審計(jì)師群體、群際互動(dòng)與審計(jì)質(zhì)量
——基于客戶(hù)重要性的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

胡南薇 曹 強(qiáng)

一、引言

自霍桑實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)“非正式群體”開(kāi)始，人們認(rèn)識(shí)到非制度形式的群體在組織中廣泛存在。在家族企業(yè)中，血緣關(guān)系作為一條隱性的斷裂帶將管理團(tuán)隊(duì)分割成家族和非家族的小圈子(Minichilli等，2010[1])。在合資企業(yè)中，管理團(tuán)隊(duì)因國(guó)籍的差異形成內(nèi)部相對(duì)同質(zhì)而彼此異質(zhì)的兩個(gè)或者多個(gè)派系(Li和Hambrick，2005[2])。會(huì)計(jì)師事務(wù)所作為一種經(jīng)濟(jì)組織，其內(nèi)部也可能基于人口或非人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征而分化成不同的審計(jì)師群體。在我國(guó)證券審計(jì)市場(chǎng)上時(shí)常發(fā)生的審計(jì)師集體跳槽事件便是很好的例證。

會(huì)計(jì)師事務(wù)所內(nèi)審計(jì)師群體的存在，以及由此引發(fā)的群體間的互動(dòng)是否以及如何影響審計(jì)質(zhì)量呢？現(xiàn)有審計(jì)質(zhì)量研究大多聚焦于制度層面的審計(jì)組織形態(tài)(Francis，2011[3]；DeFond和Zhang，2014[4])，或者關(guān)注于審計(jì)師的個(gè)體特征(Chen等，2016[5]；Guan等，2016[6]；Gul等，2013[7]；Li等，2017[8])，對(duì)于這種“隱性”決定審計(jì)過(guò)程和質(zhì)量的群體分化和互動(dòng)現(xiàn)象研究甚少。在商業(yè)環(huán)境快速變化的背景下，會(huì)計(jì)師事務(wù)所內(nèi)審計(jì)師群體間的互動(dòng)對(duì)審計(jì)過(guò)程和審計(jì)質(zhì)量的影響日益凸顯。我們能否深入理解事務(wù)所內(nèi)審計(jì)師群際互動(dòng)的作用機(jī)理，對(duì)于群體的有效整合和協(xié)調(diào)，促進(jìn)審計(jì)質(zhì)量的提高具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

由此，我們?cè)跁?huì)計(jì)師事務(wù)所合并背景下，試圖從客戶(hù)重要性視角考察審計(jì)師群際互動(dòng)對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響?；?998—2012年中國(guó)發(fā)生的47起事務(wù)所合并事件，我們首先根據(jù)合并前會(huì)計(jì)師事務(wù)所的名稱(chēng)將合并前審計(jì)師區(qū)分為不同的審計(jì)師群體，接下來(lái)根據(jù)合并前審計(jì)師的姓名將合并后審計(jì)師區(qū)分為相應(yīng)的審計(jì)師群體。我們研究發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于合并前，合并后客戶(hù)重要性下降的幅度越大，則審計(jì)師越傾向于對(duì)客戶(hù)出具嚴(yán)厲審計(jì)意見(jiàn)。進(jìn)一步地，研究發(fā)現(xiàn)，審計(jì)師群體間平衡性越好，強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體的地域性越強(qiáng)，強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體的聲譽(yù)越差，則合并后客戶(hù)重要性的降幅與審計(jì)意見(jiàn)嚴(yán)厲程度之間的正相關(guān)關(guān)系越弱。此外，我們未發(fā)現(xiàn)弱勢(shì)審計(jì)師群體的地域性和聲譽(yù)影響客戶(hù)重要性的降幅與審計(jì)意見(jiàn)嚴(yán)厲程度之間的關(guān)系。這些研究結(jié)果表明，審計(jì)質(zhì)量不僅受到審計(jì)組織和審計(jì)師個(gè)體特征的影響，還取決于審計(jì)師群體間的互動(dòng)。本文主要有三個(gè)方面的貢獻(xiàn)。首先，我們引入審計(jì)師群體這一中間層面，在此基礎(chǔ)上考慮群際互動(dòng)的影響，進(jìn)一步擴(kuò)展了審計(jì)質(zhì)量研究的視野。其次，我們厘清了平衡性、文化和聲譽(yù)差異對(duì)于審計(jì)師群體互動(dòng)的影響。 最后，我們的研究可以為客戶(hù)重要性與審計(jì)獨(dú)立性的關(guān)系提供更為明確和穩(wěn)健的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

本文后續(xù)部分安排如下：第二部分是理論回顧與研究假設(shè)；第三部分是研究方法；第四部分是研究結(jié)果、穩(wěn)健性測(cè)試以及進(jìn)一步的分析；第五部分是研究結(jié)論。

二、理論回顧與研究假設(shè)

(一)群際互動(dòng)對(duì)審計(jì)質(zhì)量的總體影響

根據(jù)社會(huì)分類(lèi)理論，會(huì)計(jì)師事務(wù)所內(nèi)一旦形成不同的審計(jì)師群體，為了尋求積極的群體認(rèn)同，審計(jì)師不但會(huì)更傾向于積極地評(píng)級(jí)自己所在的群體，而且會(huì)對(duì)會(huì)計(jì)師事務(wù)所內(nèi)其他的審計(jì)師群體表現(xiàn)出更多的偏見(jiàn)和敵意(Hogg和Terry，2000[9]；Hornesy和Hogg，2000[10])。這會(huì)造成會(huì)計(jì)師事務(wù)所內(nèi)審計(jì)師群體間激烈的沖突，阻礙會(huì)計(jì)師事務(wù)所整體利益的實(shí)現(xiàn)(Kane等，2005[11]；Jehn和Bezrukova，2010[12]；倪旭東和季百樂(lè)，2017[13])。由此我們可以看出，根據(jù)社會(huì)分類(lèi)理論，會(huì)計(jì)師事務(wù)所內(nèi)不同審計(jì)師群體的分化和對(duì)立使得審計(jì)師更多地考慮其所在群體的利益，而不是會(huì)計(jì)師事務(wù)所的整體利益。此時(shí)，審計(jì)師群體的互動(dòng)對(duì)審計(jì)質(zhì)量造成了不利影響。

