***

0.018***

0.016***

0.018***

0.016***

0.018***

（7.07）

（8.01）

（7.07）

（8.00）

（7.07）

（8.01）

（7.07）

（8.00）

Opinion

-0.011***

-0.010***

-0.012***

-0.011***

-0.011***

-0.010***

-0.012***

-0.011***

（-3.31）

（-3.00）

（-3.37）

（-3.04）

（-3.31）

（-3.00）

（-3.37）

（-3.04）

截距

0.224***

0.209***

0.225***

0.210***

0.224***

0.209***

0.225***

0.210***

（13.68）

（12.19）

（13.71）

（12.22）

（13.69）

（12.17）

（13.72）

（12.20）

行業(yè)

控制

控制

控制

控制

樣本規(guī)模

12023

12023

12023

12023

12023

12023

12023

12023

調整R2

0.088

0.110

0.088

0.110

0.088

0.110

0.088

0.110 注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著；括弧中的數字為t值。

（三）分組回歸分析

為了進一步了解事務所規(guī)模和行業(yè)專長對審計質量傳染效應的影響，對樣本進行了分組檢驗，分組檢驗的結果如表3所示。

第一組和第二組分別未控制和控制行業(yè)效應的情形下，對非十大和十大事務所的審計質量傳染效應進行檢驗，結果顯示，非十大事務所組MS的系數為0.002且未通過顯著性檢驗，結果再次表明，小規(guī)模事務所不存在審計質量傳染效應，而十大事務所組MS的系數分別為0.006和0.005，分別在1%和5%的水平上顯著，表明大規(guī)模事務所的審計質量存在較強的傳染效應。

第三組和第四組分別未控制和控制行業(yè)效應的情形下，對非行業(yè)專長和行業(yè)專長事務所的審計質量傳染效應進行檢驗，結果顯示，非行業(yè)專長事務所組MS的系數為0.004，且在1%的水平上顯著，說明非行業(yè)專長事務所的審計質量存在傳染效應，而行業(yè)專長事務所組MS的系數為-0.009，且不顯著，說明行業(yè)專長事務所未能抑制審計質量傳染效應。

表3 分組回歸分析結果

被解釋變量（1）（2）（3）（4）Big10=0

Big10=1

Big10=0

Big10=1

Sp=0

Sp=1

Sp=0

Sp=1

DA

DA

DA

DA

DA

DA

DA

DA

MS

0.002

0.006***

0.002

0.005**

0.004***

-0.009

0.004***

-0.001

（1.10）

（2.64）

（1.32）

（2.14）

（3.16）

（-1.33）

（2.97）

（-0.12）

SPE

-0.015**

-0.015***

-0.002

-0.009***

（-2.49）

（-5.22）

（-0.30）

（-2.85）

Big10

-0.006***

0.001

-0.006***

-0.003

（-4.72）

（0.09）

（-4.81）

（-0.36）

SOE

-0.008***

-0.006***

-0.006***

-0.005***

-0.008***

-0.001

-0.007***

0.001

（-5.41）

（-3.20）

（-4.42）

（-2.77）

（-6.60）

（-0.15）

（-5.50）

（0.27）

Size

-0.007***

-0.008***

-0.006***

-0.007***

-0.006***

-0.013***

-0.005***

-0.011***

（-6.47）

（-6.16）

（-5.25）

（-5.35）

（-7.44）

（-4.40）

（-6.18）

（-3.13）

VOLCFO

0.000***

0.000***

0.000***

0.000***

0.000***

0.000***

0.000***

0.000***

（12.73）

（11.00）

（10.88）

（9.89）

（16.08）

（5.45）

（13.87）

（4.77）

VOLREV

-0.000***

-0.000***

-0.000**

-0.000***

-0.000***

0

-0.000***

-0.000*

（-3.65）

（-3.81）

（-2.41）

（-3.30）

（-5.60）

（-0.52）

（-4.17）

（-1.87）

BETA

-0.005

-0.005

-0.007*

-0.007

-0.004

0.021

-0.007**

0.022

（-1.09）

（-1.03）

（-1.71）

（-1.39）

（-1.28）

（1.36）

（-2.12）

（1.57）

LEV

0.025***

0.025***

0.011*

0.0130

0.027***

0.042**

0.012**

0.044**

（4.04）

（3.10）

（1.79）

（1.51）

（5.42）

（2.43）

（2.41）

（2.02）

BM

-0.042***

-0.039***

-0.045***

-0.039***

-0.043***

-0.005

-0.045***

-0.011

（-13.49）

（-9.00）

（-14.43）

（-8.82）

（-16.73）

（-0.49）

（-17.39）

（-0.91）

Loss

0.017***

0.016***

0.018***

0.018***

0.015***

0.024**

0.017***

0.029**

（6.22）

（4.13）

（6.64）

（4.82）

（6.88）

（1.99）

（7.74）

（2.36）

Opinion

-0.010**

-0.017**

-0.008**

-0.019***

-0.011***

-0.015

-0.011***

-0.014

（-2.50）

（-2.39）

（-1.97）

（-2.73）

（-3.31）

（-0.61）

（-3.01）

（-0.55）

截距

0.237***

0.249***

0.218***

0.244***

0.221***

0.331***

0.208***

0.295***

（10.55）

（9.86）

（9.34）

（8.95）

（12.98）

（4.82）

（11.72）

（4.06）

行業(yè)

