中國證券市場審計任期與盈余質(zhì)量關(guān)系的實證檢驗

1、中國證券市場審計任期與盈余質(zhì)量尖系的實證檢驗*o歸雁弓燿瑞摘要安然事件以來，審計任期與盈余（經(jīng)審計 的）質(zhì)量的矣系成為了研究熱點。本文運用中國證券床 場1998-2004年上市公司的公開數(shù)據(jù)，同時從事務(wù)所任 期與合伙人任期兩大層面實證檢驗了審計任期與盈余質(zhì) 量之間的尖系。實證結(jié)果顯示：隨看會計師事務(wù)所審討 任期的增加，盈余質(zhì)量顯著地表現(xiàn)出先逐漸上升后逐湧 下降的倒u型趨勢，且拐點穩(wěn)定在6-8年之間；而隨 著簽字注冊會計師審計任期的增加，盈余質(zhì)重雖然總體 逐漸上升，但此趨勢尚不足夠顯著。尖鍵詞 中國證券市場；審計任期：盈余質(zhì)量 水本硏究受國家自然科學基金（ 70372048）項目資助、研究背景與

2、文獻回顧在會計盈余質(zhì)雖的保障體系中，外部審計師扮演著 垂要角色。就其審計任期而言，爭論的焦點在于：過長 的審計任期是否會損售審計質(zhì)量和盈余質(zhì)量。莫茨和夏 拉夫早在1961年就提出，由于審計師的客觀公正性會 隨看時間的流逝而降低，審計任期的增加有可能削弱蒔 計獨立性。山2002年，美國薩班斯一奧克斯利法案要求 實施審計合伙人的強制輪換，并特別要求其總審計長就 會計師事務(wù)所強制輪換的潛在影響進行評估。借鑒美匡 的監(jiān)管實踐，中國證監(jiān)會和財政部于2003年10月聯(lián)合 發(fā)布“尖于證券期貨業(yè)務(wù)簽字注冊會計師定期輪換的頰 定”，將中國證券市場審計業(yè)務(wù)中的簽字注冊會計師定 期輪換予以強制化，規(guī)定在一般情況下，

3、簽字注冊會討 師連續(xù)為某一相矢機構(gòu)提供審計服務(wù)不得超過五年。通常，審計任期可以從事務(wù)所任期和合伙人（即簽 字注冊會計師）任期兩個層面分別考慮。因此，財務(wù) 報告的盈余質(zhì)量也會受事務(wù)所任期和合伙人任期兩個 層面的影響。首先就事務(wù)所任期而言，早期一歧美國的 研究認為，較長的事務(wù)所審計任期可能導(dǎo)致審計質(zhì)量下 降，勺但近年來美國多數(shù)的實證研究結(jié)果引卻未能支 持這種傾向。特別是，myers等人以操控性應(yīng)計利潤的 絕對值和流動性項目應(yīng)計額的絕對值作為盈余質(zhì)量的代 理變量，發(fā)現(xiàn)事務(wù)所任期越長，盈余質(zhì)量越高ghosh 和moon將盈余反應(yīng)系數(shù)、會計盈余對股票評級和債務(wù) 評級的影響程度作為資本市場參與者對盈余質(zhì)量

4、的感 知，總體上發(fā)現(xiàn)投資者和信息中介機構(gòu)相信事務(wù)所任期 的增加提高了審計質(zhì)量，而強制輪換可能會增加資本市 場參與者的成本。,，0'這些硏究非但沒有發(fā)現(xiàn)事務(wù)所任期 損害盈余（或?qū)徲嫞┵|(zhì)量，反而認為盈余質(zhì)量會隨著事 務(wù)所審計任期的提高而提高。審計合伙人任期與盈余（或?qū)徲嫞┵|(zhì)m之間又有何 矢系呢？ carey和simnett運用澳大利亞審計合伙人非 強制輪換時期的數(shù)據(jù)檢驗了審計合伙人任期與審計質(zhì)屋 之間的矢系，硏究發(fā)現(xiàn)，審計合伙人任期越長，以對財 務(wù)危機公司發(fā)表持續(xù)經(jīng)營不確定審計意見的概率衡量的 審計質(zhì)量顯箸地越低；以是否恰好達到或未達到盈利標 準來衡量，也發(fā)現(xiàn)了審計質(zhì)量有所降低的一些證據(jù)；

5、而 以非正常營運資本項目應(yīng)計額為標準，則未發(fā)現(xiàn)審計質(zhì) s降低的證據(jù)其有矢結(jié)論雖不完全一致，但總體上 肯定了申計合伙人強制輪換政策的必要性。而chi和hizng發(fā)現(xiàn)，在中國臺灣，可操控性應(yīng) 計利潤隨著事務(wù)所（或合伙人）審計任期先下降后上升， 而拐點在五年左右jchcn運用臺灣的數(shù)據(jù)，也發(fā)現(xiàn)了 一些支持較長事務(wù)所（或合伙人）任期有助于提高盈余 質(zhì)量的類似證據(jù)值得注意的是，臺灣的合伙人任期 與事務(wù)所任期數(shù)據(jù)通常比較一致，這也使針對臺灣的審 計合伙人任期的研究并沒有得到實質(zhì)上不同于事務(wù)所任 期的研究結(jié)論。我們發(fā)現(xiàn)，美英等國有矢審計合伙人任期的研究十 分少見。其原因可能是，根據(jù)薩班斯-奧克斯利法案， 審