然而，除了擁有群體身份以外，不同群體的審計(jì)師還共同擁有更高一級(jí)的事務(wù)所身份(Hornsey和Hogg，2000[10]；González和Brown，2006[14])。當(dāng)不同群體的審計(jì)師對(duì)其共同的事務(wù)所身份有較高的認(rèn)同時(shí)，他們可能會(huì)為了完成共同的事務(wù)所目標(biāo)而顧全大局，使得群際關(guān)系更多的是合作而非沖突(Bezrukova等，2009[15]；Jehn和Bezrukova，2010[12])。因此，根據(jù)組織認(rèn)同理論，如果審計(jì)師對(duì)會(huì)計(jì)師事務(wù)所具有較高的認(rèn)同時(shí)，即使事務(wù)所內(nèi)分化出不同的審計(jì)師群體，審計(jì)師仍將更多地考慮會(huì)計(jì)師事務(wù)所的整體利益，而非其所在群體的利益。此時(shí)，審計(jì)師群體的互動(dòng)會(huì)對(duì)審計(jì)質(zhì)量產(chǎn)生積極影響。

由于審計(jì)師群際互動(dòng)既可能對(duì)審計(jì)質(zhì)量產(chǎn)生積極的影響，又可能產(chǎn)生消極的影響，我們無(wú)法判斷哪種影響占據(jù)主導(dǎo)地位。所以，這就需要我們利用已有數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。我們主要在會(huì)計(jì)師事務(wù)所合并背景下，從客戶(hù)重要性視角檢驗(yàn)審計(jì)師群際互動(dòng)對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響。自20世紀(jì)90年代開(kāi)始的中國(guó)會(huì)計(jì)師事務(wù)所合并潮在一定程度上導(dǎo)致了會(huì)計(jì)師事務(wù)所內(nèi)審計(jì)師群體的分化。合并后，來(lái)自合并各方的審計(jì)師可能基于對(duì)原事務(wù)所的認(rèn)同各自形成互相之間涇渭分明的審計(jì)師群體。此外，相對(duì)于合并前，合并后客戶(hù)重要性一般會(huì)有一定程度的下降，而且不同客戶(hù)重要性下降的幅度不同。

如果會(huì)計(jì)師事務(wù)所合并后，各審計(jì)師群體內(nèi)的審計(jì)師對(duì)新事務(wù)所有較高的認(rèn)同，此時(shí)事務(wù)所內(nèi)雖然分化出不同的審計(jì)師群體，審計(jì)師仍會(huì)更多地從新事務(wù)所整體視角考慮和實(shí)施審計(jì)活動(dòng)。那么，相對(duì)于合并前，合并后隨著客戶(hù)重要性的降低，審計(jì)師的獨(dú)立性逐漸提高，審計(jì)師出具嚴(yán)厲審計(jì)意見(jiàn)的可能性也隨之提高。反之，如果會(huì)計(jì)師事務(wù)所內(nèi)不同審計(jì)師群體的分化和對(duì)立使得審計(jì)師更多地考慮其所在群體的利益，進(jìn)而從所屬群體視角考慮和實(shí)施審計(jì)活動(dòng)，那么，雖然從事務(wù)所角度而言，合并后客戶(hù)重要性降低了，但是客戶(hù)對(duì)審計(jì)師群體的重要性并未發(fā)生顯著的變化。此時(shí)，相對(duì)于合并前，合并后隨著客戶(hù)重要性的降低，審計(jì)師的獨(dú)立性并未提高，甚至為了更多地爭(zhēng)奪事務(wù)所內(nèi)的客戶(hù)資源而有所下降，審計(jì)師出具嚴(yán)厲審計(jì)意見(jiàn)的可能將保持不變或者進(jìn)一步降低。由此，我們提出競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)1。

假設(shè)1a：相對(duì)于合并前，合并后客戶(hù)重要性降低的幅度越大，審計(jì)師出具嚴(yán)厲審計(jì)意見(jiàn)的可能性越大。

假設(shè)1b：相對(duì)于合并前，合并后客戶(hù)重要性降低的幅度越大，審計(jì)師出具嚴(yán)厲審計(jì)意見(jiàn)的可能性并不會(huì)越大。

(二)群體平衡性、群際互動(dòng)與審計(jì)質(zhì)量

組織中群體間的互動(dòng)受到群體平衡性的影響。群體平衡性是指在組織內(nèi)不同群體之間規(guī)模的相近程度(Menon和Phillips,2011[16])。例如，在100人構(gòu)成的組織中，可以分化為20～80和50～50兩種群體結(jié)構(gòu)，后者的平衡性顯然高于前者。當(dāng)組織內(nèi)群體間的平衡性較差時(shí)，強(qiáng)勢(shì)群體往往處于支配地位。而弱勢(shì)群體沒(méi)有能力與之相抗衡，因此一般會(huì)選擇沉默。這使得強(qiáng)勢(shì)群體與弱勢(shì)群體互動(dòng)時(shí)較少會(huì)發(fā)生沖突。然而，當(dāng)群體平衡性較好時(shí)，弱勢(shì)群體可能不愿意輕易做出妥協(xié)和讓步，這加劇了群體間的沖突(Spell等,2011[17])。對(duì)于會(huì)計(jì)師事務(wù)所合并事件而言，合并前強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群與弱勢(shì)審計(jì)師群的平衡性越好，合并后群體間的沖突可能越嚴(yán)重，那么合并后客戶(hù)重要性的降幅與審計(jì)意見(jiàn)嚴(yán)厲程度之間的正相關(guān)關(guān)系越弱?；诖耍覀兲岢黾僭O(shè)2。

假設(shè)2：合并前審計(jì)師群體間的平衡性越好，則合并后客戶(hù)重要性的降幅與審計(jì)意見(jiàn)嚴(yán)厲程度之間的正相關(guān)關(guān)系越弱。

