一、引言
自1980年我國注冊會計師制度恢復重建以來，發生過多次規模較大的事務所合并。第一次合并源于1998年的脫鉤改制政策，以此為契機，我國注冊會計師行業正式揭開了合并、重組的序幕。脫鉤改制為我國會計師事務所合并從制度環境上奠定了基礎。第二次合并開始于2000年。2000年財政部先后發布了《會計師事務所擴大規模若干問題的指導意見》、《會計師事務所合并審批管理辦法》等相關文件。由此，政策主導下的本土事務所“上規模、上水平”的第二次合并浪潮被掀起。2005年中國加入WTO后，國外會計師事務所的直接進入使我國審計市場的競爭加劇，為了滿足國內大型、特大型企業集團服務需求，以及行業應對日益激烈的國際競爭的需要，增強國內事務所的競爭力，樹立本土事務所的品牌，中注協于2006年下發了《中國注冊會計師協會關于推動會計師事務所做大做強的意見（征求意見稿）》的通知，確定了事務所做大做強的總體目標，由此，國內本土事務所又掀起了第三次合并大潮。2009年，財政部制定了《關于加快發展我國注冊會計師行業的若干意見》（國辦發 ［2009］ 56號）文件，又涌現出事務所合并聯合的新浪潮，特別是強強合并的氛圍空前濃厚。2010 年，中國注冊會計師協會印發了《會計師事務所合并程序指引（征求意見稿）》（會協［2010］14 號）。經歷了多次合并浪潮之后，我國審計市場競爭格局發生了極大的變化。但是近年來國內的多項研究表明，由于合并事務所素質、內部管理、風險控制等因素再加上政府政策主導下合并的形勢化和盲目性，本土事務所的合并成效與預期還存在一定的差距。隨著市場經濟的不斷深入發展，鑒于國內會計師事務所合并浪潮的此起彼伏，事務所合并的經濟效果成為關注的焦點：事務所合并后其審計質量是否有顯著提高？從利益相關的投資者角度該如何衡量審計質量是否提高？另外，事務所在全國范圍內的合并也會帶來事務所地域分布上的較大變化，從而使地方政府對合并后事務所的行政干預減弱，這種改變會不會使事務所獨立性增強？投資者是否會對這種信號作出反應呢？本文全面關注我國審計市場競爭格局的變化，綜合考慮了2000年至2010年的本土事務所的合并情況，從事務所合并和投資者的視角研究審計質量，將會計師事務所合并與審計意見信息含量兩方面的研究相結合，檢驗了事務所合并前后審計質量變化的市場反應，爭取在研究視角、研究對象和研究領域上有所創新。
二、研究設計
（一）研究假設 本文提出如下假設：
（1）事務所規模、聲譽及合并與審計質量關系。國外學者關于會計師事務所規模與審計質量關系方面的研究開始的比較早，其中比較有代表性的是DeAngelo（1981）提出的準租理論。準租理論認為，規模較大、品牌良好的事務所的審計質量要高于規模較小、品牌知名度不高的事務所。規模較大、品牌優良的事務所會通過規模和品牌來標識身份，向信息使用者傳遞其提供的審計服務質量高的信號，來滿足資本市場對高質量審計服務的需求。事務所會通過投入更多的資源和保持獨立性等方法來壯大其品牌和規模，不斷向信息使用者傳遞其審計服務高質量的信號；客戶出于有效降低公司內部代理成本和向投資者傳遞其財務信息可靠性強的信號以降低資本成本的動機，也樂于接受事務所發出的這種信號。在這個過程中，審計意見是連接事務所、客戶及其他信息使用者的橋梁。審計意見作為審計活動的最終結果，是審計制度的概要表征，傳遞著公司會計信息質量是否公允的信號。高度概括反應了企業的財務狀況、經營成果以及現金流量狀況，是對企業能力從專業方面提供的鑒證與說明，為投資者和債權人的經濟決策提供了依據，資本市場的互相信任與良好運行提供了動力。非標準審計意見可以看作是不利于被審計單位的信息，企業一旦被出具非標準審計意見，說明企業未能滿足年度財務報告合法性、公允性、一致性的要求，企業可能在盈余、現金流等方面存在一些問題，投資者將會承擔更高的風險。由于這些信息是注冊會計師經過一系列嚴格的審計程序得出的結論，這種濃縮的信息必然會引起相應的市場反應。也即是說，被審計單位被出具非標準無保留意見對于投資者來說是一個“壞消息”，理性的投資者會相應調低對該企業的市場預期。與非標準審計意見不同的是，標準無保留意見表明被審計單位財務報告在所有重大方面均真實公允的反映了財務狀況，經營成果與現金流量，這將向投資者傳遞積極的市場信號，反應到證券市場上將表現為上市公司股價的正向波動。綜上，本文預測相比合并前的事務所，合并后事務所出具的審計意見應該向投資者傳遞出更強的市場信號，投資者信心增強，上市公司的CAR也會出現更為強烈的反應。 基于以上分析，本文提出研究假設H1：
