會計(jì)師事務(wù)所合并與審計(jì)延遲

會計(jì)師事務(wù)所合并與審計(jì)延遲

一、審計(jì)延遲與審計(jì)效率“延遲或?qū)徲?jì)報(bào)告延遲”是指從會計(jì)期末到審計(jì)報(bào)告日之間的時間長度。審計(jì)延遲不僅會影響審計(jì)和盈余信息的及時性,而且會影響公司盈余公告的及時性(Bamber等,1993),而及時性與市場對相關(guān)信息的反應(yīng)有關(guān)(Ashton等,1987)。當(dāng)審計(jì)報(bào)告延遲嚴(yán)重時,經(jīng)審計(jì)的財(cái)務(wù)報(bào)表信息價值下降,競爭性使用者將會獲取其他替代性信息。而且,未預(yù)期的報(bào)告延遲也與較低的信息質(zhì)量相聯(lián)系(Knechel&Payne,2001)。從會計(jì)師事務(wù)所角度而言,審計(jì)延遲很大程度上可以反映審計(jì)時間投入,在控制了其他非審計(jì)師可控的因素之后,審計(jì)延遲就可以反映審計(jì)效率(Bamber等,1993)。尤為重要的是,審計(jì)延遲是少數(shù)外部可觀察的、與審計(jì)效率相關(guān)的變量(Bamber等,1993;Tanyi等,2010)。正因?yàn)閷徲?jì)延遲既會影響會計(jì)信息的及時性,又能在很大程度上反映審計(jì)效率,因此,審計(jì)延遲及與之相關(guān)的信息延遲成為監(jiān)管部門關(guān)注的一個重要問題(Tanyi等,2010)。大會計(jì)師事務(wù)所被認(rèn)為能夠更有效地實(shí)施審計(jì),可以減少審計(jì)延遲(Gilling,1977;Davies&Whittred,1980;Ashton等,1989)。會計(jì)師事務(wù)所合并會擴(kuò)大事務(wù)所規(guī)模。如果合并是有效的,則合并后審計(jì)效率將會提高,完成審計(jì)項(xiàng)目所需時間將會減少,審計(jì)延遲將緩解。因此,通過檢驗(yàn)事務(wù)所合并與審計(jì)延遲之間的關(guān)系,可以考察會計(jì)師事務(wù)所合并對審計(jì)效率的影響。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看,對于會計(jì)師事務(wù)所合并與審計(jì)延遲之間關(guān)系的研究并不充分。近年來,在監(jiān)管部門推動會計(jì)師事務(wù)所“做大做強(qiáng)”政策的引導(dǎo)下,我國會計(jì)師事務(wù)所紛紛進(jìn)行合并。那么,這種行政力量推動下的合并是否能夠有效提升審計(jì)效率,使事務(wù)所在“做大”的基礎(chǔ)上實(shí)現(xiàn)“做強(qiáng)”?本文利用我國A股上市公司及其主審事務(wù)所相關(guān)數(shù)據(jù),檢驗(yàn)近期發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所與未發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所的審計(jì)延遲是否存在顯著差異,并檢驗(yàn)發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所的審計(jì)延遲在合并前后是否存在顯著差異,從而考察會計(jì)師事務(wù)所合并對審計(jì)效率的影響。本文的貢獻(xiàn)在于,從審計(jì)延遲角度對會計(jì)師事務(wù)所合并對審計(jì)效率的影響進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。這不僅有助于了解會計(jì)師事務(wù)所合并以及事務(wù)所規(guī)模與審計(jì)延遲之間的關(guān)系,而且有助于評價我國監(jiān)管部門推動會計(jì)師事務(wù)所通過合并實(shí)現(xiàn)“做大做強(qiáng)”的政策的合理性和有效性。二、文獻(xiàn)總結(jié)1、審計(jì)延遲和審計(jì)效率(1)關(guān)于審計(jì)延遲影響因素的研究。關(guān)于審計(jì)延遲的研究大體可以分為兩類:一類是泛泛研究審計(jì)延遲的影響因素(Ashton等,1987;Ashton等,1989;Carslaw&Kaplan,1991;Bamber等,1993;Jaggi&Tsui,1999);另一類則是專門研究某個(類)因素對審計(jì)延遲的影響。有學(xué)者研究了審計(jì)師規(guī)模及行業(yè)專長對審計(jì)延遲的影響。