6、計合伙人定期輪換已成定局，且引發(fā)的爭議較少；由 于審計報告只有事務(wù)所署名，并無審計師個人署名，很 難從公開數(shù)據(jù)中取得有矢審計合伙人審計任期的數(shù)據(jù)， 造成了實證研究的困難；在美英等國審計合伙人任期對 申計質(zhì)昴的影響可能與事務(wù)所任期類似，審計合伙人任 期的研究尚不顯迫切。國內(nèi)對于審計任期的研究也主要集中于事務(wù)所層 面。余玉苗、李琳通過理論分析，認為不能簡單地得出 會計師事務(wù)所任期的延長會提高獨立審計質(zhì)暈或會降低 獨立審計質(zhì)量的結(jié)論。冋李爽和吳溪發(fā)現(xiàn)，在就持續(xù) 經(jīng)營重大不確定性發(fā)表意見時，事務(wù)所任期越長，審計 總見變通的可能性越大；而在研究賬面盈利和微利的樣 本公司時，又發(fā)現(xiàn)審計任期與審計意見無顯著

7、矢系。（ 李兆華運用博弈理論，對事務(wù)所定期輪換制對解決“共 謀”作假的有效性做出解釋，強調(diào)了我國實行事務(wù)所 定期輪換的迫切性"陳信元和夏立軍以中國證券市場 2000-2002年上市公司為樣本，發(fā)現(xiàn)會計師事務(wù)所審計 任期與審計質(zhì)量呈倒u型非線性矢系：當審計任期小于 一定年份（約六年），審計任期的増加對審計質(zhì)星有正 面影響；而當申計任朋超過一定年份時，審計任期的增 加對審計質(zhì)量有負面影響劉啟亮運用中國證券市場 1998-2004年的部分行業(yè)樣本數(shù)據(jù)研究了事務(wù)所任期與 審計質(zhì)量的矢系，也發(fā)現(xiàn)了類似矢系的存在。嗣劉成立、 王曉艷以中國上市公司2004年數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，發(fā)現(xiàn)在審 計任期較短時，上市

8、公司審計質(zhì)量較低；但沒有發(fā)現(xiàn)在 審計任期較長時審計質(zhì)量下降的證據(jù)。問李爽和吳溪則首次初步分析了中國上市公司審計中 簽字注冊會計師口然輪換的基本情況，并考察了中國矢 于簽字注冊會計師強制輪換政策的初步影響。即沈玉 清等則首次分析了簽字注冊會計師強制輪換制度對盈余 質(zhì)量的影響，沒有發(fā)現(xiàn)強制輪換提升盈余質(zhì)雖的證據(jù)o'2*1 只是我們還沒有發(fā)現(xiàn)針對中國簽字注冊會計師任期的更 為直接的研究。基于上述考慮，我們以更為嚴格的條件和更大的樣 本跨度檢驗了中國證券市場會計師事務(wù)所和簽字注冊會 計師兩大層面上審計任期與盈余質(zhì)量之問的尖系。程度（如操控性應(yīng)計利潤、非經(jīng)常項目損益的大力、）、 會計盈余的市場反

9、應(yīng)以及會計盈余對未來會計盈余或現(xiàn) 金流的預(yù)測能力等。由于報告的會計盈余必須先經(jīng)過審 計，所以會計盈余質(zhì)量一般情況下也反映了審計質(zhì)量。 由于盈余質(zhì)量相對于審計質(zhì)量比較容易觀測和度量，一 些實證研究也將盈余質(zhì)量（特別是盈余管理程度）作為 審計質(zhì)量的近似替代。9】審計任期是抬審計師與特定客戶之間維持審計業(yè)務(wù) 尖系的時間長度，包括事務(wù)所任期和審計合伙人任期（在 中國即簽字注冊會計師任期）。catanach jr.和walker 提供了一個用于研究審計任期與審計質(zhì)量的理論框架， 認為審計任期通過影響專業(yè)能力、審計獨立性、經(jīng)濟激反 （如收費、成本、效率、創(chuàng)新、管理咨詢服務(wù)、訴訟 等）和市場結(jié)構(gòu)（如競爭、供

10、求矢系、準入門檻、職業(yè) 監(jiān)管等），最終影響了審計質(zhì)量"該理論框架一定程 度上也適用于研究審計任期與盈余質(zhì)量的矣系。就事務(wù) 所任期而言，它可能通過影響專業(yè)能力、審計獨立性、 經(jīng)濟激勵和市場結(jié)構(gòu)，最終對審計質(zhì)量（盈余質(zhì)量）產(chǎn) 生影響。但這種影響在總體上是正面還是負面的？從專 業(yè)能力看，伴隨著審計任期的増加，審計師的經(jīng)驗會增 加；但過長的審計任期又可能導(dǎo)致審計時的惰性風險和 過度白信風險。從獨立性來看，伴隨著審計任期的增加， 審計師與客戶之問的矢系可能更加密切，這種密切矢系 有助于審計師與客戶的溝通和協(xié)調(diào)；但過于密切則可能 損害申計師的獨立判斷。從經(jīng)濟激勵看，審計任期越長 審計成本越小，審

