一个审计市场集中度与审计质量相关性的新发现
一、引言http://wwW.LWlm.cOM
20世纪80年代，我国正式恢复了独立审计制度，随后相应法规、准则陆续出台。尤其2006年2月15日财政部48项新审计准则的正式发布更具划时代意义，它标志着我国建立了一套适应市场经济发展要求、顺应国际趋同的新准则体系。然而国内外不断上演的舞弊丑闻使得人们再一次将目光聚焦向会计信息质量，审计作为一种监督方式与信息传递，对投资者非常关键，但低质量的会计信息和违规披露等无疑蒙蔽和欺骗了投资者。研究我国上市公司审计市场结构呈现的型态、特点进而提升审计质量显得迫切而急需，虽然学者对此已有一定研究，但大多数是对我国审计市场结构的简单分析，实证研究选取的指标口径不一，且质量不高，研究涉及的时间范围较短，多数研究是对某一年的截面数据进行分析，导致审计市场结构的趋势问题无法得到有效观测。针对我国上市公司审计市场集中度不断提高，审计质量问题却并未得到明显改善的问题，笔者拟扩大样本量，深入探究我国审计市场结构与审计质量的关系，以期完善我国审计市场、提高审计质量。 二、主要文献回顾 从以上研究可以看出，多数学者的结论是我国的审计市场集中度偏低，并认为我国有必要建立寡占型的审计市场；但也有学者对此提出质疑，认为有待进一步论证。那么提高我国审计市场集中度是否真的有利于提高我国审计质量，我国是否有必要在政府的推动下建立寡占型的审计市场？针对学者们选择测算指标的随意性较大，导致分析结果不具可比性以及时间跨度小的问题，本文对指标进行了综合并扩大了样本量，以期探究我国审计市场集中度与审计质量的客观关系。 三、样本数据和研究假设 （一）样本的选择 市场集中度是指行业中规模最大的前几位企业的有关数值（资产额、销售额、客户数等）占整个行业的份额，集中度主要从在行业中占重要地位的大企业的角度反映整个行业的市场结构，能反映出市场的垄断及其竞争情况，是分析行业发展程度和竞争环境的一个重要指标。审计市场集中度的计算公式为：CRn=■Xi / ■Xi
其中，N表示市场中涉及的事务所总数，n表示排名前n位的事务所数目，Xi为第i个事务所的有关数值。统计的数据可以是事务所客户个数、事务所客户拥有资产数、事务所年收入、销售量、职工人数等。目前，关于市场集中度的分类，国际上较普遍的方法是“贝恩分类法”（CRn），即选取行业内最大的几家企业按照某种指标统计出的市场占有率，若市场集中度CR4<30（即前四大企业的市场份额之和小于30%）或CR8<40，则该行业属于竞争类型；而若CR4不小于30或CR8不小于40，则该行业处于寡占型的发展阶段，CR8大于70%则是极高寡占型的市场结构。在计算审计市场集中度时，学术界一般用排名前4位（CR4）或前8位（CR8）事务所相关数据来统计。基于可比性原因，本文选取了这几类指标作为审计市场集中度的测算指标，具体数据见表1。 （二）研究假设 国际四大之所以拥有众多的客户及较高的收入，很大原因就在于其拥有极高的声誉及威望，深得投资者的信任和青睐。在我国的证券审计市场上，审计市场高度分散时，各事务所竞争激烈，出于树立良好声誉的考虑事务所会非常谨慎，从而具有较高的审计质量；随着审计集中度的上升，在短时间内，由于事务所规模没有同步上升，会计师事务所由于受到人力资源限制以及注册会计师受到时间及精力的限制，以及可能出现的事务所与企业合谋现象便会带来审计质量的下降，但迫于监管的压力，最终会在一定的低水平上保持稳定。故笔者由此提出第一个假设。 假设1：在我国当前的证券审计市场状态下，随着审计集中度的上升，会带来审计质量的下降，但最终会趋于稳定，同http://wwW.LWlm.cOM时根据客观现实意义，两者之间将呈现右双曲线函数形式。 假设2：新的独立审计准则政策实施后，审计质量将上升。 四、变量的设定与模型 （一）研究变量 1.被解释变量 本文选取非标准意见比率作为审计质量（Y）的替代指标。主要是因为注册会计师出具了非标准无保留意见的审计报告却能说明注册会计师是独立而谨慎的，是高质量审计意见，故其能在一定程度上作为审计质量高低的代表，尽管并非所有标准无保留意见均是高质量的审计；另外一个原因是基于提高本研究的可比性之考虑，因绝大多数学者研究是以非标准意见比率作为审计质量的替代指标展开的。 2.解释变量 3.虚拟变量 考虑到我国注册会计师制度恢复时间较短，各方面制度都处于不断完善的现状，因而笔者加入虚拟变量ZC（新政策的实施）。若当年有新审计政策实施，ZC=1，没有则ZC=0。 （二）模型的设定 为此建立以下模型： Y=a×1/X1+b×1/X4+c×ZC+U （三）实证结果 Y=0.0196/X+0.0159/X4+0.0125×ZC （2.6805）*（2.5576）*（0.9923） R2=0.6958D.W=1.5494 F=11.4386 方程中括号内数值表示参数估计对应的t统计量，*表示对应的参数估计在5%的显著性水平下显著。从上可以看到政策影响因素的系数为正（0.0125），但并不显著，表明在某种程度上，制度的加强有助于审计质量的提高，这与前人研究结论基本一致，说明第二个假设成立；用事务所收入表示的集中度与用客户数表示的集中度对审计质量的影响均显著，整个模型的拟合度较好，说明第一个假设成立，即我国审计市场的审计质量与市场集中度在某种程度上呈右双曲线形式，这说明我国审计市场具有与资本主义国家不同的特性，随着审计市场集中度的上升，会导致非标准意见比率的下降，但最终会趋于稳定。这可能有两方 面的原因：一是由于集中度的上升，导致事务所工作量加大，而事务所的规模却并没有随之加大，注册会计师在时间和精力的约http://wwW.LWlm.cOM束下，造成审计独立性及公允性的下降，从而引起了审计质量的下降；二是与许汉友、杨政（2008）研究结论一致，在我国的特殊市场环境下，上市公司审计的需求主体不够明确，致使审计需求目的在一定程度上出现扭曲，所以高集中度的审计市场并没有达到“帕累托最优”现象，审计质量也没有得到明显的改善。三是随着我国审计制度的进一步完善以及市场的进一步规范，审计市场日趋成熟，上市公司“集体有罪推定”的假设已经不再成立，故而非标准意见比率的下降并不一定代表审计质量的下降。 五、结论 本文通过扩大样本量实证检验了审计质量与审计市场集中度的关系，结果表明从我国审计市场进入正轨以来，审计质量与审计集中度之间整体呈右双曲线函数关系：随着审计市场集中度的上升，审计质量逐渐下降，最终均衡于低水平的平稳。这表明我国的实际状况与国外差异较大，可能的原因在于：首先，我国独立审计的自愿性需求严重不足，从而使注册会计师缺乏提高审计质量的内在经济动力；其次，在我国现有股权结构下，上市公司管理当局事实上集公司决策权、管理权和监督权于一身，而证监会要求上市公司聘请事务所必须经过股东大会批准，上市公司无法形成相应的权力制衡机制，也就扭曲了上市公司对事务所的聘任制度；第三，我国的会计师事务所有限责任制的组织体制也是存在缺陷的。因此我们不能照搬西方国家的经验，期待用政府的权力通过提高审计市场集中度来提高审计质量，而是应在解决了上述几个特有问题的基础上考虑市场集中度的提高问题。