事務所轉制、客戶異質(zhì)性與審計質(zhì)量-審計報告謹慎性視角

事務所轉制、客戶異質(zhì)性與審計質(zhì)量審計報告謹慎性視角

第一節(jié)引言與國外會計師事務所以合伙制為主不同，我國會計師事務所在1999年“脫鉤改制”之后，大多采用有限責任組織形式。但近年來，伴隨著我國證券市場與審計行業(yè)的飛速發(fā)展，有限責任制下的風險控制與擔責機制逐漸成為制約我國注冊會計師行業(yè)做大做強的瓶頸。為緩解這一沖突，財政部、國家工商行政管理總局于2010年7月聯(lián)合下發(fā)了《暫行規(guī)定》，事務所向特殊普通合伙制的轉型就此拉開帷幕。截至2013年底，全國40家具備證券資格的會計師事務所均已成功完成轉型。那么，事務所組織形式的變革究竟會產(chǎn)生何種影響？從特殊普通合伙制的內(nèi)涵來看，轉制給事務所（審計師）帶來的最主要的沖擊是審計師法律責任的變化。盡管已有文獻研究了外部法律責任制度變化對審計質(zhì)量的影響（LauxandNewman，2010），但事務所轉制所帶來的變革與外部法律制度變化不同，它只是調(diào)整了審計師的法律責任強度與事務所的內(nèi)部擔責機制，而外部法律規(guī)范并未發(fā)生實質(zhì)性變化。因此，研究事務所組織形式變革帶來的影響，有別于一般分析法律責任與審計質(zhì)量關系的文獻，其意義更為重要。然而，目前僅有個別文獻從靜態(tài)視角研究了普通合伙制事務所和有限責任公司制事務所在發(fā)表非標準審計意見的概率或影響客戶盈余管理程度方面的差異（Firthetal.，2012；原紅旗和李海建，2003），而且也未取得一致結論。LennoxandLi（2012）通過動態(tài)研究英國的會計師事務所由普通合伙制轉為有限責任合伙制發(fā)現(xiàn)，伴隨法律責任的減輕，并沒有證據(jù)表明事務所的市場份額縮小或審計費用降低。與英國審計市場事務所組織形式的變革不同，我國此次由政府干預推動的事務所組織形式的強制性變遷，是由低法律責任狀態(tài)的有限責任制向高法律責任狀態(tài)的特殊普通合伙組織形式的轉變，這為進一步檢驗事務所轉制帶來的一系列政策效果提供了自然實驗。伴隨著各大中型事務所的相繼轉制，國內(nèi)部分學者比較了轉制和未轉制事務所審計質(zhì)量的差異（聶曼曼等，2014；張俊生和張琳，2014；耿紅娟，2014；陳麗紅等，2015）。比如，WangandDou（2015）研究認為，會計師事務所轉型為特殊普通合伙制后，其所審計客戶公司的正向可操控應計額顯著下降，且在轉制后的第一年發(fā)布非標準審計意見的概率顯著上升。劉行健和王開田（2014）則研究認為在轉制政策出臺的2010年，審計客戶的正向盈余操控行為已有顯著減少，而在轉制前后兩年，轉制組和未轉制組的客戶正向盈余操控行為并不存在顯著差異。另外，沈輝和肖小鳳（2013）、李江濤等（2013）、周中勝（2014）、閆煥民等（2015）等研究了事務所轉制對審計定價的影響；王春飛和陸正飛（2014）從審計保險的視角，分析了事務所改制與投資者保護的關系?？梢园l(fā)現(xiàn)，已有的關于此次事務所轉制的研究大多集中于轉制對審計意見、盈余管理、審計定價等的影響方面。與國外事務所組織形式變革所處的審計市場環(huán)境不同，我國上市公司中國有上市公司占有較大比例，且其擁有政府的保護和支持，在應對財務困境時比其他非國有上市公司具有更大的優(yōu)勢（Wangetal.，2008），面臨破產(chǎn)倒閉的風險也更低。因此，在我國特殊的審計市場背景下，盡管事務所轉制使得審計師面臨的法律責任和潛在訴訟風險普遍增加，但國有企業(yè)客戶的審計風險可能低于非國有企業(yè)審計客戶，這可能影響轉制的效果。此外，審計師的法律責任和風險最終源于客戶風險，事務所組織形式轉為特殊普通合伙制后，給審計師帶來的最大沖擊就是法律責任的增加。為有效規(guī)避風險，審計師可能會更加重視客戶的法律風險水平。因此，本章選取事務所轉制前兩年和完成轉制當年及后一年（以下簡稱“轉制前后各兩年”）所審計的同一批客戶公司為研究樣本，在研究事務所轉制基本效應的基礎上，進一步考慮審計客戶公司的異質(zhì)性，實證研究產(chǎn)權性質(zhì)對事務所轉制效應的影響，以及潛在訴訟風險不同的客戶公司在事務所轉制前后審計報告謹慎性的變化。本章可能的貢獻主要體現(xiàn)在以下兩個方面。一方面，本書在已有的關于事務所轉制對審計質(zhì)量影響的研究的基礎上，進一步考慮客戶公司的產(chǎn)權性質(zhì)和法律風險，揭示了事務所轉制的政策效果如何受被審計客戶公司產(chǎn)權性質(zhì)或客戶潛在法律訴訟風險的影響。研究發(fā)現(xiàn)，事務所轉制后審計報告的謹慎性顯著提高，但這主要來源于十大會計師事務所提高了審計報告的謹慎性。國有產(chǎn)權性質(zhì)弱化了事務所轉制對審計質(zhì)量的積極影響，相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)收到非標準審計意見的概率提高幅度更大、審計報告激進度降低的程度更大，事務所轉制對非國有企業(yè)審計報告謹慎性的影響更大。本章的研究還發(fā)現(xiàn)，對于高法律風險客戶，事務所轉制帶來的影響更加顯著，表現(xiàn)為高法律風險客戶轉制后收到非標準審計意見的概率更高，審計報告激進度下降更多。另一方面，與過去文獻將轉制組與未轉制組組成混合樣本，比較部分完成轉制的事務所與未轉制事務所的審計質(zhì)量不同，本書是在事務所全部完成轉制后，從縱向研究事務所轉制前后各兩年同一批客戶審計報告謹慎性的變化。