11、計師得到的準租金越大，這有利于提 高審計質(zhì)量和盈余質(zhì)量：但過大的經(jīng)濟激勵又會損害審 計獨立性。從市場結(jié)構(gòu)看，過長的審計任期可能導(dǎo)致一 個缺乏競爭和比較的審計市場；但推行事務(wù)所的強制輪 換，則可能導(dǎo)致審計市場的過度競爭。因此，純粹的理 論分析很難找到滿意的答案。要研究中國證券市場事務(wù)所審計任期與盈余質(zhì)量的 矢系，還必須考慮中國特殊的制度和文化背景。從會計 師事務(wù)所本身看，中國多數(shù)會計師事務(wù)所執(zhí)業(yè)經(jīng)驗較少， 事務(wù)所內(nèi)部缺乏有效的內(nèi)部治理和良好的合作文化。從 上市公司審計市場看，在會計師事務(wù)所脫鉤改制完成后， 過去政府主導(dǎo)和條塊劃分所形成的真空迅速被各種私人 矢系網(wǎng)絡(luò)覆蓋，審計市場競爭激烈，市場集中

12、度較低。 此外，由于法制建設(shè)的不完善，會計師事務(wù)所對法律風 險不夠重視，缺乏強力的聲譽保障動機。1. 事務(wù)所任期與盈余質(zhì)量盈余質(zhì)量強調(diào)會計盈余信息的真實性和有用性。衡 量盈余質(zhì)量常用的方法是計算會計盈余中的盈余管理因此，在中國特殊的制度和文化環(huán)境下，我們預(yù)期： 在事務(wù)所任期的初期，由于審計經(jīng)驗的積累和執(zhí)業(yè)能力 的提高，盈余質(zhì)量可能逐漸提高；而在后期，會計師 事務(wù)所的審計獨立性會由于各種內(nèi)部和外部因索的共同 作用而逐漸下降，最終導(dǎo)致盈余質(zhì)屋逐漸下降。因此， 我們提出相應(yīng)的假設(shè)以待檢驗：假設(shè)1 :在一定任期之前，盈余質(zhì)量隨著事務(wù)所任 期的增加而上升，而在一定任期之后，盈 余質(zhì)量隨育事務(wù) 所任期的增

13、加而下降，并且這種趨勢在統(tǒng)計上是顯著的需婆特別扌旨出，假設(shè)1強調(diào)的是總體上事務(wù)所任期 與盈余質(zhì)雖之間存在這種趨勢，并且這種趨勢是顯著 的。但并不能由假設(shè)1必然引申出在事務(wù)所任期的第【年， 其盈余質(zhì)量一定比第t + i年顯著地高或低的判斷。因此， 我們要檢驗的是這種總體趨勢的存在性和顯著性。2. 審計合伙人任期與盈余質(zhì)m相對于事務(wù)所任期， 審計合伙人任期雖然對經(jīng)濟激勵和市場結(jié)構(gòu)的影響較小，卻仍可以通過直接影響專業(yè) 能力和審計獨立:性，最終影響審計質(zhì)量和盈余質(zhì)星。具 體來說，審計合伙人與具體審計項目的矢系一般比事務(wù) 所層面更為直接，因此，審計合伙人的專業(yè)能力和審計 獨立性與盈余質(zhì)量的矢系可能更直接

14、、更密切。此外， 合伙人任期還可以通過審計合伙人的個人收益函數(shù)和風 險感知函數(shù)來影響盈余質(zhì)m。具體來說，由于中國審計市場仍不成熟，中國的事 務(wù)所缺乏良好的合作文化、聲譽機制和法制監(jiān)管。在同 一事務(wù)所內(nèi)，不同合伙人的專業(yè)能力、審計獨立性差異 較大。是否承擔具體項目的簽字責任對項目合伙人的個 人收益有重大影響。隨穢監(jiān)管部門越來越多地對違規(guī)簽 字注冊會計師處以個人處罰，項目合伙人的簽字責任愈 顯垂大，個人風險劇增。這就使有矢合伙人任期與盈余 質(zhì)量其系的研究在中國顯得十分必要。中國的傳統(tǒng)文化十分強調(diào)私人尖系。au alan和 wong danny通過對香港注冊會計師的問卷調(diào)査分析了 個人其系對審計師職

15、業(yè)判斷的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，個人尖 系的存在與審計師倫理判斷有聯(lián)系，而個人尖系對審計 師判斷的影響大小則依賴于審計師的倫理道德水準。i 由于私人尖系的作用，客戶資源可能被負責在審計報告 上簽字的注冊會計師（而非其所在的會計師事務(wù)所）常 握?！皹I(yè)務(wù)隨人走”也成為了中國審計市場的一大特色。 中國審計市場上私人矢系的存在也使我們不僅希望了解 事務(wù)所任期與盈余質(zhì)量的尖系，而且更加尖注合伙人任 期與盈余質(zhì)眾的矢系。綜合上述分析，我們預(yù)期：在中國上市公司審計市 場上，簽字注冊會計師任期的增加對盈余質(zhì)量有穢正面 影響：由于私人尖系的存在，這種正面影響可能有所減 弱而并不顯著，但總體方向可能仍保持不變。根據(jù)以上討

16、論，可提出如下假設(shè)予以檢驗：假設(shè)2 :隨看簽字注冊會計師任期的增加，盈余質(zhì) 量會有所提高，但這種趨勢并不顯苦與假設(shè)1類似，這里要檢驗的同樣是總體趨勢的存 在性和顯著性。三、研究設(shè)計1. 數(shù)據(jù)與樣本本文的數(shù)據(jù)均取自中國證券市場上市公司的公開笏 據(jù)。初始樣本包括1998-2004年期間中國深滬兩市所有 a股上市公司。我們將初始樣本的起始年份定為1998年 是因為直到1998年我國上市公司才開始披露現(xiàn)金流星 表。我們還要求所有入選的樣本公司都具有連續(xù)公開扱 露的年度財務(wù)報告和審計報告，且不能缺失必要的財務(wù) 數(shù)據(jù)和審計意見及負責年報審計的會計師事務(wù)所名稱。為避免異端值的擾動，我們對涉及的所有連續(xù)變屋

