审计师任期、事务所任期与审计质量
沈玉清
1戚务君
2曾 勇
1( 1. 电子科技大学管理学院; 2. 台湾政治大学会计系)
摘要: 利用审计师对财务危机的公司是否出具持续经营的查核意见, 以及企业的异常营 运资本, 作为研究衡量审计质量良莠的代理变量, 分析了中国审计师任期与会计师事务所任期 对审计质量的影响。如果以查核意见作为被解释变量, 没有发现审计师任期或事务所任期与审 计质量有关联性的证据。然而, 一旦以异常营运资本作为分析对象时, 则发现较长的审计师任 期有助于提高审计质量的证据。此外, 当企业有增加盈余的动机时, 还发现会计师事务所内的 审计师之间有审计经验传承的效果。进一步的分析则显示, 前述的发现主要来自于非四大会计 师事务所。换言之, 审计师任期的经验效果对于非四大会计师事务所更为重要。 关键词: 审计师任期; 事务所任期; 审计独立性; 审计意见; 审计质量 中图分类号: C931 文献标识码: A 文章编号: 1672-884X( 2008) 02-0288-13 Audit Partner Tenure, Audit Firm Tenure and Audit QualitySHEN Y uqing1 CHI Wuchun2 ZENG Yong1
( 1. U niversit y of Electro nic Science and T echnolog y o f China, Chengdu, China; 2. N at io nal Cheng chi U niversity , T aibei, China )
Abstract: Ef fect s o f t he audit t enure on t he audit qualit y in China w ere st udied by invest ig at ing t he eff ect o f audit -f irm and audit -part ner t enure on t w o pr oxies of audit qualit y : ( 1) audit or' s pr opensit y t o issue a going-concern audit opinion f or dist ressed co mpanies, and ( 2) the direct ion and amount of abnorm al w orking capit al accruals. F or the f ormer as t he pro xy variabl e, t here is no linear relatio n bet w een t he tenur e and audit qualit y. How ever , w hen w e t ur n t o use t he l at t er as t he prox y variabl e, w e f ind t hat longer t enure helps t o pr oduce higher audit qualit y. M oreover, w e f ind evidence t hat t her e ex ist s know ledge spillov er ef fect wit hin audit f ir ms w hen t he client s have incent ive t o increase t heir earnings. A f urther analysis sho ws t hat the main prev io us f inding on abnorm al accrual s is att ribut able t o the non-Big 4 audito rs, w hich implies that t he po sit ive eff ect o f audito r tenure' s know ledge and ex pert ise is m ore import ant fo r non-big 4 audito rs.
Key words: audit part ner t enure; audit f irm t enure; audit independence; audit opinion; audit quality 收稿日期: 2007-05-18 基金项目: 教育部新世纪优秀人才支持计划资助项目( 教技函[ 2005] 35 号) 基 于审 计任 期 的延 长, 审计师和客户间 过度 持续的联 系可能 会损害 审计师 的独立 性, 也可 能会逐渐 减少其 进行批 评评判 的能力, 从 而影响审计质量。据此, 美国、澳大利亚、加拿大 和英国等许多国家都实施了审计师的定期轮换 制度。我国也于 2004 年 1 月1 日开始实施签字 注册会计师定期轮换制度, 明确规定“签字注册 会计 师连续为 某一相 关机构 提供审 计服务, 不 得 超过 5 年”。由 于只 有澳大 利亚、中 国( 含台 湾 ) 才有审计师签名, 才可能追溯审计师的任 期, 从而关于审计师任期与审计质量关系的实 证文献很少。目前来看, 这些轮换制度的提出还 缺乏实证方面的支持, 因此, 审计师任期对审计 质量 的影响, 就成为一项重要但仍未被充分解 决的研究课题。 目前, 公开发表的仅有 CHI 等[ 1]和 C AREY 等[ 2]分别对于中国台 湾和澳大利亚 审计市场的 研究, 而对于中国市场( 专指中国大陆, 下同) 环 ・ ・
境的相关研究还属空白。与以往仅从整体上考 察事 务所任期 对审计 质量的 影响不 同, 本文选 择了是否对财务危机的公司发表持续经营存在 疑虑的审计意见 和异常应计的营运资本这 2 个 代表 审计质量 的重要 指标, 探讨了中国市场环 境下审计师任期对审计质量的影响, 此外, 将事 务所 任期分解 成审计 师任期, 以及事务所任期 与审 计师任 期的差 额 2 个部分, 从而能够同时 考察审计师任期和增额的事务所任期对审计质 量分别产生的影响。本文的研究成果既可以直 接作 为审计师 轮换制 度的实 证支持, 也为是否 有必要进一步实施事务所的强制轮换制度提供 一些实证证据。
1 文献回顾与研究假设
1. 1 文献回顾 近年 来, 国外有大量的关于事务所任期与 审计质量的实证研究。在以异常应计作为审计 质量替代变量的研究中, 结果多显示, 长的审计 任期其审计质量反而更高[ 3～5]。总 体来看, 普遍 的观点是, 就异常应计的分析而言, 藉由较长审 计任 期可以提 高审计 师的专 业技能, 审计质量 与审计任期存有正向的关联性。然而, M YERS 等[ 4]仅从总体上考察 了事务所任期 对审计质量 的影 响, 并未细分出审计师任期本身对审计质 量产生的影响。实际上, 审计师任期与事务所任 期对审计质量的影响应该是有所不同的。所内 的审 计师轮换, 一方面保持了事务所轮换可以 带来 新面孔的 感觉, 增强了对前任审计师工作 的监察, 即增强了独立性[ 6, 2] , 但其与事务所轮换 相比独立性要差些; 另一方面, 客户的专属性知 识可以在所内传承, 新的审计师可以在较短的时 间内累计客户此方面的知识, 因而, 审计师轮换 对审计师专业技能的负面影响较事务所轮换 要 小[ 1] 。也就是说, 关于事务所任期对审计质量影 响的研究结论不完全适用于审计师任期的探讨。 目前, 关于审计师任期与审计质量关系的 实证研究仅有以 下 2 篇公开发表的论文和 2 篇 工 作报 告, 而且他们的研究结果也存在分歧。 CAREY 等[ 2]以 澳大利 亚股票 交易 市场实 施强 制轮换前的 1995 年的上市公司为样本, 来衡量 审计 质量的 3 个指标: 是否对财务危机的公司 发表 持续经营 存在疑 虑的审 计意见、异 常应计 的 营运资本 及规避重 要盈余门 坎( 避免亏损和 利 润增 加) 的概率, 考察了过长的审计师任期 ( 大于 7 年) 是否会降低 审计质量。他们的研究 结果表明, 对于审计师任期过长的公司, 被出具 关于持续经营存在疑虑的保留审计意见的可能 性越低, 其报告小额亏损( 亏损额小于总资产的 2% ) 的 比例更 低, 这 些证据 均支持 长的 审计师 任期降低了审计质量。但是, 以异常应计的营运 资 本 ( 取绝对值或者有符号的) 度量审计质量 时, 并没有发现长的审计师任期会降低审计质 量方 面的证据。CHI 等[ 1]则同时考虑了 事务所 任期 和审计师 任期对 审计质 量的影 响, 在利用 异常应计来衡量盈余质量时, 得出的结论表明, 无论是审计师任期还是事务所任期的初始阶段 盈余 质量都较 低, 事务所任期的后阶段盈余质 量也较低。他们认为熟悉客户有助于产生较高 的盈 余质量, 但是过于熟悉反而导致盈余质量 的下降。