会计事务所的组织形式、法律责任与审计质量&基于签名审计师个人水平的研究_审计意见论文

会计事务所组织形式、法律责任与审计质量——基于签字审计师个体层面的研究，本文主要内容关键词为：组织形式论文,层面论文,审计师论文,个体论文,法律责任论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

      一、问题的提出

      2010年以来，财政部和工商总局为鼓励国内事务所做大做强，联合发布了一系列文件推动我国大中型事务所转制为特殊普通合伙制。到目前为止，这是继1998年事务所脱钩改制以来我国会计师事务所组织形式的又一次重大变革，是我国政府强制推动注册会计师行业发展的一项战略之举。这次变革的特点是：首先，这次转制是由政府强制推动的，并非事务所自愿选择的结果，这与1998年脱钩改制时事务所自主选择组织形式有所不同(Firth et al.，2012；原红旗等，2003)，也与其他国家的事务所转制不同(Dye，1993、1995；Muzatko et al.，2004)；其次，“特殊普通合伙制”具有明显的中国特色，是我国在普通合伙制与国外有限责任合伙制基础上的制度创新(黄洁莉，2010)。由于我国的审计报告必须由审计师签字，这就意味着将“故意与重大过失”的审计责任直接分配到了签字审计师个人。这种基于中国国情、具有中国特色的事务所组织形式和责任分担机制，是否会促进事务所尤其是签字审计师提高审计独立性、进而提高审计质量呢？尚不得而知。

      同时，关于事务所组织形式与审计质量的关系，国内学术界一直存有较大的争议。原红旗等(2003)认为会计师事务所的组织形式对审计意见没有产生明显影响，而Firth et al.(2012)基于我国2000-2004年的审计数据研究发现普通合伙制事务所出具审计意见的行为比有限责任制事务所更加谨慎。Liu et al.(2011)基于我国2008-2011年的数据认为事务所转为特殊普通合伙制后出具非标准意见的可能性增大，审计收费也显著增加。刘启亮等(2012)也发现特殊普通合伙制事务所出具非标审计意见的可能性更高，而李江涛等(2013)认为事务所转制对审计定价没有显著影响。刘行健等(2014)发现在事务所转制政策出台的2010年，事务所审计客户的正向盈余管理幅度均有系统性显著下降；而在转制的前后两年，客户的正向盈余管理幅度并不存在显著差异。可以发现，现有的关于事务所转制的研究多停留在事务所层面，并未深入考虑特殊普通合伙制组织形式主要是将审计风险从事务所层面转向签字审计师个体层面的本质性变化。DeFond and Francis(2005)认为，将研究层次推进到签字审计师个体层面比事务所层面或分所层面的研究更加具有说服力。虽然之前有学者(Carey and Simnett，2006)基于签字审计师个体层面研究过审计师任期与审计质量的关系，也有学者(Chen，Sun and Wu，2010)基于签字审计师个体层面研究过客户重要性与审计质量的关系，但到目前为止，尚未有文献从签字审计师个体层面研究事务所组织形式与审计质量的关系。基于此，本文从签字审计师个体层面研究特殊普通合伙制对审计质量的影响，以为监管部门、实务界和学术界提供更为直接的判断事务所转制政策实施效果的经验证据。

      本文的主要贡献在于，不同于现有基于事务所层面的研究(原红旗等，2003；Firth et al.，2012；刘启亮等，2012；李江涛等，2013)，本文通过巧妙的样本选择设计，首次从签字审计师个体层面研究了特殊普通合伙制对审计质量的影响，为我国2010年以来推动事务所转制为特殊普通合伙制的政策提供了直接的经验证据。

