对另行分割审计市场的整体考察

一、对另行分割审计市场的整体考察

下面首先将另行分割审计市场包括的两个部分（即新增审计市场和审计师变更市场）作为一个整体，根据“九大”、“非九大”在其中获取的市场份额数据，对上述研究假设进行实证检验。

1．对2001年“九大／非九大”竞争优势的比较

通过2000～2001年度证券许可证年检的会计师事务所共71家，全部参与了2001年上市公司年报审计。当然，在这些事务所中，只有60家事务所参与了2001年另行分割审计市场中308家上市公司的年报审计，但其他11家未参与进来的事务所仍然需要纳入这里的研究视野。因为不管事务所的表现如何（这11家未参与进来的事务所在2001年另行分割审计市场中的份额为0），都是重要的样本观测值。

笔者逐一计算了71家事务所在这一市场中获取的份额y，表7－1列出了样本数据的描述性统计结果。

表7－1　2001年样本数据的描述性统计（一）

经过计算，T＝1．517458。在α＝0．05的显著性水平下，小于临界值t_0．05（9－1），因此，不能拒绝原假设；但在α＝0．1的显著性水平下，大于临界值t_0．10（9－1），因此，可以拒绝原假设，即：“九大”在另行分割审计市场中的竞争优势显著高于“非九大”。

2．对2002年“九大／非九大”竞争优势的比较

通过2001～2002年度证券许可证年检的会计师事务所共71家，全部参与了2002年上市公司年报审计。当然，在这些事务所中，只有57家事务所参与了2002年另行分割审计市场中200家上市公司的年报审计，但与前面对2001年的分析类似，其他14家未参与进来的事务所也需要纳入这里的研究视野（这14家事务所在2002年另行分割审计市场中的份额为0）。

笔者逐一计算了71家事务所在这一市场中获取的份额y，表7－2列出了样本数据的描述性统计结果。

表7－2　2002年样本数据的描述性统计（一）

经过计算，T＝1．406573，在α＝0．05的显著性水平下，小于临界值t_0．05（9－1），因此，不能拒绝原假设；但在α＝0．1的显著性水平下，大于临界值t_0．10（9－1），因此，可以拒绝原假设，得出以下结论：“九大”在另行分割审计市场中的竞争优势显著高于“非九大”。

不过，值得注意的是，安达信华强在2002年度由于美国“安达信事件”的影响退出了我国审计市场，其29家上市公司客户发生了强制性审计师变更。但是，由于安达信华强的主体部分并入了普华永道中天，因此，2001年度报告由安达信华强审计、2002年度报告由普华永道中天审计的20例上市公司变更事务所事件具有一定的特殊性。而本研究在前面的分析中并未对这20例上市公司观察值予以区别对待。考虑到这一事件的特殊性和重要性，下面笔者在对另行分割审计市场的分析中剔除这20例观察值，进一步考察剔除这一特殊事件影响后的上市公司审计需求特征是否有所不同。

表7－3列出了剔除20例特殊观察值后的样本数据的描述性统计结果。

表7－3　2002年样本数据的描述性统计（二）

经过计算，T＝1．828516。在α＝0．05的显著性水平下，小于临界值t_0．05（9－1），因此，不能拒绝原假设；但在α＝0．1的显著性水平下，大于临界值t_0．10（9－1），因此，可以拒绝原假设，认为“九大”在另行分割审计市场中的竞争优势显著高于“非九大”。由此可见，在剔除安达信合并事件的影响后，对上市公司审计需求特征的分析结论并未发生明显变化。

3．对2003年“九大／非九大”竞争优势的比较

通过2002～2003年度证券许可证年检的会计师事务所共72家，全部参与了2003年上市公司年报审计。当然，在这些事务所中，只有54家事务所参与了2003年另行分割审计市场中139家上市公司的年报审计，但与前面对2001年、2002年的分析类似，其他18家未参与进来的事务所也需要纳入这里的研究视野（这18家事务所在2003年另行分割审计市场中的份额为0）。

笔者逐一计算了72家事务所在这一市场中获取的份额y，表7－4列出了样本数据的描述性统计结果。

表7－4　2003年样本数据的描述性统计（一）

经过计算，T＝2．417351。在α＝0．05的显著性水平下，大于临界值t_0．05（9－1），因此，能够拒绝原假设，得到以下结论：“九大”在另行分割审计市场中的竞争优势显著高于“非九大”。

综合上述分析，本研究得出的初步结论是：

（1）2001～2003年间，“九大”在另行分割审计市场中的竞争优势显著高于“非九大”。

（2）将各年的t检验结果进行对比可以发现，与2001年、2002年相比，这种显著性在2003年表现得更为突出。