审计师风险责任增加会提高审计效率吗

周楷唐 谢童 刘严璇

【摘要】审计服务作为一项产品， 从成本效益的原则出发， 不仅要关注审计质量， 还要关注审计过程中投入的成本， 即审计效率。本文运用我国独到的审计工时数据， 以我国会计师事务所从有限责任制转为特殊普通合伙制为背景， 对事务所转制所带来的审计师风险责任增加对审计效率的影响进行实证检验。实证结果发现， 审计师风险责任的增加并未显著提高审计质量， 但导致审计工时投入显著增加， 即审计师风险责任的增加实际上降低了审计效率。进一步分析发现， 随着审计师风险责任的增加， 审计收费也显著提高， 这表明审计师通过收取更高的审计费用对风险责任增加导致的预期损失进行了补偿。该结论从审计效率的视角拓展了已有关于审计师风险责任与审计质量的研究。

【关键词】事务所转制；审计师风险责任；审计效率；审计工时；审计质量

【中图分类号】F239      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2023）09-0090-8

一、 引言

审计师作为审计服务的供给方， 其法律责任是影响其向被审计客户提供高质量审计服务的重要因素（DeFond和Zhang，2014）。因而， 审计师法律责任对审计质量的影响一直都是审计质量研究中被关注的话题。2010年我国财政部、 工商总局联合发布了《关于推动大中型会计师事务所采用特殊普通合伙组织形式的暂行规定》（财会〔2010〕12号）， 规定国内大型会计师事务所应该于2010年12月31日前转制为特殊普通合伙组织形式。在此制度背景下， 国内的部分大型会计师事务所和国际四大会计师事务所于2010 ～ 2012年完成了由有限责任制向特殊普通合伙制的转变。由于会计师事务所组织形式发生了改变， 审计师所面临的法律责任风险也随之改变。按照《公司法》的相关规定， 在有限责任制会计师事务所中， 注册会计师以其出资额认购会计师事务所的股份， 并以其所认购的股份对会计师事务所承担有限责任； 而在特殊普通合伙制会计师事务所中， 一个或多个合伙人在执业活动中因故意或者重大过失造成的合伙企业债务， 由其承担无限责任或者无限连带责任， 其他合伙人以其在合伙企业中的财产份额为限承担责任。

因此， 在会计师事务所由有限责任制转为特殊普通合伙制（本文之后统一简称为“事务所转制”）之后， 审计师责任形式相应地由有限责任转变为无限责任和有限责任相结合的形式， 从而导致审计师风险责任增加。但是， 审计师风险责任增加是否一定会带来审计质量的提高呢？已有文献并未得到一致的结论。一方面， 从理论上来说， 审计师风险责任增加使得每个审计师在审计失败时所面临的法律风险更大， 合伙人有更强的动机确保审计工作不出现重大过失， 也会促进合伙人之间相互监督和制约， 使其保持更高的独立性， 因而可能提高审计质量（Dye，1993；Dye，1995；Chan和Pae，1998）； 但另一方面， 审计师风险责任增加可能会使审计师更为保守和谨慎， 审计师为了降低审计风险可能会加大审计投入， 同时收取更多的收费溢价作为潜在风险补偿， 但审计质量不一定会得到提高（Lennox和Li，2012；DeFond和Zhang，2014）。

本文利用我国独到的审计工时数据， 以我国会计师事务所从有限责任制转为特殊普通合伙制为背景， 对事务所转制所带来的审计师风险责任增加对审计效率的影响进行实证检验。实证结果发现， 事务所转制所带来的审计师风险责任的增加， 并未显著提高审计质量， 但审计工时的投入显著增加， 即审计师风险责任的增加实际上降低了审计效率。进一步分析发现， 随着审计师风险责任的增加， 审计收费也显著提高， 这表明审计师通过收取更高的审计费用对风险责任增加导致的预期损失进行了补偿。本文结果表明， 由审计效率降低而导致的审计收费的提高， 全部由被审计客户承担了。本文还分别采取转制组样本回归和PSM配对样本回归进行了内生性检验， 结论仍然成立。