H1：在審計意見公開披露后的較短時窗內，證券市場對合并前后同一事務所出具的審計意見的市場反應有差異
（2）上市公司實際控制人與事務所獨立性。夏立軍（2005）研究發現，政府干預使得上市公司選擇低質量事務所的動機增強，而地方政府控股的企業更有動機與本地小所進行“合謀”。Chan et al. （2006） 發現與外地會計師事務所相比，當地事務所對于當地客戶具有很強的經濟依賴性，同時也深受地方政府的政治影響，因此更傾向于出具對于地方國企有利的審計意見。Wang et al. （2008） 發現與非國有企業相比，地方政府控制的企業更傾向于選擇當地的小事務所。但是隨著市場化程度的逐漸提高，這種傾向會逐漸減弱。作者認為這種現象是由共謀理論，信息優勢理論和需求理論三者共同作用的結果。共謀理論是指地方政府利用其對于當地小事務所的行政影響力、地方政府和地方事務所之間的高層關聯等與當地小事務所進行合謀，于是地方國企傾向于選擇當地的事務所，當地事務所也傾向于出具有利于地方國企的審計意見。在共謀理論下，當地事務所的獨立性受到地方政府的較大影響。雖然民營企業和國企都有動機與事務所共謀，但國企的共謀成本相對較小，因為政府擁有政治權力進而對事務所的經營產生影響。政府也可以通過財政部門，審計部門，當地注冊會計師協會影響到當地事務所的營業執照的獲取和日常的經營管理。各級政府尤其是地方政府對本地小所具有政治和經濟影響，并且監管力量和法律約束難以對其發揮作用，因此政府控股尤其是地方政府控股的公司具有更強的動機與本地小所“合謀”。基于以上分析，將上市公司的實際控制人劃分為3類：中央政府控股（central），地方政府控股（local）和非政府控股（private）。會計師事務所的地域性會影響審計意見的出具（Chan et al.,2006），預期事務所合并后其地域性可能發生改變，地方政府對事務所的行政干預可以相對減少，從而事務所的獨立性相應提高。實際控制人為地方政府的上市公司在合并后收到的審計意見更為可靠，從而也能收到投資者更為積極的反應。因此本文提出研究假設H2：
H2：在審計意見公開披露后的較短時窗內，證券市場對合并前后的事務所的不同審計意見的市場反應因上市公司的實際控制人而異。具體來說，實際控制人為local的市場反應會較實際控制人為其他兩類更強烈
（二）樣本選取和數據來源 本文選取2000年至2010年之間發生合并的本土會計師事務所及其審計的A股上市公司作為研究樣本。根據研究需要，要求對應的上市公司在合并前后由同一家事務所審計，同時上市公司在合并前后均具有觀測值。同時，滿足以下條件的事務所和匹配的上市公司將被剔除：事務所合并時間不詳；合并的成員所均不具有審計上市公司的資格，即不具有從事證券、期貨相關業務審計的資格；年度審計報告中審計意見類型缺失的上市公司。特別地，由于所使用的數據庫中不包含2000年以前和2011年的最新審計報告，合并發生在2000年及以前或者是2010年的事務所也將被剔除；加入或被并入國際所或者與國際四大合并的事務所；實證研究中需要用到累計超額收益率（CAR），因此存在以下問題的上市公司要剔除：審計報告出具的日期缺失（影響事件日的選取）；年報公布日前后交易數據不完整的上市公司，且要求年報公布日在1月1日到4月30日之間（控制年報延遲披露對審計意見信息含量的影響）；金融行業的上市公司。在經過以上研究樣本的剔除之后，本研究最終選取事務所合并樣本63個，匹配的上市公司樣本486個。事務所基本信息資料及合并信息來源于中國注冊會計師協會（CICPA）網站及由上海國家會計學院主辦的中國會計視野網。上市公司的相關數據來源于中國股票市場研究數據庫（CSMAR）。上市公司實際控制人性質的數據來自于網易財經和搜狐財經。
