會計信息可比性影響審計質(zhì)量的實證分析

1、會計信息可比性影響審計質(zhì)量的實證分析程夢 劉睿智（武漢紡織大學 會計學院）摘 要：本文基于我國上市公司 2005-2014 年公開披露的數(shù)據(jù)，以操縱性應(yīng)計利潤的絕對值作為度量審計質(zhì)量的反向指標，對會計信息可比性是否影響審計質(zhì)量進行了實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，控制企業(yè)規(guī)模、盈利能力、財務(wù)風險、行業(yè)效應(yīng)等因素，會計信息可比性與上市公司盈余操縱水平負相關(guān)，說明會計信息可比性越高，審計質(zhì)量就越高。進一步將操縱性應(yīng)計區(qū)分為向上操縱盈余和向下操縱盈余兩個方向后， 研究結(jié)果保持不變。 本文的研究結(jié)果表明， 會計信息可比性增加了財務(wù)報告的可審性， 提高了審計質(zhì)量， 對于降低公司的代理成本，提高資本的配置效率具有重要

2、的意義。關(guān)鍵詞：會計信息可比性； 審計質(zhì)量； 操縱性應(yīng)計利潤0 引言審計質(zhì)量是審計研究的焦點問題之一。高質(zhì)量的審計對于提高注冊會計師的職業(yè)聲譽、發(fā)揮審計在市場經(jīng)濟運行機制中的作用、 促進資源的優(yōu)化配置具有重要意義。 目前學術(shù)界對影響審計質(zhì)量因素的研究很多，比如郭照蕊（2011） 、曾亞敏（2010）分別國際四大和事務(wù)所合并的角度研究審計質(zhì)量的影響因素，王兵（2011） 、劉文軍（2010）分別從審計師被行政處罰次數(shù)和行業(yè)專長研究審計質(zhì)量。 伍利娜、 束曉暉(2006)研究了事務(wù)所規(guī)模和審計質(zhì)量、更換審計師的時機和審計質(zhì)量的關(guān)系，曹強（2012）研究了客戶重要性水平與審計質(zhì)量的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)審計師并

3、不對重要客戶發(fā)表嚴厲的審計意見，而當被審計單位風險性質(zhì)惡劣時，客戶重要性與審計質(zhì)量變?yōu)椴幌嚓P(guān)。但是，這些研究僅側(cè)重于外部因素，并沒有關(guān)注執(zhí)行審計工作中會計信息的獲取。然而，高質(zhì)量的審計工作需要審計師搜集更多的會計信息，獲取高質(zhì)量的審計證據(jù)，以發(fā)現(xiàn)并報告財務(wù)報告是否存在重大錯報。 在以風險導(dǎo)向為基礎(chǔ)的審計模式下， 注冊會計師首先要了解被審計單位及其環(huán)境， 識別和評估重大錯報風險， 然后實施適當?shù)膶徲嫵绦驊?yīng)對風險。這一過程需要注冊會計師盡可能地獲取與被審計單位有關(guān)的可靠信息。一般來講，注冊會計師能否發(fā)現(xiàn)財務(wù)報告中的問題取決于自身的專業(yè)能力， 如對會計信息的解讀能力。 但是，會計信息自身的質(zhì)量特征，

4、比如會計信息可比性、會計信息穩(wěn)健性等，可能會反過來影響注冊會計師對信息的解讀，進而影響注冊會計師發(fā)現(xiàn)并報告財務(wù)報告是否存在重大錯報的概率，即審計質(zhì)量。但是對于會計信息本身質(zhì)量特征是否影響審計質(zhì)量，仍然缺乏進一步的經(jīng)驗證據(jù)，類似的研究文獻少之又少。作為會計信息質(zhì)量的基本特征，可比性包含不同企業(yè)會計指標的可比和同一企業(yè)不同時期的會計指標的可比。 審計師通過將獲取的會計信息與同行業(yè)對比有利于識別和評估客戶的審計風險， 提高審計判斷的準確度和審計效率， 進而提高審計質(zhì)量?；诖?，本文以我國上市公司 2005-2014 年的數(shù)據(jù)為樣本，考察了會計信息可比性對審計質(zhì)量的影響。通過研究，不僅拓展會計信息可比