本文从审计效率的角度拓展了已有关于审计师风险责任与审计质量的研究。目前已有部分文献研究会计师事务所组织形式对审计质量的影响（Lennox和Li，2012；Firth等，2012；张金若等，2015；唐衍军和蒋尧明，2020）， 但只从审计质量产出的角度进行考察不能全面反映审计师风险责任对审计师行为的影响（DeFond和Zhang，2014）。例如， Lennox和Li（2012）实证检验了英国会计师事务所由普通合伙制转为有限责任合伙制对审计质量的影响， 发现审计质量未出现显著差异。但即使审计质量水平没有显著差异， 如果审计投入有差异， 也会影响审计效率， 同时还会影响审计收费， 即影响审计资源的消耗。因此， 本文从审计工时投入的角度， 不仅考察审计师风险责任增加对审计质量的影响， 还检验其对审计工时投入和审计收费的影响， 从而进一步从成本效益的角度对审计师风险责任增加的经济后果进行研究。本文发现审计师风险责任的增加可能会降低审计效率， 并且由审计效率降低所导致的审计收费的增加由被审计客户所承担， 为审计效率变化所带来的审计收费在被审计客户与会计师事务所之间的利益安排提供了直接的实证证据。

下文安排如下： 第二部分提出研究假设； 第三部分介绍研究设计与描述性统计； 第四部分报告实证分析结果； 最后为研究结论。

二、 研究假设的提出

审计师诉讼风险是影响审计质量的重要因素（Dye，1993；DeFond和Zhang，2014）， 会计师事务所的组织形式决定了其应承担的法律责任和面临的诉讼风险， 因而可能会对审计质量产生影响。

一方面， 理论上来说， 審计师风险责任的增加使得每个审计师在审计失败时所面临的法律风险更大， 因而合伙人有更强的动机确保审计工作不出现重大过失， 也会促进合伙人之间相互监督和制约， 使其保持更高的独立性和职业谨慎， 进而可能提高审计质量（Dye，1993；Dye，1995；Chan和Pae，1998）。如Dye（1993）通过理论分析认为， 会计师事务所的法律责任应设定在合理水平， 如果法律责任设定过小， 审计师保持独立性的动机可能就会减弱， 进而导致审计质量下降。

但另一方面， 随着审计师风险责任的增加， 审计师为了降低审计风险可能会加大审计投入， 但是审计投入增加并不一定会改善审计质量。并且， 审计师也可以通过收取更多的审计收费溢价对可能预期的高风险进行补偿， 因而审计质量不一定会提高（Lennox和Li，2012；Firth等，2012；DeFond和Zhang，2014）。如Lennox 和Li（2012）实证检验了英国会计师事务所由普通合伙制转为有限责任合伙制对审计质量的影响， 但并没有发现在转为有限责任合伙制之后， 会计师事务所的审计质量更低。Firth等（2012）比较了2000 ～ 2004年中国普通合伙制与有限责任制会计师事务所的审计执业行为， 发现合伙制会计师事务所更可能出具持续经营审计意见， 但只存在于存在财务困境的公司中， 而对于非财务困境的公司样本， 两者出具的审计意见并不存在显著差异。

进一步， 诉讼风险是会计师事务所被发现违规的概率与被发现违规后被惩处力度的乘积（Watts和Zimmerman，1983）。在我国会计师事务所总体所面临的诉讼风险低、 审计师被起诉的概率更低的制度环境下， 会计师事务所组织形式的转变， 只是增大了败诉时可能赔偿的经济损失数额， 但是这种力度的惩处是否会最终落实， 还受到监管实施、 法律保护等其他制度层面因素的影响（Chan等，2006；Firth等，2012；陈永凤和吴青川，2014）。因而本文认为， 在我国目前的法制环境下， 仅通过改变会计师事务所组织形式加大其形式上的法律责任， 并不能形成实质上的诉讼风险， 相应的审计质量并不一定会提高。基于以上关于审计师风险责任对审计投入和审计工时影响的分析， 本文提出如下研究假设：