此外, 由于审计经验可以在事务所内部 进行传承, 因此, 事务所任期对盈余质量的影响 强 于 审 计 师 任 期对 盈 余 质 量 的 影 响。CHE N 等[ 7]的工 作报 告同 样以台 湾 上市 公司 为样 本, 研究结果则表明审计师任期长度与异常应计的 绝对 值有反向 关系, 即审计师任期延长有助于 提高审计质量。ALM U T AIRI 等[ 8]的工作报告 则利用预期的权益资本成本作为财务报告可信 度 ( 即审计质量) 的代理变量, 以澳大利亚资本 市场为研究对象, 考察了事务所类型、事务所任 期、审计师任期、事务所更换和审计师更换对分 析家所认知的财务报告可信度的影响。由于审 计为 管理者提 供的财 务报告 提供了 独立鉴 证, 增加了财务信息的可信度, 因此, 降低了投资者 的信息风险, 从而降低了资本成本。鉴于此, 审 计质量越高, 被审计的财务报告可信度就越高, 资本成本也就越低。ALM U T AIRI 等[ 8]的研究 结果 表明: 对于非四大会计师事务所审计的公 司, 事务所任期和审计师任期越长, 其权益成本 越低。该实证结果支持专家假设, 就是说审计任 期长 被认为财 务报告 的质量 较高, 因此有较低 的权益成本。 本研究的任期是指审计师与其客户之间的审计委任期 间长度。其中, 审计任期包括审计师任期和事务所任期。为区别起 见, 本文中的审计师任期专指签字 注册会计师( 或项目负责人、合 伙人) 为同一客户提供 审计服务的年限, 而事务所任期 指的是事 务所为同一客户提供审计服务的年限。 仅有 2 篇 涉及审计师任期方面的实证文章, 但他们均未 系统探讨审计师任期长短对审计质量 的影响: 李爽等[ 9]对签字注 册会计师 强制轮换前后 上市公司年度审 计结果的变化 进行了描 述性分析, 探讨了强制 轮换政策产生的初步影响; 沈玉清等[ 10]针 对按规定进行审计师强制轮换的 公司, 将其实行轮换后的盈余质 量与其轮换前、当年度不须轮换的其他公司、自愿性会计师事务所 更换以及自愿性所内审计师更换的公司进行比较, 从而探讨了审 计师强制轮换制度对提高审计质量是否有效的问题。 国内目前还没有 审计师任期长短与审计质 量 关系 的实 证研 究 , 相关的研究均针对会计 ・ ・师事务所的任期。例如, 李爽等[ 11]在有关的审计 报告行为研究中控制了审计任期对审计意见的 影响。他们发现, 在针对持续经营不确定性发表 意见时, 事务所任期越长, 审计意见变通的可能 性越大, 但在对账面盈利和微利公司的研究中, 事务所任期与审计意见没有显著关系。夏立军 等[ 12]以 我国证 券市 场 1996～1998 年期间可能 具 有 盈余 管 理 行为 的 公 司( ROE 介于 10% 和 11% 之间的公司) 为样本, 以出具非标准无保留 审计 意见的可 能性代 表着审 计独立 性, 研究发 现事务所任期增加并没有损害独立性。陈信元 等[ 13]以 我国证 券市 场 2000～2002 年期间获得 标准 无保留意 见的上 市公司 为样本, 以公司异 常应 计的绝对 值作为 审计质 量的替 代变量, 研 究结果表明事务所任期与审计质量呈倒U 型关 系。进一步分析发现, 当审计任期小于一定年份 ( 约 6 年) 时, 审计任期的增加对审计质量具有正 面影响, 而当审计任期超过一定年份( 约 6 年) 时, 审计任期的增加对审计质量具有负面影响。 总之, M YE RS 等[ 4]是从总体上探讨了事务 所任 期对审计 质量的 影响, 但无法捕捉到审计 师任期带来的对客户专属性知识累积程度对审 计质量的影响。CAREY 等[ 2]则仅研究了审计师 任期 对审计质 量的影 响, 忽略了事务所任期对 审计质量的影响, 这样得出的结论也有失偏颇。 基于此, 本文参考CHI 等[ 1]的研究设计, 同时考 察了事务所任期和审计师任期对审计质量的影 响, 并进一步探讨了事务所任期与审计师任期 的差 额对审计 质量的 影响, 从而能够识别出审 计任 期对审计 质量的 影响, 究竟是来自于审计 师任期, 还是来自于事务所增额的经验。 1. 2 研究假设 DEANGE LO[ 14]将 审 计 质 量 定 义 为 “审 计 师在客户账户中发现问题的可能性和报告所发 现问题的可能性的联合概率”。审计师在客户账 户中发现问题的可能性依赖于审计师的专业胜 任能 力, 而报告所发现问题的可能性则依赖于 审计师的独立性。从理论上讲, 审计质量由审计 独立 性和审 计师专 业技能 这 2 个方面决定, 因 此, 审计任期与审计质量的关系取决于审计任 期与审计独立性以及审计任期与审计专业技能 这 2 个方面关系的综合[ 13]。鉴于许 多国家实行 审计 师强制轮 换制度, 该制度的支持者认为随 着 审计 师客 户关 系 的延 长 审计 质 量更 可 能下 降。相比之下, 审计师轮换制度的反对者强调由 于这种定期轮换使得新的审计师由于缺乏客户 专属性知识和经验而损害审计质量。事实上, 美 国 会 计师 协会( AICPA ) 1978 年要求审计师至 少每7 年定期轮换一次。美国2002 年的《萨班斯 -奥克 斯利法案》进一步将审 计师轮换期限定为 5 年。以上要求体现了 审计师任期太 长审计质 量将降低。鉴于此观点有 假设 1 审计质量随着审计师任期的延长 而降低。 在已经要求进行审计师轮换的情况下, 有必 要知道如果实施事务所的轮换, 审计质量是否会 进一步提高。如果在控制审计师任期后, 长的审 计任期并不与较低的审计质量相联系, 那么进一 步实行事务所定期轮换就没必要。于是有 假设 2 在控制审计师任期后, 审计质量随 着事务所任期的延长而降低。
2 研究设计与样本选择
2. 1 审计师任期与事务所任期 审计 任期包 括审 计师任 期和事 务所任 期。 为区 别起见, 本文中的审计师任期专指签字注 册 会计师 ( 或项目负责人、合伙人) 为同一客户 提供 审计服务 的年限, 事务所任期指的是事务 所为同一客户提供审计服务的年限。而事务所 任期 与审计师 任期的 差额, 可以用于考察事务 所 相较 于审 计 师的 增额 任 期对 审 计质 量 的影 响。本文的研究设计可以分别测试这些变量对 审计质量的影响, 并可进一步延伸, 检验审计师 任期与事务所任期两者之中何者对审计质量的 影响更重要。 2. 2 审计质量的衡量 为考察本文长的审计任期是否对审计质量 有负 面的影 响, 本文利用衡量审计质量的 2 个 指 标 : 是否对财务危机的公司发表持续经营 存在疑虑的审计意见和异常应计的营运资本反 映审 计质量的 不同侧 面, 使本文从不同角度对 审计质量与审计任期之间的关系有更全面的了 解, 也增强了研究结果的可信性。 2. 3 样本选择和数据来源 鉴于李爽等[ 9]认为 2003 年年报审计就应该 实施 签字会计 师定期 轮换制 度, 为避免该制度 的 实施 对审 计 师任 期与 审 计质 量 关系 产 生影 响, 本文样本选择截止至 2002 年年报。另外, 2000 年 《注 册会 计师 执行 证 券、期货 相关 业务 许可管理规 定》的出台, 造成了第2 次审计市场 变革, 使市场竞争程度加剧, 垄断程度减少, 因 ・ ・ 衡量审 计质量的其 他指标包 括根据对 审计师提 出的法 律诉讼而 认定的审计失败 或公司破产 前 1 年没 有被出具 非标准 无保留审计意见, 因此类样本很少, 所以该指标不太适合。此, 考察2000 年以后的期间可以更好地反映审 计任期与审计质量之间的关系。为此, 选择2000 年至 2002 年上市公司作为初选样本。本文对这 些公 司执行如 下的筛 选: 剔除金 融保 险行业 公司。由于金融保险行业公司的财务指标和其 他行业相比具有独特性。 剔除当年度新上市 公司。本研究中审计任期的资料是从首次公开 发行 算起的, 避免由于这些公司审计任期短从 而会导致审计质量较低对研究带来的影响。 剔除 当年或上 年财务 数据不 全, 以及无法确认 审计师任期或事务所任期的公司。 为控制异 常值 对回 归结 果 的影 响, 剔除了 1% 分位数和 99% 分位数以外的数据。最后, 得到 1 619 个样 本。 本研究中上市公司的上市时间和财务数据 等数据来自于 CSM AR 中国股票市场研究数据 库。审计师任期 和事务所任期 的资料是根 据 CSM AR 提供的事务所和签字会计师的信 息, 手工整理而得。
3 审计意见与审计师任期、
事务所任期关
系的实证检验
