審計師風險責任增加會提高審計效率嗎

周楷唐 謝童 劉嚴璇

【摘要】審計服務(wù)作為一項產(chǎn)品， 從成本效益的原則出發(fā)， 不僅要關(guān)注審計質(zhì)量， 還要關(guān)注審計過程中投入的成本， 即審計效率。本文運用我國獨到的審計工時數(shù)據(jù)， 以我國會計師事務(wù)所從有限責任制轉(zhuǎn)為特殊普通合伙制為背景， 對事務(wù)所轉(zhuǎn)制所帶來的審計師風險責任增加對審計效率的影響進行實證檢驗。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 審計師風險責任的增加并未顯著提高審計質(zhì)量， 但導(dǎo)致審計工時投入顯著增加， 即審計師風險責任的增加實際上降低了審計效率。進一步分析發(fā)現(xiàn)， 隨著審計師風險責任的增加， 審計收費也顯著提高， 這表明審計師通過收取更高的審計費用對風險責任增加導(dǎo)致的預(yù)期損失進行了補償。該結(jié)論從審計效率的視角拓展了已有關(guān)于審計師風險責任與審計質(zhì)量的研究。

【關(guān)鍵詞】事務(wù)所轉(zhuǎn)制；審計師風險責任；審計效率；審計工時；審計質(zhì)量

【中圖分類號】F239? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）09-0090-8

一、 引言

審計師作為審計服務(wù)的供給方， 其法律責任是影響其向被審計客戶提供高質(zhì)量審計服務(wù)的重要因素（DeFond和Zhang，2014）。因而， 審計師法律責任對審計質(zhì)量的影響一直都是審計質(zhì)量研究中被關(guān)注的話題。2010年我國財政部、 工商總局聯(lián)合發(fā)布了《關(guān)于推動大中型會計師事務(wù)所采用特殊普通合伙組織形式的暫行規(guī)定》（財會〔2010〕12號）， 規(guī)定國內(nèi)大型會計師事務(wù)所應(yīng)該于2010年12月31日前轉(zhuǎn)制為特殊普通合伙組織形式。在此制度背景下， 國內(nèi)的部分大型會計師事務(wù)所和國際四大會計師事務(wù)所于2010 ～ 2012年完成了由有限責任制向特殊普通合伙制的轉(zhuǎn)變。由于會計師事務(wù)所組織形式發(fā)生了改變， 審計師所面臨的法律責任風險也隨之改變。按照《公司法》的相關(guān)規(guī)定， 在有限責任制會計師事務(wù)所中， 注冊會計師以其出資額認購會計師事務(wù)所的股份， 并以其所認購的股份對會計師事務(wù)所承擔有限責任； 而在特殊普通合伙制會計師事務(wù)所中， 一個或多個合伙人在執(zhí)業(yè)活動中因故意或者重大過失造成的合伙企業(yè)債務(wù)， 由其承擔無限責任或者無限連帶責任， 其他合伙人以其在合伙企業(yè)中的財產(chǎn)份額為限承擔責任。

因此， 在會計師事務(wù)所由有限責任制轉(zhuǎn)為特殊普通合伙制（本文之后統(tǒng)一簡稱為“事務(wù)所轉(zhuǎn)制”）之后， 審計師責任形式相應(yīng)地由有限責任轉(zhuǎn)變?yōu)闊o限責任和有限責任相結(jié)合的形式， 從而導(dǎo)致審計師風險責任增加。但是， 審計師風險責任增加是否一定會帶來審計質(zhì)量的提高呢？已有文獻并未得到一致的結(jié)論。一方面， 從理論上來說， 審計師風險責任增加使得每個審計師在審計失敗時所面臨的法律風險更大， 合伙人有更強的動機確保審計工作不出現(xiàn)重大過失， 也會促進合伙人之間相互監(jiān)督和制約， 使其保持更高的獨立性， 因而可能提高審計質(zhì)量（Dye，1993；Dye，1995；Chan和Pae，1998）； 但另一方面， 審計師風險責任增加可能會使審計師更為保守和謹慎， 審計師為了降低審計風險可能會加大審計投入， 同時收取更多的收費溢價作為潛在風險補償， 但審計質(zhì)量不一定會得到提高（Lennox和Li，2012；DeFond和Zhang，2014）。