H1： 审计师风险责任增加会降低审计效率， 即审计师风险责任增加会提高审计工时投入， 但不一定会提高审计质量。

三、 研究设计与描述性统计

为检验上文提出的研究假设， 本文构建如下双重差分回归模型：

Y=β0+β1Treat+β2Post+β3Treat×Post+βiControls+

Fixed effects+ε   （1）

其中， 因变量Y分别为审计质量、 审计工时投入与审计收费。参照已有相关研究（Firth等，2012；Gul等，2013；Gong等，2016）， 审计质量衡量指标分别为非标准审计意见虚拟变量（MAO）、 持续经营审计意见虚拟变量（GC）、 异常应计（AbsDA）和小额盈余（SmallProfit）； 审计工时投入（LAH）通过审计工时取自然对数进行衡量； 审计收费（LAF）通过审计收费总计取自然对数进行衡量。自变量Treat为转制事务所虚拟变量， 如果会计师事务所发生了转制， 则定义为1， 否则定义为0； Post为年度虚拟变量， 若会计师事务所当年完成了转制， 则年度定义为1， 否则定义为0； Treat×Post为Treat与Post的交互项。参照Firth等（2012）的研究， 本文还构造了事务所组织形式虚拟变量（Partnership）， 如果会计师事务所组织形式为合伙制（包括普通合伙制和特殊普通合伙制）则为1， 如果为有限责任制则为0。

参照Gul等（2013）和Gong等（2016）的研究， Controls代表一系列可能影响审计质量和审计工时投入的控制变量， 包括审计师虚拟变量（Big10）、 产权性质虚拟变量（State）、 企业规模（Size）、 财务杠杆（Leverage）、 盈利能力（ROA）、 有形资产占总资产比重（PPE）、 流动资产占总资产比重（Current）、 现金流量（FCF）、 是否亏损虚拟变量（Loss）、 第一大股东持股比例（TOP1）和独立董事占比（Indep）。并且， 本文在审计工时投入和审计收费的回归方程中还控制了会计师事务所层面的控制变量， 具体包括： 事务所审计师规模（Auditor Number）、 审计客户公司数量（Client Number）、 审计客户公司规模（Client Size）、 事务所审计任期（Tenure）。另外， 本文还在回归方程中加入了年度与行业虚拟变量， 以控制年度与行业固定效应。同时， 为避免公司层面的聚集效应对标准误的影响， 回归时在公司层面进行了cluster 处理。详细变量定义参见表1。

由于本文审计工时的数据区间为2004 ～ 2011年， 选取我国2004 ～ 2011年沪深两市全部A股上市公司作为初始研究样本。同时， 对样本进行如下筛选： ①剔除审计工时缺失的样本； ②剔除金融行业上市公司； ③剔除关键财务数据缺失及最终控制人不能识别的样本。经过上述筛选， 最终得到11968个公司—年度样本。此外， 为了控制极端值对分析结果的影响， 对连续型变量进行了1%和99%的winsorize处理。本文使用的审计工时数据来自中国注册会计师协会（CICPA）数据库， 会计师事务所和个人审计师数据为手工收集所得， 样本公司的财务数据、 产权性质数据与公司治理数据均来自CSMAR数据库。

表2报告了样本年度分布， 可以发现， 样本数量在各年度间呈逐年递增的趋势。表3报告了变量的描述性统计结果。其中： MAO和GC的平均值为分别为0.080和0.052， 表明样本中分别约有8%和5%的公司被出具非标准审计意见和持续经营审计意见； AbsDA的平均值为0.070， 中位数为0.048； SmallProfit的平均值为0.029， 表明样本中约有3%的企业报告了小额盈余。LAH的平均值为7.596（约为1990.21小时）， LAF的平均值为13.180（约为529664元）； Partnership的平均值为0.169， 表明樣本中约有17%的会计师事务所为合伙制， 超过80%的会计师事务所为有限责任制。在主要控制变量方面， Big10的平均值为0.365， 表明样本中约有37%的公司被前十大会计师事务所审计； State的均值为0.610， 表明样本中超过60%的公司为国有企业； TOP1的平均值为37.08%， 表明上市公司股权结构相对比较集中。总体来看， 控制变量的描述性统计结果与已有研究基本一致（Firth等，2012；Gul等，2013；Gong等，2016）。

四、 实证分析结果

（一）事务所转制与审计效率

表4报告了事务所转制与审计工时投入和审计收费的回归结果。其中： 在第（1）和（2）列的回归中， 均控制了会计师事务所层面的控制变量； 在第（2）列的回归中， 还控制了审计工时投入的影响。由第（1）和（2）列中Treat×Post的系数可知： 当以LAH为因变量时， 交互项的系数为0.441， 在10%的水平上显著； 當以LAF为因变量时， 交互项的系数为0.051， 在5%的水平上显著。从经济意义上来看： 第（1）列的回归结果表明， 事务所转制使审计工时投入提高约55.42%（e0.441-1）， 相当于提高了审计工时投入的7.30%（55.42%/7.596）； 第（2）列的回归结果表明， 事务所转制使审计收费提高约5.23%（e0.051-1）。表4的回归结果表明， 事务所转制导致了审计工时投入和审计收费的显著增加。