3. 1 检验模型和变量说明 DEFO ND 等[ 16]提 出 审计 师发 表持 续 经营 存在 疑虑的审 计意见 时, 必须客观上评估公司 的业绩, 并且承受发表该审计意见的压力。这也 就表明审计师独立与发表对持续经营存在疑虑 的审计意见之间存在联系。如果控制影响发表 持续 经营存在 疑虑的 审计意 见的其 他因素, 发 表持续经营存在疑虑的审计意见的概率与长的 审计 任期成反 向变动 关系, 就表明随着审计任 期的延长审计质量在下降。 由于 在财务 危机 的公司 中, 发表持续经营 存在疑虑的审计意见更为突出, 因此, 本文的分 析 也限 定为 有财 务危 机 的公 司。与 DEFOND 等[ 16]一致, 本文将当期报告了负的盈余或负的 经营活动净现金流量的公司界定为财务危机公 司。方军雄等[ 17]认为, 公司首次亏损之时预示着 公司 面临重大 的经营 或财务 风险, 严重时将导 致持续经营存在危机。依照文献[ 2, 16] 的做法, 本 文建 立如 下的 逻辑 回 归模 型 , 来估计对于 财务危机公司发表持续经营存在疑虑的审计意 见的可能性。 ln p ( Au= 1) 1 - p ( Au= 1) = + 1AP T + 1S + 2A + 3Lv+ 4Cv+ 5R + 6LS2+ 7I + 8B4+ 9Cf + 10Y01+ 11Y02+ , ( 1) 式中, p 是审计师发表持续经营存在疑虑审计 意 见的概 率; Au为虚 拟变 量, 审计师发表持续 经营存在疑虑审计意见为 1, 反之为0; S 为公司 总 资产 的自 然对 数; A 为公司上市年数; Lv 为 公司的资 产负债率; Cv 为 Lv 的变 化; LS2为虚拟 变量, 若公司连续 2 年发生了亏损, 取值为1, 反 之为 0; R 为年度超额回报率, 即个股考虑红利 再 投资的 年收 益率 减去 市场 收益 率; I 为短期 证券 投资与长 期证券 投资之 和, 再除以上期末 的 总资产; B4为 虚拟 变量, 若事务所为国际四 大事务所 的国内合作所, 取值为 1, 反之为 0; Cf 为经营活动净 现金流量除以期初总资产; AP T为 审计 师任期, 是截至当年底 2 位签字会计师中 任期较长者的累计任期; Y01为虚拟变量, 若样本 为2001 年度的公司取值为1, 否则为0; Y02为虚拟 变量, 若样本为 2002 年度的公司取值为1, 否则 为 0。 式( 1) 的主要研究变量为APT。若 1显著为 正 ( 负) , 就表明随着审计师任期的延长发表持 续 经营存在 疑虑的审 计意见的 可能 性提高 ( 下 降) , 即审计师任期的延长提高( 降低) 了审计质 量。若 1未能显著异于零, 表明审计师任期的延 长对审计质量没有影响 。 加入 其他控 制变 量是基 于很多 文献表 明, 这些指标有助于对发表持续经营存在疑虑的审 计意见的预测。参照文献[ 2, 16] , 加入S 的理由 是大公司有更强的协商能力, 更不容易破产; 对 ・ ・ 为考察 审计师任期 增加对审 计质量是 否存在非 单调影 响, 本文在方程1 中加入 A2P T, 结果表明 APT和 AP T2 的系数均不显 著, 从而排 除了“APT的 系数未显著异 于零是由 于非单调 影响造 成”的可能性。在后面的模型中加入研究变量的二次项后, 结果研 究变量的一次项和二次项前的系 数均不显著, 同样也排除了审计 任期对审计质量有非单调影响的存在。 在 CA REY 等[ 2]的模型中还有解释变量P bank。Pbank为用调整的Zmijew ski Score 来衡量的破产概率, 该指标在许多研究中 都用到, 而且融入了在破产预测 中非常显著的财务变量。这是基 于 CA R CELLO 等提出的模型形式, 它所使用的权重是 b*= - 4. 803- 3. 6*( 净利润/ 总资产) + 5. 4*( 总负债/ 总资产) - 0. 1*( 流动资产/ 流动负债) , 与 ZM IJEW SK I 提出的 破产模型的最 初形式在结果上 没有显著 区别。由于国内没有公认的预测 破产概率的模型, 而本文无法确 认上述模型在中国是否适用, 因此, 正文中将此变量删去。将按照 上述模型计算出来的 Pbank放在回归模型中, 本文结论不变。 事务所任期的 计算, 参 照文献 [ 13, 15] 的做法。具 体地 说, 把公司上 市当年审计作为 事务所任 期的第 1 年, 如果 以后未 发生事务所变更, 那么审计任期 按年累加; 如果事务所变更, 那么 将变更当年作为新任事务所审计任期 的第 1 年; 如果发生事务所 合并, 那么合并前后的审计任期连续计算。另外, 对于 1992 年 12 月 31 日之前上市的公司, 本 文也统一确定其 1992 年 年度报告审 计任期为 1 年。 审计师任期, 本文采用 2 位签字会计师中任 期较长者的 审计师任期为标准[ 1]。具体而言, 是以截至该年底累计审计师任 期较长者 的审计任期, 例 如: 某审计师为该 上市公司审计 一段时 间后, 中断几年后继续审计, 此时审计师任期就要连续计算。这是 由于在处理数据时, 本文发现很多 事务所都习惯于由一年前审计 过的会计 师带一位新的 会计师进行审计, 因此, 累计计算 审计服 务的年限能更好地反应审计师对客户的熟悉程度。
于中国上市公司而言, 一个公司上市时间越久, 通常 财务表现 可能越 差, 更可能进行盈余管理 甚至 利润操纵, 从而导致年报越有可能被出具 非标准审计意见[ 18], 从而加入 A ; L v 则衡量了高 负债带 来的风险; Cv 表征了杠 杆的移动 可能会 导致 公司面 临一个 难以 承受的 负债水 平; R 是 基于市场的衡量风险 和业绩的指标; 加入 LS2是 由 于连续 亏损 的公 司更 容易 失败; I 是流动性 的 衡量, 代表了快速筹集现金的能力; B4 代表 大所与小所在发表对持续经营存在疑虑审计意 见方 面倾向上 的区别, 大规模事务所审计独立 性更 高[ 14, 19, 20], 因 此, 本文 在检 验模型 中纳 入此 变 量; Cf 表 现越 差的 公司, 其陷入财务危机的 可能性越大[ 16]。 为检验 假设 2, 即在控制审计师任期后, 事 务所任期是否与发表持续经营存在疑虑的审计 意见的可能性负相关, 本文将事务所任期AFT对 审计 质量的总 体影响分 为审计师 任期 APT以及 事务 所任期与审计 师任期的 差额( AFT- APT) 2 个部分, 即要研究 AFT对审计 质量的 影响, 本文 在模型2 设计中利用了如下的关系: AF T= APT+ ( AFT- AP T) , 其 中( AFT- APT) 的系 数 2代 表增 额的 事务 所 任期 的边 际影 响, APT的 系数 1与 ( AF T- APT) 的系数 2之和反映了事务所任期对 审计质量 的总体影 响。其他控制 变量与模 型 1 相同。若 2显著为正( 负) , 表示控制审计师任期 对审计质量的影响后, 增额的事务所任期越长, 发表持续经营存在疑虑审计意见的可能性越高 ( 低) , 增额 事务所 任期的延 长对审 计质 量有正 ( 负) 面影响。若 2未能显著异于零, 而 1的系 数显 著, 则表明审计任期对审计质量的影响主 要取 决于审计 师任期 的长短, 增额的事务所任 期对审计质量没有影响; 若 2未能显著异于零, 1的系 数也未 能显著异 于零, 则表明审计任期 对审计质量没有影响。若 1与 2之和显著为正 ( 负) , 说明随着事务所任期的延长, 发表持续经 营 存在疑 虑审计意 见的可能 性越高 ( 低) , 也意 味 着审 计质 量随 着 事务 所 任期 的 延长 而 提高 ( 降低) 。若 1与 2之和未能显著 异于零, 表明 事务所任期对审计质量没有影响。 ln p ( Au= 1) 1 - p ( Au= 1) = + 1AP T+ 2( AFT - AP T) + 1S + 2A + 3Lv+ 4Cv+ 5R + 6LS2+ 7I + 8B4+ 9Cf + 10Y01+ 11Y02+ 。 ( 2) 可以通过模型 3[ 式( 3) ] 考察事务所任期对 审计质量的总体影响。将模型1[ 式( 11) ] 中的审 计师 任期替换 为事务 所任期, 其他控制变量相 同。在式( 3) 中, 若 3显著为正( 负) , 就表明随着 事务所任期的延长发表持续经营存在疑虑审计 意 见的可 能性提高 ( 下降) , 即事务所任期的延 长提高( 降低) 了审计质量。若 3未能显著异于 零, 表明事务所任期的延长对审计质量没有影 响。 ln p ( Au= 1) 1 - p ( Au= 1) = + 3AFT + 1S + 2A + 3Lv+ 4Cv+ 5R + 6LS2+ 7I + 8B4+ 9Cf + 10Y01+ 11Y02+ 。 ( 3) 3. 2 样本的描述性统计 本文 的分 析限 定在 2000～2002 年报告了 负的 盈余或负 的经营 活动净 现金流 量的公 司, 得到505 个样本公司。表1 给出了这些财务危机 公司 的描述性 统计量, 这些公司的审计师任期 APF平均为2. 846 年, 最短为1 年, 最长为9 年, 中 位数为 2 年。事务所任期AF T平均为3. 933 年, 最 短为 1 年, 最长为 10 年, 中位数为 3 年。事务所 任期比审计师任期平均长 1. 087 年, 最大的长 8 年。样本公司的平均上市年数为 5. 909 年, 平均 的资产负债率是60. 