Gilling(1977)指出,由國際性大事務(wù)所審計(jì)的公司審計(jì)延遲更短,因?yàn)榇笫聞?wù)所可以更加有效地進(jìn)行審計(jì),在進(jìn)行規(guī)劃以保證按時完成審計(jì)上有著更大的彈性;Leventis等(2005)對希臘上市公司研究后發(fā)現(xiàn),聘請國際事務(wù)所審計(jì)的公司審計(jì)延遲確實(shí)顯著更短。但Davies&Whittred(1980)和Ashton等(1989)分別對澳大利亞和加拿大上市公司研究后僅發(fā)現(xiàn)有限的證據(jù)表明,事務(wù)所規(guī)模會負(fù)向影響審計(jì)延遲;Schwartz&Soo(1996)發(fā)現(xiàn),“六大”審計(jì)的公司審計(jì)延遲甚至更長,但不顯著。Habib&Bhuiyan(2011)發(fā)現(xiàn),由行業(yè)專長審計(jì)師審計(jì)的公司審計(jì)延遲更短。一些學(xué)者研究了審計(jì)師變更、審計(jì)任期及非審計(jì)服務(wù)對審計(jì)延遲的影響(Schwartz&Soo,1996;Knechel&Payne,2001;Tanyi等,2010;Lee等,2009)。有學(xué)者研究了審計(jì)技術(shù)對審計(jì)延遲的影響(Newton&Ashton,1989;Bamber等,1993;Schwartz&Soo,1996;Jaggi&Tsui,1999),發(fā)現(xiàn)采用結(jié)構(gòu)性方法的事務(wù)所審計(jì)延遲更長。還有一些學(xué)者從被審計(jì)單位角度考察了內(nèi)部控制等因素對審計(jì)延遲的影響(Ettredge等,2006;張國清,2010)。(2)關(guān)于事務(wù)所合并對審計(jì)效率影響的研究。一些學(xué)者發(fā)現(xiàn),合并有助于降低成本、提高事務(wù)所的效率。如Tsai&Yang(2008)對我國臺灣地區(qū)1997~2001年間120家會計(jì)師事務(wù)所數(shù)據(jù)研究后發(fā)現(xiàn),會計(jì)師事務(wù)所合并對規(guī)模經(jīng)濟(jì)的影響超過成本效應(yīng)。不過,也有一些研究發(fā)現(xiàn),合并并不能顯著提高審計(jì)效率。如Lawrence&Glover(1998)通過比較1991年(合并后)和1986年(合并前)審計(jì)延遲的差異,考察了“八大”合并為“六大”對審計(jì)報(bào)告延遲的影響,其結(jié)果未能支持合并將會提高會計(jì)師事務(wù)所運(yùn)營效率的假說,反而表明,未發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所審計(jì)效率相對更高。此外,黃蘭貴等(2002)利用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)衡量會計(jì)師事務(wù)所的技術(shù)效率,并檢驗(yàn)了會計(jì)師事務(wù)所合并后技術(shù)效率的變化,結(jié)果發(fā)現(xiàn),合并對于會計(jì)師事務(wù)所技術(shù)效率的影響僅限于合并當(dāng)年。2、審計(jì)延遲與審計(jì)效率從以上分析可以看出,盡管學(xué)者們從多個角度考察了相關(guān)因素對審計(jì)延遲的影響,但就會計(jì)師事務(wù)所規(guī)模而言,并未發(fā)現(xiàn)充分證據(jù)表明其與審計(jì)延遲之間存在顯著關(guān)系。就合并與審計(jì)效率之間的關(guān)系而言,盡管一些研究發(fā)現(xiàn)合并后會計(jì)師事務(wù)所的獲利能力會提高,但并沒有發(fā)現(xiàn)一致的證據(jù)表明,合并后審計(jì)效率顯著提升。本文以審計(jì)延遲作為審計(jì)效率的替代變量,從而檢驗(yàn)會計(jì)師事務(wù)所合并對審計(jì)延遲的影響,可以提供會計(jì)師事務(wù)所合并與審計(jì)效率之間關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)證據(jù),并從一個側(cè)面考察會計(jì)師事務(wù)所規(guī)模與審計(jì)延遲之間的關(guān)系。與本文最相關(guān)的文獻(xiàn)是Lawrence&Glover(1998)的研究,但Lawrence&Glover(1998)不足之處在于:一是只是進(jìn)行了簡單的t檢驗(yàn),并未在控制其他影響審計(jì)延遲的因素基礎(chǔ)上進(jìn)行多元分析;二是只比較1986年和1991年兩年的審計(jì)延遲,并未運(yùn)用面板數(shù)據(jù)全面考察合并前后審計(jì)延遲是否存在顯著差異。