17、（包括操控性應(yīng)計利潤、資產(chǎn)回報率、資產(chǎn)負債率）在 第1和第99百分位上進行了縮尾調(diào)整，剔除了包含具 端值的樣本。此外，為避免特殊年份、特殊行業(yè)的黠 響，我們還剔除了當年度新上市公司/年度樣本、當年 度被出具非標準無保留審計意見的公司/年度樣本以及 金融保險行業(yè)公司。經(jīng)過上述篩選，我們最終得到了由 5924個公司/年度觀測樣本組成的全樣本。2. 模型與變量為分析事務(wù)所任期對盈余質(zhì)量的影響，我們建垃 model 1對假設(shè)1進行檢驗，并預(yù)期模型中回歸系數(shù)b 為顯苦非零的負數(shù)，冋歸系數(shù)2為顯箸非零的正數(shù)。|da| = pf, 4- p,tenurecen + p2tenurecen: +p2,.con

18、trol variably （model 1） 為分析簽字注冊會計師（審計合伙人）任期對盈余質(zhì)量 的影響，我們建立model 2對假設(shè)2進行檢驗，并 預(yù)期回歸系數(shù)&的符號為負。a| da| = po + partner tenure + 工卩control variable：（model2） 在上述模型中，因變量idal是運用橫筱面johns模型 估計并經(jīng)過上年末樣本公司資產(chǎn)總額調(diào)整后的操控性應(yīng) 計利潤的絕對值。大量研究表明，橫截面johns模型能有效地衡量公司盈余管理程度爐旳ida丨越大， 表明盈余管理程度越大，會計盈余質(zhì)量就越低，反之貝 反。我們采用分行業(yè)橫截面johns模型估計樣

19、本公司於 操控性應(yīng)計利潤，并用其絕對值衡m盈余質(zhì)m。行業(yè)分 類 參照了中國證監(jiān)會2001年頒布的“上市公司行業(yè)分尖 指引"。首先將上市公司按首位代碼分為13個一級門類， 其中制造業(yè)采取兩位代碼分類并將c2類（木材、家具類， 僅有兩家）歸入其它制造業(yè)c9類，在剔除金融保險業(yè) 類上市公司后，我們最后將樣本公司分為20類。操控性應(yīng)計da的計算公式為：其中，ta為總應(yīng)計額，是樣本公司當年度凈利潤 與經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流量之差:are v是樣本公司當年主 營業(yè)務(wù)收入與上年的差額；ppe是樣本公司年末的廠房、 設(shè)備、生產(chǎn)線等固定資產(chǎn)原值；分母中的a是公司上年 末的總資產(chǎn)；q。，5是行業(yè)特征參數(shù)，是運

20、用回 歸方程丁%=%+6朋已%+02陀%+ £對前述20個行 業(yè)所有上市公司分年度回歸而得到的參數(shù)估計值。在計算審計任期時，我們將它確定為某審計師（即 會計師事務(wù)所或簽字注冊會計師）為特定客戶連續(xù)提供 年度財務(wù)報告審計服務(wù)的年數(shù)。由于上市公司的ipo審 計和其它非年報審計業(yè)務(wù)與一般的年度財務(wù)報告審計在 性質(zhì)上具有較大區(qū)別，我們在計算審計任期時未做考 慮。同時，由于數(shù)據(jù)來源的限制，我們對審計任期的計 算僅向前追溯至1993年。對1992年12月31日之前上 市的公司，我們統(tǒng)一將1993年作為可以計算的審計任 期的第一年。這是考慮到1992年之前多數(shù)上市公司未 披露審計師聘任信息；而滬深

21、股市分別設(shè)立于1990年 和1991年，1992年12月31日前上市的a股公司僅53家。 對事務(wù)所合并的情形，由于原事務(wù)所的人員通常留任并 繼承原事務(wù)所的權(quán)利和義務(wù)，我們按照通常的處理方法， 將事務(wù)所合并前后的事務(wù)所任期連續(xù)計算。我們預(yù)期這 樣處理對研究結(jié)論不會產(chǎn)生實質(zhì)性影響。審計任期變量包括firm tenure x te n u rece n和 partner tenure °其屮，firm tenure是事務(wù)所任期變量， 取會計師事務(wù)所任期年數(shù)的原始值。tenurecen則是對 事務(wù)所任期firm tenure變量的原始值按其均值中心化 處理后所得 * 即 tenurecen

22、= firni tenure- ave rage （firm tenure）。這種均值中心化處理是為緩解model 1中事 務(wù)所任期一次項與二次項之間嚴重的共線性問題。 partner tenure是簽字注冊會計師任期變量。由于我國 上市公司年度審計報告要求有兩位或兩位以上的簽字注 冊會計師同時署名，對于一個公司/年度觀測樣本，我 們先分別向以前年度追溯計算各位簽字注冊會計師已 經(jīng)連續(xù)為該公司審計的年數(shù)，并取其中的最大值作為簽 字注冊會計師審計任期。此外在綜合考慮有尖文獻*,5-9j7-'91對控制變量的 選擇后，我們對實證檢驗中可能涉及到的控制變m說明 如下：公司規(guī)模lnsizc為樣