3% , 有8. 9% 的公司被出具 了持续经营存在疑虑的审计意见。此外, 15. 4% 的样本公司连续 2 年发生了亏损, 4. 4% 的样本 公司由国际四大事务所 的境内合作所审计。 表 1 财务危机公司的描述性统计 变量 平均值 标准差 最小值 中位数 最大值 Au 0. 089 0. 285 0. 000 0. 000 1. 000 APT 2. 846 1. 743 1. 000 2. 000 9. 000 AFT 3. 933 2. 531 1. 000 3. 000 10. 000 AFT- AP T 1. 087 1. 786 0. 000 0. 000 8. 000 S 20. 753 0. 873 17. 553 20. 745 23. 650 A 5. 909 2. 498 2. 000 6. 000 13. 000 Lv 0. 603 0. 674 0. 018 0. 528 10. 375 Cv 0. 103 0. 619 - 1. 730 0. 043 9. 994 R - 0. 019 0. 274 - 0. 854 - 0. 058 1. 705 LS2 0. 154 0. 362 0. 000 0. 000 1. 000 I 0. 097 0. 109 - 0. 032 0. 063 0. 585 B4 0. 044 0. 204 0. 000 0. 000 1. 000 Cf - 0. 037 0. 109 - 1. 365 - 0. 028 0. 316 3. 3 实证结果 表 2 给出了 检验模型的 逻辑回归 结果, 其中, 对于模型1, 研究变量 APF前的系 数 1为 - 0. 016( p > 0. 10) , 未能显著异于零, 表明审计 师任期对审计质量没有显著影响, 即并没有发 ・ ・ 参照文献[ 13] , 在本文 的研究期间, 由于安达信的解散, 国际 五大变为四大, 因 此, 文中使用“国 际四大”指代最 大的国际 事务所。原来的国际五大在国内的合作所包括: 安达信华强、安永 华明、安永大 华、毕马 威华振、沪江德 勤、德勤 华永、普 华永 道中 天。其中, 在 2000 年和 2001 年年度报告审计中, 无安永大华和德 勤华永; 在 2002 年年度报告审计中无沪江德勤。
表 2 财务危机公司被出具持续经营存在疑虑的审计报告倾向的逻辑分析结果( n= 505) 变量 系数 模型 1 模型 2 模型 3 模型 4 模型 5 模型 6 截距项 - 6. 990 ( 0. 223) - 7. 096 ( 0. 210) - 7. 094 ( 0. 217) - 6. 822 ( 0. 243) - 6. 939 ( 0. 230) - 6. 797 ( 0. 234) APT 1 - 0. 016 ( 0. 896) - 0. 017 ( 0. 890) — - 0. 009 ( 0. 941) - 0. 009 ( 0. 947) AFT- AP T 2 — - 0. 018 ( 0. 868) — — 0. 024 ( 0. 827) AFT 3 — — - 0. 017 ( 0. 841) — — 0. 010 ( 0. 916) AP TB4 4 — — — - 0. 100 ( 0. 820) - 0. 218 ( 0. 580) — ( AFT- AP T) B4 5 — — — — - 0. 354 ( 0. 220) AF TB4 6 — — — — — - 0. 316 ( 0. 258) S 1 0. 061 ( 0. 822) 0. 066 ( 0. 806) 0. 066 ( 0. 807) 0. 052 ( 0. 848) 0. 054 ( 0. 841) 0. 046 ( 0. 862) A 2 0. 178* * ( 0. 026) 0. 184* * ( 0. 023) 0. 183* * ( 0. 025) 0. 175* * ( 0. 036) 0. 176* * ( 0. 034) 0. 175* * ( 0. 032) Lv 3 1. 198 ( 0. 150) 1. 198 ( 0. 150) 1. 199 ( 0. 151) 1. 206 ( 0. 147) 1. 136 ( 0. 170) 1. 147 ( 0. 166) Cv 4 5. 350 * * ( 0. 013) 5. 322* * ( 0. 015) 5. 322* * ( 0. 015) 5. 332* * ( 0. 013) 5. 611* * ( 0. 014) 5. 570* * ( 0. 014) R 5 - 1. 180 ( 0. 334) - 1. 183 ( 0. 330) - 1. 183 ( 0. 330) - 1. 217 ( 0. 337) - 1. 217 ( 0. 329) - 1. 267 ( 0. 303) Ls2 6 1. 793 * * * ( 0. 000) 1. 800* * * ( 0. 000) 1. 800* * * ( 0. 000) 1. 771* * * ( 0. 001) 1. 828* * * ( 0. 000) 1. 806* * * ( 0. 000) I 7 0. 143 ( 0. 936) 0. 109 ( 0. 952) 0. 110 ( 0. 950) 0. 243 ( 0. 897) 0. 522 ( 0. 781) 0. 568 ( 0. 754) B4 8 1. 310* ( 0. 063) 1. 323* ( 0. 058) 1. 323* ( 0. 055) 1. 572 ( 0. 346) 2. 524 ( 0. 106) 2. 713* * ( 0. 046) Cf 9 - 0. 817 ( 0. 769) - 0. 856 ( 0. 760) - 0. 856 ( 0. 761) - 0. 753 ( 0. 791) - 0. 731 ( 0. 797) - 0. 677 ( 0. 813) Y01 10 0. 035 ( 0. 950) 0. 024 ( 0. 965) 0. 025 ( 0. 965) 0. 032 ( 0. 954) 0. 011 ( 0. 985) 0. 007 ( 0. 991) Y02 11 - 0. 134 ( 0. 790) - 0. 146 ( 0. 777) - 0. 146 ( 0. 777) - 0. 136 ( 0. 786) - 0. 122 ( 0. 812) - 0. 128 ( 0. 804) 1+ 4 — — — - 0. 110 ( 0. 789) - 0. 227 ( 0. 531) — 2+ 5 — — — — - 0. 330 ( 0. 201) — 3+ 6 — — — — — - 0. 306 ( 0. 233) M cFadden R -squared 0. 438 0. 438 0. 438 0. 438 0. 442 0. 442 L R 132. 842* * * 132. 869* * * 132. 869* * * 132. 880* * * 134. 096* * * 134. 017* * * 注: n 为样本规模。上标* 、* * 、* * * 分别代表测试结果已达双尾检验下 10% 、5% 、1% 的显著性水平。括号内为p 值。其他变量同 表 1。 现审计师任期延长对审计质量有负面影响。假 设 1 没有通过实证检验。模型2 中的APF前的系 数 1为- 0. 017( p > 0. 1) , AFT与 APT之差前面的 系 数 2为 - 0. 018( p > 0. 1) , 这表明控制了审 计师 任期对审 计质量 的影响 后, 事务所已提供 的审 计服务年 限对审 计质量 没有增 量影响; 系 数 1和系数 2之和为- 0. 034, 利用 Wald 检验 也未 通过显著 性检验, 表明事务所任期的延长 对审计质 量没有影响。在模型 3 中, AF T前的系 数 3为- 0. 017( p > 0. 1) , 也未通过显著性检 验。模型 2 和模型3 的结果一致表明, 随着事务 所任 期的延长, 发表持续经营存在疑虑的审计 意见的可能性没有发生显著变化。这与张晓岚 等[ 21]的 研究一 致, 他们也没有发现事务所任期 ・ ・