這種縱列數(shù)據(jù)模型的研究方法較好地解決了事務所轉制時的樣本自選擇問題，而且該方法也有別于DID模型，不要求樣本的獨立同分布（徐晉濤等，2004），為后續(xù)研究提供了新的思路。第二節(jié)理論分析與研究假設一理論分析已有的文獻研究大多表明審計師法律責任的增加會促進審計質(zhì)量的提高（Dye，1993；Dye，1995；Schwartz，1997；ChanandPae，1998；Hillegeist，1999；LiuandWang，2006；Venkataramanetal.，2008；LauxandNewman，2010；Yu，2011），而此次由我國政府干預推動的事務所組織形式變遷，正是由低法律責任狀態(tài)的有限責任公司制轉為高法律責任狀態(tài)的特殊普通合伙制，轉制后，簽字審計師的法律責任普遍增加。因此，正如大部分研究所指出的，此次事務所轉制為特殊普通合伙制，對審計師的法律責任、審計行為、審計定價、投資者保護等都產(chǎn)生了深遠影響，政策治理的預期效果已基本顯現(xiàn)，監(jiān)管部門推動的事務所轉制提高了資本市場的整體審計質(zhì)量（WangandDou，2015；劉啟亮等，2015）。從已有研究看，更多的文獻認為法律責任的強化和法律風險的增加提高了審計師的風險意識，有利于降低審計期望差距（MooreandScott，1989），而且投資者也認為強化法律責任可以提高審計質(zhì)量（Shu，2000；Seetharamanetal.，2002；Blay，2005）。加大賠償責任有助于提高審計質(zhì)量，合伙人為避免或減少由審計失敗而導致的法律責任和法律風險的增加，將提高執(zhí)業(yè)謹慎性，實施更為嚴格的審計程序以規(guī)避自身風險，努力提高自身的業(yè)務水平以提高審計質(zhì)量（Schwartz，1997；宋衍蘅和肖星，2012）。此外，對于非因故意或重大過失造成的合伙企業(yè)債務以及合伙企業(yè)的其他債務，全體合伙人都是責任承擔的主體，承擔無限連帶責任。這種連帶賠償機制不僅迫使每一個合伙人謹慎執(zhí)業(yè)，恪盡職守，而且會使每一個合伙人的行為受到其他合伙人的監(jiān)督。由此自發(fā)形成的會計師事務所內(nèi)部質(zhì)量控制要求和內(nèi)部監(jiān)督體系將有助于事務所整體提高審計獨立性。同時，特殊普通合伙制下的“合伙人擔保制度”，有利于增強互信，提高審計師的執(zhí)業(yè)謹慎性，進一步推動會計師事務所做大做強（蔣堯明，2012）。二研究假設與國外不同，中國上市公司中有較大比例為國有企業(yè)，這種獨特的上市公司產(chǎn)權性質(zhì)，可能影響事務所的轉制效應。當政府作為企業(yè)的最終控制人時，一方面，管理者作為政府利益的代表，會通過對審計師施加壓力來掩蓋其“利益侵占”的事實，從而影響審計質(zhì)量（ShleiferandVishny，1997）。與此同時，被政府控制的國有企業(yè)一般缺乏有效的市場競爭和激勵機制，對高質(zhì)量的審計服務需求不足，甚至產(chǎn)生審計意見購買行為（Chanetal.，2006），導致審計市場失靈（夏立軍，2005）。一些文獻直接發(fā)現(xiàn)了國有產(chǎn)權對審計質(zhì)量的負面影響。比如，肖作平（2006）的研究結果表明，事務所對國有控股企業(yè)收取了更低的審計費用，國有企業(yè)的審計質(zhì)量更低；于鵬（2007）也發(fā)現(xiàn)財務重述的發(fā)生概率與國有絕對控股顯著正相關；Wangetal.（2008）、LinandLiu（2009）、Guedhamietal.（2009）、王成方和劉慧龍（2014）等也研究認為，國有股的持股比例與審計質(zhì)量顯著相關，國有股比例越高，公司選擇高質(zhì)量審計師的意愿越低。另一方面，政府作為國有企業(yè)的股東，會通過財政補貼、兼并、收購等手段幫助企業(yè)發(fā)展，特別是當國有企業(yè)陷入財務困境時，政府會通過一系列政策措施幫助企業(yè)化解危機，走出困境，這就使得在相同情況下，審計師在國有企業(yè)比在非國有企業(yè)面對的審計風險更低，審計失敗率更低，出具非標準審計意見的概率也更低（吳聯(lián)生和劉慧龍，2008）。由此看來，在政府的干預和保護下，事務所轉制對國有企業(yè)的影響可能不如對非國有企業(yè)的影響大。事務所轉為特殊普通合伙制后，審計師的法律責任和風險提高，出于自我保護、降低法律訴訟風險的考慮，審計師會更加傾向于提高審計報告的謹慎性（Firthetal.，2012；WangandDou，2015；聶曼曼等，2014；劉啟亮等，2015）。但由于國有企業(yè)與政府之間聯(lián)系緊密，政府的財政補貼、政策導向和政治需求等“擔?！弊饔枚伎赡軙魅跏聞账D制對審計報告謹慎性的積極影響，而且國有股權比例越高，政府對企業(yè)的干預和保護力度越大，對轉制給審計報告謹慎性的積極影響的抵消作用可能也越大。反過來，非國有企業(yè)的控股股東一般為民營企業(yè)或個人，其較難獲得政府的補貼支持和政策傾斜，國有企業(yè)所具有的“擔保”效應一旦消失，環(huán)境不確定性給其帶來的經(jīng)營失敗可能性就會大大增加（申慧慧等，2010），因而，當遇到事務所轉制帶來法律風險增加的情況時，審計師可能對非國有企業(yè)的審計風險更加敏感，審計報告謹慎性更可能得到提高?；诖耍緯岢鋈缦卵芯考僭O。假設5-1：事務所轉制的政策效果受被審計客戶公司產(chǎn)權性質(zhì)的影響，國有產(chǎn)權性質(zhì)會弱化事務所轉制對審計報告謹慎性的積極影響。不同組織形式下的事務所，審計師相應的法律責任和風險不同，在特殊普通合伙制下，審計師承擔的風險和責任增加。