本文利用我國獨到的審計工時數(shù)據(jù)， 以我國會計師事務(wù)所從有限責任制轉(zhuǎn)為特殊普通合伙制為背景， 對事務(wù)所轉(zhuǎn)制所帶來的審計師風險責任增加對審計效率的影響進行實證檢驗。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 事務(wù)所轉(zhuǎn)制所帶來的審計師風險責任的增加， 并未顯著提高審計質(zhì)量， 但審計工時的投入顯著增加， 即審計師風險責任的增加實際上降低了審計效率。進一步分析發(fā)現(xiàn)， 隨著審計師風險責任的增加， 審計收費也顯著提高， 這表明審計師通過收取更高的審計費用對風險責任增加導(dǎo)致的預(yù)期損失進行了補償。本文結(jié)果表明， 由審計效率降低而導(dǎo)致的審計收費的提高， 全部由被審計客戶承擔了。本文還分別采取轉(zhuǎn)制組樣本回歸和PSM配對樣本回歸進行了內(nèi)生性檢驗， 結(jié)論仍然成立。

本文從審計效率的角度拓展了已有關(guān)于審計師風險責任與審計質(zhì)量的研究。目前已有部分文獻研究會計師事務(wù)所組織形式對審計質(zhì)量的影響（Lennox和Li，2012；Firth等，2012；張金若等，2015；唐衍軍和蔣堯明，2020）， 但只從審計質(zhì)量產(chǎn)出的角度進行考察不能全面反映審計師風險責任對審計師行為的影響（DeFond和Zhang，2014）。例如， Lennox和Li（2012）實證檢驗了英國會計師事務(wù)所由普通合伙制轉(zhuǎn)為有限責任合伙制對審計質(zhì)量的影響， 發(fā)現(xiàn)審計質(zhì)量未出現(xiàn)顯著差異。但即使審計質(zhì)量水平?jīng)]有顯著差異， 如果審計投入有差異， 也會影響審計效率， 同時還會影響審計收費， 即影響審計資源的消耗。因此， 本文從審計工時投入的角度， 不僅考察審計師風險責任增加對審計質(zhì)量的影響， 還檢驗其對審計工時投入和審計收費的影響， 從而進一步從成本效益的角度對審計師風險責任增加的經(jīng)濟后果進行研究。本文發(fā)現(xiàn)審計師風險責任的增加可能會降低審計效率， 并且由審計效率降低所導(dǎo)致的審計收費的增加由被審計客戶所承擔， 為審計效率變化所帶來的審計收費在被審計客戶與會計師事務(wù)所之間的利益安排提供了直接的實證證據(jù)。

下文安排如下： 第二部分提出研究假設(shè)； 第三部分介紹研究設(shè)計與描述性統(tǒng)計； 第四部分報告實證分析結(jié)果； 最后為研究結(jié)論。

二、 研究假設(shè)的提出

審計師訴訟風險是影響審計質(zhì)量的重要因素（Dye，1993；DeFond和Zhang，2014）， 會計師事務(wù)所的組織形式?jīng)Q定了其應(yīng)承擔的法律責任和面臨的訴訟風險， 因而可能會對審計質(zhì)量產(chǎn)生影響。

一方面， 理論上來說， 審計師風險責任的增加使得每個審計師在審計失敗時所面臨的法律風險更大， 因而合伙人有更強的動機確保審計工作不出現(xiàn)重大過失， 也會促進合伙人之間相互監(jiān)督和制約， 使其保持更高的獨立性和職業(yè)謹慎， 進而可能提高審計質(zhì)量（Dye，1993；Dye，1995；Chan和Pae，1998）。如Dye（1993）通過理論分析認為， 會計師事務(wù)所的法律責任應(yīng)設(shè)定在合理水平， 如果法律責任設(shè)定過小， 審計師保持獨立性的動機可能就會減弱， 進而導(dǎo)致審計質(zhì)量下降。