对审计意见的判断上存在明显差异。 以上 研究结 果表 明, 对于中国审计市场而 言, 无论是审计师任期或者事务所任期的延长, 均不会影响持续经营存在疑虑审计意见出具的 可能性, 即不会伤害审计质量。 控制变量A 、Cv、Ls2和 B4通过了传统的显著 性检验, 并且符号与预期的方向一致。值得一提 的是, A 的系数符号显著为正, 表明上市时间越 长的公司越有可能被出具持续经营存在疑虑的 审计意见 。而S 、Lv、R 、I 和Cf 均未通过显著性 检验。 3. 4 进一步分析 为进一步探讨事务所规模和审计师任期可 能存 在潜在 的相互 影响, 在模型 1 的基础上加 入了 审计师任 期和事 务所规 模的交 叉项, 即加 入 APTB4, 形成模型 4。在模型2 的基础上加入了 APTB4, 还加入了事务所任期与 审计师任期的差 额和事务 所规模的交叉项, 即加入( AFT- AP T) B4, 形成模型 5。在模型 3 中, 加入了事务所任期 和事务 所规模 的交叉 项, 即加入 AFTB4, 形成模 型 6。 ln p ( Au= 1) 1 - p ( Au= 1) = + 1 APT + 4APTB4+ 1S + 2A + 3Lv+ 4Cv + 5R + 6LS 2+ 7I + 8B4+ 9Cf + 10Y01+ 11Y02+ ; ( 4) ln1 - p ( Ap ( Au= 1) u= 1) = + 1 AP T+ 2( AFT - AP T) + 4AP TB4+ 5( AFT - APT) B4+ 1S + 2A + 3Lv+ 4Cv+ 5R + 6LS 2+ 7I + 8B4+ 9Cf + 10Y01+ 11Y02+ ; ( 5) ln1 - p ( Ap ( Au= 1) u= 1) = + 3 APT + 6AFTB4+ 1S + 2A + 3Lv+ 4Cv + 5R + 6LS 2+ 7I + 8B4+ 9Cf+ 10Y01+ 11Y02+ 。 ( 6) 表 2 给出了进一步分析的结果。可见, 对于 式 ( 4) 和式( 5) 中 AP T的系 数 1、式( 5) 中( AF T -APT) 的系数以及式( 6) 中 AFT的系数 4均未通过 显著性检验, 这表明对于非四大事务所而言, 审 计师 任期、事务所任 期以及 事务所 相较 于审计 师的 增额任期 的延长 均不会 影响审 计质量, 与 前文的结论一致。对于四大会计师事务所而言, 对 式( 4) 及式( 5) 中 AP T与 APTB4系数 之和( 1+ 4) , 式 ( 5) 中 ( AF T- APT) 与( AFT- AP T) B4 系数 之和( 2+ 5) , 式( 6) 中 AFT与 AFTB4的系数之和 ( 3+ 6) , 利用 W ald 检验, 本 文发 现 其均 未显 著异于 0, 这说明四大事务所与非四大事务所一 样, 审计师任期、事务所任期或者事务所相较于 审 计师 的增 额任 期 的延 长 都不 会 影响 审 计质 量, 与前文的结论也保持一致。 本部分以审计师是否对财务危机公司出具 持 续经 营存 在 疑虑 的审 计 意见 作 为被 解 释变 量, 无论是对于四大还是非四大会计师事务所, 本文 都没有发 现审计 师任期、事务 所任 期或者 事务 所相较于 审计师 的增额 任期的 延长, 与持 续经营存在疑虑审计意见出具的可能性存在关 联的证据, 即假设1 和假设2 均没有通过实证检 验。而 CAREY 等[ 2]的研究表明, 审计师任期过 长的 公司, 被出具关于持续经营存在疑虑的保 留审计意见的可能性越低。可见, 同样是针对审 计师 轮换制度 实施以 前的样 本, 在中国和澳大 利亚 这 2 个不同的审计市场环境中, 审计师任 期对出具持续经营存在疑虑的审计意见可能性 的影响也不相同。
4 异常应计的营运资本与审计师任期、
事
务所任期关系的实证检验
4. 1 检验模型和变量说明 虽然异常营运资本的质量是由企业与审计 师所共同影响的, 但扩大了样本量, 使得结论更 具有一般性。 参照C AREY 等[ 2] 的研究设计, 与以往的文 献一 样, 本文认为高的审计质量减少了公司极 端的管理报告决策。应计项目普遍被用于衡量 这些极端的报告决策[ 4, 22, 23]。本文关注异常应计 的营运资本项目, 利用 DEFON D 等[ 24]发展的异 常应计的营运资本项目作为代理变量。异常应 计的营运资本项目是实现的营运资本与支持当 期销 售水平所 预期的 营运资 本之差, 预期的营 运资本就是利用过去的营运资本与销售额之间 的比例关系 获得。DEFOND 等[ 24]发现, 与使用 总 ( 正常加异常) 应计相比, 使用异常应计的营 运资本项目更有说服力。关注于异常应计的营 运资本项目指标在以往的文献中也被大量使用 并获 得进一步 的支持, 他们认为管理者在这些 应计项目上有更大的裁决权或灵活性[ 23, 25]。 异常应计的营运资本项目计算如下: ・ ・ 由于 A g e 与 AF T以及 AP T的相关系 数分别为 corr( Ag e, AFT) = 0. 434 和 corr ( Age, APT) = 0. 256, 为了避免潜在 A g e 与 审计任期间共线性问题造成低估 审计任期对审计质量的影响, 本 研究采取以 AFT和 APT分别 作为被解释变量, 对 A ge 进行带截距 项的一元回归。结果显示, Ag e 前的 估计系数分别为 0. 440( p -val ue < 0. 1) 与0. 179( p - -value < 0. 1) 。换言之, 这个结果显示公 司上市时 间愈长, 愈容易 与其签证的会计 师事务所、审计 师有较 为长期的关系。本文发现, 无论是前文直接用 AP T或 AF T, 还是使 用以上回归的 残差 eA PT或 eA FT代替 AP T或 AF T, 实证结果 均显示 A ge 愈大愈容易被出具持续经营 存在疑虑的审计意见, 而无论审 计师任期 或者事务所任 期对出具持续经 营存在疑虑的 审计意见 均没有显著影响。若未将 Ag e 予以控制, 同样发现无论审计师任 期或者事务所任期对审计质量均没有显著影响。AW C t = WCt - [ ( WCt - 1/ St- 1) St] , ( 7) 式 中, WC t 为当 年的 非现 金营 运资本, W C t= [ 流 动资 产- ( 现金+ 短期投资) ] - [ 流动负债-( 短期借款+ 一年内到期 的长期负债) ] ; WCt - 1为 去 年的 非 现金 营 运资 本; St 为 当年 的销 售 额; St- 1为去年的销售额。 参照 M y ers 等的研究, 式( 7) 中所有项目除 以平均总资产。 本文使用AW C的绝对值和正向、 负向的AW C , 衡 量管 理者 在报 告 盈余 中 被允 许 实施 的 灵活 性。如果较长的审计师任期导致审计质量下降, 那么 随着审计 师任期 的延长, 预期将有更大的 正向( 收入增加) AWC 和 AW C的绝对值[ 2, 4, 22, 23]。 参照C AREY 等[ 2]的研究, 设立如下的检验 模型: AW C= + 1APT + 1S + 2A + 3Lv+ 4Pf + 5LS+ 6G + 7B4+ 8Cf + 9Y01+ 10Y02+ 。 ( 8) 与式( 1) 相比增加了2 个控制变量: Pf 为经 营利 润除 以年末 总资产; G 为当期年末总资产 除以上期年末总资产。 基于很多文献在使用异常应计项目衡量审 计质 量时都使 用了这 些控制 变量, 特别是在文 献[ 4, 5] 等的研究中。影响审计意见的许多控制 变量( S、A 、Lv、B4、Cf) 既 影 响审 计 意见 也 会影 响异常应计 项目, 与 Carey 等[ 2]相同, 其中 L s在 这里指去年是否发生亏损。在以往异常应计研 究中没用到 Cv和 I , 本研究中也未采用。这是因 为在异常应计模型中并没有完全扣除与公司业 绩有关联的固有的应计, 因此, 加入与业绩有关 的变量 Pf 控制 AWC中的固有应计成分。应计项 目可 能与公司 的成长机 会有联系, 故增加 G 用 于控制资产的变化[ 5]。 与前面 第 3 部分的研究相似, 为检验假设 2, 在式( 7) 的基础上, 加入 AFT与 APF的差值代表 增额的事务所任期的边际影响, 形成模型9。模 型 10 是直接用AFT代替模型 8 中的 APT, 从总体 上考察事务所任期对审计质量的影响。 AWC = + 1APT + 2( AFT - APF) + 1S + 2A + 3Lv + 4Pf + 5LS+ 6G + 7B4+ 8Cf + 9Y01+ 10Y02+ ; ( 9) AWC= + 3AFT + 1S + 2A + 3Lv+ 4Pf + 5LS+ 6G + 7B4+ 8Cf + 9Y01+ 10Y02+ ; ( 10) 4. 2 样本的描述性统计 表 3 给出了样本公司各变量的描述性统计 量。从中可以看出, 在 1 619 个总样本中, 1. 2% 的样本公司被出具了持续经营存在疑虑的审计 意见。审计师任期 APT平均为 3. 015 年, 最短为1 年, 最长为9 年, 中位数为3 年。事务所任期AFT 平 均为 4. 229 年, 最短为1 年, 最长为 11 年, 中 位数为 4 年。事务所任期比审计师任期平均长 1. 214 年, 最大的长 9 年。样本公司的平均上市 年数为 5. 677 年; 平均的资产负债率是45. 2% ; 6. 0% 的公司 去年 发生了 亏损; 6. 