23、本公司年末總資產(chǎn)的自然 對數(shù)值。資產(chǎn)報酬率roa為樣本公司當年度營業(yè)利潤 與年末總資產(chǎn)的比值，代表公司的經(jīng)營業(yè)績。資產(chǎn)負債 率leverage為樣本公司年末負債總額與資產(chǎn)總額的比 值。行業(yè)成長性industry growth為樣本公司所在行業(yè) 所有公司主營業(yè)務(wù)收入總和與上年相應(yīng)數(shù)據(jù)之比。已上 市年數(shù)age表示自上市年度起至樣本年度止，樣本公司 累計上市的年數(shù)。兩個事務(wù)所規(guī)模變量，包括【bign和 dbiglo。如果負貴審計的事務(wù)所是國際n大事務(wù)所的國 內(nèi)合作所，則ibign取值1，否則為0；如果負責審計的 事務(wù)所是國內(nèi)十大事務(wù)所，則dbiglo取值1，否則為（）。 1998年- 2003年共計

24、六個年份虛擬變量則是為控制不 同年度樣本公司之間可能的系統(tǒng)性差異對研究結(jié)論的影 響，以2004年為參照而設(shè)置的。當樣本公司屬于1998 至2003年中的某個年度時，則該年度相應(yīng)的年份虛擬 變量year取值1，否則為0。3. 描述性統(tǒng)計如前所述，本文經(jīng)過初步篩選得到了一個由5924 個公司/年度觀測樣本組成的全樣本。但是結(jié)合具體的 研究假設(shè)，還需要對全樣本進行逬一步的篩選，將得到 的限制樣本作為具體假設(shè)的有效檢驗樣本。為了檢驗事務(wù)所任期與盈余質(zhì)量的矢系，在全樣 本的基礎(chǔ)上，我們考慮：（1）刪除所有事務(wù)所任期為一 年的公司/年度觀測樣本。由于全樣本中已經(jīng)剔除了當 年新上市的公司/年度觀測樣本，所以

25、事務(wù)所任期為一 年的公司/年度觀測樣本即是發(fā)生了事務(wù)所變更的公司 /年度觀測樣本。會計師事務(wù)所發(fā)生變更后，新任會計 師事務(wù)所有可能耍求管理層在變更后第一年確認大帛 涉訟資產(chǎn)的注銷或減值項冃，從而導(dǎo)致該年度出現(xiàn)大額 負的操控性應(yīng)計利潤。為控制事務(wù)所變更的影響，予以 剔除。（2）為了更好地觀測事務(wù)所任期與盈余質(zhì)雖的長 期趨勢，最好能保證事務(wù)所任期達到一定的長度。具體 來說，如果某事務(wù)所為特定公司連續(xù)審計的最長任期小 于五年，由于在四年或更短的期間內(nèi)無法把握事務(wù)所任 期與盈余質(zhì)量的長期趨勢，我們考慮刪除該事務(wù)所審計 任期內(nèi)該上市公司相應(yīng)的公司/年度觀測樣本。經(jīng)過進 一步篩選，我們得到了一個樣本容量為

26、3888的用于研 究事務(wù)所任期的限制樣本，稱之為限制樣本1。為了檢驗簽字注冊會計師任期與盈余質(zhì)屋的尖系， 在全樣本基礎(chǔ)上，我們考慮刪除所有簽字注冊會計師任 期為一年的公司/年度觀測樣本。由于全樣本中已經(jīng)剔 除了當年新上市的公司/年度觀測樣本，所以簽字注冊 會計師任期為一年的公司/年度觀測樣本即是發(fā)生了簽字注冊會計師變更的公司/年度觀測樣本。類似地，我 們也剔除了簽字注冊會計師任期為一年的公司/年度觀 測樣本。經(jīng)過上述篩選，我們得到了一個樣本容量為 3991的用于研究簽字注冊會計師任期的限制樣本，稱 之為限制樣本2。會計師事務(wù)所任期簽字注冊會計師任期審計任期表1審計任期的頻度分布if公司 數(shù)比例

27、(%)公司數(shù)潮%) t (公司 數(shù)比例(%)公司 數(shù)比例(%)165311.000.00140026.000.02101417.13569.2191335.5191347.9399816.853313.711382111382&5483114.057114.75249.752413.1562210.562216.02274.22275.765449.254414.01082.01082.774307.343011460.9461.283285.53288.4230.4230.692113.62115.490.290.2101352.31353.530.130.1111011.71012

28、.600.000.012571.0571.500.000.0合計n=5924100n=3888100n=5391100n=3991100全樣本全樣本限制 樣本1限制 樣本2表1分別列出了會計師事務(wù)所任期和簽字注冊會 計師任期在全樣本、限制樣本1和限制樣本2中不同代 期的頻度分布情況。就事務(wù)所任期而言，在樣本數(shù)帚 為5924的全樣本中事務(wù)所任期的賤小值和最大值分別 為1和12，事務(wù)所任期值為2的觀測樣本最多，而任期 值為12的觀測樣本最少；經(jīng)過進一步的篩選后，在限 制樣本1中，事務(wù)所任期的躡小值和顯大值分別為2和 12，任期值為5的觀測樣本最多，任期值為12的觀測 樣本最少。就簽字注冊會計師任期

