注冊會計師輪換、會計師事務所輪換與審計質量

（中國海洋大學 山東青島6600 河北工業大學 天津30040）

審計輪換制度包括會計師輪換和會計師事務所輪換兩方面。注冊會計師輪換，是指對注冊會計師為某上市公司提供審計服務并在審計報告上簽字的年限做出限制。會計師事務所輪換，是指對會計師事務所為某上市公司提供審計服務的年限做出限制。

一、制度背景、文獻回顧與研究假設

（一）制度背景

關于審計輪換制度這一問題的爭論由來已久。1987年英國貿工部曾研究過實行會計師事務所定期輪換的思路，但利益各方未就此達成共識；1992年，美國國會“Cadbury委員會”也提出，依然未獲通過；歐盟建議立法實行強制輪換。直到安然、世通等一系列財務丑聞爆發，審計輪換再次被各國所關注。美國于2002年7月底通過了《薩班斯-奧克斯利法案》。

中國注冊會計師協會在2002年6月25號頒布了 《中國注冊會計師職業道德規范指導意見》，該指導意見中首次提出定期輪換這一說法，但并沒有對如何輪換做出具體要求。2003年由證監會、財政部聯合發布的《中國證券監督管理委員會、財政部關于證券期貨審計業務簽字注冊會計師定期輪換的規定》于2004年1月1日起正式實施，這標志著我國開始實施注冊會計師定期輪換制度。

（二）文獻回顧與研究假設

注冊會計師輪換與審計質量。李爽、吳溪（2006）通過分析注冊會計師強制輪換前后上市公司年度審計結果，初步認為強制輪換政策對審計質量產生的效果是有限的。Brody和Moscove（1998）認為審計師輪換制度有助于減緩客戶對審計師的不當影響，來提升審計質量。為此，本文提出：

假設1：限定其他條件，制造業上市公司的注冊會計師輪換與審計質量正相關。

會計師事務所輪換與審計質量。李兆華（2005）運用博弈理論，為會計師事務所定期輪換制對解決“共謀”作假的有效性做出科學解釋，指出我國實行會計師事務所定期輪換制的迫切性。郭宗黎（2005）認為注冊會計師定期輪換不是徹底的輪換制度，會計師事務所定期輪換勢在必行，這種徹底的輪換制度實質上提高了審計獨立性。為此，本文提出：

假設2：限定其他條件，制造業上市公司的會計師事務所輪換與審計質量正相關。

二、研究設計

（一）模型和變量

為檢驗相關假設，建立模型：|DAi,t|=β0+β1LUNHUAN+β2SIZE+β3LEV+β4BIG4+β5DIR+β6ROA

1.被解釋變量。本文用經上年末總資產調整的樣本公司i的操控性應計利潤的絕對值|DAi,t|來衡量公司盈余管理水平。|DAi,t|采用Jones模型衍生出來的截面修正的Jones模型來計量：

上式中，NDAi,t是第i期非操控性應計利潤，DAi,t是第i期操控性應計利潤，TAi是第i期總應計利潤，△REVi是第i期收入與第i-1期收入的差額，△RECi是第i期凈應收款項和第i-1期凈應收款項的差額，PPEi是第i期期末總固定資產價值，Ai-1是第 i-1 期期末總資產，α1、α2、α3是不同年份的特征參數，其估計值根據以下模型及數據進行回歸取得：

式中，a1、a2、a3是 α1、α2、α3的 OLS 估計值；εi為剩余項，代表各公司總應計利潤中的操控性應計利潤部分。總應計利潤TAi的計算采用現金流量表法，公式如下：TAi=EBXIi-OCFi。

2.解釋變量。本文主要的解釋變量為LUNHUAN，包括注冊會計師輪換ACC_CHANGE、會計師事務所輪換ACCF_CHANGE。若β1＞0且顯著，則本文的假設為經驗證據所支持。本文設置以下控制變量。