(三)群體文化、群際互動(dòng)與審計(jì)質(zhì)量

已有社會(huì)群體研究表明，由于強(qiáng)勢(shì)群體在群際互動(dòng)中的主導(dǎo)作用，其獨(dú)特的文化是影響社會(huì)群體間互動(dòng)關(guān)系的重要調(diào)節(jié)因素(黨寶寶等，2014[18])。Kinder 和Sears(1981)[19]研究發(fā)現(xiàn)，白人與黑人的種族沖突并不是因?yàn)閺?qiáng)勢(shì)的白人群體認(rèn)為黑人在生物學(xué)上存在劣勢(shì)造成的，而是因?yàn)榘兹苏J(rèn)為黑人的價(jià)值觀和信念與其所倡導(dǎo)的價(jià)值觀和信念不一致。在移民沖突研究中，Stephan等(1998)[20]研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)本地移民認(rèn)為外來(lái)移民的文化與自己的文化有較大的差異時(shí)，強(qiáng)勢(shì)的本地居民群體對(duì)外來(lái)群體的態(tài)度和應(yīng)對(duì)行為就會(huì)變得消極。

與社會(huì)群體相類(lèi)似，會(huì)計(jì)師事務(wù)所內(nèi)強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體文化特質(zhì)也可能會(huì)對(duì)群際互動(dòng)產(chǎn)生消極影響，進(jìn)一步激發(fā)審計(jì)師群體間的沖突。例如，2001年，大華會(huì)計(jì)師事務(wù)所與香港安永會(huì)計(jì)師事務(wù)所合并。在合并后很短的時(shí)間內(nèi)，原大華會(huì)計(jì)師事務(wù)所的審計(jì)師就出現(xiàn)大量跳槽情況。之所以出現(xiàn)如此嚴(yán)重的沖突，處于弱勢(shì)的大華審計(jì)師群體無(wú)法適應(yīng)強(qiáng)勢(shì)的香港安永審計(jì)師群體獨(dú)特的港式文化可能是其中非常重要的原因。此外，群體間信息的傳遞和理解很大程度上取決于強(qiáng)勢(shì)群體的文化背景以及由這種文化背景所決定的運(yùn)行方式(孫東川和陳偉翔，2003[21])。強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體獨(dú)特的文化特質(zhì)會(huì)導(dǎo)致弱勢(shì)群體感知到差異、偏見(jiàn)、中心主義和缺乏共感，這嚴(yán)重阻礙了群際溝通的質(zhì)量和效率，進(jìn)而使得相關(guān)的管理措施無(wú)法有效地降低群際沖突。

當(dāng)強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體具有較強(qiáng)的地域性時(shí)，由于其具有獨(dú)特的地域文化，從而加劇了群體間的沖突。而且，強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體的地域性還增強(qiáng)了群體間的邊界，這進(jìn)一步提高了群體間的沖突程度。對(duì)于事務(wù)所合并而言，合并前強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群的地域性越強(qiáng)，合并后群體間的沖突越嚴(yán)重，那么合并后客戶(hù)重要性的降幅與審計(jì)意見(jiàn)嚴(yán)厲程度之間的正相關(guān)關(guān)系越弱。由此，我們提出假設(shè)3。

假設(shè)3：合并前強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體的地域性越強(qiáng)，則合并后客戶(hù)重要性的降幅與審計(jì)意見(jiàn)嚴(yán)厲程度之間的正相關(guān)關(guān)系越弱。

(四)群體聲譽(yù)、群際互動(dòng)與審計(jì)質(zhì)量

組織認(rèn)同研究表明，組織聲譽(yù)是影響組織認(rèn)同的重要因素(Ashforth和Mael，1989[22]；Dutton等，1994[23]；Smidts等，2001[24]；Riketta，2005[25]；Olkkonen和Lippone，2006[26])。個(gè)人感知到的組織聲譽(yù)越好,則其越容易從對(duì)組織的認(rèn)同中獲得自尊感(欒琨和謝小云，2014[27])。也就是說(shuō)，當(dāng)一個(gè)組織具有良好的聲譽(yù)時(shí),個(gè)人不僅會(huì)因歸屬于該組織而深感自豪和驕傲,還會(huì)感覺(jué)自己擁有社會(huì)認(rèn)可,進(jìn)而提高對(duì)組織的認(rèn)同。與之相類(lèi)似，群體聲譽(yù)表征著群體的一種地位。這種地位對(duì)群體內(nèi)個(gè)人的自我定義(Self-concept)也起著決定性的作用。Empson(2004)[28]通過(guò)長(zhǎng)期的追蹤訪談，詳細(xì)考察了英國(guó)審計(jì)市場(chǎng)兩家會(huì)計(jì)師事務(wù)所的合并過(guò)程。在訪談中，被合并方的審計(jì)師認(rèn)為，合并方良好的聲譽(yù)能夠幫助其提升自身價(jià)值。這使得被合并方審計(jì)師更容易放棄對(duì)原會(huì)計(jì)師事務(wù)所的認(rèn)同，轉(zhuǎn)而對(duì)合并方產(chǎn)生認(rèn)同。這降低了被合并方審計(jì)師與合并方審計(jì)師之間的沖突。與之相反，當(dāng)強(qiáng)勢(shì)群體具有較差的聲譽(yù)時(shí)，弱勢(shì)群體成員為了維持原有的積極的自我感知，會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)化已有的群體認(rèn)同。這在一定程度上提高了弱勢(shì)群體對(duì)強(qiáng)勢(shì)群體的偏見(jiàn)，加劇了群體間的沖突。在會(huì)計(jì)師事務(wù)所合并的背景下，合并前強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群的聲譽(yù)越差，則合并后群體間的沖突越嚴(yán)重，客戶(hù)重要性的降幅與審計(jì)意見(jiàn)嚴(yán)厲程度之間的正相關(guān)關(guān)系越弱。由此，我們提出假設(shè)4。

假設(shè)4：合并前強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體的聲譽(yù)越差，則合并后客戶(hù)重要性的降幅與審計(jì)意見(jiàn)嚴(yán)厲程度之間的正相關(guān)關(guān)系越弱。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇

基于1990—2012年CSMAR中國(guó)上市公司財(cái)務(wù)報(bào)告審計(jì)意見(jiàn)數(shù)據(jù)庫(kù)，我們?cè)贏股證券審計(jì)市場(chǎng)識(shí)別出47起證券資格會(huì)計(jì)師事務(wù)所的合并事件。這些合并事件所涉及的會(huì)計(jì)師事務(wù)所在合并前1年和合并后1年共審計(jì)3 677家上市客戶(hù)觀察值。