本文同時從橫向和縱向比較的角度,在控制其他影響因素的基礎(chǔ)上,考察近年發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所與未發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所的審計(jì)延遲是否存在顯著差異,并考察發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所合并前后審計(jì)延遲是否存在顯著差異,從而可以更加全面地考察會計(jì)師事務(wù)所合并對審計(jì)延遲的影響。三、審計(jì)延遲interpersonal因?yàn)閷徲?jì)經(jīng)驗(yàn)更加豐富,大事務(wù)所可以更加及時地完成審計(jì)工作,比小事務(wù)所更加有效地實(shí)施審計(jì)(Ashton等,1989)。此外,大事務(wù)所擁有更多高質(zhì)量人力資源,可以有較大彈性來調(diào)配審計(jì)資源,合理安排審計(jì)時間,能夠在較短時間內(nèi)完成審計(jì)任務(wù)。因此,大事務(wù)所的審計(jì)延遲更短。從動態(tài)角度說,合并可以迅速擴(kuò)大相關(guān)事務(wù)所的規(guī)模,從而降低審計(jì)延遲。成功的合并有助于提高審計(jì)效率的原因還在于:(1)優(yōu)化規(guī)模。合并后,由于規(guī)模擴(kuò)大,可以減少重復(fù)開銷或降低交易成本,從而提高效率(Calton&Perloff,2005);(2)協(xié)同效應(yīng)與范圍經(jīng)濟(jì)。就會計(jì)師事務(wù)所而言,合并不僅意味著其可以承接較大規(guī)模公司審計(jì)業(yè)務(wù),而且,具有互補(bǔ)性的不同會計(jì)師事務(wù)所進(jìn)行聯(lián)合所產(chǎn)生的協(xié)同效應(yīng)可以極大地降低成本、提高效率,并產(chǎn)生范圍經(jīng)濟(jì);(3)改善管理。擁有較強(qiáng)技術(shù)和管理實(shí)力的事務(wù)所合并其他事務(wù)所,通過有效的技術(shù)與資源的整合、優(yōu)化配置,包括將嚴(yán)格的技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)用到被并會計(jì)師事務(wù)所中,可以提高審計(jì)質(zhì)量、降低審計(jì)與管理成本。審計(jì)延遲可以在很大程度上反映審計(jì)效率。如果合并確實(shí)有助于會計(jì)師事務(wù)所效率提高的話,審計(jì)延遲將會縮短。因此,本文提出如下假設(shè):H1:其他條件不變,近年發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所的審計(jì)延遲顯著低于未發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所。H2:其他條件不變,對發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所而言,合并后年份的審計(jì)延遲顯著低于合并前。四、研究設(shè)計(jì)1、審計(jì)延遲與未合并的會計(jì)師事務(wù)所為了檢驗(yàn)假設(shè)1,本文構(gòu)建以下模型:模型(1)中,MER為測試變量,用來檢驗(yàn)近年發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所的審計(jì)延遲與未發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所是否存在顯著差異。如果其系數(shù)顯著為負(fù),則表明,發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所的審計(jì)延遲顯著更短。有關(guān)變量的定義如表1所示:假設(shè)2的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ团c模型(1)相似,只不過MER的定義方法為合并后年份取1,合并前年份取0。此外,不需要年份虛擬變量。2、樣本選擇檢驗(yàn)本文會計(jì)師事務(wù)所合并信息通過會計(jì)百科以及中國證監(jiān)會會計(jì)師事務(wù)所及資產(chǎn)評估機(jī)構(gòu)監(jiān)管系統(tǒng)查詢而得;審計(jì)報(bào)告日、納入合并報(bào)表范圍的子公司數(shù)通過查詢上市公司年度報(bào)告計(jì)算而得;審計(jì)師任期根據(jù)CCER“一般上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)庫”計(jì)算而得,股權(quán)集中度數(shù)據(jù)來自于CCER“上市公司治理結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)庫”,上市公司其他數(shù)據(jù)來自于“WIND資訊金融終端”。