29、而言，由于一些公司 /年度樣本未披露簽字注冊會計師姓名無法計算簽字注 冊會計師任期，在剔除缺失值后全樣本包括有效樣本5391個。在全樣本中簽字注冊會計師任期的最小值和 躡大值分別為1和10,任期值為2的觀測樣本最多，任 期值小于等于三年的觀測樣本所占比例超過了 80% 而 任期值為9和10的觀測樣本最少(共12家)；經(jīng)過進 一步篩選后，在限制樣本2中，任期值的最小值和最大 值分別是2和11，任期值為2的觀測樣本最多，任期 值為10和11的觀測樣本最少(共12家)。表2分別列示了在全樣本中各有矢變量的描述性 統(tǒng)計結(jié)果。首先從均值來看，樣本公司平均的事務(wù)所 任期為4.3975年，平均簽字注冊會計師

30、任期為2.4367 年，平均上市年數(shù)為六年，由國內(nèi)十大事務(wù)所審計的比 例約為30%，由國際所審計的比例不到7%。其次從變 量分布來看，da、lnsize ' roa和leverage的中位數(shù)與 平均值相差不大，分布比較均勻；而事務(wù)所任期firm tenure '簽字注冊會計師任期partner tenure和行業(yè)增 長率industry growth在分布上由于存在極大值而明顯 向右偏。另外» tenurecen是均值中心化處理后得到的 事務(wù)所任期變量，即 tcnurcccn = l;irm tcnurc-4.40 ° 而 tenurecen' 是

31、tenurecen 的二次項，其標準 差(9.4894) 顯著大于其它變量，且在分布上明顯向右偏?？傮w上看， 樣本公司在主要財務(wù)指標上都存在一些異端值，樣本標 準差較大。說明我國上市公司質(zhì)雖良莠不齊，彼此差異 較大。表2有尖變量的描述性統(tǒng)計變雖平均值標準差最小值中位數(shù)最大值nda0.00710.0837-0.34210.00730.29785924absda0.06270.05590.00000.0471034215924firm tenure4.39752.619514125924tenurecen-0.00252.6195-3.4000-0.40007.60005924tenurecen2

32、6.86079.48940.16002.56(h)57.76005924partner tenure2.43671.361312105391lnsize21.06860.903517.496520.982526.85475924roa0.03330.0507-0.413020.03490.198315924leverage0.44970.16940.080870.44751.3797285924industry growth1.32051.03230.7859791.238424.014185924age6.15212.867326155924dbiglo0.30450.46020015924

33、ibign0.06790.25150015924四、實證結(jié)果1. 單變量分析在這一部分，我們首先對審計任期與盈余質(zhì)量之間 矢系進行了單變量分析。圖1和圖2分別描繪了在全樣 本中da的均值、中位數(shù)、上十分位數(shù)和下十分位數(shù)在 事務(wù)所任期和簽字注冊會計師任期下的變化趨勢。從圖1來看，在事務(wù)所任期的第一年，即發(fā)生事務(wù) 所變更后的第一年，da的均值和中位數(shù)處于中等水平， 表明盈余質(zhì)量并不太差，但在第二期da明顯向上變化， 盈余質(zhì)量明顯下降；從事務(wù)所任期的第二期到第六期， da的均值線和中位數(shù)線逐漸從上邊向da = o這條直線 接近，表明盈余質(zhì)量逐漸提高；在第六期至第十期，則 圍繞da=o的直線小幅波動；

34、從第11期開始，顯著偏 離da = （），表明盈余質(zhì)量開始下降。從整個期問看，da 的均值和中位數(shù)的變化雖然是緩慢而漸進的，但趨勢比 較明確。而從圖1中的上、下十分位數(shù)線看，事務(wù)所任 期的增加對大幅正向的操控性應(yīng)計利潤有比較明顯的控 制作用，但對大幅負向的應(yīng)計利潤并無明顯的控制作用。 這表明隨看事務(wù)所任期的增加，會計師事務(wù)所對利用操 控性應(yīng)計項目做大利潤行為的控制更嚴格，而對利用操 控性應(yīng)計項目做小利潤行為采取了相對寬松的態(tài)度。些924_90 pcnocntilcmedian 10 percentile圖1事務(wù)所任期下的da趨勢圖從圖2來看，由于全樣本中簽字注冊會計師任期達 到九年和十年的分別

35、只有九家和三家，不具有統(tǒng)計上的 一般性，因此我們只矢注前八期da的變化趨勢。從總 體看，整個期間da的變化趨勢不如圖1明顯，并且十 分平緩。這表明隨看簽字注冊會計師任期的增加，盈 余質(zhì)量可能并無顯著的趨勢變化。另外，我們還對有矢變量逬行了單變量相矢分析。從pearson和spearman兩兩相矣系數(shù)矩陣（限于篇幅 未列示）看，多數(shù)變量之間的相尖系數(shù)都小于0.3。僅 事務(wù)所任期firm tenure（或經(jīng)中心化處理后tenurecen） 與上市年限age之間的pearson相矢系數(shù)和spearman 相矢系數(shù)分別達到了 0.573和0.529,這總味著當它們 同時納入線性模型吋可能存在嚴重的共線

36、性問題。就 因變最 ida | 而言，firm tenure、tenurecen、1 nsize、 industry growth和ibign分別與其顯著負相矢，roa 和leverage分別與其顯著正相矣，其它變量則與其不顯 著相尖。但這些相矢尖系還有待通過多元回歸模型進一步 檢驗°n=5391_90 percentile mean*_median 10 percentile圖2簽字注冊會計師任期下的da趨勢圖2. 多變量分析在研究設(shè)計部分，我們已經(jīng)建立了 model 1和 model 2以分別檢驗硏究假設(shè)1和研究假設(shè)2。表3歹! 示了相應(yīng)的多元回歸結(jié)果。panel a部分是針對假