我們根據(jù)合并前事務(wù)所的名稱(chēng)將合并前審計(jì)師區(qū)分為不同的審計(jì)師群體，進(jìn)而根據(jù)合并前審計(jì)師的姓名將合并后審計(jì)師群區(qū)分為與之相對(duì)應(yīng)的審計(jì)師群體。由于我們考察的是同一客戶(hù)合并前后客戶(hù)重要性的變化對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響，這就需要合并前1年和合并后1年的均衡客戶(hù)樣本。因此，我們進(jìn)一步剔除缺失合并前1年或者缺失合并后1年數(shù)據(jù)的觀察值，最終得到合并前后均存在且未有數(shù)據(jù)缺失的1 497家上市客戶(hù)作為本文的研究樣本。

(二)強(qiáng)勢(shì)與弱勢(shì)審計(jì)師群體的衡量方法

我們依據(jù)審計(jì)師群體爭(zhēng)奪事務(wù)所資源的能力，將其區(qū)分為強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群和弱勢(shì)審計(jì)師群。具體地，我們主要以審計(jì)師群體擁有的客戶(hù)規(guī)模進(jìn)行判斷，將客戶(hù)規(guī)模最大的審計(jì)師群體界定為強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體，將事務(wù)所內(nèi)其他審計(jì)師群體界定為弱勢(shì)審計(jì)師群體。在客戶(hù)規(guī)模的計(jì)量上，我們是以合并前一年審計(jì)師群體的客戶(hù)總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)之和進(jìn)行衡量。

(三)審計(jì)師群體平衡性、地域性和聲譽(yù)的衡量方法

我們以合并前1年客戶(hù)組合中強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群所有客戶(hù)總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)之和與弱勢(shì)審計(jì)師群所有客戶(hù)總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)之和的比值衡量審計(jì)師群體間的平衡性(Balance)。在具體操作上，我們同樣以全部可獲得的客戶(hù)觀察值為基礎(chǔ)計(jì)量事務(wù)所的規(guī)模。Balance的值越小，說(shuō)明客戶(hù)組合中審計(jì)師群體之間的規(guī)模越接近，平衡性越好。

我們依據(jù)審計(jì)師群體的地域特征，將其區(qū)分為地域性較強(qiáng)的審計(jì)師群體和地域性較弱的審計(jì)師群體。具體地，我們以Local衡量強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群的地域性。Local為啞變量，如果在合并前1年強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群在某一省、自治區(qū)或者直轄市的客戶(hù)總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)之和占其所有客戶(hù)總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)之和的比例超過(guò)50%，那么強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體具有較強(qiáng)的地域性，Local取值為1，否則為0。

我們依據(jù)審計(jì)師群體的聲譽(yù)，將其區(qū)分為具有較差聲譽(yù)的審計(jì)師群體和具有較好聲譽(yù)的審計(jì)師群體。具體地，我們以Reputation衡量強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群的聲譽(yù)。Reputation為啞變量，如果在合并前3年強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群受到中國(guó)證監(jiān)會(huì)的行政處罰，那么該審計(jì)師群聲譽(yù)較差，Reputation取值為1，否則為0。

(四)研究模型

借鑒已有研究文獻(xiàn)的做法，我們?cè)跁?huì)計(jì)師事務(wù)所合并背景下構(gòu)建了如下審計(jì)意見(jiàn)差異模型，從客戶(hù)重要性視角考察審計(jì)師群際互動(dòng)對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響。

Maoz_dif=β0+β1Impor_dif+β2Share_dif+β3Maoz_min

+β4Lnasset_dif+β5Lnasset_min+β6Roa_dif

+β7Roa_min+β8Lev_dif+β9Lev_min

+β10Loss_dif+β11Loss_min+β12Current_dif

+β13Current_min+β14Revcz_dif+β15Revcz_min

+β16Cfo_dif+β17Cfo_min+β18Border_dif

+β19Border_min+β20Absda_dif+β21Da_min

+β22Premao_dif+β23Premao_min

+FEYear+FEIndustry+ε

(1)

Maoz_dif=β0+β1Impor_dif+β2Impor_dif

×Balance/Impor_dif×Local/Impor_dif

×Reputation+β3Balance/Local/Reputation

+β4Share_dif+β5Maoz_min+β6Lnasset_dif

+β7Lnasset_min+β8Roa_dif+β9Roa_min

+β10Lev_dif+β11Lev_min+β12Loss_dif

+β13Loss_min+β14Current_dif

+β15Current_min+β16Revcz_dif+β17Revcz_min

+β18Cfo_dif+β19Cfo_min+β20Border_dif

+β21Border_min+β22Absda_dif+β23Da_min

+β24Premao_dif+β25Premao_min

+FEYear+FEIndustry+ε

(2)

Maoz_dif是模型(1)與模型(2)的因變量。其中，Maoz為虛擬變量，表示審計(jì)意見(jiàn)的類(lèi)型。如果審計(jì)師出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)，Maoz取值為1，否則為0。Maoz_dif是指同一家公司合并后Maoz與合并前Maoz的差值。Impor_dif為模型(1)的檢驗(yàn)變量，是同一家公司合并前客戶(hù)重要性與合并后客戶(hù)重要性的差值。由于中國(guó)2001年才開(kāi)始披露審計(jì)費(fèi)用數(shù)據(jù)，在披露初期也存在很多的缺失和偏差，而且非審計(jì)服務(wù)費(fèi)用至今沒(méi)有披露。所以，我們借鑒已有研究的做法(Li，2009[29]；Zhou和Zhu,2012[30]；Chen等,2010[31]；Chi等,2012[32])，以上市公司期末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)為基礎(chǔ)衡量客戶(hù)重要性。具體地，我們以特定上市公司客戶(hù)期末總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)與事務(wù)所所有上市公司客戶(hù)期末總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)之和的比值計(jì)量客戶(hù)重要性。Impor_dif的數(shù)值越大，說(shuō)明事務(wù)所合并后客戶(hù)重要性的降低幅度越大。模型(2)的檢驗(yàn)變量分別為Impor_dif×Balance、Impor_dif×Local和Impor_dif×Reputation。其中，Balance、Local和Reputation的定義已在前文界定，在此不再累述。如果假設(shè)2、假設(shè)3和假設(shè)4成立，我們期望Impor_dif×Balance的系數(shù)為正，Impor_dif×Local和Impor_dif×Reputation的系數(shù)為負(fù)。