      本文余下部分的安排是：第二部分是制度背景与研究假设；第三部分是研究设计；第四部分是实证结果；第五部分是稳健性检验；最后是结论与启示。

      二、研究假设

      大量的研究也表明，提高审计师的风险暴露，加大其审计法律责任能够促使审计师在执业活动中更加谨慎和独立，从而有助于提高审计质量(Dye，1993、1995；Geiger et al.，2006；冯延超，2010；等等)。Firth et al.(2012)基于我国2000-2004年审计市场的研究表明，普通合伙制事务所比有限责任制事务所更加可能促使审计师出具非标审计意见，而且事务所由普通合伙制转为有限责任制后，出具非标审计意见的可能性降低。Liu et al.(2011)基于我国2008-2011年的数据认为事务所转为特殊普通合伙制后因为其承担的法律责任更大，因此出具非标准意见的可能性增大，审计收费也显著增加。刘启亮等(2012)基于2007-2011年的数据研究表明，事务所从有限责任制变为特殊普通合伙制后，更容易签发非标审计意见。刘行健等(2014)发现在事务所转制政策出台的2010年，事务所审计客户的正向盈余管理幅度均有系统性显著下降；而在转制的前后两年，客户的正向盈余管理幅度并不存在显著差异，并解释这是因为会计师事务所已经在转制层面对法律风险提前做出了应对。

      Francis et al.(1999)提出了从分所层面(城市)而非事务所层面来进行审计研究。与此一致，Reynolds and Francis(2000)和Craswell et al.(2002)从分所层面对客户重要性进行了研究。DeFond and Francis(2005)认为，将研究层次推进到签字审计师个体层面比事务所层面或分所层面的研究更加具有说服力。之后有学者(Carey and Simnett，2006)基于签字审计师个体层面研究了审计师任期与审计质量的关系，Chen，Sun and Wu(2010)基于签字审计师个体层面研究了客户重要性与审计质量的关系，而且，Gul，Wu and Yang(2013)基于中国市场的研究表明签字审计师个人特征对审计质量有显著影响。我国《独立审计具体准则第7号——审计报告》中规定，审计报告应当由注册会计师签名并盖章。两个(或三个)注册会计师必须在审计报告上签字声明对其审计执业行为负责①。在审计失败的法律诉讼中，诉讼处罚不仅体现在会计师事务所层面，而且也体现在签字审计师个体层面。②这次会计师事务所组织形式由有限责任制到特殊普通合伙制的转变，将法律责任由事务所层面(股东按出资额度承担法律责任)也转到了签字审计师个体层面(过失合伙人承担无限连带责任，非过失合伙人承担有限责任)。因而，事务所由有限责任制转为特殊普通合伙制后，签字审计师将会面临更大的风险暴露和法律责任，这可能会有利于提高审计师的独立性和控制审计风险，进而提高审计质量。基于此，本文提出如下假设：

      H1：在其他条件不变的情况下，签字审计师的审计质量在特殊普通合伙制条件下会高于有限责任制事务所条件下。

      H2：在其他条件不变的情况下，会计师事务所由有限责任制转为特殊普通合伙制后，签字审计师的审计质量会更高。

      三、研究设计

      (一)样本选择与数据来源

      本文以2010-2013年我国A股上市公司为样本，并进行了以下剔除(见表1)：第一，剔除了B股和H股公司，是因为这些公司存在双重监管的问题，同时还会涉及国外审计机构的审计；第二，我们剔除了首次公开上市的公司，因为这些公司无法进行前后对比；第三，由于行业的特殊性，剔除了金融行业与房地产行业的公司；第四，剔除了财务数据和审计信息缺失或不全的公司；第五，剔除了由普通合伙制事务所签发的审计报告，因为转制前我国的事务所几乎全为有限责任制。经过初步筛选，我们得到了6916条公司年度观测值。

      本文没有采用国内学者(李江涛，2013；原红旗和李海建，2003；等等)惯用的以某一时间点来区分事务所组织形式的方法，而是借鉴Firth et al.(2012)的方法，以事务所在年报审计报告上的事务所落款名称来界定事务所的组织形式，这样会使数据更真实可靠。