表5报告了事务所转制与审计质量的回归结果， 其中第（1） ～ （4）列的因变量分别为非标准审计意见（MAO）、 持续经营审计意见（GC）、 异常应计（AbsDA）、 小额盈余（SmallProfit）。本文重点关注交互项Treat×Post的回归系数， 由回归结果可知， 当以MAO、 AbsDA和SmallProfit为因变量时， 交互项的系数不显著， 只有当以GC为因变量时， 交互项的系数才显著为正。回归结果表明， 总体来看事务所转制对审计质量的提高并不十分稳健， 仅在持续经营审计意见的出具上， 会计师事务所在转制之后更可能出具持续经营审计意见， 但是在非标准审计意见的出具和盈余质量上， 事务所转制所产生的影响并不显著。综合表4和表5的结果可知， 事务所转制没有显著提高审计质量， 却增加了审计工时， 即审计师风险责任增加会降低审计效率， 实证结果支持了本文的研究假设。

针对审计收费的结果发现， 审计师风险责任增加提高了审计收费， 并且由于审计效率降低而导致的审计收费的提高， 全部由被审计客户承担了。产生这一结果可能有两个方面的原因（Simunic，1980；DeAngelo，1981；DeFond和Zhang，2014）： 一是审计投入方面， 由于审计师风险责任增加， 审计师为了降低审计风险， 特别是检查风险， 需要实施更多的审计程序（例如进行更多的实质性测试）。因此， 由于审计师增加了审计投入， 使得审计成本增加， 从而提高了审计收费。二是风险补偿方面， 由于审计师风险责任的增加， 审计师责任形式由有限责任转变为无限责任和有限责任相结合的形式， 当面临审计失败时审计师的预期损失会更大， 因而审计师会通过收取更高的审计费用对风险进行补偿。

（二）内生性检验

本文研究事务所转制所带来的审计师风险责任增加对审计效率及审计收费的影响， 但上述分析中可能存在着内生性问题， 如转制组事务所样本自选择（sample selection）的内生性问题， 即转制事务所和未转制事务所存在着样本选择上的差异， 因而上文发现的结果可能是由于转制组事务所与未转制组事务所之间的差异所导致的。为了进一步控制内生性对本文结论的影响， 分别采取针对转制组样本进行回归和采用PSM配对样本回归两种方法进行内生性检验。

1. 转制组样本回归。首先在实验组（转制组事务所）样本内进行回归， 检验转制组事务所在事务所转制前后审计质量、 审计工时投入和审计收费的变化。由于仅在转制组样本中进行回归， 不需要控制转制组与未转制组的组间差异。为了检验转制组样本转制前后对审计质量、 审计工时投入和审计收费的影响， 本文采用如下实证回归模型：

Y=β0+β1Post+βiControls+Fixed effects+ε   （2）

其中， 因变量分别为审计质量、 审计工时投入和审计收费度量指标， 变量定义与模型（1）保持一致。自变量Post为年度虚拟变量， 如果会计师事务所当年完成了转制则定义为1， 否则定义为0。其余控制变量的选择和定义均与模型（1）保持一致。同时， 在回归中控制年度与行业固定效应， 在会计师事务所和公司层面对标准误进行调整， 以消除会计师事务所和公司层面的聚类效应。

表6报告了转制组样本事务所转制与审计工时投入和审计收费的回归结果。其中： 在第（1）和（2）列的回归中， 均控制了会计师事务所层面的控制变量； 在第（2）列的回归中， 还控制了审计工时投入的影响。回归结果发现： Post与LAH的系数为0.536， 在1%的水平上显著； Post与LAF的系数为0.068， 在10%的水平上显著。表6的结果表明， 对于完成了转制的会计师事务所来说， 转制提高了其审计工时和审计收费。

表7报告了转制组样本事务所转制与审计质量的回归结果。与表5类似， 第（1） ～ （4）列的因变量分别为非标准审计意见（MAO）、 持续经营审计意见（GC）、 异常应计（AbsDA）、 小额盈余（SmallProfit）。结果显示， Post的系数均不显著， 说明在进行了事务所转制的样本中， 事务所转制之后审计质量并没有得到显著的提高， 这进一步支持了本文的H1。