（三）模型建立和變量定義 本文建立如下回歸模型：
CAR=α0+α1OP+α2OP*POST+α3（1-OP）*POST+?撞?酌iControli+?著
說明：i表示上市公司，Control表示控制變量，包括每股盈余變化率ΔEPS，股利分配預案DIV，資產規模SIZE，總資產報酬率ROA，資產負債率LEV，企業市場價值與期末總資產的比值TobinQ，上市公司虧損與否LOSS，行業IND和年份YEAR 。ε為誤差項并服從期望值為0、方差為σ的正態分布，即：ε~（0，σ）。其中：
（1）因變量。累積超額收益率（cumulative abnormal return，簡稱CAR）是超額收益率的累積值，某支股票的非正常回報（abnormal return，簡稱AR）等于該股票的實際回報減去該股票的預期回報。本文采用市場調整模型來計算超額收益率，具體計算步驟如下：
①股實際（日）收益率：
Ri，t=（Pi，t-Pi，t-1）/Pi，t-1 （公式1）
Pi，t，Pi，t|1分別為第i家樣本公司在t，t-1個交易日的收盤價。
②個股期望（行業指數） 收益率：
Rm，t=（Pm，t-Pm，t-1）/Pm，t-1 （公式2）
Pm，t，Pm，t|1分別為各行業指數在第t ，t - 1 各交易日的收盤價。
③個股（日） 超額收益率：
ARi，t=Ri，t-Ri，t-1 （公式3）
④樣本組平均（日） 超額收益率：
AARt=■ （公式4）
⑤事件期樣本組累計平均超額收益率：
CAR（t1，t2）=∑AAR （公式5）
（t1，t2）為預測窗口期。在預測超額收益率AR時，將年報公布日定義為第0日，即事件日。以（-180，-30）共150天的時間作為預測窗口期，計算出在（-3，3），（-5，5）和（-10，10）三個研究窗口期的CAR，用以揭示年報公布前后的較短時窗內證券市場對不同類型審計意見的反應。日市場回報率采用考慮現金紅利的流通市場加權平均市場回報率，日個股回報率采用考慮現金紅利的日個股回報率。
（2）測試變量。審計意見（OP）是累計超額收益率的重要解釋變量。通過審計意見系數的符號，大小及顯著性，表示審計意見對超額收益的影響。該變量為啞變量，如果上市公司當年收到的是標準審計意見則OP=1，非標準審計意見則OP=0。為區分審計意見是出具在合并前還是合并后，加入另一個啞變量POST，當審計意見為合并后事務所發表時POST=1，合并前事務所發表時POST=0。同時，本文還加入了OP和POST的交叉項OP*POST，此交叉項的設置可以直接衡量事務所合并后標準審計意見對CAR的影響，其系數的經濟意義也比較明顯。另外，還設置了（1-OP）*POST項，以直接衡量事務所合并后非標準審計意見對CAR的影響。
（3）控制變量。控制變量包括：第一，每股盈余變化率ΔEPS。以往實證研究得出我國股票市場中會計盈余對超額收益能產生顯著影響，具有信息含量的結論。本文參照陳梅花（2002）的文獻，選取每股盈余變化率ΔEPS作為控制變量。EPSt和EPSt-1分別為第t年和第t-1年年報中披露的每股收益數據。第二，股利分配預案DIV。上市公司的股利分配政策具有很強的信號傳遞作用，向投資者傳遞著企業的經營業績及未來的前景預期，從而引導投資者以增加企業價值。理論上講，如果企業宣告分配股利，則預示著企業良好的發展前景，會增加投資者信心，從而增加股票價格；反之則亦然。考慮到股利分配政策的重大影響，本文也參照陳梅花（2002）引入虛擬變量DIV作為控制變量，若企業宣告股利分配則取1，反之取0。第三，資產規模SIZE。企業資產規模能在一定程度上反映企業的經營能力和獲利能力，一般情況下，投資者對資產規模大的企業有更大的信心。