但另一方面， 隨著審計師風險責任的增加， 審計師為了降低審計風險可能會加大審計投入， 但是審計投入增加并不一定會改善審計質(zhì)量。并且， 審計師也可以通過收取更多的審計收費溢價對可能預(yù)期的高風險進行補償， 因而審計質(zhì)量不一定會提高（Lennox和Li，2012；Firth等，2012；DeFond和Zhang，2014）。如Lennox 和Li（2012）實證檢驗了英國會計師事務(wù)所由普通合伙制轉(zhuǎn)為有限責任合伙制對審計質(zhì)量的影響， 但并沒有發(fā)現(xiàn)在轉(zhuǎn)為有限責任合伙制之后， 會計師事務(wù)所的審計質(zhì)量更低。Firth等（2012）比較了2000 ～ 2004年中國普通合伙制與有限責任制會計師事務(wù)所的審計執(zhí)業(yè)行為， 發(fā)現(xiàn)合伙制會計師事務(wù)所更可能出具持續(xù)經(jīng)營審計意見， 但只存在于存在財務(wù)困境的公司中， 而對于非財務(wù)困境的公司樣本， 兩者出具的審計意見并不存在顯著差異。

進一步， 訴訟風險是會計師事務(wù)所被發(fā)現(xiàn)違規(guī)的概率與被發(fā)現(xiàn)違規(guī)后被懲處力度的乘積（Watts和Zimmerman，1983）。在我國會計師事務(wù)所總體所面臨的訴訟風險低、 審計師被起訴的概率更低的制度環(huán)境下， 會計師事務(wù)所組織形式的轉(zhuǎn)變， 只是增大了敗訴時可能賠償?shù)慕?jīng)濟損失數(shù)額， 但是這種力度的懲處是否會最終落實， 還受到監(jiān)管實施、 法律保護等其他制度層面因素的影響（Chan等，2006；Firth等，2012；陳永鳳和吳青川，2014）。因而本文認為， 在我國目前的法制環(huán)境下， 僅通過改變會計師事務(wù)所組織形式加大其形式上的法律責任， 并不能形成實質(zhì)上的訴訟風險， 相應(yīng)的審計質(zhì)量并不一定會提高?；谝陨详P(guān)于審計師風險責任對審計投入和審計工時影響的分析， 本文提出如下研究假設(shè)：

H1： 審計師風險責任增加會降低審計效率， 即審計師風險責任增加會提高審計工時投入， 但不一定會提高審計質(zhì)量。

三、 研究設(shè)計與描述性統(tǒng)計

為檢驗上文提出的研究假設(shè)， 本文構(gòu)建如下雙重差分回歸模型：

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

Fixed effects+ε? ?（1）

其中， 因變量Y分別為審計質(zhì)量、 審計工時投入與審計收費。參照已有相關(guān)研究（Firth等，2012；Gul等，2013；Gong等，2016）， 審計質(zhì)量衡量指標分別為非標準審計意見虛擬變量（MAO）、 持續(xù)經(jīng)營審計意見虛擬變量（GC）、 異常應(yīng)計（AbsDA）和小額盈余（SmallProfit）； 審計工時投入（LAH）通過審計工時取自然對數(shù)進行衡量； 審計收費（LAF）通過審計收費總計取自然對數(shù)進行衡量。自變量Treat為轉(zhuǎn)制事務(wù)所虛擬變量， 如果會計師事務(wù)所發(fā)生了轉(zhuǎn)制， 則定義為1， 否則定義為0； Post為年度虛擬變量， 若會計師事務(wù)所當年完成了轉(zhuǎn)制， 則年度定義為1， 否則定義為0； Treat×Post為Treat與Post的交互項。參照Firth等（2012）的研究， 本文還構(gòu)造了事務(wù)所組織形式虛擬變量（Partnership）， 如果會計師事務(wù)所組織形式為合伙制（包括普通合伙制和特殊普通合伙制）則為1， 如果為有限責任制則為0。

