论文导读:：缺乏有关客户重要性对审计质量的相关影响的证据分析。着重分析了体制改进、客户重要性水平与审计质量的关系。我们应该更容易发现客户对审计质量依赖性方面的消极影响。
论文关键词：客户重要性，体制改进，审计质量
一、引言
在本文的研究中，我们检验了基于事务所水平和个人审计师水平的“客户经济上的重要性”、“体制改进”以及“审计质量”这三者之间的关系。问题是在经济上具有重要性的客户对审计质量的影响是否依赖于审计体制的环境和分析的层次与水平。很长一段时间以来都存在着这种怀疑：即审计师在其客户处的财务利益会对他们（她们）的独立性产生损害，（Mautz and sharaf 1961; AICPA 1987）。安然公司的丑闻，再加上安达信的倒闭已经推动了审计师独立性这一问题的进一步的前进。先前的研究主要基于对投资者有较好保护的发达市场，对于我国这种相对而言外部环境机制不够健全的市场，缺乏有关客户重要性对审计质量的相关影响的证据分析，（例如：Reynolds and Francis 2000）。与发达市场相比，中国市场对投资者提供保障的体制环境通常被视为相对较弱一些工商管理论文，我们应该更容易发现客户对审计质量依赖性方面的消极影响，(DeAngelo 1981)。
现存的关于客户重要性的研究大多数是处于事务所水平的研究。关于这个问题，长期以来形成的一致性争论是:审计署更欣赏层次分析法，而不是基于单纯事务所水平的研究，（Francis et al. 1999; Reyholds and Francis 2000）。（Defond and Francis 2005）的研究表明，为了更好的理解审计师的行为，我们应该将层次分析法进一步的向下推进，直到个人审计师水平。由于在中国作为被聘请的审计师，需要在他们（她们）所审计的审计报告上签字，因此本文是对基于审计师个人水平与事务所水平两者相比较的分析研究论文格式模板。本文的研究结果证实了我们的主要结论，即个人审计师在审计他们（她们）的关键（重要）客户时，更易妥协，因为后者（客户）可以通过终止双方的关系来迫使审计师屈从于他们的意愿（DeAngelo，1981;）从而牺牲他们的独立性。Ceteris paribus认为对于审计师来讲，客户的规模越大，审计师想要留住顾客的动机就越强，因此审计师就更有可能采取妥协工商管理论文，从而降低了审计质量。
二、研究背景
2001年中国审计市场的一个非常重要的特征是它有激烈的竞争性。这一点不像发达国家经济中前四大的会计师事务所几乎审计了大部分的公司。相比较而言，中国审计市场的集中度相对来讲还是非常低的。这种买方市场很可能为客户提供了讨价还价的能力，并且还会通过消减经济利益来给事务所施加压力（Chen et al. 2007）。更重要的是这里缺乏对较高审计质量的需求。这一切都意味着对重要客户依赖的问题在中国的市场将会更加明显。
Chen(2003)曾争论到，在中国早些年根本没有法律基础去支持资本市场的运作与发展，相对于发达市场来说，例如美国，中国会计师事务所面临的监督力量和诉讼风险在20世纪90年代是非常低的。对审计师违规操作的处罚上比较轻，其处罚措施仍停留在行政处罚水平上。如：公开谴责、警告、罚款、暂停营业执照等。会计师事务所因民事或者刑事责任被告上法庭的是非常少的(Pistor and xu 2005)。从1996年开始，中国政府开始逐步采取措施来改进股票市场的体制环境。这些措施包括国企改制、会计及审计准则以及法律环境的发展完善（1999年7月1日实施的证券法）。虽然这些改进措施的影响也许的确存在，但并没有引起人们的重视，直到2001年，随着大量会计造假以及审计失败的揭露引起公众的一片哗然，这时人们才能更能感受到这种机制改进的必要性。
2000年由“郑百文”事件所引发的，导致大量会计造假事件被揭露出来，直到以具有中国安然事件之称的“银广夏事件”而结束。所有这些事件都涉及盈余操纵或者财务报告造假，但它们都没有从它们的审计师那里收到任何的非标准审计意见的报告工商管理论文，这其中还包括中国最大的审计师事务所中天勤——银广夏的主审单位。这些事件都导致了2001年中国市场的巨大震动，并且由此引发了一场由那些受影响的投资者所发起的一场关于“赔偿”的斗争。这些事件也促使政府加快考虑补救的措施。除此之外真正意义重大的是在2001年监管机构采纳了大量公众强制执行行为，最高法院在2002年1月15日也发布声明，表示它将接受民事法律案件来抵制证券市场上错误的报表陈述。投资者对此也积极响应，当月就涌现了一大批的法律上诉案件论文格式模板。各界都期盼着在中国发生的有关法律和监管环境的变化可以显著地影响到审计师和审计事务所的行为。在2001年之前，较高的竞争性和较低的法律制裁风险表明市场的力量在抵制大客户的压力时相对较弱。因此很多学者的研究都预测客户重要性对审计质量的影响在这一阶段是负相关关系。然而在2001年后，随着体制环境的改进，审计师及审计事务所面临的法律和制裁的风险明显提高。因此导致审计师更加关注由审计失败所导致的潜在损失，尤其是在涉及大客户时，可能会取代从大客户那里获得的经济利益。自然而然，在2001年之后这一段期间，重要客户对审计质量的消极影响会有所下降。