37、設(shè)1 的檢驗結(jié)果。我們的檢驗是基于包含3888個有效觀測 樣本的限制樣本1進行的。另外，由于在model 1中叵 時納入事務(wù)所任期tenurecen和已上市年數(shù)age兩個變 量時，它們的方差膨脹因子vif值均大于5,顯示可能 存在著比較嚴重的多重共線性，故未將age納入model 1。為了進一步檢驗事務(wù)所任期對做大利潤和做小利潤 兩種盈余管理行為是否有不同的影響，我們還分別對 正da組和負da組兩個子樣本進行了檢驗。我們發(fā)現(xiàn)， 在全da組、正da組和負da組，tenurecen的回歸系 數(shù)一致大于零，tenureced的回歸系數(shù)一致小于零，并 且在全da組兩者的冋歸系數(shù)都在5%的水平下顯箸（雙

38、 尾）。這說明總體上事務(wù)所任期與丨da |存在看顯著的二 次非線性矢系。同時，正da組的顯著性水平遠遠高于 負da組，這表明隨著事務(wù)所任期的增加，會計師事務(wù) 所對利用操控性應(yīng)計項目做大利潤行為的控制更嚴格， 而對利用操控性應(yīng)計項目做小利潤行為采取了相對寬松 的態(tài)度。表3多元回歸結(jié)果panel a因變s ： i da |:事務(wù)所任期與盈余質(zhì)呈（基于限制樣本1）全da組正da組負da組系數(shù)sig.系數(shù)sig.系數(shù)sig.intercept0.13970.0000.17050.0000.09110.003tenurecen-0.00140.037-0.00200.028-0.00020.818ten

39、urecen20.00030.0340.00020.1970.00020.189lnsize-0.00420.000-0.00570.001-0.00220.142roa-0.04010.0360.1351().00() 0.1254().00()leverage0.02660.0000.03040.0000.02570.002industry growth-0.00180.0360.00200.093-0.00180.165dbiglo0.00030.8950.00100.7100.00010.958ibign-0.00350.345-0.00890.1080.00080.868n38882

40、0671821panel b :簽字注冊會計師任期與盈余質(zhì)呈（基于限制樣本2）全da組正da組負da組系數(shù)sig.系數(shù)sig.系數(shù)sig.intercept0.13470.0000.18130.0000.06310.042partner tenure-0.00090.254 0.00150.154-0.00030.780lnsize-0.00390.000-0.00600.000-0.00110.454roa0.00 引0.8740.15790.00()-0.09510.00()leverage0.0344().0000.04050.0000.03220.00()industry growth

41、-0.00220.046-0.00310.053-0.00150.317age-0.00020.638-0.00080.1000.00090.089dbiglo0.00200.3080.00140.5980.00220.447ibign-0.00300.449-0.00760.171-0.00180.737n397922051774注：表中的顯著性水平sig.均是雙尾檢驗 n為有效樣本數(shù)我們利用全da組tenurecen和tenurecen2的回歸 系數(shù)令a（|da%tenurecen） = 0 '求出丨da '取極小值時 對應(yīng)的tenurecen的值為2.5，再加上事務(wù)所任期

42、的均 值4.4后，還原成對應(yīng)的事務(wù)所任期原始值6.9年。這 說明在事務(wù)所任期小于七年時idai逐漸降低，即隨著 審計任期的增加盈余質(zhì)量逐漸提高；而事務(wù)所任期大于 七年時idai逐漸上升，即隨著審計任期的增加盈余質(zhì) m逐漸降低，并且這種總體趨勢在0.05水平下顯著。值 得注意的是，這里計算山來的拐點（事務(wù)所任期=6.9年） 位置有可能隨濟研究樣本時間跨度的不同而有所不同。 我們利用不同時間跨度樣本進行穩(wěn)健性測試后發(fā)現(xiàn)，拐 點的位置基本穩(wěn)定在68年之間。此外，我們還嘗試從 模型model 1中去掉了 tenurecen2，并用事務(wù)所任期的原 始變量firm tenure取代tenurecen &#

43、187;建立模型以檢驗事 務(wù)所任期與idai是否存在顯著的線性尖系。檢驗結(jié)果 （限于篇幅，未專門列示）顯示，fi rm tenure的回歸系數(shù) 8產(chǎn)0.0003，參數(shù)t檢驗的p值為0.444（雙尾）。因此 可以推斷事務(wù)所任期與idai不存在顯著的線性矢系。panel b部分是針對假設(shè)2的檢驗結(jié)果。我們的檢 驗是基于經(jīng)篩選后的限制樣本2（樣本量3991）進行的。 由于簽字注冊會計師任期大于八年的樣本僅12個，不 具有統(tǒng)計意義，我們先將其從限制樣本2中剔除。這樣 處理后，我們得到了 3979個有效觀測樣本。我們也對限制樣本2按全da組、正da組和負e a組分別做了冋歸。我們發(fā)現(xiàn)，簽字注冊會計師任期

