審計任期與審計質量的關系研究

蔣敏

【摘 要】以2006～2011年滬市A股制造業的上市公司為研究樣本，以修正的截面Jones模型估計出的可操作性應計利潤的絕對值為審計質量的替代變量，分別從事務所任期和審計師任期角度研究審計任期與審計質量的倒U型關系。通過實證檢驗得出，審計師任期超過5年后，審計任期對審計質量有負面影響，表明了我國實行簽字注冊會計師5年強制輪換是有效的；同時，事務所任期超過9年后，審計任期對審計質量有正面影響，這為我國事務所強制輪換制定提供了間接依據。

【關鍵詞】審計任期；審計質量；強制輪換；盈余管理

一、引言

美國安然、世通財務欺詐案件發生后，2002年7月美國國會通過了《薩班斯·奧克斯利》法案，規定審計合伙人5年定期輪換；國內銀廣夏、鄭百文、億安科技、科龍電器等一批上市公司造假丑聞也引起很大反響，證監會、財政部于2003年10月8日頒布了《關于證券期貨審計業務簽字注冊會計師定期輪換的規定》。強制輪換規定出臺后引發學者們的重視，審計任期與審計質量之間的關系研究成為熱點。

審計任期分為審計師任期和事務所任期，而目前大多數研究主要從事務所任期角度研究，對兩者都研究的比較少，同時研究數據主要來自我國強制輪換制度出臺前。

考慮到政策實施的滯后性，本文將選取審計師輪換政策執行后的第三年到第八年的數據，即選取2006～2011年資本市場數據分別從審計師和事務所任期兩個角度分析其倒U型關系，以此來驗證我國審計師輪換對提高審計質量的效果和探討事務所任期對審計質量的影響。

二、文獻回顧和研究假設

根據西方學者De Angelo（1981）和Watts and Zimmerman（1983）對審計質量定義：即注冊會計師發現財務報表中的重大錯弊，并在審計報告中反映該錯弊的聯合概率，分別取決于專業勝任能力和審計獨立性。審計任期對審計質量影響也分為這兩方面。

在審計任期不同階段，審計任期與審計質量之間的關系不同。審計初期，新任審計師對客戶特定業務系統不熟悉，審計質量較低（Ghosh和Moon，2004；Geiger和Raghunandan，2002），且審計合約初期審計更易發生舞弊（Carcello & Nagy，2004）；隨著審計任期延長，審計師對該客戶的會計系統、業務流程的熟悉，學習效應也促使專業勝任能力不斷提高（Petty和Cuganesan，1996）；當審計任期超過一定年數時，審計任期延長會導致審計任期對獨立性產生的負面影響超過了對專業勝任能力的正面影響，審計師與客戶關系越來越親近，審計師與客戶發生“合謀”的概率上升（De Angelo，1981；李兆華，2005），審計任期與審計質量負相關。不少研究也表明過長審計任期使審計人員不愿意運用新的審計程序，無法保持應有的職業謹慎，風險評估能力下降，對審計重要性水平的判斷不恰當（Mautz和Sharaf，1961；Bates，Ingram和Reckes，1982）。

基于以上分析，審計任期與審計質量之間可能存在著倒U型關系。筆者因而提出本文研究假設：

H1：審計師任期與審計質量成倒U型關系；

H2：事務所任期與審計質量成倒U型關系。

三、研究設計

（一）研究樣本與數據來源

考慮到我國強制輪換政策實施的效果存在一定滯后性，本文選取2006至2011年滬市A股制造業上市公司作為初選樣本，借鑒Myers和Omer（2003）、陳信元和夏立軍（2006）等學者經驗，以盈余管理計量模型估計的操縱性應計利潤的絕對值來衡量審計質量來分析我國審計任期對審計質量之間的倒U型關系。

本文上市公司數據來自于國泰安CSMAR數據庫，并運用EXCEL手工處理得到審計師任期、會計師事務所任期，對于簽字會計師數據缺失的公司通過查詢上海證券交易所發布的公司年報補充，搜集不全的則認為數據缺失。數據回歸分析運用計量軟件Eviews7.2。

依據證監會行業分類標準，對滬市A股制造業公司進行篩選：（1）剔除ST公司；（2）剔除當年未披露年報的公司；（3）剔除當年度新上市（上市時間距年度報告日不到1年）的公司；（4）剔除簽字注冊會計師信息缺失的公司。經過篩選后得到樣本公司與年度觀察值，2006～2011年分別有366家、358家、364家、366家、376家、388家，合計2218個樣本。