Lennox(2000)[33]發(fā)現(xiàn)，公司財(cái)務(wù)狀況、經(jīng)營(yíng)情況以及現(xiàn)金流量是影響審計(jì)意見(jiàn)的重要因素。據(jù)此，我們首先在模型(1)和模型(2)中引入Roa_dif、Roa_min、Lev_dif、Lev_min、Loss_dif、Loss_min、Current_dif和Current_min控制公司財(cái)務(wù)狀況的影響。其中，Roa_dif表示同一家公司合并后總資產(chǎn)收益率與合并前總資產(chǎn)收益率的差值；Roa_min為同一家公司合并前后總資產(chǎn)收益率的最小值；Lev_dif表示同一家公司合并后資產(chǎn)負(fù)債率與合并前資產(chǎn)負(fù)債率的差值；Lev_min為同一家公司合并前后資產(chǎn)負(fù)債率的最小值；Loss_dif為同一家公司合并前Loss與合并后Loss的差值；Loss_min表示合并前后Loss的最小值。其中，Loss為虛擬變量，如果公司當(dāng)年發(fā)生虧損，則Loss取值為1，否則取值為0。Current_dif為同一公司合并后流動(dòng)比率與合并前流動(dòng)比率的差值；Current_min是同一公司合并前后流動(dòng)比率的最小值。其次，我們?cè)谀Ｐ?1)和模型(2)中引入Revcz_dif和Revcz_min來(lái)控制公司經(jīng)營(yíng)情況的影響。Revcz_dif為同一家公司合并后Revcz與合并前Revcz的差異值；Revcz_min為同一家公司合并前后Revcz的最小值。其中，Revcz表示相對(duì)于上一個(gè)會(huì)計(jì)年度主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的增長(zhǎng)，并以期初總資產(chǎn)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化。最后，我們?cè)谀Ｐ?1)和模型(2)中引入Cfo_dif和Cfo_min來(lái)控制公司現(xiàn)金流量的影響。Cfo_dif為同一家公司合并后經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量與合并前經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量的差值；Cfo_min為同一家公司合并前后經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量的最小值。其中，經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量(Cfo)是經(jīng)過(guò)期初總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化后的結(jié)果。

除此以外，公司規(guī)模、盈余管理水平和前期審計(jì)意見(jiàn)也是影響當(dāng)期審計(jì)意見(jiàn)的重要因素(Lennox,2000[33]；Krishnan,1994[34];Chen等,2001[35])。由此，我們?cè)谀Ｐ?1)中加入Lnasset_dif和Lnasset_min來(lái)控制公司規(guī)模的影響，引入Border_dif、Border_min、Absda_dif和Da_min來(lái)控制公司盈余管理水平的影響，引入PreMao_dif和PreMao_min來(lái)控制前期審計(jì)意見(jiàn)的影響。具體而言，Lnasset_dif表示同一家公司合并后期末總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)與合并前期末總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)的差值；Lnasset_min為同一家公司合并前后期末總資產(chǎn)對(duì)數(shù)的最小值。Border_dif為同一家公司合并后Border與合并前Border的差值；Border_min表示同一家公司合并前后Border的最小值。其中，Border為虛擬變量，如果公司凈資產(chǎn)收益率在(0，1%)區(qū)間，取值為1，否則取值為0。Absda_dif表示同一家公司合并后操縱性應(yīng)計(jì)與合并前操縱性應(yīng)計(jì)差值的絕對(duì)值；Da_min為同一家公司合并前后操縱性應(yīng)計(jì)的最小值。操縱性應(yīng)計(jì)由同年度同行業(yè)修正的瓊斯模型估計(jì)而來(lái)。在計(jì)算操縱性應(yīng)計(jì)時(shí)，我們依據(jù)中國(guó)證監(jiān)會(huì)2001年發(fā)布的《上市公司行業(yè)指引》將上市公司觀察值進(jìn)行行業(yè)分類(lèi)。由于制造業(yè)公司數(shù)量特別多，我們?nèi)晌淮a分類(lèi)，其他行業(yè)取一位代碼分類(lèi)。PreMao_dif是指同一家公司合并后上一期審計(jì)意見(jiàn)與合并前上一期審計(jì)意見(jiàn)的差值；PreMao_min表示同一家公司合并前后上一期審計(jì)意見(jiàn)的最小值。其中，PreMao表示前期審計(jì)意見(jiàn)的類(lèi)型，為虛擬變量，如果前期審計(jì)師出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)取值為1，否則為0。

最后，我們控制合并前后事務(wù)所市場(chǎng)份額變化(Share_dif)、合并前后審計(jì)意見(jiàn)類(lèi)型的水平(Maoz_min)以及年度固定效應(yīng)(FEYear)和行業(yè)固定效應(yīng)(FEIndustry)的影響。Share_dif表示合并后與合并前事務(wù)所市場(chǎng)份額的差值乘以100。事務(wù)所的市場(chǎng)份額等于事務(wù)所所有客戶(hù)總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)之和與A股證券市場(chǎng)上所有客戶(hù)總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)之和的比值。

四、描述性統(tǒng)計(jì)與實(shí)證結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表1是模型(1)與模型(2)相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表1可知，Maoz_dif的均值為0.005，這表明相對(duì)于合并前，合并后審計(jì)師出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性提高了0.5%。Impor_dif的均值為0.026，說(shuō)明事務(wù)所合并后客戶(hù)重要性水平平均下降了2.6%。在平衡性方面，Balance的均值為4.661，其最大值和最小值分別為18.835和1.022。由此可以看出，在會(huì)計(jì)師事務(wù)所內(nèi)，群體間平衡性的分布范圍較寬，既有實(shí)力相當(dāng)?shù)娜后w組合，又有實(shí)力較為懸殊的群體組合。在地域性方面，Local的均值為0.437，這意味著地域性強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體審計(jì)的客戶(hù)數(shù)量占總體樣本的43.7%。在聲譽(yù)方面，Reputation的均值為0.126，這表明聲譽(yù)較差的強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體審計(jì)的客戶(hù)數(shù)量占總體樣本的12.6%。在市場(chǎng)份額方面，Share_dif的均值為0.020，這表明合并后會(huì)計(jì)師事務(wù)所在整體市場(chǎng)的規(guī)模平均增加0.02%。