      为了检验同一年度不同事务所组织形式(有限责任制与特殊普通合伙制)对相同签字审计师审计行为的影响(检验假设H1)，我们在之前得到的6916条观测值的基础上进一步筛选出了在同一年度相同签字审计师③在同一家事务所以不同身份出具审计报告的审计师观测值，共得到了241个审计师和其审计的197个公司年度观测值，这197个公司年度观察值构成了横比样本(见表1)。举例来说，2013年北京兴华会计师事务所的审计师卜晓丽以特殊普通合伙制身份对大恒科技(600288)和中孚实业(600595)出具了审计报告，而同一年度她又以有限责任制身份对银河投资(000806)出具了审计报告，则我们将“北京兴华卜晓丽—2013”(审计师—年度)作为同一年度相同审计师在同一家事务所以不同身份出具审计报告的审计师，其2013年所审计的大恒科技(600288)、中孚实业(600595)和银河投资(000806)这3家公司均作为公司年度观测值数据纳入横比样本之内。横比样本通过筛选出同一年度相同签字审计师在同一家事务所以不同身份出具审计报告的审计师，有效地控制了审计师个体因素④和年度因素的影响，有利于我们检验事务所组织形式(有限责任制或特殊普通合伙制)对审计师个人审计行为的影响。

      

      

      接着，我们检验事务所转制为特殊普通合伙制这一事务所组织形式转变事件对审计师个人审计行为的影响(检验假设H2)。我国具有证券资格的事务所转制基本集中在2010-2013年期间，因此，我们研究了2010-2013年发生的事务所转制事件(由有限责任制转为特殊普通合伙制)对签字审计师个人审计行为的影响。为了避免更换签字审计师以及签字审计师个人因素对审计执业行为可能带来的影响，我们将研究限定在签字审计师的稳定客户上⑤，也就是说，样本限定于在转制窗口期间内没有发生签字审计师更换的公司观察值。由于我国近年来审计市场的变化较大，存在较多的其他干扰因素(刘启亮等，2013)，所以我们将样本期期间限定于为转制前后各1年。例如，泰山石油(000554)2012年由山东正源和信有限责任会计师事务所的审计师王晓楠、陆文娟审计，2013年仍由转为特殊普通合伙制的山东和信会计师事务所的审计师王晓楠、陆文娟审计，这样，泰山石油(000554)2012年和2013年这两条观测值就纳入纵比样本。通过这种方式，在之前得到的6916条观测的基础上，通过进一步筛选我们得到了596条公司年度观测值(见表1)，组成纵比样本。纵比样本也有效地克服了审计师个人因素的影响。文中所有数据均来源于CSMAR数据库。

      由表2可以看到，横比样本中2010年同时有两种身份的审计师更多以有限责任制身份出具审计报告(71.43%)，这是因为2010年转制才初步开始。到2013年同时拥有两种身份的审计师更多以特殊普通合伙制身份出具报告(67.65%)。从2010-2013年来看，横比样本中以有限责任制出具审计报告的比例是39.09%，以特殊普通合伙制身份出具审计报告的比例是60.91%。同时，还可以看到，纵比样本为稳定客户的平衡面板数据，转制前后的观测值各占50%，而且转制大多是在2012年和2013年进行，这与中外合作所和证券资格所转制政策的推进紧密相关。

      (二)回归模型与变量定义

      参照Firth et al.(2012)，本文构造两个模型以检验事务所组织形式(有限责任制与特殊普通合伙制)对审计质量的影响，logistic模型以非标审计意见衡量审计质量(见模型(1))，OLS模型以可操纵性应计数的绝对值衡量审计质量(见模型(2))。具体模型如下：

      