(1)假設(shè)1檢驗(yàn)樣本的選擇。WIND數(shù)據(jù)庫中,2007~2009年共有6918個樣本,在剔除了金融類公司、IPO日在當(dāng)年資產(chǎn)負(fù)債表日之后的公司、曾采用管理公司形式且有緊密聯(lián)系的立信系以及合并前曾發(fā)生分立(中審國際、中審亞太)、合并失敗(華普天健高商)或合并有爭議(國富浩華和中磊)的事務(wù)所審計(jì)的公司、資產(chǎn)為0、股權(quán)集中度異常、缺失審計(jì)報(bào)告日及其他數(shù)據(jù)的公司之后,最后剩下3724個樣本。(2)假設(shè)2檢驗(yàn)樣本的選擇。對于假設(shè)2,本文以2005~2009年間的會計(jì)師事務(wù)所合并案為對象,利用相關(guān)會計(jì)師事務(wù)所客戶在合并前后的面板數(shù)據(jù),檢驗(yàn)會計(jì)師事務(wù)所合并前后審計(jì)延遲是否存在顯著差異。在剔除了觀察期內(nèi)發(fā)生多次合并或分立、合并失敗或者有爭議以及曾采用管理公司形式的立信系后,最后剩下德勤華永(2005,括號中數(shù)字為合并發(fā)生年份,下同)、北京五聯(lián)方圓(2005)、北京中證天通(2006)、五洲松德聯(lián)合(2007)、中瑞岳華(2008)、安永華明(2008)、江蘇公證天業(yè)(2008)、利安達(dá)(2009)、天職國際(2009)、信永中和(2009)、中興華富華(2009)、亞太集團(tuán)(2009)等12起合并案,其中,德勤華永、北京中證天通、五洲松德聯(lián)合、中瑞岳華、安永華明、江蘇公證天業(yè)等6起有前后各3年數(shù)據(jù)。本文對七個連續(xù)型自變量在1%和99%位置進(jìn)行了縮尾處理。但對于前后各三年穩(wěn)定客戶數(shù)據(jù),由于樣本量偏少,本文在5%和95%位置進(jìn)行縮尾處理。五、結(jié)果表明和分析1、審計(jì)延遲與未發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所merr21的相關(guān)性(1)描述性統(tǒng)計(jì)。描述性統(tǒng)計(jì)表明(表略),全樣本審計(jì)延遲的均值為86.7645天,中位數(shù)為87天。若依照MER321分組,則未合并組(MER321=0)審計(jì)延遲均值為87.6240天,中位數(shù)為88天,合并組(MER321=1)審計(jì)延遲均值為85.8146天,中位數(shù)為86天。t檢驗(yàn)表明,兩組均值差=1.8095,t=2.3298,p=0.0099,Mann-WhitneyU檢驗(yàn)z=2.951,p=0.0032。因此,近3年內(nèi)發(fā)生過合并的會計(jì)師事務(wù)所的審計(jì)延遲顯著低于未發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所。若依照MER21分組,則均值差=0.9514,t=1.1998,p=0.1151;若依照MER1分組,則均值差=0.9574,t=1.1120,p=0.1331。這表明,當(dāng)年或近2年內(nèi)曾發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所與同期未發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所在審計(jì)延遲上不存在顯著差異。(2)相關(guān)分析。相關(guān)性分析表明(表略),就Spearman相關(guān)系數(shù)而言,AUDELAY與MER1、MER21、MER321分別在10%、5%和1%水平顯著負(fù)相關(guān)。不過,就Pearson相關(guān)系數(shù)而言,AUDELAY僅與MER321在5%水平顯著負(fù)相關(guān),與MER1、MER21雖然負(fù)相關(guān),但均不顯著?？傊?相關(guān)分析表明,近3年內(nèi)曾發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所的審計(jì)延遲顯著低于未發(fā)生合并的事務(wù)所。