表1 相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)前表

變量均值中位數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值P10P90Current_min1.6161.2141.6660.00216.8900.5522.798Revcz_dif-0.047-0.0200.434-2.3402.907-0.3830.229Revcz_min0.0020.0140.210-1.2901.018-0.2040.202Cfo_dif0.0070.0020.246-1.7987.551-0.1240.139Cfo_min-0.017-0.0060.138-1.7980.664-0.1380.104Border_dif0.0360.0000.564-1.0001.000-1.0001.000Border_min0.3560.0000.4790.0001.0000.0001.000Absda_dif0.0940.0600.1030.0000.7500.0080.231Da_min-0.076-0.0660.097-0.5360.327-0.1980.026Premao_dif-0.0080.0000.240-1.0001.0000.0000.000Premao_min0.0440.0000.2050.0001.0000.0000.000

注：表1是對(duì)事務(wù)所合并前后1年均存在的1 497家上市公司相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析，而且這些上市公司在事務(wù)所合并后未變更審計(jì)師。

我們還對(duì)模型(1)和模型(2)中的主要變量進(jìn)行了Pearson相關(guān)性分析。研究發(fā)現(xiàn)，檢驗(yàn)變量與控制變量之間的相關(guān)性均比較低。而控制變量之間的相關(guān)性也不高，其中最高的相關(guān)性也僅為0.721。我們進(jìn)一步計(jì)算模型(1)和模型(2)相關(guān)變量的方差膨脹因子(VIF)，其中最高值僅為2.48。這說(shuō)明模型(1)和模型(2)不存在顯著的共線(xiàn)性問(wèn)題。

(二)實(shí)證結(jié)果

在表2中，我們列示了審計(jì)師群際互動(dòng)對(duì)審計(jì)質(zhì)量總體影響的實(shí)證結(jié)果。研究發(fā)現(xiàn)，Impor_dif的系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著大于0。這表明，會(huì)計(jì)師事務(wù)所合并后，客戶(hù)重要性的降幅越大，則審計(jì)師出具審計(jì)意見(jiàn)的嚴(yán)厲程度越高。同時(shí)，我們還發(fā)現(xiàn)，Share_dif的系數(shù)在5%的水平上顯著大于0。這說(shuō)明，合并后會(huì)計(jì)師事務(wù)所市場(chǎng)份額的增幅越大，則審計(jì)師出具審計(jì)意見(jiàn)的嚴(yán)厲程度也越大。然而，在控制合并前后會(huì)計(jì)師事務(wù)所市場(chǎng)份額的變化后，Impor_dif的系數(shù)依然在1%的水平上顯著大于0。這些研究結(jié)果支持假設(shè)1a。

在控制變量方面，由表2可知，Maoz_min的系數(shù)均在1%的水平上顯著大于0，Lev_min、Loss_dif和Current_min的系數(shù)在5%的水平上顯著大于0。Roa_dif、Premao_dif和Premao_min的系數(shù)在1%的水平上顯著小于0，Cfo_min的系數(shù)也在10%的水平上顯著小于0。其他控制變量的系數(shù)在統(tǒng)計(jì)意義上不顯著。這些結(jié)果說(shuō)明，合并前后公司的特征差異以及特征水平都會(huì)對(duì)審計(jì)意見(jiàn)嚴(yán)厲程度的變化產(chǎn)生影響。

表2 審計(jì)師群際互動(dòng)總體影響的實(shí)證結(jié)果

續(xù)前表

變量系數(shù)Z值系數(shù)Z值FEYearYesYesFEIndustryYesYesN1 4971 497Pseudo R20.4860.497

在表3中，我們列示了審計(jì)師群體平衡性、群際互動(dòng)與審計(jì)質(zhì)量關(guān)系的實(shí)證結(jié)果。由表3可知，Impor_dif×Balance的系數(shù)為正，且在5%的水平上顯著大于0。這表明，合并前審計(jì)師群體間的平衡性越好，審計(jì)師群體間的沖突越嚴(yán)重，則合并后客戶(hù)重要性的降幅與審計(jì)意見(jiàn)嚴(yán)厲程度之間的正相關(guān)關(guān)系越弱。當(dāng)我們進(jìn)一步控制合并前后會(huì)計(jì)師事務(wù)所市場(chǎng)份額的變化后，Impor_dif×Balance的系數(shù)依然在5%的水平上顯著大于0。這些研究結(jié)果支持假設(shè)2。

表3 審計(jì)師群體平衡性、群際互動(dòng)與審計(jì)質(zhì)量關(guān)系的實(shí)證結(jié)果

續(xù)前表

變量系數(shù)Z值系數(shù)Z值Border_dif0.4651.330.4481.20Border_min-0.154 -0.41-0.133 -0.36Absda_dif1.8290.992.0581.09Da_min2.3230.812.6330.94Premao_dif-5.216???-10.25-5.326???-10.42Premao_min-8.963???-11.09-8.958???-10.77FEYearYesYesFEIndustryYesYesN1 4971 497Pseudo R20.4860.497

表4列示了強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體地域性、群際互動(dòng)與審計(jì)質(zhì)量關(guān)系的實(shí)證結(jié)果。由表4可知，Impor_dif×Local的系數(shù)為負(fù)，且在5%的水平上顯著小于0。這表明，合并前強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體的地域性越強(qiáng)，則審計(jì)師群間的沖突越嚴(yán)重，合并后客戶(hù)重要性的降幅與審計(jì)意見(jiàn)的嚴(yán)厲程度之間的正相關(guān)關(guān)系越弱。當(dāng)我們進(jìn)一步控制合并前后會(huì)計(jì)師事務(wù)所市場(chǎng)份額的變化后，Impor_dif×Local的系數(shù)依然在10%的水平上顯著小于0。這些研究結(jié)果支持假設(shè)3。