      模型(1)的因变量为非标审计意见(MAO)，如果事务所(签字审计师)发表了非标审计意见，则MAO取值为1，否则为0。本文将带强调事项段的无保留意见、保留意见、无法表示意见和否定意见作为非标审计意见处理。我国事务所为了避免审计客户的流失，往往用带强调事项的无保留意见来代替保留意见(Chen et al.，2000)。所以带强调事项的无保留意见与保留意见更多情形下只是形式的区别，而非实质的区别，因此本文将带强调事项的无保留意见也作为一种非标审计意见来处理。模型(2)中AbsDA为因变量，为可操纵性应计数(DACC)的绝对值。与Kothari et al.(2005)一致，我们使用控制了当年ROA的修正的截面琼斯模型(模型3)的残差项来计算可操纵性应计数(DACC)。具体来说，我们通过如下模型分行业分年度进行了回归来计算。

      

      其中，TACC为总应计利润，通过净利润减去来自经营活动的现金流计算得来，TA为总资产，△SALE为营业收入的增加值，△REC为应收账款的增加值，PPE为固定资产的净值，ROA为资产收益率，通过净利润除以总资产计算得来。

      模型(1)和模型(2)主要的解释变量是LLP。在横比样本中，LLP代表了事务所的组织形式，当事务所为特殊普通合伙制时取值为1，否则为0。在纵比样本中，如果事务所转制为特殊普通合伙制，则LLP取值为1，否则为0。本文预测MAO与LLP正相关，Abs DA与LLP负相关，在横比样本(假设H1)和纵比样本(假设H2)中均成立。

      表3列出了模型中的控制变量。我们在模型中加入了一些反映事务所特征的控制变量。TOP10为反映事务所排名位于前十的一个虚拟变量，有研究表明事务所规模越大，审计质量越高(Gassen and Skaife，2009)，所以我们预测在MAO模型中TOP10的符号为正，AbsDA模型中TOP10的符号为负。同样，CPA是该事务所注册会计师的人数取自然对数，CPA人数越多，表明事务所规模越大，专业能力越强，我们预测在AbsDA模型中CPA符号为负。

      

      同时，我们还加入了一些反映公司特征的控制变量。AbsDA模型中加入了审计意见类型哑变量MAO，Francis et al.(1999)研究表明会计应计数越高，审计师越倾向于出具非标审计意见，我们预测其符号为正。我们使用公司总资产的自然对数来衡量公司规模，我们预期小规模的公司更容易获得非标审计意见，盈余管理程度越高(DeFond et al.，2000)，我们预测在MAO模型和AbsDA模型中LnTA的符号为负。参照DeFond et al.(2000)和Lim and Tan(2008)，我们在模型中加入了盈利能力(ROE)、财务杠杆(LEV)和流动比率(CURRENT)。一般来说，盈利能力和流动比率低、财务杠杆高的公司更可能获得非标审计意见，盈余管理程度更高，因此我们预测在MAO和AbsDA模型中，ROE和CURRENT的符号为负，LEV的符号为正。我们还加入了两个反映公司业务复杂程度的变量，INVENT和AR分别衡量了客户公司的年末存货和应收账款(按期末总资产调整后)。虽然之前有研究表明美国公司财务舞弊经常与存货和应收账款相关(St.Pierre and Anderson，1984)，但是基于我国市场的研究尚未找到相关证据(DeFond et al.，2000)，所以我们不在此预测其符号。有研究表明公司董事会中独立董事比例越大，公司治理越好(Chen et al.，2006)，因此我们在MAO模型中加入了变量EXT_DIR，并预测其符号为负。我们还加入了反映公司财务困境的Altman(1983)的Z指数(ZSCORE)，Z指数越高，公司破产风险越低，因此预测其符号为负。

      四、实证结果

      (一)描述性统计

      由表4可知，横比样本中，同一审计师特殊普通合伙制身份下出具非标审计意见的频率(4.17%)明显高于有限责任制身份(0%)，并在10%的水平上显著(P=0.07)，说明同时以两种身份出具意见的审计师在特殊普通合伙制身份下出具非标审计意见的可能性更大，这支持了我们的假设H1；纵比样本中，相同的审计师转制为特殊普通合伙制后出具非标审计意见的频率(2.35%)也高于转制前(1.34%)，但是不显著。总的看来，无论是在横比样本还是在纵比样本中，特殊普通合伙制身份下审计师在出具审计意见时似乎都变得更为谨慎。