2006年2月15日，财政部发布了新的注册会计师执业会计、审计准则，此次会计、审计准则变迁是顺应我国资本市场快速发展的需要，旨在促进会计、审计质量的提高。该准则于2007年正式颁布实施，目前工商管理论文，新准则已经实施了三年的时间，然而，新准则是否得到了顺利的实施，是否提高了会计、审计质量则是本文的主要研究问题。虽然新颁布的会计审计准则都力图更好地提高会计信息的真实性、可靠性以及审计意见的高质量。但这也产生了一定的消极影响，新会计准则最大的特点是扩大了“公允价值”的使用范围，虽然新的会计准则也严格规定了公允价值的应用条件，但它也不可避免地为盈余管理提供了新的途径。
三、提出假设
为符合1995年发布的《中国独立审计准则》第七号文件有关审计报告的规定，中国审计师有义务在审计报告上签字。两名审计师必须在审计报告上签字以明确他们（她们）各自对该份审计报告所负的责任。在实践中，中国的审计师以他们（她们）在审计报告上的签字为依据对该份审计报告负责。监管制裁机构如果发现了审计失败，不仅会处罚会计师事务所，还会对单个的签字审计师个人进行处罚。
Francis et al.(1999)建议用城市级别的办事处水平的事务所而不是用事务所总公司作为分析研究审计行为的基本分析单位。因为大客户的经济影响对任何一个办事处水平的事务所来讲比对事务所总公司来讲都更具重要性。DeFond and Francis (2005) 进一步建议再将分析水平进一步向下划分，直至个人审计师水平，这将会更有助于提高研究实验的说服力。虽然有些研究者已经开始检验处在合伙水平上审计任期与审计质量的关系（Carey and Simnett 2006; Chen et al.2008）。但本文是第一个检验处在“个人审计师水平和事务所办事处水平”上，通过比较审计环境改进前后两个阶段的变化来研究客户重要性是如何影响审计质量的。
综上所诉本文提出如下假设：
H0：随着相关机制的改进，客户重要性水平对审计质量有重要的影响，但这种影响对事务所水平和个人审计师水平来讲是不同的。
H1：客户重要性水平对个人审计师水平的影响程度相对于事务所水平来讲更强一些论文格式模板。即个人审计师对外部机制环境的改变更加敏感。
四、研究方法与实证结果工商管理论文，数据来源与样本选择
（一）数据来源与样本选择
本文的样本期间是从1995至2009年，划分为1995—2000、2001—2006以及2007—2009三个阶段。本文从2000与2006年前后发生的有关会计法律、法规重大变革入手，着重分析了体制改进、客户重要性水平与审计质量的关系。本文的数据包含了三大块：①相关财务数据和股票市场的信息，我们可以从公开数据如CSMAR数据库直接获得。②审计意见和个人审计事务所、地区事务所分所以及签字的审计师的相关信息，我们可以通过从公开数据和年报中手工收集，以及从证监会发布的有关审计数据的补充信息中获得。本文从 CSMAR 数据库找到的有关A股的所有可观察、可利用的信息来构建我们的样本（由于金融保险类企业会计做账的特殊性，样本剔除了金融保险类企业）。我们在数据样本中，删除了缺失审计师信息以及假设信息披露不充分的数据以后，共收集了14150家数据。因此本文的最终样本量为14150家。
（二）审计质量和客户重要性水平的度量
国内外很多文献把审计意见类型与审计质量挂钩（A.Craswellet al.2002；原红旗、李海建2003；刘霄仑2003；徐浩萍2004）。因此本文采取审计意见类型来衡量审计质量。非标准审计意见反映了客户与审计师意见的不一致，在某种程度上，非标准审计意见往往反映了审计师较高的独立性。即如果某个审计师出具的非标准审计意见越多，非标准审计意见占其全部审计意见的比例越大，则会被认为越独立、客观，审计质量越高；如果某年度的非标准审计意见比例提高了，通常也会被认为是审计师的审计质量提高了。我们赋予审计意见（OP）的系数为从0—3，分别代表标准审计意见、加解释意见段的无保留审计意见、保留意、无法表示意见和否定意见。之所以将无法表示意见和否定意见放到一组工商管理论文，是因为两者在样本中数量非常少。