因此，本文選用期末資產總賬面價值反映企業的資產規模，為消除量綱的影響，將總資產賬面價值取自然對數。第四，總資產報酬率ROA。總資產報酬率反映企業總體資產的獲利能力，是評價企業資產運營效益的重要指標。第五，資產負債率LEV。負債具有稅盾效應，同時債權人作為公司的外部人也有動機提高公司的治理水平，從而提高公司價值。第六，Tobin Q。市值考核是公司績效判斷的標準之一。第七，上市公司虧損與否LOSS。上市公司虧損與否向市場和投資者傳遞出不同的信息，從而導致上市公司股價的不同波動。本文引入虛擬變量LOSS，來控制上市公司經營成果對股票價格的影響。當上市公司凈利潤為負時LOSS取1，否則取0。第八，行業IND。李增泉（1999），宋常和惲碧琰（2005）實證研究表明，行業性質也是具有一定信息含量的。不同的行業中投資者給予的關注度和市場反應是不同的，因此本文加入了行業類型作為控制變量。第九，年份YEAR。變量定義表（1）。
三、實證結果分析
（一）描述性統計 （表2）中Panel A和Panel B是各主要變量的描述性統計，合并前、后的研究樣本均為243個。合并前后上市公司CAR［-3,3］的平均值分別是-0.025和0.002，CAR［-5,5］的平均值分別是-0.038和0.004，CAR［-10,10］的平均值分別是-0.058和0.017，合并后的CAR高于合并前；但CAR［-5,5］合并后的中值-0.013略小于合并前的-0.011。合并前上市公司OP的平均值是0.942，合并后是0.922，合并后有所下降，說明事務所合并后上市公司收到的標準審計意見有所下降，非標準審計意見增多，這在一定程度上反應了合并后事務所獨立性的增強。
（二）回歸分析 （表3）的回歸結果可以看出：首先，在（-3，3）、（-5，5）和（-10，10）三個窗口期內，回歸方程均在不同的統計顯著性水平上通過了F檢驗，回歸方程有效。其次，在上述三個窗口期內，OP*POST的系數均是顯著為正的，且在三個窗口期內顯著性水平均為1%；而（1-OP）*POST的系數不論正負，均不顯著。這驗證了前文提出的假設H1：在審計意見公開披露后的較短時窗內，證券市場對合并前后同一事務所出具的審計意見的市場反應有差異。具體來說，投資者對合并前后事務所出具的標準審計意見反應出顯著為正的差異，當同一家上市公司繼續收到合并后的事務所的標準審計意見時，相比合并前收到的標準審計意見，市場會出現更加積極的反應；同時，回歸結果顯示：（1-OP）*POST的系數在統計上不顯著，無法驗證投資者對合并后繼續出具的非標準審計意見有更加負向的反應。但是，這也說明投資者對合并前后事務所出具的不同類型的審計意見反應不同。結合之前的理論分析，會計師事務所合并后，其規模、品牌、審計師的能力和審計師獨立性都會發生較大變化，相應的合并后的事務所在發表審計意見方面有更為堅定的立場，事務所會根據被審計單位的財務狀況如實出具相應的審計意見，并且合并后的事務所不管是出具標準審計意見還是非標準審計意見，其傳遞的信號都會更加強烈。標準審計意見向投資者等信息使用者傳遞出積極信號，合并后的事務所出具的標準審計意見傳達的信息可靠性增強，投資者會提升對相關上市公司的預期。這種對上市公司預期的提升反應到股價上去，就會出現CAR的更為正向的變動。這就為OP*POST的系數顯著為正提供了解釋。另外，從行為經濟學角度來看，大多數人在面臨獲利的時候是風險規避的，在面臨損失的時候是風險喜好的，投資者也不例外。當合并前的事務所出具標準審計意見時，雖然對投資者來說是“好消息”，投資者出于規避風險的考慮，對這個“好消息”做出的是較為保守的反應；當合并后的事務所再次出具標準審計意見時，這種“好消息”的信號就更為強烈，投資者此時也更愿意接受這種積極信號，這也可以為本文的實證結果提供解釋。另外，從回歸結果來看，OP 的系數符號在三個窗口期內不一致，盡管在（-10，10）的窗口期內為正，與預期相符，但是在統計上是不顯著的。部分控制變量的系數在不同窗口期內存在不一致情況，但是均不顯著，對總體結果影響不大。