      

      表5面板A部分列出了横比样本各变量的描述性统计以及有限责任制身份(LLP=0)和特殊普通合伙制身份(LLP=1)连续变量的均值检验和所有变量中位数检验的结果，表5面板B部分列出了纵比样本各变量的描述性统计以及转制为特殊普通合伙制前(LLP=0)后(LLP=1)连续变量的均值检验和所有变量中位数检验的结果。从表中可以看出，横比样本中同一审计师在特殊普通合伙制身份下出具非标审计意见(MAO)的可能性显著高于有限责任制身份(10%水平)，在特殊普通合伙制身份下公司的可操纵性应计水平(AbsDA)显著低于有限责任制身份下审计的公司(5%水平)，这说明特殊普通合伙制身份下审计师的审计质量更高。在纵比样本中，转制后相同审计师出具非标审计意见可能性大于转制前，被审计公司可操纵性应计水平低于转制前，但是在统计意义上不显著。

      

      在因变量和自变量的Pearson/Spearman相关系数矩阵⑥中，各变量相关系数基本与之前作的符号预测和单变量检验一致。在横比样本中，LLP与MAO正相关，与Abs DA负相关，这为假设H1提供了证据；ROE和ZSCORE与MAO显著负相关，TOP10、CPA与Abs DA显著负相关，ZSCORE与Abs DA显著正相关，与预测一致。纵比样本中，LLP与MAO正相关，与Abs DA负相关，但是在统计上不显著；TOP10与MAO显著正相关，Ln TA、ZSCORE与MAO显著负相关，TOP10、CPA、Ln TA与Abs DA显著负相关，ZSCORE与Abs DA显著正相关，均与预测一致；ROE与MAO和Abs DA的相关关系不稳定。

      (二)特殊普通合伙制、有限责任制与审计质量

      1.回归结果

      表6报告的是多元回归分析的结果。由表第(1)列和第(3)列可以看出，当因变量为MAO时，LLP的系数显著为正，当因变量为Abs DA时，LLP的系数显著为负。说明同一审计师同一年在特殊普通合伙制身份下比在有限责任制身份下的审计执业态度更加独立和谨慎，客户被出具非标审计意见的可能性更大，客户的可操控性应计数更低，审计师提供的审计质量更高。这支持了我们的假设H1。由第(2)列和第(4)列可以看出，当因变量为MAO时，LLP的系数显著为正，当因变量为Abs DA时，LLP的系数显著为负。说明当事务所组织形式从有限责任制转为特殊普通合伙制时，相同审计师在特殊普通合伙制下比在转变前的有限责任制下的审计执业态度更加独立和谨慎，客户被出具非标审计意见的可能性仍然更大，客户的可操控性应计数仍然更低，提供的审计质量仍然更高。这支持了我们的假设H2。

      