從已有文獻看，現(xiàn)有的研究對了解事務所組織形式與審計師的審計行為關系具有一定意義，但在研究二者關系時都未考慮客戶公司的法律風險。事實上，會計師事務所從有限責任制轉為特殊普通合伙制后，法律責任增加，而事務所的法律責任與客戶公司的法律風險直接相關，被審計單位的法律風險會顯著影響審計收費與審計質(zhì)量（Choietal.，2005）。因此，特殊普通合伙制下法律責任的增加能否激勵審計師更加重視客戶法律風險，從而提高審計師的謹慎性與風險意識，值得進一步深入研究。事務所轉制給審計師帶來的最大沖擊是法律責任的改變，而法律責任源于法律風險，歸根結底源于客戶風險。在公司經(jīng)營過程中，法律風險是公司整體風險的風向標。上市公司法律風險的大小反映了公司治理水平以及管理層經(jīng)營管理能力的高低，法律風險高的上市公司，其公司治理機制、財務運營模式等往往存在缺陷，經(jīng)營不確定性甚至經(jīng)營失敗的可能性較大（馮延超和梁萊歆，2010）。然而，會計信息使用者往往將企業(yè)的經(jīng)營失敗等同于審計失敗，因而客戶公司較高的法律風險無疑會提高審計師遭遇訴訟及損失的概率（Shu，2000）。事務所轉變?yōu)樘厥馄胀ê匣镏坪?，法律責任和法律訴訟風險提高，為避免審計失敗，降低訴訟風險，審計師會通過強化項目組人員配備、增加審計程序、加大項目質(zhì)量控制復核力度等手段，將審計風險控制在適當?shù)乃?。特別的，對于法律風險高的客戶公司，審計師可能會收取更高的審計費用，實施更加充分的審計程序，降低重要性水平，從而降低檢查風險，規(guī)避審計失敗所可能導致的法律責任（Seetharamanetal.，2002）。因此，審計師基于自我保護和降低風險的考慮，更傾向于對高風險客戶出具非標準審計意見（Blay，2005），在轉變?yōu)樘厥馄胀ê匣镏浦螅抡{(diào)法律風險較高的客戶公司審計報告的激進度的可能性也更大?；谏鲜龇治觯緯岢鋈缦卵芯考僭O。假設5-2：事務所轉為特殊普通合伙制，對高風險客戶公司的影響更加顯著，表現(xiàn)為高風險客戶審計報告的謹慎性得到更大提高。第三節(jié)研究設計一模型構建與變量定義為完成對事務所轉制效應如何受被審計客戶公司異質(zhì)性影響的檢驗，本書借鑒Firthetal.（2012）的建議，構建如下兩個計量模型，分別檢驗事務所轉制、產(chǎn)權性質(zhì)與審計報告謹慎性的關系，以及事務所轉制、客戶潛在訴訟風險與審計報告謹慎性的關系，具體模型如下：ARC=β0+β1LLP+β2SOE+β3LLP×SOE+β4LNTA+β5ROE+β6LEV+β7LOSS+β8ARINT+β9CURRENT+β10TURNOVER+β11CASH+β12BETA+β13DELIST+β14BL+β15LAGOP+ε（5-1）ARC=β0+β1LLP+β2RISK+β3LLP×RISK+β4LNTA+β5ROE+β6LEV+β7LOSS+β8ARINT+β9CURRENT+β10TURNOVER+β11CASH+β12BETA+β13DELIST+β14BL+β15LAGOP+ε（5-2）在模型（5-1）和模型（5-2）中，LLP為事務所轉制的虛擬變量，事務所轉制為特殊普通合伙制等于1，否則等于0。在模型（5-1）中，SOE為產(chǎn)權性質(zhì)虛擬變量，如果被審計客戶為非國有控股上市企業(yè)等于1，否則等于0。LLP×SOE為事務所轉制與產(chǎn)權性質(zhì)的交互項，模型（5-1）中要檢驗的是該交互項的系數(shù)β3。在模型（5-2）中，RISK為公司法律風險的虛擬變量，借鑒宋衍蘅（2011）、張雪華和陳小林（2015）等的做法，將上市公司受到相關部門調(diào)查或處罰作為審計風險的替代變量，并考慮到如果公司上年違規(guī)，表明公司法律風險較高。一方面，公司迫于訴訟壓力有較強的違規(guī)動機，而違規(guī)公司信譽一般較差，也更容易受到監(jiān)管部門的關注，這些因素都會導致法律風險更高；另一方面，即使公司的法律風險較高，在其違規(guī)行為披露以前，審計師往往也不會較多考慮此風險。因此，本書將上市公司是否被公告違規(guī)作為法律風險的替代變量，公司被公告違規(guī)為1，否則為0。在模型（5-2）中，LLP×RISK為事務所轉制與客戶潛在訴訟風險的交互項，要檢驗的是該交互項的系數(shù)β3。以上兩個模型中的被解釋變量是ARC，表示審計師的審計報告謹慎性，根據(jù)Firthetal.（2012）的建議，分別采用審計意見和審計報告激進度作為審計報告謹慎性的替代變量。（一）審計意見如果公司被出具非標準意見等于1，其他等于0。表5-1列示了樣本研究期間審計客戶公司收到的審計意見類型的基本情況。從表5-1可見，無論是在非國有上市企業(yè)還是國有上市企業(yè)樣本中，事務所轉制后，非標準審計意見的比重較轉制前均有大幅上升。非國有企業(yè)增加了11份非標準審計意見，上升了21.57%，國有企業(yè)增加了7份非標準審計意見，上升了17.5%，非國有企業(yè)非標準審計意見上升的比例比國有企業(yè)高出4.07個百分點。當因變量為OP時，兩個模型均采用Probit回歸，如果事務所轉制在更大程度上提高了非國有上市企業(yè)的審計客戶收到非標準審計意見的概率，那么預期模型（5-1）中交互項LLP×SOE的系數(shù)β3應該顯著為正；同樣，如果事務所轉制在更大程度上增加了高風險客戶收到非標準審計意見的概率，那么模型（5-2）中交互項LLP×RISK的系數(shù)β3預期也應該顯著為正。表5-1審計意見類型單位：份，%審計意見類型標準無保留審計意見無保留審計意見非無保留審計意見無法表示審計意見非標準審計意見合計PanelA：NATURE=1（非國有上市企業(yè)）轉制前（LLP=0）1357