上述主回歸采用的是事務所合并前后嚴格匹配的上市公司樣本，這里本文將未嚴格匹配的上市公司，即保留那些只具有合并前或合并后數據的上市公司共1069個樣本按照上市公司實際控制人性質分為三組分別進行回歸。（表4）的回歸結果顯示，在三個窗口期內，OP*POST的系數均是顯著為正的，其中，在（-3，3）和（-10，10）三個窗口期內顯著性水平均為10%，在（-5，5）窗口期內顯著性水平為5%。這驗證了本文的假設H2：在審計意見公開披露后的較短時窗內，證券市場對合并前后的事務所的不同審計意見類型的市場反應因上市公司的實際控制人而異。實際控制人為local的市場反應確實較實際控制人為其他兩類的強烈。基于之前共謀理論的分析，地方政府控股的公司具有更強的動機與本地小所“合謀”，事務所的獨立性受到影響，投資者對合并前事務所出具的標準審計意見可能持懷疑態度。但是，事務所合并后其地域性發生改變，地方政府對事務所的行政干預可以相對減少，從而事務所的獨立性相應提高。實際控制人為地方政府的事務所在合并后出具的標準審計意見更為可靠，投資者收到這種積極信號后自然會作出更為積極的反應。
（三）穩健性檢驗 本文研究的是合并前后審計意見類型對CAR的影響，理論上要求對應的上市公司在合并前后由同一家事務所審計，同時上市公司在合并前后均具有觀測值。本文按此要求得出了上述主回歸結果，為保證回歸結果有足夠的說服力，本文現在采用的數據未嚴格要求所有的樣本必須符合此規定，即保留那些只具有合并前或合并后數據的上市公司共1069個樣本重新進行回歸以進行穩健性測試。進一步回歸結果（未詳細列出）顯示，在上述三個窗口期內，OP*POST的系數都是正的，雖然在統計上顯著性有所降低，但是還是與本文之前回歸結果預期是相符合的。另外，國外有關會計信息和資本市場的實證研究結果表明，在市場達到一定效率的前提下，股票市場會對會計信息的公布作出迅速、無偏的反應，這主要體現在股票超額回報率的增加和股票交易量的增加――超常交易量上。本文參考Beaver（1968）在對盈余信息公告效應檢驗中用到的股票超常交易量計算方法算出了樣本公司的股票超常交易量，并替換原來的因變量CAR進行了回歸，OP*POST的系數在三個窗口期內也都是正的，雖然在統計上不顯著，但也反應了與主回歸結果相同的趨勢。
四、結論與建議
本文分析顯示，證券市場對會計師事務所合并前后出具的標準審計意見有不同的反應，而且這種差異是顯著為正的；證券市場對事務所合并前后出具的非標準審計意見也有不同的反應，但差異在統計上不顯著。雖然最后的回歸結果沒有完全支持本文的假設H1，但是相比事務所合并前出具的標準審計意見，證券市場對于合并后事務所出具的標準審計意見的反應更加強烈，說明事務所通過合并其規模和品牌有所提升，向信息使用者傳遞其提供的審計服務質量更高的信號，且這種審計質量的提高能被市場所感知。 證券市場對會計師事務所合并前后出具的標準審計意見因實際控制人不同而有不同的反應。實際控制人為地方政府的上市公司在合并后收到的標準審計意見更為可靠，投資者收到這種積極信號后會作出更為積極的反應。做大做強本土會計師事務所仍將是我國會計師行業未來發展的一項重要任務。事務所之間的合并是做大做強的一個主要手段，對提高我國本土會計師事務所的獨立性、專業技能都具有積極意義。會計師事務所的做大做強將為我國資本市場健康發展提供更高質量的審計服務。政府應該在事務所做大做強這方面繼續投入力度，爭取早日建立起完善的審計市場格局，提高本土事務所的競爭力，為我國資本市場的進一步發展貢獻力量。
本文還存在很多不足之處。僅考慮了事務所規模、品牌對審計質量的影響。事實上，影響審計質量的因素還有很多，例如注冊會計師的的個人執業能力，審計收費等。另外，事務所的地域性可能會影響到投資者對審計質量的認知，從而對市場反應產生一定的干擾，本文后來的分組檢驗雖然考慮了一部分事務所地域改變的影響，但是沒有進行系統全面的考察。