相關(guān)系數(shù)矩陣表明,除不同的MER變量之間相關(guān)性較高屬正常且不會對檢驗(yàn)造成影響外,其余變量間相關(guān)系數(shù)最高的為-.620(ROA與LOSS);多元回歸時檢驗(yàn)VIF可以發(fā)現(xiàn),VIF最高為2.30,因此,變量之間不存在嚴(yán)重的共線性問題。(3)多元線性回歸。表2報(bào)告的是模型(1)回歸的結(jié)果(穩(wěn)健回歸)。從表2中可以看出,MER1、MER21的系數(shù)均為負(fù),但不顯著,而MER321的系數(shù)在5%水平顯著為負(fù),表明近3年內(nèi)發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所的審計(jì)延遲顯著低于未發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所,而當(dāng)年或近2年內(nèi)曾發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所的審計(jì)延遲與未發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所并沒有顯著差異。本文進(jìn)一步考察會計(jì)師事務(wù)所僅當(dāng)年發(fā)生合并(即MER1=1,MER2=0、MER3=0)、僅一年前發(fā)生合并(即MER2=1,MER1=0、MER3=0)、僅兩年前發(fā)生合并(即MER3=1,MER2=0、MER1=0)三種情況下審計(jì)延遲與未發(fā)生合并會計(jì)師事務(wù)所的差異。結(jié)果表明,當(dāng)會計(jì)師事務(wù)所僅當(dāng)年發(fā)生合并、僅一年前發(fā)生合并時,審計(jì)延遲與未發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所并無顯著差異,而當(dāng)會計(jì)師事務(wù)所僅兩年前曾發(fā)生合并時,其審計(jì)延遲顯著低于未發(fā)生合并的會計(jì)師事務(wù)所。這說明,當(dāng)會計(jì)師事務(wù)所發(fā)生合并時,在合并初期(前2年),其審計(jì)延遲與未發(fā)生合并會計(jì)師事務(wù)所并無顯著差異,而到第三年,合并對降低審計(jì)延遲的作用才會顯現(xiàn)出來。本文進(jìn)一步將“四大”和非“四大”樣本分開進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果如表3所示。結(jié)果表明,對于非“四大”樣本而言,結(jié)果與前面一致;而對于“四大”樣本而言,近兩年內(nèi)曾發(fā)生合并和當(dāng)且僅當(dāng)兩年前發(fā)生合并兩種情況下,MER在5%水平顯著為正,其他情況下MER均不顯著。這表明,對于“四大”而言,合并對審計(jì)效率可能具有負(fù)面影響,這或許是因?yàn)椤八拇蟆焙喜⒑蟪^了其合理的規(guī)模邊界,或許是因?yàn)樵炔町愝^大的事務(wù)所在合并后初期內(nèi)部摩擦過大導(dǎo)致事務(wù)所短期內(nèi)效率降低。不過,到第三年,這種負(fù)面影響將不再顯著,這可能是因?yàn)榻?jīng)過一段時間的內(nèi)部整合,內(nèi)部摩擦逐漸減弱,合并對效率的負(fù)面影響逐漸減弱。(4)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文進(jìn)行了如下穩(wěn)健檢驗(yàn):用營業(yè)收入的自然對數(shù)衡量公司規(guī)模,結(jié)果與表2一致;用審計(jì)師變更替換審計(jì)師任期,結(jié)果與表2一致;加入實(shí)際控制人類型變量。由于國有企業(yè)和民營企業(yè)在盈余管理方面的動機(jī)可能存在差異,審計(jì)師面臨的風(fēng)險以及控制風(fēng)險需實(shí)施的審計(jì)程序也有所差異,因此,本文加入實(shí)際控制人類型變量后重新回歸,結(jié)果與表2一致;將立信系、華普天健、中磊、國富浩華、中審亞太、中審國際樣本加回后重新進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果除當(dāng)且僅當(dāng)本年發(fā)生合并時,MER變?yōu)樵?%水平顯著為負(fù)外,其余結(jié)論與前面一致。以上檢驗(yàn)表明,前面的結(jié)果是基本穩(wěn)定的。2、穩(wěn)定客戶平衡面板數(shù)據(jù)(1)描述性統(tǒng)計(jì)。對于前后兩年穩(wěn)定客戶平衡面板數(shù)據(jù)而言,全樣本審計(jì)延遲均值為86.3743天,中位數(shù)為87天;合并前審計(jì)延遲均值為86.3729天,中位數(shù)為87天;合并后審計(jì)延遲均值為86.3757天,中位數(shù)為86天。