1% 的样 本公 司由国际四大事务所的境内合作所审计。 表 3 样本的描述性统计 变量 平均值 标准差 最小值 中位数 最大值 AW C - 0. 051 0. 705 - 25. 595 - 0. 012 0. 826 APT 3. 015 1. 743 1. 000 3. 000 9. 000 AFT 4. 229 2. 478 1. 000 4. 000 11. 000 AFT- AP T 1. 214 1. 819 0. 000 0. 000 9. 000 S 21. 070 0. 854 18. 784 20. 965 26. 632 A 5. 677 2. 498 2. 000 5. 000 13. 000 Lv 0. 452 0. 165 0. 088 0. 448 0. 963 Ls 0. 060 0. 238 0. 000 0. 000 1. 000 B4 0. 061 0. 049 0. 000 0. 000 1. 000 Cf 0. 049 0. 078 - 0. 456 0. 046 0. 486 Au 0. 012 0. 108 0. 000 0. 000 1. 000 注: AWC为异常应计的营运资本; Ls为虚拟变量, 若公司去年发生 了亏损, 取值为 1, 反之为 0。其他变量同表 1。 4. 3 实证结果 由于解释变量与正向和负向的AW C ( 衡量盈 余 管理的 变量) 关系是非对称的, 依据文献[ 4, 24, 26] 的做法, 本文除了对全部样本使用 AW C的 绝对 值进行分 析外, 还将总样本区分为正向的 AW C ( 收入增加 的) 和负向的 AWC ( 收入减少) 2 个 子样本进行分析。 就 AWC的 绝对值而言( 见表 4) , 本文发现式 ( 8) 中 的 APT系 数显 著为 负 ( 1= - 0. 014, p = 0. 055) , 这表明随着审计师任期 的延长, 审计质 量得以提高。APT的系数 1依然显著为负, 而AFT 与 APT之差的 系数 2为- 0. 026( p > 0. 1) , 未通 过传 统的显著 性检验, 表明在考虑审计师任期 对审 计质量的 影响后, 增额的事务所任期对审 计质量没有影响。式( 9) 中, AFT的系数显著为负 ( 3= - 0. 023, p = 0. 083) , 但前文分析指出 AFT 对审计质量 的影响, 可以分为 APT和( AF T- AP T) 2 部分, 结合 模型 8 的 结果, 本 文认为直 观上事 务所 任期对审 计质量 有显著 的影响, 但由于事 务 所任期与 审计师任 期显著相 关( 相关系数为 0. 678) , 故这种影响主要来自于 审计师任期, 而 考虑审计师任期后事务所任期对审计质量并无 增量影响。 ・ ・
表 4 异常应计的营运资本( 绝对值 ) 与审计师任期、事务所任期关系的多元回归分析结果( n= 1 619) 变量 系数 模型 7 模型 8 模型 9 模型 10 模型 11 模型 12 截距项 1. 496* ( 0. 055) 1. 456* ( 0. 055) 1. 458* ( 0. 055) 1. 503* ( 0. 054) 1. 461* ( 0. 054) 1. 457* ( 0. 055) APT 1 - 0. 014 * ( 0. 055) - 0. 019* ( 0. 057) — - 0. 015* ( 0. 045) - 0. 021* * ( 0. 050) — AFT- AP T 2 — - 0. 026 ( 0. 123) — — - 0. 027 ( 0. 125) — AFT 3 — — - 0. 023* ( 0. 083) — — - 0. 024* ( 0. 080) AP TB4 4 — — — 0. 018 * ( 0. 066) 0. 020* ( 0. 063) — ( AFT- AP T) B4 5 — — — — 0. 005 ( 0. 596) — AF TB4 6 — — — — — 0. 013 ( 0. 110) S 1 - 0. 080* ( 0. 090) - 0. 078* ( 0. 090) - 0. 077* ( 0. 089) - 0. 080* ( 0. 089) - 0. 078* ( 0. 090) - 0. 077* ( 0. 089) A 2 0. 017 * ( 0. 061) 0. 027* ( 0. 083) 0. 027* ( 0. 079) 0. 017* ( 0. 060) 0. 027* ( 0. 082) 0. 027* ( 0. 078) Lv 3 0. 397 ( 0. 242) 0. 384 ( 0. 246) 0. 382 ( 0. 245) 0. 396 ( 0. 242) 0. 384 ( 0. 247) 0. 382 ( 0. 245) Pf 4 0. 264 ( 0. 595) 0. 245 ( 0. 617) 0. 245 ( 0. 616) 0. 263 ( 0. 597) 0. 245 ( 0. 617) 0. 247 ( 0. 614) Ls 5 - 0. 067 ( 0. 383) - 0. 076 ( 0. 359) - 0. 075 ( 0. 358) - 0. 067 ( 0. 384) - 0. 075 ( 0. 360) - 0. 074 ( 0. 360) G 6 0. 071 * * ( 0. 017) 0. 069* * ( 0. 024) 0. 070* * ( 0. 024) 0. 070* * ( 0. 018) 0. 069* * ( 0. 025) 0. 069* * ( 0. 025) B4 7 0. 022 ( 0. 432) 0. 013 ( 0. 607) 0. 013 ( 0. 608) - 0. 035 ( 0. 375) - 0. 055 ( 0. 244) - 0. 044 ( 0. 332) Cf 8 0. 268 ( 0. 201) 0. 303 ( 0. 186) 0. 301 ( 0. 183) 0. 272 ( 0. 196) 0. 308 ( 0. 181) 0. 305 ( 0. 181) Y01 9 - 0. 043 ( 0. 156) - 0. 051 ( 0. 110) - 0. 051 ( 0. 103) - 0. 043 ( 0. 156) - 0. 051 ( 0. 110) - 0. 051 ( 0. 102) Y02 10 - 0. 011 ( 0. 820) - 0. 020 ( 0. 123) - 0. 020 ( 0. 678) - 0. 011 ( 0. 820) - 0. 021 ( 0. 662) - 0. 020 ( 0. 667) 1+ 4 — — — 0. 003 ( 0. 707) - 0. 001 ( 0. 919) — 2+ 5 — — — — - 0. 022 ( 0. 139) — 3+ 6 — — — — — - 0. 011 ( 0. 266) A djus ted R-s qu ared 0. 014 0. 018 0. 018 0. 014 0. 025 0. 018
F 值 3. 160* * * 3. 405* * * 3. 691* * * 2. 917* * * 2. 939* * * 3. 402* * * 注: 上标* 、* * 、* * * 分别代表测试结果已达双尾检验下 10% 、5% 、1% 的显著性水平。括号内为 p 值。Pf 为经营利润除以年末总 资产; G 为当期年末总资产除以上期年末总资产。其他变量同表 3。 就增加盈余的正向AW C而言( 见表5) , 式( 8) 中 APT的系数未通过显著性检验。( AFT- AP T) 的 系数显著为 负( 2= - 0. 005, p = 0. 027) , 而 APT 的 系数 也 显著 为负 ( 1= - 0. 004, p = 0. 099) 。 式( 10) 中, AFT的系 数显 著 为负 ( 3= - 0. 005, p = 0. 032) 。上 述 结 果 表 明, 事 务 所 任 期 的 延 长对于抑制 增 加 盈余 的 AWC有显 著 作用, 而这 种作用不仅来自 于审 计师 任期 的延长, 尤其是 来自 于审计经 验在事 务所内 的传承, 其对审计 质 量 的 提 高 有 不 可 或 缺 的 重 要 作 用, 即事务 所较审计 师 的增 额 任期 对 审 计质 量 有 正面 影 响。 ・ ・