（二）檢驗模型與變量說明

根據上文分析，構建如下檢驗模型并使用OLS回歸分析方法檢驗：

DA=β+βLong+βLongsq+βBig10+βSize+βRoa+βLever+βAge+βYeari（1）

DA=β+βFtenure+βFtenuresq+βBig10+βSize+βRoa+βLever+βAge+βYeari（2）

β0為截距，β1-11為回歸系數，模型中各變量解釋如下：

1.被解釋變量

本文使用操縱性應計利潤的絕對值|DA|估計的盈余管理作為審計質量的替代變量。|DA|是采用修正的截面Jones模型計算公式：

DAi，t=TAi，t/Ai，t-1-NDAi，t

NDAi，t=α1（1/Ai，t-1）+α2[（△REVi，t-△RECi，t）/Ai，t-1]+α3（PPEi，t/Ai，t-1）

這里|DAi，t|表示經過上年末總資產調整后的公司i 第t年的操縱性應計利潤的絕對值，代表公司盈余管理的程度。NDAi，t表示公司i第t年非操縱性應計利潤，DAi，t表示公司i第t年非操縱性應計利潤，TAi，t表示公司i第t年總應計利潤，ΔREVi，t是公司i第t年收入與第t-1年收入之差，ΔRECi，t表示公司i第t年應收賬款凈額與公司i第t-1年收入應收賬款凈額之差，PPEi，t是公司i第t年固定資產原值，Ai，t-1是公司i第t-1年資產總額。α1、α2、α3代表不同年份的特征參數，其估計值是根據下面模型OLS回歸得到：

TAi，t/Ai，t-1=α1（1/Ai，t-1）+α2（△REVi，t/Ai，t-1）+α3（PPEi，t/Ai，t-1）+εi，t

其中εi，t為殘差項，該模型變量的定義與上述一致。

總應計利潤采用現金流量法計算，TAi，t=NIi，t-OCFi，t

NIi，t表示公司i第t年凈利潤，OCFi，t表示公司i第t年經營活動凈現金流。

2.解釋變量

解釋變量是審計師任期和會計師事務所審計任期，均是自公司IPO審計當年起審計師為其提供審計服務的累計年份，如果審計師發生變更，則變更當年為審計師任期第一年。由于簽字注冊會計師有兩名，選取連續任期中較長的一名作為審計師任期，記為Long。依據假設，為檢驗非線性模型，設置另一解釋變量審計師任期的平方（LongSq），為消除Long與LongSq共線性影響，在計算LongSq時對Long進行中心化處理，即先減去Long的平均值，然后再取平方數。會計師事務所任期（Ftenure）的確定方法與審計師任期大體相同，如果事務所發生合并、更名等情況，視為未變更事務所，事務所任期累計。

3.控制變量

本文控制變量選取了審計特征變量，包括事務所規模（Big10）和公司變量，包括公司規模（Size）、資產負債率（Lever）、上市時間（Age）、盈利能力（Roa）。納入這些控制變量是因為國內外研究表明，事務所規模、公司規模、經營業績、資產負債率以及上市年齡都與審計質量有相關關系（De-chow，Sloan和Sweeney，1995；Defond和Park，1997；Becker et al.，1998；Myers，Myers和Omer，2003等）。

同時為了控制不同年份樣本公司存在的系統差異，以2006年作為參考年份，設置年份的虛擬變量Year07-11。變量的具體定義見表1所示：

（三）實證檢驗

1.描述性統計分析

在統計的2 218有效樣本中，對審計師任期、事務所任期分布情況分析，雖然我國已經執行審計師5年強制輪換制度，仍然有少數事務所沒有遵循該政策，2006～2011年合計49個，占比2.21%，同時審計師任期在3年以內的分布比較均勻；而我國事務所任期偏長，有的甚至長達20年，平均來看事務所任期在10年以內的分布比較均勻。

表2是各變量的描述性統計。審計師任期平均值、中位數、最大值、最小值分別為2.75、3、11、1，可見審計師任期集中在3年左右；事務所任期平均值、中位數、最大值、最小值分別為7.15、7、20、1，可見事務所任期集中在7年左右；前十大事務所審計所占比重34.54%，表明大規模事務所承接的審計業務比較多。