      2.内生性问题

      考虑到前面的结果可能存在内生性问题，本文在模型(1)和模型(2)中分别加入了反映了事务所自身选择组织形式和客户选择事务所组织形式的纠正变量λa和λc。首先，因为多数事务所的转制虽为政府的强制行为，但是是根据事务所的情况分批进行；其次，特殊普通合伙制与有限责任制有不同的批准条件，事务所本身的很多特征就可能影响到事务所组织形式的选择。同样的，被审计公司也有动机对事务所的组织形式进行选择(例如：选择特殊普通合伙制事务所以释放高质量审计的信号；或者避免选择特殊普通合伙制事务所而聘用一家更加愿意妥协的事务所)。为了处理以上的这两种自选择问题，借鉴Firth et al.(2012)的做法，本文进一步采用了二阶段方法来控制。具体而言，首先在之前得到的6916条观测的基础上估计了两个logistic模型，一个用来预测事务所选择组织形式的行为(见模型4)，一个用来预测被审计公司选择事务所的行为(见模型5)。对于事务所组织形式选择模型，影响事务所组织形式的因素包括事务所的一些特征，还有其客户组合的特征。因为研究的单位是事务所而不是公司，模型(4)用了事务所客户的一系列特征变量的平均数(后面加#的变量)来进行回归。模型(4)的样本为2010-2013年间的185个事务所年度观测值。其中，LLP为因变量，该事务所当年度的所有客户的LLP平均值大于或等于0.5时，LLP取1，否则取0。AUDIT_REV为事务所该年度的审计收入，数据来源于中注协发布的会计师事务所综合评价前百家信息。AGE#为该事务所当年审计客户的上市年龄的平均值，STATE#为客户的国有持股比例的平均值，FOREIGN#为外资持股比例的平均值，其余财务相关的变量也均为平均值，其定义可以见表3。回归后得到每一家事务所的选择纠正变量逆米尔斯比率(inverse Mills ratio)λa。

      同样的道理，模型(5)的样本为2010-2013年间的6916个公司年度观测值。其中，LLP为因变量；AGE为公司上市年龄；CONSEC_LOSS为哑变量，如果前两年连续亏损则取值1，否则为0；DELIST为哑变量，如果当年ROE在0.00-0.01之间取值1，否则为0；RIGHTS为哑变量，如果当年ROE在0.10-0.11之间取1，否则为0；STATE为国有股份比例；FOREIGN为外资股份比例；LagMAO为上年度MAO；LagLLP为上年度LLP；IndustryDummies为行业哑变量；其余变量定义参考表3。通过模型(5)回归得到客户选择何种组织形式的事务所的纠正变量λc。限于篇幅，模型(4)和(5)的回归结果没有报告⑧。

      

      

      表7报告了控制内生性后多元回归分析的结果。由表第(1)列和第(2)列可以看出，无论是横比样本还是纵比样本，MAO模型中LLP的系数均显著为正(分别在1%和5%的显著水平)，由第(3)列和第(4)列可以看出，AbsDA模型中LLP的系数均显著为负(分别在1%和5%的显著水平)，这仍然支持了我们的假设H1和H2，说明在控制了事务所选择和客户选择之后，论文的结果依然稳健，不受内生性问题的影响。

      

      五、稳健性检验

      为了增进结果的稳健性，我们继续对主要结果做了如下稳健性检验。

      (1)我们在横比样本的基础上剔除了非合伙人身份的审计师，得到一个154条公司年度观测的子样本，在MAO模型的回归中，LLP的系数在1%水平上显著为正，AbsDA模型中LLP系数在10%水平上为负；

      (2)我们在纵比样本的基础上剔除了更换事务所但不更换审计师的情形，得到一个有548个公司年度观测值的子样本，在MAO模型的回归中，LLP的系数在10%水平上显著为正，在AbsDA模型的回归中，LLP的系数在5%水平上显著为负；

      (3)我们将MAO模型中的MAO替换为多元排序变量OPINION(审计意见类型)，并进行多元排序logistic回归，发现横比样本中LLP的系数在1%水平上显著为正，纵比样本中LLP的系数在10%水平上显著为正；

      (4)我们将模型中的TOP10替换为BIG4(国际四大)，横比样本中LLP的系数在MAO模型中显著为正(1%水平)，在AbsDA模型中显著为负(1%水平)，纵比样本的LLP系数在MAO模型中显著为正(1%水平)，在AbsDA模型中显著为负(10%水平)；

      (5)我们将模型中的TOP10替换为TOP20(排名前20的事务所)，横比样本中LLP的系数在MAO模型中显著为正(1%水平)，在AbsDA模型中显著为负(1%水平)，纵比样本LLP的系数在MAO模型中显著为正(1%水平)，在AbsDA模型中显著为负(5%水平)；

