論文導讀:：缺乏有關客戶重要性對審計質量的相關影響的證據分析。著重分析了體制改進、客戶重要性水平與審計質量的關系。我們應該更容易發現客戶對審計質量依賴性方面的消極影響。 論文關鍵詞：客戶重要性，體制改進，審計質量 一、引言 在本文的研究中，我們檢驗了基于事務所水平和個人審計師水平的“客戶經濟上的重要性”、“體制改進”以及“審計質量”這三者之間的關系。問題是在經濟上具有重要性的客戶對審計質量的影響是否依賴于審計體制的環境和分析的層次與水平。很長一段時間以來都存在著這種懷疑：即審計師在其客戶處的財務利益會對他們（她們）的獨立性產生損害，（Mautz and sharaf 1961; AICPA 1987）。安然公司的丑聞，再加上安達信的倒閉已經推動了審計師獨立性這一問題的進一步的前進。先前的研究主要基于對投資者有較好保護的發達市場，對于我國這種相對而言外部環境機制不夠健全的市場，缺乏有關客戶重要性對審計質量的相關影響的證據分析，（例如：Reynolds and Francis 2000）。與發達市場相比，中國市場對投資者提供保障的體制環境通常被視為相對較弱一些工商管理論文，我們應該更容易發現客戶對審計質量依賴性方面的消極影響，(DeAngelo 1981)。 現存的關于客戶重要性的研究大多數是處于事務所水平的研究。關于這個問題，長期以來形成的一致性爭論是:審計署更欣賞層次分析法，而不是基于單純事務所水平的研究，（Francis et al. 1999; Reyholds and Francis 2000）。（Defond and Francis 2005）的研究表明，為了更好的理解審計師的行為，我們應該將層次分析法進一步的向下推進，直到個人審計師水平。由于在中國作為被聘請的審計師，需要在他們（她們）所審計的審計報告上簽字，因此本文是對基于審計師個人水平與事務所水平兩者相比較的分析研究論文格式模板。本文的研究結果證實了我們的主要結論，即個人審計師在審計他們（她們）的關鍵（重要）客戶時，更易妥協，因為后者（客戶）可以通過終止雙方的關系來迫使審計師屈從于他們的意愿（DeAngelo，1981;）從而犧牲他們的獨立性。Ceteris paribus認為對于審計師來講，客戶的規模越大，審計師想要留住顧客的動機就越強，因此審計師就更有可能采取妥協工商管理論文，從而降低了審計質量。 二、研究背景 2001年中國審計市場的一個非常重要的特征是它有激烈的競爭性。這一點不像發達國家經濟中前四大的會計師事務所幾乎審計了大部分的公司。相比較而言，中國審計市場的集中度相對來講還是非常低的。這種買方市場很可能為客戶提供了討價還價的能力，并且還會通過消減經濟利益來給事務所施加壓力（Chen et al. 2007）。更重要的是這里缺乏對較高審計質量的需求。這一切都意味著對重要客戶依賴的問題在中國的市場將會更加明顯。 Chen(2003)曾爭論到，在中國早些年根本沒有法律基礎去支持資本市場的運作與發展，相對于發達市場來說，例如美國，中國會計師事務所面臨的監督力量和訴訟風險在20世紀90年代是非常低的。對審計師違規操作的處罰上比較輕，其處罰措施仍停留在行政處罰水平上。如：公開譴責、警告、罰款、暫停營業執照等。會計師事務所因民事或者刑事責任被告上法庭的是非常少的(Pistor and xu 2005)。從1996年開始，中國政府開始逐步采取措施來改進股票市場的體制環境。這些措施包括國企改制、會計及審計準則以及法律環境的發展完善（1999年7月1日實施的證券法）。雖然這些改進措施的影響也許的確存在，但并沒有引起人們的重視，直到2001年，隨著大量會計造假以及審計失敗的揭露引起公眾的一片嘩然，這時人們才能更能感受到這種機制改進的必要性。 2000年由“鄭百文”事件所引發的，導致大量會計造假事件被揭露出來，直到以具有中國安然事件之稱的“銀廣夏事件”而結束。所有這些事件都涉及盈余操縱或者財務報告造假，但它們都沒有從它們的審計師那里收到任何的非標準審計意見的報告工商管理論文，這其中還包括中國最大的審計師事務所中天勤——銀廣夏的主審單位。這些事件都導致了2001年中國市場的巨大震動，并且由此引發了一場由那些受影響的投資者所發起的一場關于“賠償”的斗爭。這些事件也促使政府加快考慮補救的措施。除此之外真正意義重大的是在2001年監管機構采納了大量公眾強制執行行為，最高法院在2002年1月15日也發布聲明，表示它將接受民事法律案件來抵制證券市場上錯誤的報表陳述。投資者對此也積極響應，當月就涌現了一大批的法律上訴案件論文格式模板。各界都期盼著在中國發生的有關法律和監管環境的變化可以顯著地影響到審計師和審計事務所的行為。在2001年之前，較高的競爭性和較低的法律制裁風險表明市場的力量在抵制大客戶的壓力時相對較弱。因此很多學者的研究都預測客戶重要性對審計質量的影響在這一階段是負相關關系。然而在2001年后，隨著體制環境的改進，審計師及審計事務所面臨的法律和制裁的風險明顯提高。