控制

控制

控制

控制

樣本規(guī)模

7771

4252

7771

4252

11609

414

11609

414

調整R2

0.100

0.086

0.124

0.102

0.087

0.087

0.109

0.125 注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著；括弧中的數字為t值。

（四）Heckman兩階段回歸分析

上市公司選擇事務所進行審計和事務所選擇客戶是一個雙向的選擇過程，這種選擇過程會各自遵循一定的標準，最終使得事務所選擇表現出一種傾向性，即低質量會計師事務所選擇低信息質量的企業(yè)，反過來低信息質量的企業(yè)選擇低質量會計師事務所，進而使事務所的審計質量呈現出偽傳染效應。為了控制事務所自選擇問題帶來的影響，本文進行了Heckman兩階段回歸分析。

第一階段，借鑒Chaney等[23]、陳小林等[24]的研究，構建如下客戶重大錯報概率模型：

Probit（MS=1）=β0+β1DUAL+β2INDE+

β3Big10+β4SPE+β5Size+β6ROA+

β7CURR+β8QUIK+β9LEV+

β10Loss+∑β×IND（3）

其中，DUAL表示上市公司董事長和總經理是否兩職合一，兩職合一時取1，否則取0；INDE表示上市公司董事會成員中獨立董事所占的比重；ROA為總資產報酬率；CURR為流動資產占總資產的比重；QUIK為流動比率。其他變量含義同前。

根據模型（3）的預測結果計算逆米爾斯比Lambda；第二階段，將第一階段得到的逆米爾斯比Lambda放入到模型（1）中作為控制變量進行重新回歸，控制事務所選擇帶來的內生性問題，第二階段回歸結果如表4所示。

結果顯示，在所有模型中，Lambda的系數均在1%的水平上顯著，說明Heckman兩階段回歸分析對事務所自選擇帶來的內生性問題進行了有效控制。控制住自選擇問題后，MS的系數均不再顯著，說明事務所審計質量的傳染效應可能是事務所自選擇問題導致的，但MS×Big10的系數在控制住自選擇問題后，無論是否考慮行業(yè)效應，均顯著大于零，表明大規(guī)模事務所確實存在審計質量的傳染效應，與假設2一致。而MS×SPE的系數方向雖然為負，與預期方向一致，但顯著性均未通過檢驗，表明行業(yè)專長事務所未能有效抑制審計質量的傳染效應，假設3未能得到支持。