5、性的影響范圍，也有利于注冊會計師在執(zhí)行審計業(yè)務(wù)過程中提高審計效率和工作質(zhì)量。1 文獻回顧與假設(shè)提出本文從可審計性的視角研究提高會計信息可比性是否能夠提高審計工作質(zhì)量。 審計質(zhì)量是審計工作的生命， 貫穿于每個審計項目的全過程， 提高審計工作質(zhì)量對于發(fā)揮審計在市場經(jīng)濟運行機制中的作用和提高注冊會計師的職業(yè)聲譽都有重要的意義。 提高審計質(zhì)量的核心是搜集更加可靠的會計信息，以獲取高質(zhì)量的審計證據(jù)?？杀刃阅軌驇椭畔⑹褂谜攉@取識別可靠的會計信息，De Franco et al.（2011）發(fā)現(xiàn)證券分析師傾向于跟蹤會計信息可比性高的公司， 且會計信息可比性有利于提高分析師預(yù)測盈余的準確性。通常來說，業(yè)務(wù)越

6、復(fù)雜的公司，越難被分析師“看懂” ，但可比性高的企業(yè)能夠為分析師提供更廣闊的信息獲取空間，降低證券分析師的意見分歧。Kini et al.(2009)的研究證實， 如果公司被要求在財務(wù)報告中披露更多的會計項目， 分析師就能夠獲得更加多元化的信息。同一市場中，如果有公司提供更全面和可比的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，分析師就可以花更少的時間和精力取“讀懂”相同條件下運營的其他企業(yè)。Gong at al.（2012）指出，低水平的可比性預(yù)示著企業(yè)管理者擁有更優(yōu)勢的會計信息； 而較高的可比性能夠縮小內(nèi)部使用者和外部使用者獲得信息的差異。從另一角度看，和提高審計質(zhì)量一樣，較高的可比性有利于制約公司管理者的盈余操縱行為。風

7、險導(dǎo)向?qū)徲嬆Ｊ较?，審計師最重要一步的就是了解被審計單位及其環(huán)境，識別和評估被審計單位的重大錯報風險。 在全面了解被審計單位的情況下制定的審計計劃才能更符合被審計單位特點，提高執(zhí)行審計業(yè)務(wù)的效率和質(zhì)量。從可審性的角度看，可比性高的財務(wù)信息有利于審計師分析被審計客戶在不同時段內(nèi)業(yè)務(wù)特點， 使得審計師更詳細了解被審計客戶的經(jīng)營狀況， 這就有利于審計師完善風險評估過程， 提高審計判斷的準確性， 確定審計風險，更謹慎的執(zhí)行審計業(yè)務(wù)。審計風險取決于被審計單位的重大錯報風險和審計師的檢查風險，對審計風險的應(yīng)對又取決于審計師對獲取的會計信息的判斷和對風險的識別能力。 作為會計信息質(zhì)量的重要特征， 高質(zhì)量的可比

8、性可以為分析師等外部信息使用者提供更高質(zhì)量、 更多數(shù)量的會計信息， 從而改善審計師獲取信息的環(huán)境。 審計師在執(zhí)行審計業(yè)務(wù)時需要仔細閱讀會計信息，而可比性能夠幫助審計師進行內(nèi)外對比，搜集到更具說服力的會計信息。通過將客戶的會計信息指標與同行業(yè)其他企業(yè)相比，或者將客戶不同時段的相同會計指標進行對比，審計師能夠更準確地識別會計信息，以此提高獲取和分析審計證據(jù)的效率?？傮w來說，如果整個行業(yè)的會計信息具有一致性， 審計師通過對比對審計客戶的財務(wù)信息的判斷就更加可靠，這樣就能提高外部信息獲取效率，節(jié)約出對關(guān)鍵事項的審計時間，提高審計質(zhì)量，這一點 Zhang H.（2012）已有論述。從提高會計信息質(zhì)量的角

9、度看， 可比性能夠提高獲取高質(zhì)量的審計證據(jù)的效率， 進而幫助審計師準確地發(fā)現(xiàn)并糾正被審計單位的重大錯報， 所以， 會計信息可比性能夠提高審計質(zhì)量。根據(jù)以上分析，本文提出以下假設(shè)。假設(shè) 1：會計信息可比性與審計質(zhì)量正相關(guān)，會計信息可比性能夠提高審計質(zhì)量。2 研究設(shè)計2.1 會計信息可比性度量可比性是一個相對概念，需要對比兩方面的數(shù)據(jù)，因此，尋找合理的度量方法成為可比性研究領(lǐng)域的重點。Rahman et al(1996)利用會計準則協(xié)調(diào)和會計方法協(xié)調(diào)的測量方法，間接比較了不同國家和樣本的會計信息可比性。 但是這種方法只適用于國家層面上因會計準則不同而導(dǎo)致的差異， 并沒有測量公司在發(fā)生具體經(jīng)濟業(yè)務(wù)時