參照Gul等（2013）和Gong等（2016）的研究， Controls代表一系列可能影響審計質(zhì)量和審計工時投入的控制變量， 包括審計師虛擬變量（Big10）、 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)虛擬變量（State）、 企業(yè)規(guī)模（Size）、 財務(wù)杠桿（Leverage）、 盈利能力（ROA）、 有形資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重（PPE）、 流動資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重（Current）、 現(xiàn)金流量（FCF）、 是否虧損虛擬變量（Loss）、 第一大股東持股比例（TOP1）和獨立董事占比（Indep）。并且， 本文在審計工時投入和審計收費的回歸方程中還控制了會計師事務(wù)所層面的控制變量， 具體包括： 事務(wù)所審計師規(guī)模（Auditor Number）、 審計客戶公司數(shù)量（Client Number）、 審計客戶公司規(guī)模（Client Size）、 事務(wù)所審計任期（Tenure）。另外， 本文還在回歸方程中加入了年度與行業(yè)虛擬變量， 以控制年度與行業(yè)固定效應(yīng)。同時， 為避免公司層面的聚集效應(yīng)對標準誤的影響， 回歸時在公司層面進行了cluster 處理。詳細變量定義參見表1。

由于本文審計工時的數(shù)據(jù)區(qū)間為2004 ～ 2011年， 選取我國2004 ～ 2011年滬深兩市全部A股上市公司作為初始研究樣本。同時， 對樣本進行如下篩選： ①剔除審計工時缺失的樣本； ②剔除金融行業(yè)上市公司； ③剔除關(guān)鍵財務(wù)數(shù)據(jù)缺失及最終控制人不能識別的樣本。經(jīng)過上述篩選， 最終得到11968個公司—年度樣本。此外， 為了控制極端值對分析結(jié)果的影響， 對連續(xù)型變量進行了1%和99%的winsorize處理。本文使用的審計工時數(shù)據(jù)來自中國注冊會計師協(xié)會（CICPA）數(shù)據(jù)庫， 會計師事務(wù)所和個人審計師數(shù)據(jù)為手工收集所得， 樣本公司的財務(wù)數(shù)據(jù)、 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)數(shù)據(jù)與公司治理數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

表2報告了樣本年度分布， 可以發(fā)現(xiàn)， 樣本數(shù)量在各年度間呈逐年遞增的趨勢。表3報告了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中： MAO和GC的平均值為分別為0.080和0.052， 表明樣本中分別約有8%和5%的公司被出具非標準審計意見和持續(xù)經(jīng)營審計意見； AbsDA的平均值為0.070， 中位數(shù)為0.048； SmallProfit的平均值為0.029， 表明樣本中約有3%的企業(yè)報告了小額盈余。LAH的平均值為7.596（約為1990.21小時）， LAF的平均值為13.180（約為529664元）； Partnership的平均值為0.169， 表明樣本中約有17%的會計師事務(wù)所為合伙制， 超過80%的會計師事務(wù)所為有限責任制。在主要控制變量方面， Big10的平均值為0.365， 表明樣本中約有37%的公司被前十大會計師事務(wù)所審計； State的均值為0.610， 表明樣本中超過60%的公司為國有企業(yè)； TOP1的平均值為37.08%， 表明上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)相對比較集中?？傮w來看， 控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與已有研究基本一致（Firth等，2012；Gul等，2013；Gong等，2016）。

四、 實證分析結(jié)果

（一）事務(wù)所轉(zhuǎn)制與審計效率

表4報告了事務(wù)所轉(zhuǎn)制與審計工時投入和審計收費的回歸結(jié)果。其中： 在第（1）和（2）列的回歸中， 均控制了會計師事務(wù)所層面的控制變量； 在第（2）列的回歸中， 還控制了審計工時投入的影響。由第（1）和（2）列中Treat×Post的系數(shù)可知： 當以LAH為因變量時， 交互項的系數(shù)為0.441， 在10%的水平上顯著； 當以LAF為因變量時， 交互項的系數(shù)為0.051， 在5%的水平上顯著。從經(jīng)濟意義上來看： 第（1）列的回歸結(jié)果表明， 事務(wù)所轉(zhuǎn)制使審計工時投入提高約55.42%（e0.441-1）， 相當于提高了審計工時投入的7.30%（55.42%/7.596）； 第（2）列的回歸結(jié)果表明， 事務(wù)所轉(zhuǎn)制使審計收費提高約5.23%（e0.051-1）。表4的回歸結(jié)果表明， 事務(wù)所轉(zhuǎn)制導(dǎo)致了審計工時投入和審計收費的顯著增加。