（96.38）41

（2.91）7

（0.50）3

（0.21）51

（3.62）1408

（100）轉制后（LLP=1）1346

（95.60）44

（3.12）16

（1.14）2

（0.14）62

（4.40）1408

（100）合計2703852351132816PanelB：NATURE=0（國有上市企業(yè)）轉制前（LLP=0）1284

（96.98）36

（2.72）3

（0.22）1

（0.08）40

（3.02）1324

（100）轉制后（LLP=1）1277

（96.45）41

（3.10）5

（0.37）1

（0.08）47

（3.55）1324

（100）合計25617782872648表5-1審計意見類型（二）審計報告激進度當將審計報告激進度（ARAgg）作為審計報告謹慎性的替代變量時，審計報告激進度的計算參考Guletal.（2013）、吳偉榮和劉亞偉（2015）等的方法。首先，建立以下審計意見預測模型來計算公司可能收到非標準審計意見的概率（PredictedOpinion）：MAO=α0+α1QR+α2AR+α3OTHER+α4INV+α5ROA+α6LOSS+α7LEV+α8LNTA+α9AGE+α10IND+μ（5-3）在模型（5-3）中，MAO為因變量，如果公司收到非標準審計意見則等于1，否則等于0。根據(jù)DeFondetal.（1999）、Jiangetal.（2010）的建議，模型（5-3）中包含了可能影響公司收到非標準審計意見概率的變量：速動比率（QR），定義為現(xiàn)金、短期投資、應收票據(jù)、應收賬款之和除以流動負債；應收賬款期末余額除以總資產(chǎn)（AR）；其他應收賬款期末余額除以總資產(chǎn)（OTHER）；存貨期末余額除以總資產(chǎn)（INV）；總資產(chǎn)收益率（ROA）；公司是否虧損的虛擬變量（LOSS），凈利潤為負時取值為1，否則為0；資產(chǎn)負債率（LEV）；公司資產(chǎn)總額的自然對數(shù)（LNTA）；公司的上市年限（AGE）；參照證監(jiān)會公布的行業(yè)分類標準設置的行業(yè)虛擬變量（IND）。然后，根據(jù)以下模型計算審計報告激進度：ARAgg=PredictedOpinion-ActualOpinion（5-4）在模型（5-4）中，ActualOpinion為公司實際收到審計意見的概率，當收到非標準審計意見時取值為1，否則為0。ARAgg即為根據(jù)模型（5-3）計算出的公司收到非標準審計意見的概率與實際收到審計意見的概率之差。ARAgg代表了審計師審計行為的激進性，該值越大，審計報告激進度越高，審計質(zhì)量越差。將ARAgg作為ARC的替代變量，分別代入模型（5-1）和模型（5-2），建立OLS模型，此時模型（5-1）中待檢驗系數(shù)β3反映了事務所轉制對非國有上市企業(yè)審計報告激進度的凈效應，如果事務所轉制在更大程度上降低了審計師對非國有上市企業(yè)的審計報告激進度，那么β3應該顯著為負；模型（5-2）中待檢驗系數(shù)β3反映了事務所轉制對高風險客戶審計報告激進度的凈效應，如果事務所轉制在更大程度上降低了審計師對高風險客戶公司的審計報告激進度，那么預期β3也應顯著為負。（三）控制變量參考Firthetal.（2012）的做法，模型（5-1）和模型（5-2）同時加入了以下反映公司特征的控制變量。首先，用公司資產(chǎn)總額的自然對數(shù)（LNTA）衡量審計客戶規(guī)模，LNTA越小越有可能收到非標準審計意見（Dopuchetal.，1987；DeFondetal.，1999）。一般而言，獲利能力和資產(chǎn)流動水平越低，資產(chǎn)負債率越高，客戶公司越容易被出具非標準審計意見。因此，本書控制了反映客戶公司盈利能力的總資產(chǎn)收益率（ROE）、財務杠桿（LEV）和流動比率（CURRENT）這三個指標（Dopuchetal.，1987；DeFondetal.，1999；LimandTan，2008）。其次，根據(jù)DeFondetal.（1999），公司業(yè)務復雜程度與收到非標準審計意見的概率顯著相關。鑒于此，模型中采用應收賬款與存貨之和除以總資產(chǎn)的值（ARINT）來度量客戶公司的業(yè)務復雜性。再次，我國規(guī)定上市公司進行再融資或避免被退市均需具備一定的盈利閾值或虧損下限，這很可能會加劇客戶公司的盈余操控行為，進而提高其收到非標準審計意見的概率（Chenetal.，2001；Chanetal.，2006）。因此，本章引入兩個虛擬變量DELIST和LOSS，以及線下項目與公司凈利潤的比值（BL）來控制我國證券市場的這一特殊規(guī)定可能對審計師出具審計意見帶來的影響。此外，有文獻研究指出審計意見類型具有高度連續(xù)性（Dopuchetal.，1987；Lennox，1999；Lennox，2000），因此，在模型中引入LAGOP作為虛擬變量以控制公司上年度審計意見對審計師出具本年度審計意見的影響。最后，本書還控制了反映公司運營能力的總資產(chǎn)周轉率（TURNOVER）、現(xiàn)金持有率（CASH）及反映公司系統(tǒng)性風險的貝塔系數(shù)（BETA）這三個變量。模型（5-1）和模型（5-2）中所有變量的符號及具體定義見表5-2。表5-2變量定義因變量定義ARC審計師的審計報告謹慎性，分別用OP與ARAgg作為其替代變量OP事務所對審計客戶出具非標準審計意見取值為1，否則為0ARAgg參考Guletal.（2013）計算的審計報告激進度自變量定義LLP事務所轉制為特殊普通合伙制取值為1，否則為0SOE產(chǎn)權性質(zhì)變量，非國有上市企業(yè)取值為1，否則為0RISK客戶潛在訴訟風險的虛擬變量，公司被公告違規(guī)取值為1，否則為0LNTA公司資產(chǎn)總額的自然對數(shù)ROE凈資產(chǎn)收益率LEV公司負債總額與資產(chǎn)總額的比值LOSS公司凈利潤連續(xù)兩年為負取值1，否則為0ARINT公司應收賬款與存貨合計額再除以總資產(chǎn)CURRENT公司流動資產(chǎn)與流動負債的比值TURNOVER公司銷售總額與資產(chǎn)總額的比值CASH公司現(xiàn)金與現(xiàn)金等價物除以資產(chǎn)總額BETA反映公司系統(tǒng)性風險的貝塔系數(shù)DELIST公司凈資產(chǎn)收益率處于（0.00，0.01）之間取值為1，否則為0BL線下項目與公司凈利潤的比值LAGOP公司上一年度收到的審計意見類型，非標準審計意見取值為1，否則為0表5-2變量定義二樣本選取與數(shù)據(jù)來源自2010年7月《暫行規(guī)定》發(fā)布至2013年12月31日，全國具有證券資格會計師事務所均已完成向特殊普通合伙的轉制。為便于研究事務所轉制的長期效應，本章選取已經(jīng)全部完成轉制的48家事務所在轉制前后兩年所審計的同一批客戶公司作為初始樣本[1]，并剔除金融保險類公司、轉制前后所聘事務所有變動的公司、轉制前后產(chǎn)權性質(zhì)有變化的公司，最終得到樣本研究期間事務所審計客戶公司樣本的構成情況，如表5-3所示。從表5-3中PanelA可見，2010～2013年48家具有證券資格的事務所陸續(xù)完成了向特殊普通合伙制的轉型。本書以事務所在轉制前后各兩年所審計的同一批客戶公司為條件篩選樣本，2010年有3家事務所完成轉制，那么，滿足條件[2]的轉制當年（2010年）所審計客戶公司為185家，轉制后一年（2011年）所審計客戶公司也為185家，對應的，這3家完成轉制的事務所在轉制的前兩年（2008年和2009年）所審計客戶公司也各為185家。2011年有10家事務所完成轉制，滿足條件的轉制當年（2011年）所審計客戶公司為385家，轉制后一年（2012年）所審計客戶公司也為385家，相應的，這10家完成轉制的事務所在轉制的前兩年（2009年和2010年）所審計客戶公司也各為385家。以此類推，可獲得在事務所轉制前后各兩年所審計的同一批客戶公司樣本共計1366個，則連續(xù)被同一家事務所審計4年的公司樣本觀測值共計5464個。表5-3中PanelB列示了樣本研究期間客戶公司的個體特征，從中可以看出，國有上市企業(yè)在總樣本中所占比例逐年下降，樣本總量中非國有上市企業(yè)超過一半，被公告違規(guī)的公司樣本數(shù)為516個，占總樣本公司的9.44%（516/5464）。本書所使用相關數(shù)據(jù)均來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，部分數(shù)據(jù)手工搜集并計算獲得，為消除極端值可能對研究結果造成的影響，對所有非自然對數(shù)連續(xù)變量在1%和99%水平上進行了Winsorize處理。表5-3樣本構成基本情況單位：家項目2008年2009年2010年2011年2012年2013年2014年總計PanelA：事務所轉制基本情況當年完成轉制的事務所數(shù)量——310926—48其中：轉制前兩年所審計客戶公司數(shù)量（LLP=0）185570657796524002732轉制后兩年所審計客戶公司數(shù)量（LLP=1）001855706577965242732合計185570842136611817965245464PanelB：客戶公司構成基本情況產(chǎn)權性質(zhì)其中非國有企業(yè)

（SOE=1）612483737046434563312816國有企業(yè)