2.單變量分析

首先對審計任期與審計質量之間進行單變量分析，如圖1、圖2分別表示在不同的審計師任期、事務所任期下可操作性應計利潤絕對值|DA|的平均值、中位數分布情況。從圖中可以看出，可操作性應計利潤絕對值|DA|的平均值、中位數與審計師任期、事務所任期之間存在非線性關系，有著較明顯的正U型關系，則可以初步判斷審計任期與審計質量成倒U型關系。

此外，對模型中變量的進行相關性分析，相關系數矩陣如表3所示，從表中可看出不存在嚴重的多重共線性。

從相關系數矩陣可看出，審計師任期Long、事務所任期Ftenure都與操作性應計利潤的絕對值分別在1%、5%水平以下顯著負相關；Longsq、Ftenuresq相關系數為正，其中Ftenure在1%水平以下顯著。Big10、Size、Roa都與|DA|在1%水平以下顯著負；Lever與|DA|在1%水平下顯著正相關，均與預期一致。

3.回歸分析

通過回歸模型（1）（2）檢驗審計任期對可操作性應計利潤的影響，得到的多元OLS回歸結果如表4所示。

模型（1）解釋變量為Long、Longsq，從表可以看出：解釋變量Long、Longsq均顯著，Long系數-0.0034，P=0.0113，在1%水平上顯著負相關，Longsq系數為0.0009，P=0.0844，在10%水平上顯著正相關，表明審計師任期與操作性應計利潤的絕對值成正U型關系，審計師任期與審計質量成倒U型關系，假設H1成立。根據系數β1、β2計算得最佳審計任期約為5年。模型（2）解釋變量為Ftenure、Ftenuresq，從表中可看出：Ftenure系數-0.0010，P=0.0357，在5%水平以下顯著相關，Ftenuresq系數0.0003，P=0.0011，在1%水平以下顯著相關，表明事務所任期與可操作性利潤的絕對值也成正U型關系，與審計質量成倒U型關系，假設H2成立。根據系數β1、β2計算得最佳事務所審計任期約為9年。

控制變量公司規模Size系數在1%水平上顯著為負，盈利能力Roa系數在10%水平上顯著為負相關，表明公司規模越大或盈利能力越強，進行盈余管理可能性越小，審計質量越高；資產負債率Lever系數在1%水平下顯著為正，表明償債能力越低，盈余管理可能性越大。Big10系數不顯著，表明大事務所相對小所并沒有提供更高的審計質量，這與國內很多學者研究一致。Age系數也不顯著，說明上市年齡與審計質量關系不大。另外，兩模型所有解釋變量的VIF都小于3，表明不存在嚴重的共線性問題。

四、研究結論和啟示

本文選取滬市A股制造業2006～2011年數據，采用盈余管理計量模型估計的操縱性應計利潤的絕對值來衡量審計質量，分別從審計師任期和事務所任期兩個角度驗證其與審計質量的倒U型關系。研究結果表明，審計師任期在5年以內時，審計師任期與審計質量成正相關，審計師任期超過5年時，審計質量與審計師任期負相關，這證明了我國簽字注冊會計師強制輪換制度有一定的效果；同時，事務所任期在9年以內時，事務所任期與審計質量正相關，超過9年時，事務所任期與審計質量負相關。

主要原因是在審計初期，由于審計師或事務所的專業勝任能力還不足，審計失敗的風險很大，審計合約初期更容易發生財務報表舞弊；同時，依據“學習曲線效應”原理，隨著審計師任期的延長，審計次數的不斷增加，審計師對被審計單位及其所在行業的會計系統、內部控制、業務流程及經營特點更加了解，從而能執行有效的審計程序、搜集充分可靠的審計證據，最終有利于審計質量的提高；然而，當審計任期進一步延長，超過了最佳審計質量的審計任期（審計師任期是5年，事務所任期是9年）后，審計師與客戶關系越來越親近，這時審計師與管理層發生合謀的概率增加，審計獨立性對審計質量的負面影響會超過專業勝任能力對審計質量的積極影響。同時，過長的審計任期會影響審計師的職業判斷，審計質量會下降。

綜上所述，本文通過實證檢驗得出審計任期與審計質量成倒U型關系，說明我國簽字會計師強制輪換制度能提高審計質量。同時如果條件允許，可以結合我國國情和審計市場現狀推行事務所的強制輪換，從根本上解決審計獨立性問題，提高審計質量。

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（作者單位：中南財經政法大學會計學院）