表 5 异常应计的营运资本( 正向) 与审计师任期、事务所任期关系的多元回归分析结果( n= 703) 变量 系数 模型 7 模型 8 模型 9 模型 10 模型 11 模型 12 截距项 0. 380* * * ( 0. 001) 0. 369* * * ( 0. 002) 0. 370* * * ( 0. 001) 0. 380* * * ( 0. 001) 0. 369* * * ( 0. 002) 0. 370* * * ( 0. 001) APT 1 - 0. 003 ( 0. 167) - 0. 004* ( 0. 099) — - 0. 003 ( 0. 172) - 0. 004 ( 0. 103) — AFT- AP T 2 — - 0. 005* * ( 0. 027) — — - 0. 005* * ( 0. 036) — AFT 3 — — - 0. 005* * ( 0. 032) — — - 0. 005* * ( 0. 038) AP TB4 4 — — — 0. 002 ( 0. 662) 0. 003 ( 0. 566) — ( AFT- AP T) B4 5 — — — — - 0. 002 ( 0. 619) — AF TB4 6 — — — — — 0. 000 ( 0. 950) S 1 - 0. 017* * * ( 0. 007) - 0. 016* * * ( 0. 009) - 0. 016* * * ( 0. 009) - 0. 017* * * ( 0. 007) - 0. 016* * * ( 0. 009) - 0. 016* ( 0. 009) A 2 0. 001 ( 0. 568) 0. 003 ( 0. 180) 0. 003 ( 0. 182) 0. 001 ( 0. 562) 0. 003 ( 0. 180) 0. 003 ( 0. 183) Lv 3 0. 049 ( 0. 178) 0. 048 ( 0. 183) 0. 048 ( 0. 188) 0. 050 ( 0. 178) 0. 048 ( 0. 183) 0. 048 ( 0. 189) Pf 4 0. 189 ( 0. 188) 0. 190 ( 0. 185) 0. 190 ( 0. 186) 0. 190 ( 0. 188) 0. 189 ( 0. 191) 0. 190 ( 0. 188) Ls 5 0. 023 ( 0. 348) 0. 021 ( 0. 389) 0. 021 ( 0. 375) 0. 023 ( 0. 351) 0. 020 ( 0. 401) 0. 021 ( 0. 376) G 6 0. 031 ( 0. 200) 0. 028 ( 0. 236) 0. 028 ( 0. 231) 0. 031 ( 0. 202) 0. 028 ( 0. 239) 0. 028 ( 0. 232) B4 7 - 0. 001 ( 0. 945) - 0. 002 ( 0. 883) - 0. 002 ( 0. 872) - 0. 007 ( 0. 706) - 0. 008 ( 0. 711) - 0. 003 ( 0. 881) Cf 8 - 0. 396* * * ( 0. 000) - 0. 394* * * ( 0. 000) - 0. 393* * * ( 0. 000) - 0. 396* * * ( 0. 000) - 0. 395* * * ( 0. 000) - 0. 393* * * ( 0. 000) Y01 9 0. 012 ( 0. 194) 0. 012 ( 0. 188) 0. 012 ( 0. 196) 0. 012 ( 0. 198) 0. 012 ( 0. 198) 0. 012 ( 0. 196) Y02 10 - 0. 003 ( 0. 702) - 0. 004 ( 0. 641) - 0. 004 ( 0. 635) - 0. 003 ( 0. 699) - 0. 004 ( 0. 632) - 0. 004 ( 0. 635) 1+ 4 — — — - 0. 001 ( 0. 775) - 0. 001 ( 0. 768) — 2+ 5 — — — — - 0. 008 ( 0. 124) — 3+ 6 — — — — — - 0. 005 ( 0. 145) A djus ted R-s qu ared 0. 128 0. 133 0. 018 0. 127 0. 131 0. 148
F 值 10. 347* * * 9. 983* * * 3. 691* * * 9. 477* * * 8. 550* * * 9. 971* * * 注: 上标* 、* * 、* * * 分别代表测试结果已达双尾检验下 10% 、5% 、1% 的显著性水平。表括号内为 p 值。其他变量同表 4。 就减 少 盈 余的 负 向 AW C而言 ( 见表 6) , 式 ( 8) ～ 式( 10) 中研 究变 量的 系数 1、2和 3为 正, 但均未达到传统的显著性水平, 这表明审计 师任期或事务所任期的延长对抑制减少盈余的 AW C作用有限。本文认为对于减少利润的盈余管 理 来 说, 其产生的后果不如增加利润的盈余 管理严重, 因此, 审计师或事务所对此要求不 高 。 ・ ・ 徐浩 萍[ 27]的研究也 指出: 注 册会计 师对以 增加利 润为 目的 的正向盈 余管理 行为更 加敏感, 采用了 更严格 的重要 性标 准, 而对负向盈余管理则采取宽松的重要性标准。
表 6 异常应计的营运资本( 负向) 与审计师任期、事务所任期关系的多元回归分析结果( n= 916) 变量 系数 模型 7 模型 8 模型 9 模型 10 模型 11 模型 12 截距项 - 2. 348* ( 0. 092) - 2. 304* ( 0. 092) - 2. 301* ( 0. 092) - 2. 360* ( 0. 091) - 2. 312* ( 0. 092) - 2. 300* ( 0. 092) APT 1 0. 017 ( 0. 143) 0. 027 ( 0. 113) — 0. 020 ( 0. 120) 0. 029* ( 0. 099) — AFT- AP T 2 — ( 0. 130)0. 043 — — ( 0. 129)0. 044 — AFT 3 — — 0. 035 ( 0. 109) — — 0. 037 ( 0. 104) AP TB4 4 — — — - 0. 023( 0. 189) - 0. 025( 0. 183) — ( AFT- AP T) B4 5 — — — — - 0. 007 ( 0. 640) — AF TB4 6 — — — — — - 0. 018 ( 0. 207) S 1 ( 0. 128)0. 130 ( 0. 128)0. 128 ( 0. 126)0. 127 ( 0. 127)0. 131 ( 0. 128)0. 128 ( 0. 127)0. 126 A 2 - 0. 032 * ( 0. 075) - 0. 049* ( 0. 092) - 0. 048* ( 0. 089) - 0. 032* ( 0. 074) - 0. 049* ( 0. 092) - 0. 048* ( 0. 089) L 3 - 0. 690( 0. 262) - 0. 661( 0. 267) - 0. 659( 0. 267) - 0. 687( 0. 264) - 0. 658( 0. 270) - 0. 656( 0. 269) Pf 4 - 0. 503 ( 0. 577) - 0. 451 ( 0. 605) - 0. 454 ( 0. 604) - 0. 492 ( 0. 585) - 0. 439 ( 0. 616) - 0. 443 ( 0. 613) Ls 5 ( 0. 267)0. 156 ( 0. 256)0. 169 ( 0. 256)0. 169 ( 0. 269)0. 155 ( 0. 259)0. 168 ( 0. 258)0. 168 G 6 - 0. 083 * ( 0. 061) - 0. 089* ( 0. 066) - 0. 088* ( 0. 067) - 0. 083* ( 0. 061) - 0. 088* ( 0. 069) - 0. 087* ( 0. 071) B4 7 - 0. 053 ( 0. 420) - 0. 035 ( 0. 555) - 0. 0378 ( 0. 540) 0. 022 ( 0. 806) 0. 0545 ( 0. 589) 0. 044 ( 0. 653) Cf 8 - 0. 532 * ( 0. 087) - 0. 614* ( 0. 079) - 0. 593* ( 0. 071) - 0. 546* ( 0. 078) - 0. 630* ( 0. 071) - 0. 606* ( 0. 065) Y01 9 0. 081 ( 0. 114) 0. 103* ( 0. 069) 0. 103* ( 0. 066) 0. 081 ( 0. 115) 0. 102* ( 0. 070) 0. 103* ( 0. 065) Y02 10 ( 0. 927)0. 008 ( 0. 731)0. 027 ( 0. 761)0. 025 ( 0. 928)0. 008 ( 0. 728)0. 028 ( 0. 747)0. 027 1+ 4 — — — - 0. 003 ( 0. 836) 0. 005 ( 0. 798) — 2+ 5 — — — — ( 0. 202)0. 037 — 3+ 6 — — — — — ( 0. 335)0. 019