44、變 量partner tenure在三組中的回歸系數(shù)都小于零»顯著 性水平都不高；且在負da組更不顯著。這就說明，隨 著簽字注冊會計師任期的增加，盈余質(zhì)量逐漸提高，但 這種趨勢并不顯著；而這種趨勢在正da組要比在負 da組表現(xiàn)得更加明顯。這表明注冊會計師對做大利潤 方向的盈余管理更加嚴格。另外，我們也嘗試將模型2 中簽字注冊會計師任期均值中心化處理，然后加入相 應(yīng)的二次項進行了回歸分析，結(jié)果（限于篇幅，未列示） 沒有發(fā)現(xiàn)簽字注冊會計師任期與盈余質(zhì)呈存在顯著二次 非線性矢系。就控制變量而言，panel a和panel b的回歸結(jié)果 基本一致。與因變量顯箸負相尖的有l(wèi)nsize和indu

45、stry growth，與因變量顯著正相矢的leverage。這意味著資 產(chǎn)規(guī)模越大，行業(yè)增長越快，idai也就越??；資產(chǎn)負 債率越大，idai也就越大。這說明資產(chǎn)規(guī)模和行業(yè)增長 可以顯著地稀釋da和降低總體的盈余管理水平，而高 負債則可能顯著刺激了盈余管理活動。roa在正da組 與idai顯著正相矢，在負da組與ida丨顯著負柜 尖°這說明經(jīng)營業(yè)績越好，應(yīng)計利潤越大。事務(wù)所規(guī)模變量 dbiglo和ibign對|da|的影響都不顯著，說明事務(wù)所 規(guī)模的大小并未導(dǎo)致盈余質(zhì)屋的顯著差異。此外，model i和model 2還納入了 1998-2003年共計六個年份虛擬變 s，以控制不同年

46、度樣本公司之問可能的系統(tǒng)性差異對 硏究結(jié)論的影響。回歸結(jié)果顯示（未報告），除1998年 idai顯著偏高外，其余年份均無顯著差異。最后，所有模型的f值檢驗都在0.001水平下顯著，模型中所有自變量的方差膨脹因子vif值均小于3。綜上所述我們發(fā)現(xiàn)：（1）在會計師事務(wù)所審計任期 的前期（在第68期之前），盈余質(zhì)量隨看任期的增加 而逐漸提高，而在后期（在第6-8期之后），盈余質(zhì)量 隨若任期的增加而逐漸下降，且這種趨勢在統(tǒng)計上顯 著；（2）隨看簽字注冊會計師審計任期的增加，盈余質(zhì) 帛會有所提高，但這種趨勢并不顯著。3. 穩(wěn)健性測試首先，在檢驗假設(shè)1時，所選的回歸樣本（即限制 樣本1）未包括那些審計任期

47、偏短（即最長事務(wù)所任期 小于五年）的樣本。作為穩(wěn)健性測試，我們將審計任期 偏短的觀測樣本重新納入模型model 1中，回歸結(jié)果（限 于篇幅，所有的穩(wěn)健性測試結(jié)果都未列示）顯示基本結(jié) 論保持不變，且回歸系數(shù)的顯著性水平更高。這一方面 說明我們的研究結(jié)論是穩(wěn)健的：另一方面也說明將審計 任期較短的觀測樣本剔除的硏究設(shè)計有利于更加嚴格地 檢驗研究假設(shè)1。其次，對model 1和model 2的年份 虛擬變量1998-2003年的各組回歸結(jié)果顯示，1998年 i da i顯著偏高。1998年是現(xiàn)金流量表會計準則實施的 第一年，可能與其它年份存在著系統(tǒng)性差異。我們將所 有1998年的觀測樣本剔除后重新檢驗

48、，發(fā)現(xiàn)我們的研 究假設(shè)同樣成立，且實證結(jié)果更加顯著。結(jié)論在本研究中，我們考察了中國證券市場上審計任期 與盈余質(zhì)量的矣系。在提出研究假設(shè)時，我們著重矢注 了中國特有的制度和文化環(huán)境可能對審計任期與盈余質(zhì) 雖矢系產(chǎn)生的影響。實證檢驗發(fā)現(xiàn)，在中國證券市場上， 盈余質(zhì)量隨矜事務(wù)所任期的增加，顯著地表現(xiàn)出先逐漸 上升后逐漸下降的趨勢，且拐點穩(wěn)定在68年之間：而 隨著簽字注冊會計師任期的増加，盈余質(zhì)量雖然總體上 逐漸上升，但這種趨勢并不足夠顯著。這些趨勢有可能 源于某些中國特有制度和文化因索。我們所做工作的重 要改進在于：首次同時從事務(wù)所層面和簽字注冊會計師 層面分析了中國證券市場上審計任期與盈余質(zhì)駅的矢

49、系。 本文可能還存在以下局限：（1）從變雖選擇上看， 由于中國證券市場投機性較大，會計盈余的市場反應(yīng)和 預(yù)測能力也不是衡量中國上市公司財務(wù)報告盈余質(zhì)量的 更合適的指標，我們僅僅用操控性應(yīng)計利潤來衡量盈余 質(zhì)量，這可能導(dǎo)致研究結(jié)論存在一定的局限。（2）從樣 本篩選看，我們刪除了所有被出具了非標準審計意見的 公司/年度樣本。這在一定程度上保證了所計算的操控 性應(yīng)計利潤的可信性，卻可能損失了被出具非標準審計 意見的公司/年度樣本所包含的某些特殊信息含量。這 些局限可能對本文的研究結(jié)論產(chǎn)生一定的影響，有待通 過下一步的硏究來改進。參考文獻1 mautz, r. k，h. a. sharaf. the

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