（SOE=0）1243224696625383401932648客戶風險其中高風險客戶

（RISK=1）930409515211476516低風險客戶

（RISK=0）176540802127110296824484948合計185570842136611817965245464表5-3樣本構成基本情況第四節(jié)實證結果與分析一描述性統(tǒng)計與單變量分析（一）描述性統(tǒng)計從表5-4可知，1366個樣本公司在轉制前后各兩年共計連續(xù)4年的被審計期間，共產(chǎn)生5464個樣本觀測值。其中，全樣本中非標準審計意見約占3.7%，審計報告激進度均值為0.003，最大值為0.920，最小值為-0.999，標準差為0.167，說明審計師對不同客戶的審計報告謹慎性行為表現(xiàn)出了較大的差異。全樣本中非國有上市企業(yè)的比重為51.5%，超過了總樣本公司的一半。在5464個觀測樣本中，被公告違規(guī)的公司占9.4%。樣本中凈資產(chǎn)收益率和資產(chǎn)負債率的均值分別為7.7%和47.5%，連續(xù)兩年虧損的公司樣本占比僅為1.9%，微利公司（ROE為0～0.01）樣本比例為4.2%。全樣本公司的平均流動比率和平均資產(chǎn)周轉率分別為2.245和0.686，平均系統(tǒng)性風險BETA為1.072，線下項目與凈利潤的比值BL的樣本均值為0.777，方差為2.210，最大值和最小值分別為14.717和-1.841，說明被審計公司普遍存在利用線下項目進行盈余操控的行為，且盈余操控的幅度在不同公司間的差異較大。表5-4描述性統(tǒng)計變量數(shù)量均值標準差最小值P25中位數(shù)P75最大值OP54640.0370.1880.0000.0000.0000.0001.000ARAgg49720.0030.167-0.9990.0050.0120.0250.920LLP54640.5000.5000.0000.0000.5001.0001.000SOE54640.5150.5000.0000.0001.0001.0001.000RISK54640.0940.2920.0000.0000.0000.0001.000LNTA546421.9211.32219.08120.97921.75222.68526.166ROE54640.0770.135-0.6850.0330.0800.1350.418LEV54640.4750.2200.0510.3070.4850.6371.017LOSS54640.0190.1380.0000.0000.0000.0001.000ARINT54640.2740.1830.0010.1340.2470.3820.797CURRENT54642.2452.5770.2191.0171.4672.26817.141TURNOVER54640.6860.4910.0480.3610.5770.8542.846CASH54640.1770.1430.0050.0780.1400.2220.726BETA54641.0720.2340.4810.9421.0441.2081.686DELIST54640.0420.2000.0000.0000.0000.0001.000BL54640.7772.210-1.8410.0360.1660.56414.717LAGOP54640.0560.2300.0000.0000.0000.0001.000表5-4描述性統(tǒng)計（二）單變量分析表5-5中PanelA列示了全樣本下審計意見和審計報告激進度在事務所轉制前和轉制后的均值和中位數(shù)，以及相應的檢驗結果。從中可以看出，事務所轉制后審計報告激進度顯著下降（均值檢驗5%水平、中位數(shù)檢驗1%水平），出具非標準審計意見的概率也有所提高。PanelA還列示了剔除四大會計師事務所審計的客戶樣本后單變量檢驗的結果，均值和中位數(shù)檢驗結果均顯示轉制后審計報告激進度顯著降低，與全樣本下檢驗結果一致。此外，從表5-5中PanelB列示的中位數(shù)檢驗結果看，轉制前非國有上市企業(yè)審計報告激進度顯著高出國有上市企業(yè)0.002（0.014-0.012），而轉制后只顯著高出0.001（0.011-0.010）；國有上市公司轉制后審計報告激進度比轉制前低0.002（0.010-0.012），而非國有上市公司轉制后審計報告激進度比轉制前低0.003（0.011-0.014）。這說明，與國有上市企業(yè)相比，非國有上市企業(yè)在轉制后審計報告激進度的下降更明顯，轉制對非國有上市企業(yè)審計報告激進度的影響更大。單變量分析結果顯示，事務所轉制對不同產(chǎn)權性質(zhì)客戶審計報告謹慎性的影響程度存在差異。表5-5中PanelC列示的均值檢驗結果顯示，低風險客戶公司轉制后收到非標準審計意見的概率比轉制前高0.004（0.035-0.031），而高風險客戶公司轉制后收到非標準審計意見的概率比轉制前高0.015（0.078-0.063）；低風險客戶公司轉制后審計報告激進度比轉制前低0.008（0.000-0.008），而高風險客戶公司轉制后審計報告激進度比轉制前低0.024（-0.023-0.001）。這說明，與低風險客戶公司相比，轉制后高風險客戶公司收到非標準審計意見的概率提高更多，審計報告激進度的下降程度更大。單變量分析結果顯示，事務所轉制對高風險客戶公司審計報告謹慎性的影響更大。表5-5單變量分析PanelA變量全樣本非四大會計師事務所樣本LLP=0