表5報告了事務(wù)所轉(zhuǎn)制與審計質(zhì)量的回歸結(jié)果， 其中第（1） ～ （4）列的因變量分別為非標準審計意見（MAO）、 持續(xù)經(jīng)營審計意見（GC）、 異常應(yīng)計（AbsDA）、 小額盈余（SmallProfit）。本文重點關(guān)注交互項Treat×Post的回歸系數(shù)， 由回歸結(jié)果可知， 當以MAO、 AbsDA和SmallProfit為因變量時， 交互項的系數(shù)不顯著， 只有當以GC為因變量時， 交互項的系數(shù)才顯著為正?；貧w結(jié)果表明， 總體來看事務(wù)所轉(zhuǎn)制對審計質(zhì)量的提高并不十分穩(wěn)健， 僅在持續(xù)經(jīng)營審計意見的出具上， 會計師事務(wù)所在轉(zhuǎn)制之后更可能出具持續(xù)經(jīng)營審計意見， 但是在非標準審計意見的出具和盈余質(zhì)量上， 事務(wù)所轉(zhuǎn)制所產(chǎn)生的影響并不顯著。綜合表4和表5的結(jié)果可知， 事務(wù)所轉(zhuǎn)制沒有顯著提高審計質(zhì)量， 卻增加了審計工時， 即審計師風險責任增加會降低審計效率， 實證結(jié)果支持了本文的研究假設(shè)。

針對審計收費的結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 審計師風險責任增加提高了審計收費， 并且由于審計效率降低而導(dǎo)致的審計收費的提高， 全部由被審計客戶承擔了。產(chǎn)生這一結(jié)果可能有兩個方面的原因（Simunic，1980；DeAngelo，1981；DeFond和Zhang，2014）： 一是審計投入方面， 由于審計師風險責任增加， 審計師為了降低審計風險， 特別是檢查風險， 需要實施更多的審計程序（例如進行更多的實質(zhì)性測試）。因此， 由于審計師增加了審計投入， 使得審計成本增加， 從而提高了審計收費。二是風險補償方面， 由于審計師風險責任的增加， 審計師責任形式由有限責任轉(zhuǎn)變?yōu)闊o限責任和有限責任相結(jié)合的形式， 當面臨審計失敗時審計師的預(yù)期損失會更大， 因而審計師會通過收取更高的審計費用對風險進行補償。

（二）內(nèi)生性檢驗

本文研究事務(wù)所轉(zhuǎn)制所帶來的審計師風險責任增加對審計效率及審計收費的影響， 但上述分析中可能存在著內(nèi)生性問題， 如轉(zhuǎn)制組事務(wù)所樣本自選擇（sample selection）的內(nèi)生性問題， 即轉(zhuǎn)制事務(wù)所和未轉(zhuǎn)制事務(wù)所存在著樣本選擇上的差異， 因而上文發(fā)現(xiàn)的結(jié)果可能是由于轉(zhuǎn)制組事務(wù)所與未轉(zhuǎn)制組事務(wù)所之間的差異所導(dǎo)致的。為了進一步控制內(nèi)生性對本文結(jié)論的影響， 分別采取針對轉(zhuǎn)制組樣本進行回歸和采用PSM配對樣本回歸兩種方法進行內(nèi)生性檢驗。