表4 強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體地域性、群際互動(dòng)與審計(jì)質(zhì)量關(guān)系的實(shí)證結(jié)果

續(xù)前表

變量系數(shù)Z值系數(shù)Z值Revcz_dif-0.175 -0.62-0.228 -0.84Revcz_min1.0441.561.180?1.81Cfo_dif0.5810.680.6820.81Cfo_min-2.737?-1.87-2.929??-2.04Border_dif0.4911.400.4461.20Border_min-0.194-0.53-0.163-0.45Absda_dif1.8270.972.0021.06Da_min2.1400.752.3970.85Premao_dif-5.217???-10.05-5.293???-10.21Premao_min-8.860???-10.95-8.838???-10.58FEYearYesYesFEIndustryYesYesN1 4971 497Pseudo R20.4900.499

表5列示了強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體地域性、群際互動(dòng)與審計(jì)質(zhì)量關(guān)系的實(shí)證結(jié)果。由表5可知，Impor_dif×Reputation的系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平上顯著小于0。這表明，合并前強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體的聲譽(yù)越差，則審計(jì)師群體間的沖突越嚴(yán)重，合并后客戶(hù)重要性的降幅與審計(jì)師出具審計(jì)意見(jiàn)嚴(yán)厲程度越不趨向于正相關(guān)。當(dāng)我們進(jìn)一步控制合并前后會(huì)計(jì)師事務(wù)所市場(chǎng)份額的變化后，Impor_dif×Reputation的系數(shù)依然在1%的水平上顯著小于0。這些研究結(jié)果支持假設(shè)4。

表5 強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體聲譽(yù)、群際互動(dòng)與審計(jì)質(zhì)量關(guān)系的實(shí)證結(jié)果

續(xù)前表

變量系數(shù)Z值系數(shù)Z值Lev_min 0.127??1.98 0.132??2.03Loss_dif1.772??2.521.627??2.29Loss_min0.4630.560.4440.51Current_dif0.05360.420.0060.04Current_min0.126??2.570.119??2.46Revcz_dif-0.232-0.84-0.296-1.13Revcz_min1.0741.591.202?1.83Cfo_dif0.6650.780.7550.90Cfo_min-2.835??-2.00-3.093??-2.22Border_dif0.4911.380.4601.22Border_min-0.149-0.40-0.134-0.36Absda_dif1.7660.971.9511.06Da_min2.3710.852.6320.96Premao_dif-5.288???-10.27-5.360???-10.40Premao_min-9.143???-10.62-9.105???-10.41FEYearYesYesFEIndustryYesYesN1 4971 497Pseudo R20.4870.499

在以上的分析中，我們分別檢驗(yàn)了群體間平衡性、強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體地域性和聲譽(yù)對(duì)群際互動(dòng)的影響。由于平衡性、地域性和聲譽(yù)之間也可能存在相互影響，因此我們將其放在一起進(jìn)行檢驗(yàn)。研究結(jié)果與前述結(jié)果相比未發(fā)生顯著的變化。篇幅所限，這里未列示出實(shí)證結(jié)果。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在前面考察強(qiáng)勢(shì)審計(jì)群體地域性和聲譽(yù)對(duì)群際互動(dòng)的影響時(shí)，我們沒(méi)有控制弱勢(shì)審計(jì)師群體地域性和聲譽(yù)的影響。也就是說(shuō)，當(dāng)強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體具有較強(qiáng)的地域性時(shí)，弱勢(shì)審計(jì)師群體也可能具有較強(qiáng)的地域性。同樣地，當(dāng)強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體聲譽(yù)較差時(shí)，弱勢(shì)審計(jì)師群體的聲譽(yù)也可能較差。這時(shí)，群際互動(dòng)可能也受到弱勢(shì)審計(jì)師群體地域性和聲譽(yù)的影響。為了驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性，我們對(duì)研究樣本進(jìn)行了相應(yīng)的調(diào)整，分別剔除強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體和弱勢(shì)審計(jì)師群體均具有較強(qiáng)地域性和較差聲譽(yù)的樣本。由表6可知，在控制了弱勢(shì)審計(jì)師群體地域性和聲譽(yù)的影響后，我們的研究結(jié)果并未發(fā)生顯著的變化。

表6 控制弱勢(shì)審計(jì)師群體地域性和聲譽(yù)影響后的實(shí)證結(jié)果

在前述模型(1)和模型(2)的分析中，因變量Mao是在審計(jì)意見(jiàn)二項(xiàng)分類(lèi)的基礎(chǔ)上計(jì)算獲得的，沒(méi)有考慮非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)之間嚴(yán)厲程度的差異。在這里，我們將審計(jì)意見(jiàn)的類(lèi)型進(jìn)行有序多項(xiàng)分類(lèi)(Maof)。Maof表示審計(jì)意見(jiàn)的類(lèi)型。在具體定義上，審計(jì)師出具標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留審計(jì)意見(jiàn)，其取值為0; 帶強(qiáng)調(diào)事項(xiàng)段的無(wú)保留意見(jiàn)取值為1;保留意見(jiàn)取值為2;帶強(qiáng)調(diào)事項(xiàng)段或解釋性說(shuō)明的保留意見(jiàn)取值為3;無(wú)法表示意見(jiàn)取值為4。樣本期內(nèi)未發(fā)現(xiàn)否定意見(jiàn)的審計(jì)報(bào)告。表7列示了審計(jì)師群際互動(dòng)對(duì)審計(jì)質(zhì)量的總體影響，以及群體間平衡性、強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體地域性和聲譽(yù)作用的Ologit回歸結(jié)果，該結(jié)果與前述結(jié)果相比未發(fā)生顯著的變化。