均值

（中位數(shù)）LLP=1

均值

（中位數(shù)）Ttest

（Ztest）LLP=0

均值

（中位數(shù)）LLP=1

均值

（中位數(shù)）Ttest

（Ztest）OP0.033

（0.000）0.040

（0.000）-1.297

（-1.297）0.035

（0.000）0.042

（0.000）-1.241

（-1.241）ARAgg0.008

（0.013）-0.002

（0.011）2.059**

（4.016***）0.008

（0.014）-0.002

（0.011）2.041**

（4.282***）PanelB變量轉制前（LLP=0）轉制后（LLP=1）SOE=0

均值

（中位數(shù)）SOE=1

均值

（中位數(shù)）Ttest

（Ztest）SOE=0

均值

（中位數(shù)）SOE=1

均值

（中位數(shù)）Ttest

（Ztest）OP0.030

（0.000）0.036

（0.000）-0.875

（-0.875）0.035

（0.000）0.044

（0.000）-1.139

（-1.139）ARAgg0.006

（0.012）0.009

（0.014）-0.357

（-3.252***）-0.001

（0.010）-0.003

（0.011）0.382

（-2.897***）OP0.031

（0.000）0.063

（0.000）-2.481**

（-2.478**）0.035

（0.000）0.078

（0.000）-3.610***

（-3.602***）ARAgg0.008

（0.013）0.001

（0.016）0.623

（-2.486**）0.000

（0.011）-0.023

（0.014）2.068**

（-2.001**）注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著。表5-5單變量分析二多元回歸分析表5-6顯示了客戶產(chǎn)權性質(zhì)對事務所轉制與審計意見關系的影響。表中第（1）列為不考慮客戶產(chǎn)權性質(zhì)時，事務所轉制的基本效應回歸結果，從中可見，LLP的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明事務所轉制顯著提高了審計師出具非標準審計意見的概率，轉制提高了審計師的謹慎性和審計質(zhì)量，與本書第3章的研究結論一致。第（2）列為不考慮轉制事件而只加入表示公司產(chǎn)權性質(zhì)的變量時模型（5-1）的回歸結果，此時SOE的系數(shù)為負但不顯著，同時加入轉制事件和產(chǎn)權性質(zhì)變量時的回歸結果如第（3）列所示，此時SOE的系數(shù)仍為負但不顯著，說明客戶產(chǎn)權性質(zhì)與收到的審計意見類型之間不存在顯著相關關系。在加入LLP和SOE的交互項LLP×SOE時，模型（5-1）的回歸結果如第（4）列所示，從中可見，交互項LLP×SOE的系數(shù)為0.5309，且在1%的水平上顯著，這說明，與國有上市企業(yè)相比，非國有上市企業(yè)在事務所轉制后收到非標準審計意見的概率提高得更多。表5-7顯示了客戶產(chǎn)權性質(zhì)對事務所轉制與審計報告激進度關系的影響。表中第（1）列為不考慮客戶產(chǎn)權性質(zhì)時，事務所轉制的基本效應回歸結果，從中可見，LLP的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明事務所轉制顯著降低了審計報告的激進度，轉制提高了審計師的謹慎性和審計質(zhì)量，與本書第3章的研究結論一致。第（2）列為不考慮轉制事件而只加入表示公司產(chǎn)權性質(zhì)的變量時模型（5-1）的回歸結果，此時SOE的系數(shù)為正，但不顯著，同時加入轉制事件和產(chǎn)權性質(zhì)變量時的回歸結果如第（3）列所示，此時SOE的系數(shù)仍為正，但不顯著，說明客戶產(chǎn)權性質(zhì)與審計報告激進度之間不存在顯著相關關系。在加入LLP和SOE的交互項LLP×SOE時，模型（5-1）的回歸結果如第（4）列所示，從中可見，交互項LLP×SOE的系數(shù)為-0.0252，且在1%的水平上顯著，這說明，與國有上市企業(yè)相比，非國有上市企業(yè)在事務所轉制后審計報告激進度的降低程度更大。表5-6和表5-7的回歸結果一致表明，事務所轉制對非國有上市企業(yè)審計報告謹慎性的影響更大。這意味著，產(chǎn)權性質(zhì)對事務所轉制的政策效果具有顯著影響，國有產(chǎn)權弱化了事務所轉制對審計報告謹慎性的積極影響。表5-6客戶產(chǎn)權性質(zhì)對事務所轉制與審計意見關系的影響變量（1）（2）（3）（4）LLP0.3373***

（3.65）—0.3388***

（3.70）0.0679

（0.54）SOE—-0.0056

（-0.05）-0.0273

（-0.25）-0.3317**

（-2.03）LLP×SOE———0.5309***

（2.78）LNTA-0.2486***

（-5.46）-0.2298***

（-4.80）-0.2513***

（-5.35）-0.2501***

（-5.36）ROE-1.0375***

（-3.78）-1.0910***

（-4.03）-1.0345***

（-3.78）-1.0050***

（-3.65）LEV1.1225***

（3.89）1.1015***

（3.73）1.1180***

（3.86）1.1583***

（4.00）LOSS0.7028***

（3.83）0.7040***

（3.97）0.6989***

（3.81）0.7072***

（3.87）ARINT-0.8515***

（-2.70）-0.8484***

（-2.67）-0.8432***

（-2.67）-0.8793***

（-2.79）CURRENT-0.0112

（-0.45）-0.0132

（-0.53）-0.0108

（-0.44）-0.0071

（-0.29）TURNOVER-0.1853

（-1.37）-0.1845

（-1.40）-0.1883

（-1.43）-0.1941

（-1.50）CASH-0.3864

（-0.90）-0.4453

（-1.05）-0.3836

（-0.89）-0.3525

（-0.83）BETA-0.0781

（-0.35）-0.1345

（-0.59）-0.0806

（-0.37）-0.0498

（-0.23）DELIST0.0606

（0.29）0.0909

（0.43）0.0631

（0.31）0.0527

（0.26）BL0.0677***

（3.21）0.0688***

（3.35）0.0671***

（3.21）0.0674***

（3.24）LAGOP1.7910***

（15.73）1.7321***

（15.23）1.7935***

（15.55）1.8547***

（15.30）INTERCEPT2.8594***

（2.95）2.7311***

（2.65）2.9350***

（2.88）2.9897***

（2.96）N5464546454645464PseudoR20.47980.47210.47980.4846Waldchi2555.42558.72560.89555.04注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著，所有回歸結果是處理異方差和序列相關誤差后的結果，本章后續(xù)表格報告的結果與此相同。表5-6客戶產(chǎn)權性質(zhì)對事務所轉制與審計意見關系的影響表5-7客戶產(chǎn)權性質(zhì)對事務所轉制與審計報告激進度關系的影響變量（1）（2）（3）（4）LLP-0.0132***

（-3.14）—-0.0134***

（-3.18）-0.0001

（-0.01）SOE—0.0027

（0.46）0.0034

（0.57）0.0161**

（2.17）LLP×SOE———-0.0252***

（-2.99）LNTA-0.0213***

（-6.55）-0.0217***

（-6.74）-0.0209***

（-6.44）-0.0210***

（-6.47）ROE0.0194

（0.53）0.0249

（0.68）0.0188

（0.52）0.0180

（0.50）LEV0.1367***

（4.69）0.1406***

（4.84）0.1374***

（4.69）0.1364***

（4.66）LOSS-0.0288

（-0.72）-0.0289

（-0.72）-0.0284

（-0.71）-0.0284

（-0.71）ARINT-0.0547***

（-2.93）-0.0570***

（-3.04）-0.0557***

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（0.98）0.0169

（1.01）0.0175

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（-3.82）-0.0127***

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（6.01）0.4303***

（5.95）N4972497249724972R20.16000.15860.16010.1615F12.3711.7911.6811.32表5-7客戶產(chǎn)權性質(zhì)對事務所轉制與審計報告激進度關系的影響表5-8客戶潛在訴訟風險對事務所轉制與審計意見關系的影響變量（1）（2）（3）（4）LLP0.3373***

（3.65）—0.3226***

（3.53）0.2624***

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（3.80）1.1256***

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（3.83）0.7213***

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（-1.37）-0.1855

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（3.00）N5464546454645464PseudoR20.47980.47520.48210.4836Waldchi2555.42519.81527.51522.48表5-8客戶潛在訴訟風險對事務所轉制與審計意見關系的影響表5-9客戶潛在訴訟風險對事務所轉制與審計報告激進度關系的影響變量（1）（2）（3）（4）LLP-0.0132***