      (6)我们将横比样本的回归按照审计师(同时以两种身份出具报告的审计师)和年度两个维度进行cluster处理，LLP的系数在MAO模型中显著为正(1%水平)，在AbsDA模型中显著为负(5%水平)；将纵比样本的回归按照审计师(报告上两个或三个签字审计师的组合)和年度两个维度进行cluster处理，LLP的系数在MAO模型中显著为正(5%水平)，在AbsDA模型中显著为负(1%水平)。

      以上稳健性检验均支持了本文的假设H1和H2，说明特殊普通合伙制对审计质量的提高的确有积极的政策治理作用。

      六、结论与启示

      本文以非标审计意见和可操控性应计数来衡量审计质量，控制了签字审计师个体因素后，研究了事务所组织形式对审计质量的影响。与有限责任制相比，特殊普通合伙制将审计风险具体分担到了签字审计师个人，增加了审计师的诉讼风险，因此，审计师审计时会变得更加独立和谨慎。我们的研究表明，同一审计签字师同一年在特殊普通合伙制身份下比有限责任制身份下更容易出具非标审计意见，其审计公司的盈余管理水平更低，审计质量更高。同时，我们还研究了事务所由有限责任制转制为特殊普通合伙制对审计质量的影响，发现与转制前相比，转制后相同审计师出具非标审计意见的可能性更高，而且被审计公司的盈余管理水平更低，审计质量仍有明显提高。

      本文研究表明特殊普通合伙制对审计师的执业行为起到了积极的治理作用，有利于审计质量的提高。而这恰恰是事务所做强的关键。这些研究结果也初步表明，我国2010年以来推进事务所转制为特殊普通合伙制的政策基本上达到了预期的效果。

      本文发现特殊普通合伙制对审计师的执业行为起到了积极的治理作用，可能的启示意义在于，我们还得遵循市场经济的规律，主要从制度层面来完善审计市场的游戏规则，才有助于我国事务所提高审计服务的质量，做强我国的审计服务产业。

      ①财政部《关于注册会计师在审计报告上签名盖章有关问题的通知》规定，合伙会计师事务所出具的审计报告，应当由一名对审计项目负最终复核责任的合伙人和一名负责该项目的注册会计师签名盖章；有限责任会计师事务所出具的审计报告，应当由会计师事务所主任会计师或其授权的副主任会计师和一名负责该项目的注册会计师签名盖章。

      ②例如，证监会行政处罚决定书[2014]52号对由亚太(集团)会计师事务所有限公司审计的莲花味精(600186)2007年和2008年审计报告内容的误导性陈述和重大遗漏做出行政处罚决定，决定没收亚太(集团)会计师事务所关于莲花味精2007年、2008年年报审计项目收入并处以罚款，并对2007年、2008年审计报告签字审计师秦喜胜、赵强、张向红给予警告并处以罚款。

      ③这里，只要被审计公司的两个(或三个)签字审计师有一个签字审计师保持不变，即视为相同的审计师。如果保持两个(或三个)签字审计师均不变，我们得到了35条公司年度观测值，这样样本太少无法进行有效的回归分析。

      ④如Gul et al.(2013)发现审计师的个人因素会影响审计质量。

      ⑤这里，要求被审计公司的两个(或三个)签字审计师均保持不变，才视为签字审计师的稳定客户。

      ⑥限于篇幅，变量相关性结果没有报告，如感兴趣，可通过电子邮件向作者索取。

      ⑦在表6的第(1)列回归中，当在横比样本中放入3个年度哑变量回归时，LLP变量会自动消失。所以在第(1)列回归中我们剔除了年度哑变量。为此，我们进行了以下稳健性测试：只加入2011和2013年两个年度哑变量，只加入2012和2013两个年度哑变量，只加入2011、2012或2013一个年度哑变量，发现LLP系数均在1%水平上显著为正。

      ⑧如感兴趣，可通过电子邮件向作者索取。

      ⑨限于篇幅，这里报告了简表的结果。

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