1. 轉(zhuǎn)制組樣本回歸。首先在實驗組（轉(zhuǎn)制組事務(wù)所）樣本內(nèi)進行回歸， 檢驗轉(zhuǎn)制組事務(wù)所在事務(wù)所轉(zhuǎn)制前后審計質(zhì)量、 審計工時投入和審計收費的變化。由于僅在轉(zhuǎn)制組樣本中進行回歸， 不需要控制轉(zhuǎn)制組與未轉(zhuǎn)制組的組間差異。為了檢驗轉(zhuǎn)制組樣本轉(zhuǎn)制前后對審計質(zhì)量、 審計工時投入和審計收費的影響， 本文采用如下實證回歸模型：

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

其中， 因變量分別為審計質(zhì)量、 審計工時投入和審計收費度量指標， 變量定義與模型（1）保持一致。自變量Post為年度虛擬變量， 如果會計師事務(wù)所當年完成了轉(zhuǎn)制則定義為1， 否則定義為0。其余控制變量的選擇和定義均與模型（1）保持一致。同時， 在回歸中控制年度與行業(yè)固定效應(yīng)， 在會計師事務(wù)所和公司層面對標準誤進行調(diào)整， 以消除會計師事務(wù)所和公司層面的聚類效應(yīng)。

表6報告了轉(zhuǎn)制組樣本事務(wù)所轉(zhuǎn)制與審計工時投入和審計收費的回歸結(jié)果。其中： 在第（1）和（2）列的回歸中， 均控制了會計師事務(wù)所層面的控制變量； 在第（2）列的回歸中， 還控制了審計工時投入的影響?；貧w結(jié)果發(fā)現(xiàn)： Post與LAH的系數(shù)為0.536， 在1%的水平上顯著； Post與LAF的系數(shù)為0.068， 在10%的水平上顯著。表6的結(jié)果表明， 對于完成了轉(zhuǎn)制的會計師事務(wù)所來說， 轉(zhuǎn)制提高了其審計工時和審計收費。

表7報告了轉(zhuǎn)制組樣本事務(wù)所轉(zhuǎn)制與審計質(zhì)量的回歸結(jié)果。與表5類似， 第（1） ～ （4）列的因變量分別為非標準審計意見（MAO）、 持續(xù)經(jīng)營審計意見（GC）、 異常應(yīng)計（AbsDA）、 小額盈余（SmallProfit）。結(jié)果顯示， Post的系數(shù)均不顯著， 說明在進行了事務(wù)所轉(zhuǎn)制的樣本中， 事務(wù)所轉(zhuǎn)制之后審計質(zhì)量并沒有得到顯著的提高， 這進一步支持了本文的H1。

綜合表6和表7的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)， 事務(wù)所轉(zhuǎn)制沒有提高審計質(zhì)量， 卻增加了審計工時， 即事務(wù)所轉(zhuǎn)制降低了審計效率。

2. PSM配對樣本回歸。本文進一步運用傾向得分匹配法（PSM）解決內(nèi)生性問題。首先， 使用公司聘請的會計師事務(wù)所是否為轉(zhuǎn)制事務(wù)所（Treat）的啞變量對公司層面的全部控制變量進行回歸， 得到各個觀測值的傾向匹配得分； 基于匹配得分， 將會計師事務(wù)所發(fā)生了轉(zhuǎn)制的公司樣本和會計師事務(wù)所沒有發(fā)生轉(zhuǎn)制的公司樣本進行匹配， 從而得到匹配之后的樣本。然后， 基于匹配之后的樣本重新對模型（1）進行回歸。通過對轉(zhuǎn)制組與非轉(zhuǎn)制組的公司進行傾向得分匹配， 控制兩組之間被審計客戶公司的差異， 從而減輕公司—事務(wù)所之間樣本選擇的內(nèi)生性問題。

PSM樣本匹配有效性檢驗的回歸結(jié)果（限于篇幅，略）顯示， 匹配之后會計師事務(wù)所發(fā)生了轉(zhuǎn)制與沒有發(fā)生轉(zhuǎn)制的兩組樣本在所有公司層面的控制變量上均不存在顯著的差異， 說明本文的配對是有效的。

表8報告了配對后樣本事務(wù)所轉(zhuǎn)制與審計工時投入和審計收費的回歸結(jié)果。由表中結(jié)果可知， Treat×Post的系數(shù)都顯著為正， 表明會計師事務(wù)所轉(zhuǎn)制之后， 審計工時投入和審計收費均顯著提高。