（-3.14）—-0.0128***

（-3.09）-0.0111***

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（4.70）0.1373***

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（-0.73）-0.0290

（-0.72）-0.0285

（-0.71）ARINT-0.0547***

（-2.93）-0.0562***

（-3.04）-0.0547***

（-2.94）-0.0545***

（-2.93）CURRENT0.0035**

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（2.40）0.0035**

（2.36）0.0035**

（2.32）TURNOVER0.0038

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（0.58）0.0038

（0.56）0.0038

（0.57）CASH0.0213

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（-3.76）-0.0126***

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（-9.51）-0.2829***

（-9.50）INTERCEPT0.4435***

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（6.25）0.4482***

（6.24）N4792479247924792R20.16000.15910.16050.1608F12.370111.586811.493910.7181表5-9客戶潛在訴訟風險對事務所轉制與審計報告激進度關系的影響表5-8報告了客戶潛在訴訟風險對事務所轉制與審計意見關系的影響。表中第（1）列為不考慮客戶風險時，事務所轉制的基本效應回歸結果，從中可見，LLP的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明事務所轉制顯著提高了審計師出具非標準審計意見的概率，轉制提高了審計師的謹慎性和審計質(zhì)量，與本書第3章的研究結論一致。第（2）列為不考慮轉制事件而只加入客戶風險變量時模型（5-2）的回歸結果，此時RISK的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，同時加入轉制事件和客戶風險變量時的回歸結果如第（3）列所示，此時RISK的系數(shù)仍顯著為正，說明客戶潛在訴訟風險與收到非標準審計意見顯著正相關，即高風險客戶公司收到非標準審計意見的概率顯著更高。在加入LLP和RISK的交互項LLP×RISK后，模型（5-2）的回歸結果如第（4）列所示，從中可見，交互項LLP×RISK的系數(shù)為0.5948，且在5%的水平上顯著，這說明，與低風險或者說優(yōu)質(zhì)客戶公司相比，高風險客戶在事務所轉制后收到非標準審計意見的概率提高得更多。表5-9報告了客戶潛在訴訟風險對事務所轉制與審計報告激進度關系的影響。表中第（1）列為不考慮客戶風險時，事務所轉制的基本效應回歸結果，從中可見LLP的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明事務所轉制顯著降低了審計師的審計報告激進度，轉制提高了審計師的謹慎性和審計質(zhì)量，與本書第3章的研究結論一致。第（2）列為不考慮轉制事件而只加入客戶風險變量時模型（5-2）的回歸結果，此時RISK的系數(shù)在10%的水平上顯著為負。同時加入轉制事件和客戶風險變量時的回歸結果如第（3）列所示，此時RISK的系數(shù)仍顯著為負，說明客戶潛在訴訟風險與審計師的審計報告激進度之間顯著負相關，即審計師針對高風險客戶公司的審計報告激進度顯著更低。在加入LLP和RISK的交互項LLP×RISK時，模型（5-2）的回歸結果如第（4）列所示，從中可見，交互項LLP×RISK的系數(shù)為-0.0454，且在5%的水平上顯著，這說明，與低風險或者說優(yōu)質(zhì)客戶公司相比，高風險客戶在事務所轉制后審計師的審計報告激進度降低程度更大。表5-8和表5-9的回歸結果一致表明，事務所轉為特殊普通合伙制，給高風險客戶公司帶來的影響更加顯著，表現(xiàn)為針對高風險客戶的審計報告謹慎性得到更大提高。這意味著，客戶潛在訴訟風險對事務所轉制的政策效果具有顯著影響，審計師針對高風險客戶的謹慎性和風險意識得到了更大程度的提高。第五節(jié)進一步分析與穩(wěn)健性檢驗一進一步分析（一）不同規(guī)模事務所轉制對審計報告謹慎性的影響DeAngelo（1981）對事務所的規(guī)模效應進行了研究，發(fā)現(xiàn)大型會計師事務所通常具有更高的審計獨立性和審計質(zhì)量。一般來說，大型事務所風險意識更強，當審計失敗面臨訴訟時，大型事務所的聲譽損失和經(jīng)濟損失更大，面對特殊普通合伙制下潛在訴訟風險的增加，其審計行為可能更加謹慎。而從此次轉制的進程看，基本上也是大型事務所先完成了轉制，然后為中小型事務所，那么，一個自然的問題就是，不同規(guī)模事務所轉制的效應是否存在顯著差異？因此，我們進一步比較了大型事務所（十大會計師事務所[3]）和中小型事務所（非十大會計師事務所）轉制對審計報告謹慎性的影響。表5-10顯示了不同規(guī)模事務所轉制對審計報告謹慎性的影響結果，從表5-10中第（1）列和第（3）列可見，當事務所為十大會計師事務所時，LLP的系數(shù)在1%的水平上顯著，說明十大會計師事務所轉制后出具非標準審計意見的概率顯著提高，審計報告激進度顯著降低，大型事務所轉制后的審計報告謹慎性顯著提高。而從第（2）列和第（4）列報告的結果來看，當事務所為非十大會計師事務所時，LLP的系數(shù)都不顯著，且Chow檢驗結果表明其系數(shù)之間的差異是顯著的。這說明，事務所的轉制效應主要體現(xiàn)在十大會計師事務所，而對中小型事務所，轉制的政策效果并不明顯。（二）分組檢驗客戶異質(zhì)性對事務所轉制與審計報告謹慎性關系的影響為了更加清晰地說明不同產(chǎn)權性質(zhì)、不同客戶風險下事務所轉制對審計報告謹慎性影響的結果，本書進一步分別檢驗了客戶產(chǎn)權性質(zhì)、客戶潛在訴訟風險對事務所轉制與審計報告謹慎性關系的影響。表5-11顯示了分組檢驗客戶產(chǎn)權性質(zhì)對事務所轉制與審計報告謹慎性關系影響的回歸結果。從表中可見，當被解釋變量為審計意見（OP）時，LLP的系數(shù)在非國有上市企業(yè)組（SOE=1）中為0.5250（在1%水平上顯著），在國有上市企業(yè)組（SOE=0）中為0.0833（不顯著）。當被解釋變量為審計報告激進度（ARAgg）時，LLP的系數(shù)在非國有上市企業(yè)組（SOE=1）中為-0.0186（在1%水平上顯著），在國有上市企業(yè)組（SOE=0）中為-0.0011（不顯著），且Chow檢驗結果顯示這一差異是顯著的。這說明當事務所的審計客戶為非國有上市企業(yè)時，轉制后審計師出具非標準意見的概率顯著上升，審計報告激進度顯著下降，審計報告謹慎性顯著提高。分組檢驗的結果再次說明，事務所轉制對非國有上市企業(yè)審計報告的謹慎性影響更大。表5-10不同規(guī)模事務所轉制對審計報告謹慎性的影響變量ARC=OPARC=ARAgg（1）（2）（3）（4）十大會計師事務所非十大會計師事務所十大會計師事務所非十大會計師事務所LLP0.5313***

（3.23）0.1965

（1.63）-0.0176***

（-2.77）-0.0070

（-1.15）LNTA-0.2115***

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（-4.52）-0.0165***

（-4.75）-0.0258***

（-4.95）ROE-2.2786***

（-5.32）-0.5883*

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（2.15）-0.0304

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（3.38）1.0237***

（2.78）0.0787**

（2.00）0.1696***

（4.21）LOSS0.6841**

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（2.32）-0.1343**

（-2.04）0.0220

（0.47）ARINT-0.7153

（-1.59）-0.8928**

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（0.16）CASH0.4255

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（4.65）Chow檢驗（F=5.70，P=0.000）N2295316920602912PseudoR2/R20.55230.45050.20340.1581Waldchi2/F254.80375.478.738.67表5-10不同規(guī)模事務所轉制對審計報告謹慎性的影響表5-11分組檢驗客戶產(chǎn)權性質(zhì)對事務所轉制與審計報告謹慎性關系的影響變量ARC=OPARC=ARAgg（1）（2）（3）（4）SOE=0SOE=1SOE=0SOE=1LLP0.0833