因此導致審計師更加關注由審計失敗所導致的潛在損失，尤其是在涉及大客戶時，可能會取代從大客戶那里獲得的經濟利益。自然而然，在2001年之后這一段期間，重要客戶對審計質量的消極影響會有所下降。 2006年2月15日，財政部發布了新的注冊會計師執業會計、審計準則，此次會計、審計準則變遷是順應我國資本市場快速發展的需要，旨在促進會計、審計質量的提高。該準則于2007年正式頒布實施，目前工商管理論文，新準則已經實施了三年的時間，然而，新準則是否得到了順利的實施，是否提高了會計、審計質量則是本文的主要研究問題。雖然新頒布的會計審計準則都力圖更好地提高會計信息的真實性、可靠性以及審計意見的高質量。但這也產生了一定的消極影響，新會計準則最大的特點是擴大了“公允價值”的使用范圍，雖然新的會計準則也嚴格規定了公允價值的應用條件，但它也不可避免地為盈余管理提供了新的途徑。 三、提出假設 為符合1995年發布的《中國獨立審計準則》第七號文件有關審計報告的規定，中國審計師有義務在審計報告上簽字。兩名審計師必須在審計報告上簽字以明確他們（她們）各自對該份審計報告所負的責任。在實踐中，中國的審計師以他們（她們）在審計報告上的簽字為依據對該份審計報告負責。監管制裁機構如果發現了審計失敗，不僅會處罰會計師事務所，還會對單個的簽字審計師個人進行處罰。 Francis et al.(1999)建議用城市級別的辦事處水平的事務所而不是用事務所總公司作為分析研究審計行為的基本分析單位。因為大客戶的經濟影響對任何一個辦事處水平的事務所來講比對事務所總公司來講都更具重要性。DeFond and Francis (2005) 進一步建議再將分析水平進一步向下劃分，直至個人審計師水平，這將會更有助于提高研究實驗的說服力。雖然有些研究者已經開始檢驗處在合伙水平上審計任期與審計質量的關系（Carey and Simnett 2006; Chen et al.2008）。但本文是第一個檢驗處在“個人審計師水平和事務所辦事處水平”上，通過比較審計環境改進前后兩個階段的變化來研究客戶重要性是如何影響審計質量的。 綜上所訴本文提出如下假設： H0：隨著相關機制的改進，客戶重要性水平對審計質量有重要的影響，但這種影響對事務所水平和個人審計師水平來講是不同的。 H1：客戶重要性水平對個人審計師水平的影響程度相對于事務所水平來講更強一些論文格式模板。即個人審計師對外部機制環境的改變更加敏感。 四、研究方法與實證結果工商管理論文，數據來源與樣本選擇 （一）數據來源與樣本選擇 本文的樣本期間是從1995至2009年，劃分為1995—2000、2001—2006以及2007—2009三個階段。本文從2000與2006年前后發生的有關會計法律、法規重大變革入手，著重分析了體制改進、客戶重要性水平與審計質量的關系。本文的數據包含了三大塊：①相關財務數據和股票市場的信息，我們可以從公開數據如CSMAR數據庫直接獲得。②審計意見和個人審計事務所、地區事務所分所以及簽字的審計師的相關信息，我們可以通過從公開數據和年報中手工收集，以及從證監會發布的有關審計數據的補充信息中獲得。本文從 CSMAR 數據庫找到的有關A股的所有可觀察、可利用的信息來構建我們的樣本（由于金融保險類企業會計做賬的特殊性，樣本剔除了金融保險類企業）。我們在數據樣本中，刪除了缺失審計師信息以及假設信息披露不充分的數據以后，共收集了14150家數據。因此本文的最終樣本量為14150家。 （二）審計質量和客戶重要性水平的度量 國內外很多文獻把審計意見類型與審計質量掛鉤（A.Craswellet al.2002；原紅旗、李海建2003；劉霄侖2003；徐浩萍2004）。因此本文采取審計意見類型來衡量審計質量。非標準審計意見反映了客戶與審計師意見的不一致，在某種程度上，非標準審計意見往往反映了審計師較高的獨立性。即如果某個審計師出具的非標準審計意見越多，非標準審計意見占其全部審計意見的比例越大，則會被認為越獨立、客觀，審計質量越高；如果某年度的非標準審計意見比例提高了，通常也會被認為是審計師的審計質量提高了。我們賦予審計意見（OP）的系數為從0—3，分別代表標準審計意見、加解釋意見段的無保留審計意見、保留意、無法表示意見和否定意見。之所以將無法表示意見和否定意見放到一組工商管理論文，是因為兩者在樣本中數量非常少。 客戶重要性水平的度量方法雖然有多種，如：用審計費用衡量、從某一客戶處的收入比上其所有收入等，本文中，研究用到的數據是從1995開始的，而審計費用的披露是從2000年開始的，所以本文最終采用所審計客戶的總資產的自然對數作為衡量客戶重要性的標準。即用某會計師事務所的某一客戶的總資產的自然對數占事務所所有客戶資產總和的自然對數的百分比來衡量。 （三）模型設定 OP=α0+α1LagOP+α2ROA+α3Loss +α4LnTSAT+α5ARINV+α6Turnover+α7Quick+ α8Leverage+β1CI0+β2CIA