客户重要性水平的度量方法虽然有多种，如：用审计费用衡量、从某一客户处的收入比上其所有收入等，本文中，研究用到的数据是从1995开始的，而审计费用的披露是从2000年开始的，所以本文最终采用所审计客户的总资产的自然对数作为衡量客户重要性的标准。即用某会计师事务所的某一客户的总资产的自然对数占事务所所有客户资产总和的自然对数的百分比来衡量。
（三）模型设定
OP=α0+α1LagOP+α2ROA+α3Loss +α4LnTSAT+α5ARINV+α6Turnover+α7Quick+
α8Leverage+β1CI0+β2CIA
|
因变量 |
OP |
用审计意见类型代表审计质量 |
|
自变量 |
CI0 |
用来刻画某一客户对事务所的重要性水平 |
|
CIA |
用来刻画某一客户对个人审计师的重要性水平 |
|
|
控制变量 |
LagOP |
前一期的审计意见类型 |
|
QUICK |
速动比率 |
|
|
ARINV |
应收账款加存货与总资产的比值表示 |
|
|
LEVERAGE |
资产负债率 |
|
|
TURNOVER |
用营业收入（销售收入）比上总资产 |
|
|
ROA |
资产回报率 |
|
|
LOSS |
被报告年度发生损失位1，否则位0 |
|
|
LNTAST |
顾客总资产的自然对数 |
其中
L:表示审计师K审计的客户的数量M：表示在审计意见上签字的审计师的个数
（四）研究结果
（1）1995—2000年与2001—2006年的模型对比
表一：
|
1995-2000年 |
2001-2006年 |
|||||||
|
变量 |
估计系数 |
T值 |
Sig. |
共线性统量VIF |
估计系数 |
T值 |
Sig. |
共线性统 计量VIF |
|
LagOP |
0.035 |
20.398*** |
0.000 |
1.229 |
0.039 |
51.737*** |
0.000 |
1.259 |
|
ROA |
-0.989 |
-6.01*** |
0.000 |
2.41 |
-1.180 |
-27.708*** |
0.000 |
1.988 |
|
LOSS |
0.037 |
8.203*** |
0.000 |
1.901 |
0.158 |
11.885*** |
0.000 |
1.583 |
|
LNTAST |
0.003 |
0.261 |
0.749 |
1.571 |
0.007 |
1.498 |
0.134 |
1.849 |
|
ARINV |
0.276 |
6.948*** |
0.000 |
1.248 |
0.038 |
3.480*** |
0.001 |
1.360 |
|
TURNOVER |
-0.072 |
-2.967*** |
0.003 |
1.088 |
-0.004 |
-0.601 |
0.548 |
1.065 |
|
QUICK |
0.032 |
4.107*** |
0.000 |
1.379 |
0.006 |
2.724 |
0.006 |
1.074 |
|
LEVERAGE |
0.368 |
5.832*** |
0.000 |
2.205 |
0.078 |
8.686*** |
0.000 |
1.076 |
|
CI0 |
-0.053 |
-0.208 |
0.835 |
1.915 |
-0.047 |
-0.558 |
0.577 |
1.431 |
|
CIA |
-0.008 |
-0.028 |
0.978 |
1.775 |
0.030 |
0.340 |
0.734 |
1.328 |
|
Adj R-Sq |
0.355 |
0.578 |
||||||
|
DW值 |
2.018 |
1.994 |
||||||
|
F值 |
179.284 |
910.865 |
||||||
|
Sig. |
0.000 |
0.000 |
||||||
|
样本量 |
3242个 |
6661个 |
||||||
表二：
|
年份 |
标准无保留意见* |
加意见段的无保留意见 |
保留意见 |
无法发表意见及否定意见 |
||||
|
1995 |
230 |
87.45% |
4 |
1.521% |
29 |
11.03% |
0 |
0% |
|
1996 |
249 |
85.57% |
20 |
6.873% |
21 |
7.217% |
1 |
0.343% |
|
1997 |
398 |
84.68% |
38 |
8.086% |
32 |