表7 審計(jì)意見(jiàn)多項(xiàng)分類(lèi)的實(shí)證結(jié)果

在前面的研究中，我們以客戶(hù)期末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)為基礎(chǔ)衡量客戶(hù)重要性。為了進(jìn)一步驗(yàn)證實(shí)證結(jié)果對(duì)客戶(hù)重要性計(jì)量方法的穩(wěn)健性，我們以期末總資產(chǎn)的平方根為基礎(chǔ)重新衡量客戶(hù)重要性。相關(guān)的實(shí)證結(jié)果列示于表8。由表8可知，在改變了客戶(hù)重要性的計(jì)量基礎(chǔ)后，假設(shè)1a、假設(shè)2、假設(shè)3和假設(shè)4依然成立。此外，我們還以客戶(hù)總資產(chǎn)、客戶(hù)總收入的自然對(duì)數(shù)、客戶(hù)總收入的平方根和客戶(hù)總收入為基礎(chǔ)衡量客戶(hù)重要性，相關(guān)的研究結(jié)果也未發(fā)生顯著變化，仍然支持假設(shè)1a、假設(shè)2、假設(shè)3和假設(shè)4。

表8 不同客戶(hù)重要性衡量方法下的實(shí)證結(jié)果

在我們的研究中涉及47起事務(wù)所合并事件。其中既有規(guī)模較小的合并事件，也有規(guī)模較大的合并事件。為了避免單個(gè)事務(wù)所合并事件對(duì)研究結(jié)果的決定性影響，我們每一次剔除一個(gè)事務(wù)所合并事件，重新對(duì)模型(1)和模型(2)進(jìn)行回歸分析。相關(guān)的實(shí)證結(jié)果仍然未發(fā)生顯著的變化。

在前面的分析中，我們將本土?xí)?jì)師事務(wù)所之間的合并與涉及國(guó)際會(huì)計(jì)師事務(wù)所的合并混合在一起進(jìn)行研究。為了避免這兩類(lèi)事務(wù)所合并可能的系統(tǒng)性差異對(duì)研究結(jié)果的影響，我們剔除模型(1)和模型(2)涉及國(guó)際會(huì)計(jì)師事務(wù)所合并的相關(guān)樣本，重新對(duì)模型(1)和模型(2)進(jìn)行回歸分析。這些研究結(jié)果與前述結(jié)果相比也未發(fā)生顯著的變化。

此外，我們基于陳杰平等(2005)[36]的模型重新檢驗(yàn)本文的研究假設(shè)，實(shí)證結(jié)果也未發(fā)生顯著的變化。

五、研究結(jié)論

一直以來(lái)，研究者主要是從審計(jì)組織和審計(jì)師個(gè)體兩個(gè)層面考察審計(jì)質(zhì)量問(wèn)題，而忽視了介于這兩者之間的中間層面，即審計(jì)師群體。審計(jì)組織內(nèi)審計(jì)師群體的存在以及在此基礎(chǔ)上的群際互動(dòng)會(huì)對(duì)審計(jì)質(zhì)量產(chǎn)生重要影響。由此，基于1998—2012年中國(guó)發(fā)生的47起事務(wù)所合并事件，我們?cè)噲D從客戶(hù)重要性視角考察審計(jì)師群際互動(dòng)對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響。我們以審計(jì)師對(duì)原事務(wù)所的認(rèn)同為基礎(chǔ)識(shí)別審計(jì)師群體。具體地，我們根據(jù)合并前會(huì)計(jì)師事務(wù)所的名稱(chēng)將合并前審計(jì)師區(qū)分為不同的審計(jì)師群體，接下來(lái)根據(jù)合并前審計(jì)師的姓名將合并后審計(jì)師區(qū)分為相應(yīng)的審計(jì)師群體。研究發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于合并前，合并后客戶(hù)重要性下降的幅度越大，則審計(jì)師越傾向于對(duì)客戶(hù)出具嚴(yán)厲審計(jì)意見(jiàn)。而且，審計(jì)師群體間的平衡性越好，強(qiáng)勢(shì)審計(jì)師群體的地域性越強(qiáng)以及聲譽(yù)越差，則合并后客戶(hù)重要性的降幅與審計(jì)意見(jiàn)嚴(yán)厲程度的正相關(guān)關(guān)系越弱。而且，弱勢(shì)審計(jì)師群體的地域性和聲譽(yù)并未影響客戶(hù)重要性的降幅與審計(jì)意見(jiàn)嚴(yán)厲程度之間的關(guān)系。這些結(jié)果說(shuō)明，審計(jì)質(zhì)量不僅受到審計(jì)組織和審計(jì)師個(gè)體特征的影響，還取決于審計(jì)師群體間的互動(dòng)。

在理論上，我們關(guān)注審計(jì)師群體這一中間研究層面，并在此基礎(chǔ)上考察群際互動(dòng)對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響，這在一定程度上拓展了現(xiàn)有審計(jì)質(zhì)量研究的邊界。而且，我們進(jìn)一步厘清了平衡性、文化和聲譽(yù)差異對(duì)于審計(jì)師群體互動(dòng)的作用，有利于我們深入理解群際互動(dòng)的作用機(jī)理。此外，在會(huì)計(jì)師事務(wù)所合并背景下構(gòu)建的研究設(shè)計(jì)能很好地避免專(zhuān)業(yè)勝任能力和自選擇對(duì)研究結(jié)果的干擾，這為客戶(hù)重要性與審計(jì)獨(dú)立性的關(guān)系提供了更為明確和穩(wěn)健的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。在管理實(shí)踐上，我們的研究結(jié)果也具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。管理者要充分關(guān)注會(huì)計(jì)師事務(wù)所內(nèi)可能存在的審計(jì)師群體，及時(shí)識(shí)別不利于群際良性互動(dòng)的因素，避免群體之間發(fā)生嚴(yán)重的沖突而損害審計(jì)質(zhì)量。由于我們是在會(huì)計(jì)師事務(wù)所合并的背景下考察審計(jì)師群際互動(dòng)對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響，在會(huì)計(jì)師事務(wù)所合并背景下，審計(jì)師群體的分化并不是在會(huì)計(jì)師事務(wù)所中逐漸產(chǎn)生的，而是在重大的組織變革下形成的，所以我們?cè)诤喜⒈尘跋伦R(shí)別的審計(jì)師群體可能與未發(fā)生合并情況下事務(wù)所內(nèi)部分化出的審計(jì)師群體在特征上有所差異。這種差異可能會(huì)影響研究結(jié)果，可能使我們的研究結(jié)論具有一定的局限性。