因變量

OP

用審計意見類型代表審計質量

自變量

CI0

用來刻畫某一客戶對事務所的重要性水平

CIA

用來刻畫某一客戶對個人審計師的重要性水平

控制變量

LagOP

前一期的審計意見類型

QUICK

速動比率

ARINV

應收賬款加存貨與總資產的比值表示

LEVERAGE

資產負債率

TURNOVER

用營業收入（銷售收入）比上總資產

ROA

資產回報率

LOSS

被報告年度發生損失位1，否則位0

LNTAST

顧客總資產的自然對數

其中 L:表示審計師K審計的客戶的數量M：表示在審計意見上簽字的審計師的個數 （四）研究結果 （1）1995—2000年與2001—2006年的模型對比 表一：

1995-2000年

2001-2006年

變量

估計系數

T值

Sig.

共線性統量VIF

估計系數

T值

Sig.

共線性統

計量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

樣本量

3242個

6661個

表二：

年份

標準無保留意見*

加意見段的無保留意見

保留意見

無法發表意見及否定意見

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年合計

2644

81.56%

345

10.64%

212

6.539%

41

1.265%

標準審計意見81.56%

非標準審計意見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合計

6050

88.79%

417

6.12%

221

3.24%

126

1.85%

標準審計意見88.79%

非標準審計意見11.21%

（2）2001—2006年與2007—2009年的數據模型對比 表三：

2001-2006年

2007-2009年

變量

估計系數

T值

Sig.

共線性統

量VIF

估計系數

T值

Sig.

共線性統

計量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

樣本量

6661個

4247個

表四：

年份

標準無保留意見*

加意見段的無保留意見

保留意見

無法發表意見及否定意見

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合計

6050

88.79%

417

6.12%

221

3.24%

126

1.85%

標準審計意見88.79%

非標準審計意見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合計

3943

92.84%

219

5.16%

39

0.90%

46

1.08%

標準審計意見92.84%

非標準審計意見7.16%

五、結論分析 對于本文的主要變量CI0和CIA，從表一和表三種我們可以明顯觀察出如下變化： 事務所水平：CI0經歷了由負相關（不顯著）——負相關（不顯著）——負相關（顯著） 審計師水平：CIA經歷了由負相關（不顯著）——正相關(不顯著)——負相關（不顯著） 我們的結論表明，當體制環境對投資者保護較弱時，個人審計師更容易對其在經濟上有重要作用的客戶采取妥協，從而降低了審計質量。毫無疑問在中國，隨著體制環境的改進，將有助于減少發生審計失敗即審計妥協的可能性。表明新頒布的法律法規對審計質量的影響，對個人審計師有非常顯著的影響。但對事務所水平的影響不大，根據研究結論我們可以推知CIA比CI0 更敏感。 表二、四描述了每一年的樣本量以及發表的審計意見的類型論文格式模板。其中由表二可知2000年后一階段與前一階段相比發表標準審計意見的比例由81.56%上升到了88.79%，而發表非標準審計意見的比例則是由18.44%下降到了11.21%。這與我們的期望相矛盾工商管理論文，因為根據我們的假設前提，隨著審計質量的提高，標準審計意見的比例應該呈現下降趨勢，而非標準審計意見的比例應該有所提高。之所以出現這種矛盾的局面，其原因如下：一證監會在2003年新修訂的有關審計報告的相關條款，對持續經營和不確定性問題進行了嚴格的限制，以使其不會影響到審計意見的整體質量。在這種情況下，客戶更愿意接受審計調整（如果審計師要求或者同意），而不是接受添加意見段的無保留審計意見或者其他類型的審計意見。這一點是非常顯而易見的，我們可以從表二中2003年與2004年的數據中得到證實。二，隨著體制的日益改進，相關法律法規對投資者的保護越來越完善，管理層不愿冒風險進行會計造假，從而減少了非標準審計意見的數量，使得標準審計意見的比例有所增加。 從表四中可以得知在2007年實施新的會計、審計準則以后，事務所發表標準無保留意見的比例進一步上升工商管理論文，由88.79%上升至92.84%，而相應的發表非標準審計意見的比例都進一步有所下降。所有這一切都表明審計質量有下降趨勢。但并不能因此就判定新頒布新的各項準則有損于審計質量，之所以出現這種情況，可能一方面是因為頒布的新準則還有許多不足之處，有待進一步的完善。另一方面由于各審計人員對新頒布的各項準則的要求需要有一個適應、熟練的過程。新的準則框架無形中給審計師提出了更高的要求，如果注冊會計師本身并沒有相應的知識和能力的備，就可能會使一些準則的執行落空，引發更為廣泛的注冊會計師執業質量問題。因此在不斷完善各項準則及外部體制的同時，作為審計師的個人還應加強自身各項能力的提高以適應各種變化來提高審計質量。