A djus ted R-s qu ared 0. 022 0. 092 0. 027 0. 021 0. 025 0. 026 F 值 2. 835* * * 3. 078* * * 3. 313 2. 609* * * 2. 645* * * 3. 046* * * 注: 上标* 、* * 与* * * 分别代表测试结果已达双尾检验下 10% 、5% 与 1% 的显著性水平。本表括号内为 p 值。其他变量同表 4。 4. 4 进一步分析 为探讨事务所规模和审计师任期可能存在 潜在的相互影响, 在式( 8) 的基础上加入了审计 师任 期和 事务 所规 模的交 叉项, 即加入AP TB4, 形成式( 11) 。在式( 9) 的基础上还加入了( AFT -APT) B4, 形成式( 12) 。在式( 10) 的基础上加入了 事 务 所 任 期 和 事 务 所 规 模 的 交 叉 项, 即加入 AFTB4, 形成式( 13) 。 AW C = + 1AP T+ 4AP TB4+ 1S + 2A + 3Lv+ 4Pf + 5Ls+ 6G + 7B4+ 8Cf+ 9Y01+ 10Y02+ ; ( 11) AW C= + 1AP T+ 2( AF T- AP T) + 4AP TB4+ 5( AF T- APT) B4+ 1S + 2A + 3Lv+ 4Pf + 5Ls+ 6G + 7B4+ 8Cf + 9Y01+ 10Y02+ ; ( 12) AW C= + 3AF T+ 6AF TB4+ 1S + 2A + 3Lv+ 4Pf + 5Ls+ 6G + 7B4+ 8Cf + 9Y01+ 10Y02+ 。 ( 13) 就 AW C的绝对值而言 ( 见表 4) , 我们发现式 ( 11) 中 APT的系 数显著 为负( 1= - 0. 015, p = 0. 045) ; 式 ( 12) 中, APT的 系 数 依 然 显 著 为 负 ( 1= - 0. 0211, p = 0. 050) , 而( AF T- AP T) 的系 数 2 为- 0. 027( p > 0. 1) , 未通过传统的显著 性检 验; 式( 13) 中, AFT的 系 数 显 著 为 负 ( 2= - 0. 024, p = 0. 080) 。有 鉴于 此, 对于非四大会 计 师事务所, 就 AWC的绝 对值分析而言, 与前文 的结 论一致, 均表明审计师任期的延长有助于 减少异常应计, 提高审计质量, 而事务所较审计 师的增额任期对审计质量没有影响。 ・ ・
就 增 加 盈余 的 正 向 AWC而 言 ( 见表 5) , 式 ( 11) 中 AP T的系数未通过显著性检验; 式( 12) 中 ( AF T- APT) 的 系 数 显 著 为 负 ( 2= - 0. 005, p = 0. 036) , 而 的系 数在 一定 程度 上 为负 ( 1= - 0. 004, p = 0. 103) ; 式( 13) 中, AFT的系数显著 为 负( 3= - 0. 005, p = 0. 038) 。这表明对于非 四大会计师事务所, 就正向的AW C分析而言, 也与 前文的结论相一致, 即事务所较审计师的增额任 期的延长对审计质量的提高具有正面影响。 就 减 少 盈余 的 负 向 AWC 而 言 ( 见表 6) , 式 ( 11) 中 APT的 系 数 未 通 过 显 著 性 检 验 ( 1= 0. 020, p = 0. 120) ; 式( 12) 中的 APT系数 在一定 程度上 为正 ( 1= 0. 029, p = 0. 099) , 而( AFT -APT) 的系数 未通过显著性检验( 2= 0. 044, p = 0. 129) ; 式( 13) 中, AF T的 系数 也在一 定程 度上 为正 ( 3= 0. 037, p = 0. 104) 。这 表明对于非四 大 会计师事务 所, 就负向的AW C分析而言, 审计 师任期的延长一定程度上能够起到提高审计质 量的作用。 式( 11) 、式 ( 12) 中的 APT与 AP TB4系数之和 ( 1+ 4) 反映四大会 计师事务 所的审计 师任期 对 审计质量的影响, 同理, 式( 12) 中( AF T- APT) 与 ( AFT- APT) B4系数之和( 2+ 5) 反映 四大会 计师事务所的事务所较审计师的增额任期对审 计质量的影响, 式( 13) 中 AFT与 AF TB4的系数之 和( 3+ 6) 反映 四大会计师事 务所的事 务所任 期对审 计质量的 影响, 利用 Wald 检验, 发现上 述系数之和均未显著异于0。这说明对于四大会 计事 务所, 审计师或事务所任期的延长对审计 质量没有显著影响。结合前文的结论, 审计师任 期或 事务所任 期的延 长使审 计质量 得以提 高, 本文 认为其主 要来自 于非四 大会计 师事务 所, 这是由于审计师经验的累积或所内审计师经验 的传承对于非四大会计事务所更为重要。正如 ALM U T AIRI 等[ 8]所 言, 四大会计事务所本身 有较 好的质量 控制和 专家培 训, 从而提供了较 高的 审计质量, 因而审计任期对其审计质量的 影响就不那么重要。 本部分以企业的异常营运资本作为审计质 量的替代变量, 对于非四大会计师事务所而言, 无论以取绝对值的异常应计或者正向的异常应 计进 行分析时, 本文均发现较长的审计师任期 有助于提高审计质量。除此之外, 对于正向异常 应计的分析还显示同一事务所的查核经验对于 尔后 的审计师 查核质 量的提 高具有 重要作 用。 对于四大会计师事务所, 审计师、事务所任期的 延长对审计质量没有影响。也就是说, 随着审计 师任期和事务所任期的延长审计质量降低的假 设没有通过实证检验。由此可见, 本文的研究结 论总体 上与 ALM U T AIRI 等[ 8]相似, 皆认为对 于非四大会计师事务所, 长的审计任期, 审计质 量较 高, 而四大会计师事务的审计任期与审计 质量不存在关联关系。同样, 以企业的异常营运 资本作为审计质量的替代变量, CA REY 等[ 2]则 没有 发现审计 师任期 与审计 质量相 关的证 据。 但由于研究的审计市场不同以及所选择的被解 释 变量不 同, 导致本文研究结论与文献[ 1, 13] 也有所不同。
5 结论
研究 结果总 体上 表明, 无论是审计师任期 或事 务所任期 的延长, 还是控制了审计师任期 后, 事务所任期较审计师任期差额的增加, 均不 会降低审计质量。具体结论及解释如下: 当本文以审计师是否对财务危机公司出具 持续经营存在疑虑的审计意见作为被解释变量 时, 发现无论是审计师任期、事务所任期或者事 务所 相较于审 计师的 增额任 期的延 长, 均与出 具持续经营存在疑虑的审计意见的倾向没有显 著关系。而且, 无论是对于四大会计师事务所还 是非四大会计师事务所, 该结论都没有改变。换 言之, 从审计意见的角度来看, 本文没有发现任 期与 审计质量 有关的 证据, 而且这个结论与事 务所的规模无关。 第 2 个指标为企业的异常营运资本, 这个 变量 的优点在 于可以 扩大本 文研究 的样本, 缺 点在于异常营运资本的质量是由企业与审计师 所共同影响的。本研究发现, 无论以取绝对值的 异常 应计或者 正向的 异常应 计进行 分析时, 均 发现 较长的审 计师任 期有助 于提高 审计质 量。 除此 之外, 对于正向异常应计的进一步分析还 显示审计经验传承对审计质量的重要性。亦即 过去相同事务所的查核经验对于尔后的审计师 查核质量有相当的重要性。进一步的分析则显 示, 前述的发现主要来自于非四大会计师事务 所。换言之, 审计任期的经验传承效果对于小型 的国内非四大会计师事务所更为重要。总之, 以 异 常应 计的 营 运资 本为 审 计质 量 的替 代 变量 时, 本文也没有发现审计师或事务所任期降低 审计质量的证据。 具体而言, 就中国的数据显示, 审计师任期 或事务所任期的延长并不会降低审计质量。相 反的, 随着审计任期的延长带来的审计经验累 积有助于弥补国内会计师事务所自身能力的不 ・ ・足, 有利于审计质量的提高。从这个观点来看, 在中 国, 本文并不预期实施审计师和会计师事 务所轮换制度可以提高审计质量。然而, 值得强 调的 是, 本文是在一个自愿性更换审计师的环 境下 进行的研 究, 可以认为在审计师轮换实行 几年 后, 非常值得再进行轮换制度有效性的更 具体且直接的测试与研究。 参 考 文 献
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