（二）樣本選擇和數據來源

本文的研究樣本為2009年至2013年深市的制造業上市公司，并按如下原則進行了剔除：（1）ST、*ST等特殊處理的上市公司觀測值；（2）財務數據缺失或異常的上市公司觀測值；（3）為保證本文利用Jones模型計算操控性應計利潤時有上年財務數據，剔除上市年限小于一年的公司。經過上述篩選后，本文最終得到了2 134個觀測值。各年的觀測值個數依次為 405、408、417、445、459 個。

表1 變量及其定義變量

三、描述性統計與相關性分析

（一）描述性統計

Panel A報告了本文變量的描述性統計結果：（1）在主要解釋變量方面，各種關系的均值與表2相吻合，百分位數的分布也再次說明，全部上市公司中實施注冊會計師輪換的觀測值比例遠高于實施會計師事務所輪換的觀測值比例。（2）公司規模SIZE的均值為22.05，標準差為1.247；財務杠桿LEV的均值為1.632，標準差為1.729，最大值和最小值分別為10.62，-3.348,；只有 7.12%的公司選擇“四大”進行審計；經營業績ROA的均值0.0274，標準差為0.0767。見表2。

表2 Panel A：變量的描述性統計

（二）單變量T檢驗

Panel B是針對實施注冊會計師輪換ACC_CHANGE的單變量T檢驗。均值T檢驗的結果表明，實施注冊會計師輪換（ACC_CHANGE=1）的制造業上市公司，其操控性應計利潤（|DAi,t|）的均值在5%的水平上顯著低于不實施簽字注冊會計師輪換的公司（ACC_CHANGE=0），與審計質量顯著正相關，上述結果初步支持假設1。Panel C是針對實施會計師事務所輪換ACCF_CHANGE的d單變量T檢驗。均值T檢驗的結果表明，實施會計師事務所輪換（即ACCF_CHANGE=1）的制造業上市公司，其操控性應計利潤（|DAi,t|）的均值在5%的水平上顯著高于不實施會計師事務所輪換的公司 （即ACCF_CHANGE=0）,上述結果不支持假設2。 見表3、表4。

四、回歸結果及分析

表 5的第 1、2、3列分別報告了注冊會計師輪換（ACC_CHANGE）、會計師事務所輪換（ACCF_CHANGE）對操控性應計利潤（|DAi,t|）的回歸結果。其中，第1列的結果表明，ACC_CHANGE的系數為-0.0645，在1%的水平上顯著為負，說明實施注冊會計師輪換的上市公司的操控性應計利潤（|DAi,t|）比不實施注冊會計師輪換的少，即實施注冊會計師輪換的上市公司的審計質量更高，假設1得到了經驗證據的支持。在第2列中，ACCF_CHANGE的系數為0.0162，在1%的水平上顯著為負，揭示了制造業上市公司的操控性應計利潤 （|DAi,t|）與會計師事務所輪換（ACCF_CHANGE）顯著正相關，即實施會計師事務所輪換的上市公司的審計質量更低，假設2不為經驗證據顯著支持。

表3 Panel B：實施注冊會計師輪換的上市公司的T檢驗

表4 Panel C：實施會計師事務所輪換的上市公司的T檢驗

表5 “輪換”影響操控性應計利潤|DAi,t|（即審計質量）的檢驗

五、結論與未來研究的方向

本文實證研究了注冊會計師輪換、會計師事務所輪換對審計質量的影響。研究結果顯示：與簽字注冊會計師輪換模式相比，會計師事務所輪換模式導致了相對更高的輪換成本，卻提供了相對更差的審計質量，注冊會計師輪換對制造業上市公司審計質量產生了顯著的正向影響,會計師事務所輪換對審計質量具有顯著的負影響；且這種成效差異，并未因輪換狀態的不同而發生實質性的變化。就此而言，在我國審計市場上簽字注冊會計師輪換模式優于會計師事務所輪換模式。可見，簽字注冊會計師輪換模式或許更適合我國特有的資本市場環境，而對會計師事務所輪換模式的推行則需謹慎斟酌。

本文對審計輪換制度的研究提供了新的思路和方法，然而由于數據資料等客觀原因的限制，本文還有待進一步深入研究。