综合表6和表7的结果可以发现， 事务所转制没有提高审计质量， 却增加了审计工时， 即事务所转制降低了审计效率。

2. PSM配对样本回归。本文进一步运用倾向得分匹配法（PSM）解决内生性问题。首先， 使用公司聘请的会计师事务所是否为转制事务所（Treat）的哑变量对公司层面的全部控制变量进行回归， 得到各个观测值的倾向匹配得分； 基于匹配得分， 将会计师事务所发生了转制的公司样本和会计师事务所没有发生转制的公司样本进行匹配， 从而得到匹配之后的样本。然后， 基于匹配之后的样本重新对模型（1）进行回归。通过对转制组与非转制组的公司进行倾向得分匹配， 控制两组之间被审计客户公司的差异， 从而减轻公司—事务所之间样本选择的内生性问题。

PSM样本匹配有效性检验的回归结果（限于篇幅，略）显示， 匹配之后会计师事务所发生了转制与没有发生转制的两组样本在所有公司层面的控制变量上均不存在显著的差异， 说明本文的配对是有效的。

表8报告了配对后样本事务所转制与审计工时投入和审计收费的回归结果。由表中结果可知， Treat×Post的系数都显著为正， 表明会计师事务所转制之后， 审计工时投入和审计收费均显著提高。

表9报告了配对后样本事务所转制与审计质量的回归结果。可见， 第（1） ～ （3）列中Treat×Post的系数均不显著， 只有第（4）列交互项的系数显著为负。这表明总体来看， 会计师事务所转制之后， 被审计公司的审计质量并未显著提高。表8和表9的PSM检验结果表明， 在控制被审计公司特征方面的差异之后， 本文上述结论仍然成立。

（三）稳健性检验

为了进一步检验上文结论的稳健性， 本文进行了如下稳健性检验： 按照会计师事务所转制的时间， 选取事务所转制前后各2年的对称样本来进行实证检验。由于事务所转制发生的年度为2010年和2011年， 选取2008年和2009年作为转制前的对称年度区间， 并重新对模型（1）进行回归。表10和表11报告了转制前后各2年样本的回归结果。其中： 表10报告了事务所转制与审计工时投入和审计收费的回归结果， 结果显示， Treat×Post的系数分别为0.270和0.026， 分别在5%和10%的水平上显著， 表明事务所转制提高了审计工时投入和审计收费； 表11报告了事务所转制与审计质量的回归结果， 结果显示， Treat×Post的系数均不显著， 表明事务所转制并未显著提高审计质量。表10和表11的结果表明， 在控制样本区间选择之后， 本文主要结论仍然成立。

五、 结论

审计师作为审计服务的供给方， 其法律责任是影响其向被审计客户提供高质量审计服务的重要因素（DeFond和Zhang，2014）， 因而审计师法律责任对审计质量的影响一直都是审计质量研究中被关注的话题。本文利用我国独到的审计工时数据， 以我国会计师事务所从有限责任制转为特殊普通合伙制为背景， 对事务所转制所带来的审计师风险责任增加对审计效率的影响进行了实证检验。实证结果显示， 事务所转制所带来的审计师风险责任增加并未显著提高审计质量， 但审计工时投入显著增加。进一步分析发现， 随着审计师风险责任的增加， 审计收费也显著提高， 这表明审计师通过收取更高的审计费用， 对风险责任增加导致的预期损失进行了补偿。本文还分别采用转制组样本回归和PSM配对样本回归进行了内生性检验， 结论仍然成立。

本文从审计效率的角度拓展了已有关于审计师风险责任与审计质量的研究。本文不仅考察了审计师风险责任增加对审计质量的影响， 还检验了其对审计工时投入和审计收费的影响， 从成本效益的角度对审计师风险责任增加的经济后果进行了研究。结果显示， 审计师风险责任的增加实际上降低了审计效率， 并且由审计效率降低所导致的审计收费的增加由被审计客户所承担， 为审计效率变化所带来的审计收费在被审计客户与会计师事务所之间的利益安排提供了直接的实证证据。

【 主 要 参 考 文 献 】

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【作者單位】1.武汉大学经济与管理学院， 武汉 430072；2.深圳证券交易所， 深圳 518038。 周楷唐为通讯作者