10、由于選擇不同會計方法產(chǎn)生的信息差異。De Franco et al.(2011)基于盈余-收益回歸模型，首次從公司層面研究了會計信息可比性的經(jīng)濟后果并解決會計信息可比性測度的難題。本文借鑒 De Franco et al.(2011) 的盈余-收益模型，首先按以下方法度量公司的會計系統(tǒng)。以會計盈余（Earnings，用季度凈利潤與期初權(quán)益市場價值的比值來表示）作為被解釋變量代表會計信息，用季度股票收益(Returnit)作為解釋變量代表公司經(jīng)濟業(yè)務(wù)。出于謹慎，公司管理者對損失的確認比對收益的確認更為及時(Basu, 1997；李增泉等，2003)。參照Campbell et al. (2013

11、)的方法， 在模型中再引入虛擬變量 （Negit， 示如果季度股票收益率為負，則等于 1，否則等于 0）及其與股票收益的交叉項(Negit*Returnit)。具體回歸模型如下：Earningsit= i+iReturni t+ ciNegit+ diNegit*Returnit + it(1)以上是單個公司的會計信息生成系統(tǒng)， 為了進一步估計兩個公司會計系統(tǒng)的相近程度， 假定兩個公司的經(jīng)濟業(yè)務(wù)相同，都為 Returnit，分別采用兩個公司的轉(zhuǎn)換函數(shù)計算它們的預(yù)期會計盈余。E(Earnings)iit= ai+ iReturnit+ ciNegit+ diNegit*Returnit(2)E(

12、Earnings)ijt= aj+ jReturnit+ cjNegit+ djNegit*Returnit(3)其中式（2）和式（3）分別表示公司 i 和公司 j 在給定經(jīng)濟業(yè)務(wù)下的預(yù)期盈余，定義公司 i和公司 j 會計信息可比性(Compijt)為兩公司預(yù)期盈余差異絕對值平均數(shù)的相反數(shù)：Compijt=116錯誤錯誤!(4)根據(jù)上述方法，將公司 i 與行業(yè)內(nèi)其它所有公司配對，計算出每一配對的會計信息可比性，其值越大表示會計信息可比性越強， 反之則越弱。 考慮到投資者在評估投資機會時僅選取行業(yè)內(nèi)四到六家公司（而不是全部公司）進行比較（Cooper et al., 2008)，本文將公司 i

13、與行業(yè)內(nèi)其它所有公司配對計算出會計信息可比性指標值按從大到小排序， 然后取前四個值的平均值作為公司 i 的會計信息可比性的度量（CompAccit） 。2.2 審計質(zhì)量的替代變量審計質(zhì)量無法直接觀測，研究過程中學者們采用多種方法來替代審計質(zhì)量。劉勤、顏志元(2006)以會計估計變更企業(yè)為樣本，觀察注冊會計師是否發(fā)現(xiàn)企業(yè)在會計估計變更過程中的錯誤估計，并以此作為審計質(zhì)量的衡量標準。這種方法的適用范圍有限，只能用于研究會計估計變更的企業(yè)。Caramanis 和 Lennox (2008)用審計工作的耗費時間來衡量審計質(zhì)量，并表示，審計師付出的努力越多，審計客戶的會計盈利指標越可靠。但是這種方法很大

14、程度上受企業(yè)規(guī)模和業(yè)務(wù)復(fù)雜程度的影響， 并不能準確衡量審計質(zhì)量。 審計的實質(zhì)在于制約管理者的盈余操縱行為， 高質(zhì)量的審計能夠減少管理者的故意報告偏見， 審計質(zhì)量可以具體表現(xiàn)為對上市公司盈余管理行為的監(jiān)督。Becker et al.（1998）將操縱性應(yīng)計利潤作為審計質(zhì)量的替代變量， 后來董普等(2007)也以操縱性應(yīng)計利潤表示審計質(zhì)量， 這種方法體現(xiàn)了審計的本質(zhì)，能夠反應(yīng)審計的真實作用。本文操縱性應(yīng)計利潤作為審計質(zhì)量的替代變量。Dechow etal.(1995)比較了各種計算可操縱性經(jīng)營應(yīng)計項目的模型， 發(fā)現(xiàn)修正的 Jones(1991)模型的估算效果最佳。 用該模型估計出的操縱性應(yīng)計利潤衡