表4 Heckman兩階段回歸分析結果

被解釋變量（1）（2）（3）（4）Big10=0

Big10=1

Big10=0

Big10=1

Sp=0

Sp=1

Sp=0

Sp=1

DA

DA

DA

DA

DA

DA

DA

DA

MS

0.002

0.001

0

0

0.002

0.001

0

0

（1.23）

（1.09）

（-0.19）

（-0.15）

（1.32）

（1.06）

（-0.18）

（-0.14）

Big10

-0.025***

-0.029***

-0.031***

-0.034***

-0.025***

-0.029***

-0.032***

-0.034***

（-13.43）

（-15.68）

（-11.22）

（-11.51）

（-13.44）

（-15.68）

（-11.20）

（-11.39）

SPE

-0.025***

-0.024***

-0.025***

-0.024***

-0.020***

-0.025***

-0.015***

-0.022***

（-9.47）

（-7.27）

（-9.40）

（-7.26）

（-3.51）

（-3.23）

（-2.64）

（-2.72）

MS×Big10

0.007***

0.006**

0.008***

0.006**

（2.59）

（2.14）

（2.82）

（2.16）

MS×SPE

-0.006

0.001

-0.011*

-0.003

（-0.99）

（0.16）

（-1.75）

（-0.32）

SOE

-0.004***

-0.003**

-0.004***

-0.003**

-0.004***

-0.003**

-0.004***

-0.003**

（-3.70）

（-2.52）

（-3.65）

（-2.48）

（-3.72）

（-2.52）

（-3.67）

（-2.49）

VOLCFO

0.000***

0.000***

0.000***

0.000***

0.000***

0.000***

0.000***

0.000***

（16.13）

（17.96）

（16.20）

（18.07）

（16.11）

（17.95）

（16.19）

（18.05）

VOLREV

-0.000***

-0.000***

-0.000***

-0.000***

-0.000***

-0.000***

-0.000***

-0.000***

（-6.18）

（-5.09）

（-6.09）

（-4.98）

（-6.21）

（-5.07）

（-6.15）

（-4.99）

BETA

-0.002

-0.003

-0.003

-0.004

-0.002

-0.003

-0.003

-0.004

（-0.74）

（-1.22）

（-0.83）

（-1.31）

（-0.72）

（-1.23）

（-0.82）

（-1.31）

LEV

0.040***

0.031***

0.040***

0.031***

0.040***

0.031***

0.040***

0.031***

（8.38）

（7.11）

（8.29）

（7.05）

（8.40）

（7.11）

（8.32）

（7.05）

BM

-0.037***

-0.037***

-0.037***

-0.036***

-0.037***

-0.037***

-0.037***

-0.036***

（-14.32）

（-14.47）

（-14.20）

（-14.39）

（-14.31）

（-14.47）

（-14.17）

（-14.39）

Loss

0.019***

0.022***

0.019***

0.022***

0.019***

0.022***

0.019***

0.022***

（8.53）

（9.73）

（8.53）

（9.73）

（8.53）

（9.73）

（8.52）

（9.73）

Opinion

-0.011***

-0.008**

-0.011***

-0.009**

-0.010***

-0.008**

-0.011***

-0.009***

（-3.09）

（-2.53）

（-3.14）

（-2.58）

（-3.08）

（-2.53）

（-3.14）

（-2.58）

Lambda

-0.101***

-0.123***

-0.100***

-0.123***

-0.101***

-0.123***

-0.101***

-0.123***

（-15.13）

（-17.20）

（-15.08）

（-17.18）

（-15.13）

（-17.19）

（-15.09）

（-17.16）

截距

0.131***

0.111***

0.132***

0.112***

0.131***

0.111***

0.132***

0.112***

（7.47）

（6.11）

（7.51）

（6.16）

（7.47）

（6.11）

（7.52）

（6.15）

行業(yè)

控制

控制

控制

控制

樣本規(guī)模

11692

11692

11692

11692

11692

11692

11692

11692

調整R2

0.105

0.130

0.105

0.130

0.105

0.130

0.105

0.130 注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著；Lambda為逆米爾斯比率 ；括弧中的數字為t值。

（五）進一步分析和穩(wěn)健性檢驗

大規(guī)模事務所也可能采取行業(yè)專長戰(zhàn)略以獲取市場競爭優(yōu)勢，為了進一步考察行業(yè)專長大規(guī)模事務所與其他事務所相比，是具有更強的審計質量傳染效應還是能夠抑制審計質量傳染效應的發(fā)生，本文進一步在模型中加入重大錯報、事務所規(guī)模和行業(yè)專長變量的交乘項，對模型（1）重新進行回歸（限于篇幅，結果未列示），結果表明，行業(yè)專長大規(guī)模事務所與其他類型事務所相比，既未表現出更強的審計質量傳染效應，也未能抑制審計質量傳染效應的發(fā)生。

為了保證結果的可靠性，還進行了穩(wěn)健性檢驗（限于篇幅，結果未列示）。首先，用基本瓊斯模型計算得到的可操控性應計替代修正瓊斯模型計算得到的可操控性應計，對模型（1）進行重新回歸。其次，利用基本瓊斯模型得到的可操控性應計進行了分組回歸檢驗，結果表明結論基本保持不變。

六、結論與建議

會計師事務所作為信息生產加工的一個環(huán)節(jié)，其特征必然會對信息質量產生影響。研究發(fā)現，會計師事務所的審計質量存在傳染效應，但該傳染效應可能受到事務所選擇的影響；大規(guī)模事務所在審計質量傳染效應中占據主導地位；行業(yè)專長事務所未能對審計質量的傳染效應發(fā)揮明顯的抑制作用。

事務所規(guī)模的擴大，也會使得事務所內部管理流程復雜化，從而使得其業(yè)務流程中的缺陷難以被及時發(fā)現并糾正，導致大規(guī)模事務所的審計質量存在較強的傳染效應。在對審計行業(yè)進行監(jiān)管的過程中，應當特別關注出現審計失敗的大規(guī)模事務所的審計質量，考察其審計業(yè)務流程是否存在影響審計質量的重要缺陷。同時，大規(guī)模事務所應當強化對業(yè)務質量控制系統(tǒng)的監(jiān)督，以及時發(fā)現缺陷，避免審計質量傳染效應的發(fā)生。

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（責任編輯：漆玲瓊）