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（3.97）LOSS0.7430***

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（3.92）Chow檢驗（F=9.55，P=0.000）N2648281623082664PseudoR2/R20.53180.46560.25780.1345Waldchi2/F269.42328.349.986.57表5-11分組檢驗客戶產(chǎn)權性質(zhì)對事務所轉制與審計報告謹慎性關系的影響表5-12分組檢驗客戶潛在訴訟風險對事務所轉制與審計報告謹慎性關系的影響變量ARC=OPARC=ARAgg（1）（2）（3）（4）RISK=0RISK=1RISK=0RISK=1LLP0.2881***

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（-3.02）0.3916***

（5.84）0.9544***

（3.09）Chow檢驗—（F=2.36，P=0.005）N49485164496476PseudoR2/R20.52020.33560.16420.1998Waldchi2/F472.36105.4611.274.56表5-12分組檢驗客戶潛在訴訟風險對事務所轉制與審計報告謹慎性關系的影響表5-12顯示了分組檢驗客戶潛在訴訟風險對事務所轉制與審計報告謹慎性關系影響的回歸結果。從表中可見，當被解釋變量為審計意見（OP）時，LLP的系數(shù)在高法律訴訟風險客戶組（RISK=1）中為0.4887（在1%水平上顯著），在低風險客戶組（RISK=0）中為0.2881（在1%水平上顯著）。當被解釋變量為審計報告激進度（ARAgg）時，LLP的系數(shù)在高法律訴訟風險組（RISK=1）中為-0.0325（在1%水平上顯著），在低風險客戶組（RISK=0）中為-0.0112（在1%水平上顯著），且Chow檢驗結果顯示這一差異是十分顯著的。這說明，事務所轉制在更大程度上提高了高法律訴訟風險客戶收到非標準審計意見的概率，降低了高風險客戶的審計報告激進度。分組檢驗的結果再次表明，事務所轉制對高風險客戶審計報告謹慎性的影響更大。（三）國有產(chǎn)權比例的分析已有文獻研究發(fā)現(xiàn)，國有股的持股比例與審計質(zhì)量顯著相關，國有股比例越高，公司選擇高質(zhì)量審計師的意愿越低（Wangetal.，2008；LinandLiu，2009；Guedhamietal.，2009；王成方和劉慧龍，2014）。類似的，國有股比例越高，政府對企業(yè)的干預和保護力度越大，越可能抵消轉制對審計報告謹慎性的積極影響。因此，本書也采用國有產(chǎn)權比例進行分析，檢驗事務所轉制（LLP）與國有產(chǎn)權比例（RATE）的交互項LLP×RATE的系數(shù)是否顯著，代入模型（5-1）后的回歸結果如表5-13所示。從表5-13中第（3）列可見，交互項LLP×RATE與被解釋變量OP在10%的水平上顯著負相關。第（6）列顯示，交互項LLP×RATE與被解釋變量ARAgg在5%的水平上顯著正相關。這說明，國有產(chǎn)權比例越高的審計客戶，在事務所轉制后收到非標準審計意見的概率提高得越少，審計報告激進度降低的幅度也更小。也就是說，盡管事務所轉制顯著地提高了審計報告謹慎性，但隨著國有產(chǎn)權比例的提高，事務所轉制對審計師謹慎性的影響逐漸被削弱。這從另外一方面檢驗了國有產(chǎn)權對事務所轉制效應的不利影響。（四）產(chǎn)權性質(zhì)對事務所轉制與審計費用關系的影響本研究發(fā)現(xiàn)，當遇到事務所轉制帶來法律風險普遍增加的情況時，相較于國有上市企業(yè)，審計師對非國有企業(yè)的審計風險更加敏感。而對國有上市企業(yè)，當事務所相對放松審計標準時，也可能通過提高收費溢價來彌補風險的增加。為進一步檢驗產(chǎn)權性質(zhì)對事務所轉制與審計費用關系的影響，在模型（5-1）中，將審計費用（Lnfee）作為被解釋變量，回歸結果見表5-14。從表中第（1）列可見，當不加入產(chǎn)權性質(zhì)變量時，LLP的系數(shù)顯著為正（1%水平），說明事務所轉制顯著提高了審計收費。第（2）列SOE的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明不考慮轉制事件時，與國有上市企業(yè)客戶相比，事務所對非國有企業(yè)客戶的收費顯著更高。第（3）列顯示，在沒有加入交互項LLP×SOE時，LLP的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，SOE的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，說明事務所轉制顯著提高了審計收費，非國有企業(yè)的審計費用顯著更高。第（4）列顯示，在加入交互項LLP×SOE之后，該交互項的系數(shù)為-0.0724，且在1%的水平上顯著為負，這意味著轉制后，事務所對非國有上市企業(yè)客戶審計收費的增加幅度顯著小于國有上市企業(yè)客戶，或者可以說，事務所轉制后針對國有企業(yè)的審計收費增長幅度顯著大于非國有上市企業(yè)。表5-13國有產(chǎn)權比例對事務所轉制與審計報告謹慎性關系的影響變量ARC=OPARC=ARAgg（1）（2）（3）（4）（5）（6）LLP—0.3440***

（3.77）0.5223***

（3.99）—-0.0135***

（-3.21）-0.0217***

（-3.93）RATE0.0006

（0.24）0.0012

（0.46）0.0065*

（1.73）-0.0000

（-0.02）-0.0000

（-0.18）-0.0002

（-1.51）LLP×RATE——-0.0096*

（-1.96）——0.0004**

（2.24）LNTA-0.2332***

（-4.78）-0.2559***

（-5.33）-0.2544***

（-5.36）-0.0221***

（-6.58）-0.0213***

（-6.28）-0.0213***

（-6.30）ROE-1.0874***

（-4.02）-1.0322***

（-3.78）-1.0001***

（-3.64）0.0261

（0.71）0.0199

（0.55）0.0194

（0.53）LEV1.1365***

（3.86）1.1530***

（3.99）1.1889***

（4.10）0.1415***

（4.82）0.1382***

（4.66）0.1377***

（4.65）LOSS0.6974***

（3.91）0.6927***

（3.75）0.7036***

（3.80）-0.0318

（-0.79）-0.0312

（-0.77）-0.0314

（-0.78）ARINT-0.8313***

（-2.62）-0.8286***

（-2.64）-0.8590***

（-2.75）-0.0600***

（-3.15）-0.0587***

（-3.06）-0.0588***

（-3.06）CURRENT-0.0096

（-0.38）-0.0072

（-0.29）-0.0044

（-0.18）0.0034**

（2.22）0.0033**

（2.16）0.0032**

（2.12）TURNOVER-0.1801

（-1.39）-0.1847

（-1.42）-0.1841

（-1.43）0.0031

（0.47）0.0030

（0.46）0.0030

（0.46）CASH-0.4530

（-1.07）-0.3860

（-0.90）-0.3704

（-0.86）0.0254

（0.91）0.0217

（0.78）0.0205

（0.73）BETA-0.1458

（-0.64）-0