表9報告了配對后樣本事務(wù)所轉(zhuǎn)制與審計質(zhì)量的回歸結(jié)果。可見， 第（1） ～ （3）列中Treat×Post的系數(shù)均不顯著， 只有第（4）列交互項的系數(shù)顯著為負。這表明總體來看， 會計師事務(wù)所轉(zhuǎn)制之后， 被審計公司的審計質(zhì)量并未顯著提高。表8和表9的PSM檢驗結(jié)果表明， 在控制被審計公司特征方面的差異之后， 本文上述結(jié)論仍然成立。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了進一步檢驗上文結(jié)論的穩(wěn)健性， 本文進行了如下穩(wěn)健性檢驗： 按照會計師事務(wù)所轉(zhuǎn)制的時間， 選取事務(wù)所轉(zhuǎn)制前后各2年的對稱樣本來進行實證檢驗。由于事務(wù)所轉(zhuǎn)制發(fā)生的年度為2010年和2011年， 選取2008年和2009年作為轉(zhuǎn)制前的對稱年度區(qū)間， 并重新對模型（1）進行回歸。表10和表11報告了轉(zhuǎn)制前后各2年樣本的回歸結(jié)果。其中： 表10報告了事務(wù)所轉(zhuǎn)制與審計工時投入和審計收費的回歸結(jié)果， 結(jié)果顯示， Treat×Post的系數(shù)分別為0.270和0.026， 分別在5%和10%的水平上顯著， 表明事務(wù)所轉(zhuǎn)制提高了審計工時投入和審計收費； 表11報告了事務(wù)所轉(zhuǎn)制與審計質(zhì)量的回歸結(jié)果， 結(jié)果顯示， Treat×Post的系數(shù)均不顯著， 表明事務(wù)所轉(zhuǎn)制并未顯著提高審計質(zhì)量。表10和表11的結(jié)果表明， 在控制樣本區(qū)間選擇之后， 本文主要結(jié)論仍然成立。

五、 結(jié)論

審計師作為審計服務(wù)的供給方， 其法律責任是影響其向被審計客戶提供高質(zhì)量審計服務(wù)的重要因素（DeFond和Zhang，2014）， 因而審計師法律責任對審計質(zhì)量的影響一直都是審計質(zhì)量研究中被關(guān)注的話題。本文利用我國獨到的審計工時數(shù)據(jù)， 以我國會計師事務(wù)所從有限責任制轉(zhuǎn)為特殊普通合伙制為背景， 對事務(wù)所轉(zhuǎn)制所帶來的審計師風險責任增加對審計效率的影響進行了實證檢驗。實證結(jié)果顯示， 事務(wù)所轉(zhuǎn)制所帶來的審計師風險責任增加并未顯著提高審計質(zhì)量， 但審計工時投入顯著增加。進一步分析發(fā)現(xiàn)， 隨著審計師風險責任的增加， 審計收費也顯著提高， 這表明審計師通過收取更高的審計費用， 對風險責任增加導(dǎo)致的預(yù)期損失進行了補償。本文還分別采用轉(zhuǎn)制組樣本回歸和PSM配對樣本回歸進行了內(nèi)生性檢驗， 結(jié)論仍然成立。

本文從審計效率的角度拓展了已有關(guān)于審計師風險責任與審計質(zhì)量的研究。本文不僅考察了審計師風險責任增加對審計質(zhì)量的影響， 還檢驗了其對審計工時投入和審計收費的影響， 從成本效益的角度對審計師風險責任增加的經(jīng)濟后果進行了研究。結(jié)果顯示， 審計師風險責任的增加實際上降低了審計效率， 并且由審計效率降低所導(dǎo)致的審計收費的增加由被審計客戶所承擔， 為審計效率變化所帶來的審計收費在被審計客戶與會計師事務(wù)所之間的利益安排提供了直接的實證證據(jù)。

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【作者單位】1.武漢大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院， 武漢 430072；2.深圳證券交易所， 深圳 518038。 周楷唐為通訊作者