t檢驗(yàn)表明,兩組均值差=-0.0028,t=-0.0016,Mann-WhitneyU檢驗(yàn)z=0.261,p=0.7938,因此,合并后審計(jì)延遲天數(shù)與合并前沒有顯著差異。對于前后一年穩(wěn)定客戶平衡面板數(shù)據(jù)而言,全樣本審計(jì)延遲均值為86.4125天,中位數(shù)為86天;合并前審計(jì)延遲均值為87.6679,中位數(shù)為88天;合并后審計(jì)延遲均值為85.1571,中位數(shù)為85.5天。均值差=2.5107,t=1.3253,合并后審計(jì)延遲在10%水平上顯著低于合并前;對于前后三年穩(wěn)定客戶平衡面板數(shù)據(jù)而言,全樣本審計(jì)延遲均值為83.1667天,中位數(shù)為85.5天;合并前審計(jì)延遲均值為83.8095天,中位數(shù)為86.5天;合并后審計(jì)延遲均值為82.5238天,中位數(shù)為84天。均值差=1.2857,t=0.4886,不顯著。(2)面板數(shù)據(jù)多元回歸結(jié)果。表4報(bào)告的是利用合并前后面板數(shù)據(jù)進(jìn)行縱向比較的結(jié)果。為了全面考察合并前后審計(jì)延遲的差異,本文同時對所有客戶數(shù)據(jù)、穩(wěn)定客戶不平衡面板數(shù)據(jù)、穩(wěn)定客戶平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。其中,前后各1年/2年數(shù)據(jù)針對的是12起合并案,而前后各3年數(shù)據(jù)針對的是6起合并案。本文通過F檢驗(yàn)比較固定效應(yīng)與混合OLS的適用性,通過Hausman檢驗(yàn)比較固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的適用性,通過LM檢驗(yàn)比較隨機(jī)效應(yīng)與混合OLS模型的適用性。從表4中可以看出,對于前后各一年數(shù)據(jù),僅所有客戶樣本MER在5%水平顯著為負(fù);對于前后各兩年數(shù)據(jù),MER均顯著為負(fù);而對于前后三年所有客戶數(shù)據(jù),所有客戶樣本不顯著,而穩(wěn)定客戶樣本MER顯著為負(fù)。由于穩(wěn)定客戶數(shù)據(jù)更能反映合并前后審計(jì)效率的差異,因此,從縱向角度來看,合并后審計(jì)延遲顯著低于合并前。這表明,會計(jì)師事務(wù)所合并有助于縮短審計(jì)延遲、提高審計(jì)效率,但這種效應(yīng)從合并后第二年才會顯著顯現(xiàn)。假設(shè)2得到支持。本文還對涉及“四大”的合并案和不涉及“四大”的合并案分別進(jìn)行檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。結(jié)果表明,對于不涉及“四大”的合并案,除前后三年所有客戶和穩(wěn)定客戶不平衡面板樣本不顯著外,其他樣本MER均顯著為負(fù),表明本土?xí)?jì)師事務(wù)所在合并后審計(jì)延遲顯著降低;而對于涉及“四大”的合并案,多數(shù)情況下MER的系數(shù)為正,僅前后三年穩(wěn)定客戶平衡面板樣本MER顯著為負(fù),表明合并后審計(jì)延遲反而有所提高,但在經(jīng)過一段時間整合后,審計(jì)延遲將有可能下降。(3)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn):為了保持考察對象一致,在對合并前后各1年、前后各2年數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)時,本文也將考察對象限于具有前后三年清潔期的6起合并案。結(jié)果表明,對于這6起合并案,合并后2年/1年的審計(jì)延遲均顯著低于合并前2年/1年;用審計(jì)師變更替換審計(jì)師任期,結(jié)果除前后三年所有客戶樣本MER系數(shù)為負(fù)但不顯著外,其余樣本MER均顯著為負(fù);對于前后一年、前后兩年數(shù)據(jù)以及前后三年所有客戶數(shù)據(jù)也在5%和95%位置進(jìn)行縮尾處理,結(jié)果與表4中一致。上述檢驗(yàn)說明,總體而言,合并后年份審計(jì)延遲顯著低于合并前。六、結(jié)論和討論1、關(guān)于合并后會計(jì)事務(wù)所的作用本文研究結(jié)果表明,會計(jì)師事務(wù)所合并一定程度上有助于降低審計(jì)延遲、提高審計(jì)效率。但在合并后初期,這種效應(yīng)可能并