6.809% |
2 |
0.426% |
|
1998 |
520 |
80.25% |
83 |
12.81% |
33 |
5.093% |
12 |
1.852% |
|
1999 |
563 |
77.55% |
101 |
13.91% |
49 |
6.749% |
13 |
1.791% |
|
2000 |
684 |
81.04% |
99 |
11.73% |
48 |
5.687% |
13 |
1.540% |
|
1995-2000年合计 |
2644 |
81.56% |
345 |
10.64% |
212 |
6.539% |
41 |
1.265% |
|
|
标准审计意见81.56% |
非标准审计意见18.44% |
||||||
|
2001 |
834 |
85.89% |
80 |
8.23% |
39 |
4.02% |
18 |
1.85% |
|
2002 |
916 |
87.07% |
87 |
8.27% |
34 |
3.23% |
15 |
1.43% |
|
2003 |
1039 |
91.87% |
52 |
4.60% |
21 |
1.86% |
19 |
1.68% |
|
2004 |
1024 |
97.62% |
56 |
5.34% |
44 |
4.20% |
25 |
2.38% |
|
2005 |
1089 |
88.32% |
68 |
5.51% |
50 |
4.06% |
26 |
2.12% |
|
2006 |
1148 |
89.83% |
74 |
5.79% |
33 |
2.58% |
23 |
1.80% |
|
2001-2006合计 |
6050 |
88.79% |
417 |
6.12% |
221 |
3.24% |
126 |
1.85% |
|
|
标准审计意见88.79% |
非标准审计意见11.21% |
||||||
（2）2001—2006年与2007—2009年的数据模型对比
表三：
|
2001-2006年 |
2007-2009年 |
|||||||
|
变量 |
估计系数 |
T值 |
Sig. |
共线性统 量VIF |
估计系数 |
T值 |
Sig. |
共线性统 计量VIF |
|
LagOP |
0.039 |
51.737*** |
0.000 |
1.259 |
0.548 |
48.584*** |
0.000 |
1.212 |
|
ROA |
-1.180 |
-27.708*** |
0.000 |
1.988 |
-0.009 |
-2.826*** |
0.005 |
1.050 |
|
LOSS |
0.158 |
11.885*** |
0.000 |
1.583 |
0.267 |
18.591*** |
0.000 |
1.089 |
|
LNTAST |
0.007 |
1.498 |
0.134 |
1.849 |
-0.015 |
-3.570*** |
0.000 |
1.381 |
|
ARINV |
0.038 |
3.480*** |
0.001 |
1.360 |
-0.013 |
-0.971 |
0.359 |
1.034 |
|
TURNOVER |
-0.004 |
-0.601 |
0.548 |
1.065 |
-0.018 |
-2.306*** |
0.021 |
1.032 |
|
QUICK |
0.006 |
2.724 |
0.006 |
1.074 |
-.006 |
-2.383*** |
0.017 |
1.060 |
|
LEVERAGE |
0.078 |
8.686*** |
0.000 |
1.076 |
-.003 |
2.414*** |
0.016 |
1.162 |
|
CI0 |
-0.047 |
-0.558 |
0.577 |
1.431 |
-0.149 |
-2.290*** |
0.022 |
1.142 |
|
CIA |
0.030 |
0.340 |
0.734 |
1.328 |
-0.035 |
-0.521 |
0.603 |
1.085 |
|
Adj R-Sq |
0.578 |
0.486 |
||||||
|
DW值 |
1.994 |
1.983 |
||||||
|
F值 |
910.865 |
405.059 |
||||||
|
Sig. |
0.000 |
0.000 |
||||||
|
样本量 |
6661个 |
4247个 |
||||||
表四：
|
年份 |
标准无保留意见* |
加意见段的无保留意见 |
保留意见 |
无法发表意见及否定意见 |
||||
|
2001 |
834 |
85.89% |
80 |
8.23% |
39 |
4.02% |
18 |
1.85% |
|
2002 |
916 |
87.07% |
87 |
8.27% |
34 |
3.23% |
15 |
1.43% |
|
2003 |
1039 |
91.87% |
52 |
4.60% |
21 |
1.86% |
19 |
1.68% |
|
2004 |
1024 |
97.62% |
56 |
5.34% |
44 |
4.20% |
25 |
2.38% |
|
2005 |
1089 |
88.32% |
68 |
5.51% |
50 |
4.06% |
26 |
2.12% |
|
2006 |
1148 |
89.83% |
74 |
5.79% |
33 |
2.58% |
23 |
1.80% |
|
01-06合计 |
6050 |
88.79% |
417 |
6.12% |
221 |
3.24% |
126 |
1.85% |
|
|
标准审计意见88.79% |
非标准审计意见11.21% |
||||||
|
2007 |
1226 |
92.25% |
79 |
5.94% |
12 |
0.90% |
12 |
0.90% |
|
2008 |
1350 |
93.17% |
68 |
4.70% |
14 |
1.93% |
17 |
1.17% |
|
2009 |
1367 |
93.06% |
72 |
4.90% |
13 |
0.89% |
17 |
1.16% |
|
07-09合计 |
3943 |
92.84% |
219 |
5.16% |
39 |
0.90% |
46 |
1.08% |
|
|
标准审计意见92.84% |
非标准审计意见7.16% |
||||||
五、结论分析
对于本文的主要变量CI0和CIA，从表一和表三种我们可以明显观察出如下变化：
事务所水平：CI0经历了由负相关（不显著）——负相关（不显著）——负相关（显著）
审计师水平：CIA经历了由负相关（不显著）——正相关(不显著)——负相关（不显著）
我们的结论表明，当体制环境对投资者保护较弱时，个人审计师更容易对其在经济上有重要作用的客户采取妥协，从而降低了审计质量。毫无疑问在中国，随着体制环境的改进，将有助于减少发生审计失败即审计妥协的可能性。表明新颁布的法律法规对审计质量的影响，对个人审计师有非常显著的影响。但对事务所水平的影响不大，根据研究结论我们可以推知CIA比CI0 更敏感。
表二、四描述了每一年的样本量以及发表的审计意见的类型论文格式模板。其中由表二可知2000年后一阶段与前一阶段相比发表标准审计意见的比例由81.56%上升到了88.79%，而发表非标准审计意见的比例则是由18.44%下降到了11.21%。这与我们的期望相矛盾工商管理论文，因为根据我们的假设前提，随着审计质量的提高，标准审计意见的比例应该呈现下降趋势，而非标准审计意见的比例应该有所提高。之所以出现这种矛盾的局面，其原因如下：一证监会在2003年新修订的有关审计报告的相关条款，对持续经营和不确定性问题进行了严格的限制，以使其不会影响到审计意见的整体质量。在这种情况下，客户更愿意接受审计调整（如果审计师要求或者同意），而不是接受添加意见段的无保留审计意见或者其他类型的审计意见。这一点是非常显而易见的，我们可以从表二中2003年与2004年的数据中得到证实。二，随着体制的日益改进，相关法律法规对投资者的保护越来越完善，管理层不愿冒风险进行会计造假，从而减少了非标准审计意见的数量，使得标准审计意见的比例有所增加。
从表四中可以得知在2007年实施新的会计、审计准则以后，事务所发表标准无保留意见的比例进一步上升工商管理论文，由88.79%上升至92.84%，而相应的发表非标准审计意见的比例都进一步有所下降。所有这一切都表明审计质量有下降趋势。但并不能因此就判定新颁布新的各项准则有损于审计质量，之所以出现这种情况，可能一方面是因为颁布的新准则还有许多不足之处，有待进一步的完善。另一方面由于各审计人员对新颁布的各项准则的要求需要有一个适应、熟练的过程。新的准则框架无形中给审计师提出了更高的要求，如果注册会计师本身并没有相应的知识和能力的备，就可能会使一些准则的执行落空，引发更为广泛的注册会计师执业质量问题。因此在不断完善各项准则及外部体制的同时，作为审计师的个人还应加强自身各项能力的提高以适应各种变化来提高审计质量。