15、量被審計公司的盈余管理程度， 得到的殘差值即為上期總資產(chǎn)調(diào)整的操縱性應(yīng)計利潤。具體回歸模型如下：TAitAi，t-1=0+ 11Ai，t-1+ 2SALESitRECitAi，t-1+ 3PPEitAi，t-1+ it(5)其中，下標 i 表示公司，下標 t 表示年度（下文的含義與此相同，不再單獨說明） ；TAit為公司 i 第 t 年的總應(yīng)計盈余，本文用營業(yè)利潤減去經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量表示總應(yīng)計盈余；Ai，t-1為公司 i 第 t 年的期初總資產(chǎn)；SALESit為公司 i 第 t 年營業(yè)收入變動額；RECit為公司 i 第 t 年應(yīng)收賬款變動額；PPEit為公司 i 第 t 年固定資產(chǎn)總額。根

16、據(jù)以上模型(5)，采取分行業(yè)分年度的 OLS 回歸，計算得出模型的殘差值即為操縱性應(yīng)計利潤，記為 DAit，若為正則表示向上盈余操縱，為負則表示向下盈余操縱；不論向上操縱還是向下操縱，都表示盈余質(zhì)量較差，因此取操縱性應(yīng)計利潤的絕對值（記為 absDAit）衡量盈余管理水平。應(yīng)計盈余管理水平越小，表示審計質(zhì)量越高，即應(yīng)計盈余管理水平為審計質(zhì)量的反指標。2.3 模型建立與變量定義為了檢驗會計信息可比性與審計質(zhì)量的相互關(guān)系， 我們以審計質(zhì)量的替代變量操縱性應(yīng)計利潤的絕對值作為被解釋變量，以 CompAcct4 代表的會計信息可比性作為解釋變量，構(gòu)建模型如下：DAit=a+0*CompAccit+1*

17、Sizeit+2*Levit+3*CFOit+4*ROAit+5*Big4it+indFE+yearFE+it(6)其中，被解釋變量 DAit 為上述利用修正的 Jones 模型估計出的經(jīng)上期總資產(chǎn)調(diào)整的操縱性應(yīng)計利潤；將 DAit 的絕對值作為度量審計質(zhì)量的反向指標，記為 absDAit；解釋變量CompAccit表示會計信息可比性，Size 表示公司規(guī)模，取公司當期總資產(chǎn)的自然對數(shù)；Lev為公司當期的資產(chǎn)負債比率，用以控制公司的財務(wù)風險對審計質(zhì)量的影響；CFO 為本期經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金凈流量；ROA 為公司當期總資產(chǎn)報酬率、Big4 用來表示事務(wù)所規(guī)模，如果是國際四大賦值為 1，審計師事務(wù)

18、所為其他事務(wù)所賦值為 0；ind、year 是行業(yè)和年份的啞變量，具體指標的定義與說明見表 1。當以 DA 作為被解釋變量進行回歸分析時，如果會計信息可比性變量 CompAcc 的回歸系數(shù)0為負，說明隨著會計信息可比性的提高，公司審計質(zhì)量也將會提高，假設(shè) 1 將得到到驗證，即會計信息可比性對審計質(zhì)量有積極影響；當回歸系數(shù)0為零時，說明會計信息可比性與審計質(zhì)量無關(guān)。表 1 變量定義和說明變量名稱變量代碼變量定義與計算審計質(zhì)量absDA根據(jù)修正的 Jones 模型（模型 6）計算的操縱性應(yīng)計利潤的絕對值表示會計信息可比性CompAcc根據(jù)修正的 De Franco et al.(2011)模型計算

19、公司規(guī)模Size期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)公司的財務(wù)杠桿LEV期末負債總額/期末總資產(chǎn)經(jīng)營現(xiàn)金流量CFO本期經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金凈流量總資產(chǎn)報酬率ROA本期營業(yè)利潤/期末總資產(chǎn)國際四大Big4是否國際四大，如果是等于 1，否則 0行業(yè)ind屬于該行業(yè)取值為 1，否則為 0。根據(jù)證監(jiān)會 2012 年修改的上市公司行業(yè)分類指引 ，制造業(yè)取兩位代碼分類，其他行業(yè)取一位代碼分類年份Year屬于該年份取值為 1，否則為 02.4 數(shù)據(jù)來源本文檢驗的財務(wù)數(shù)據(jù)均來自“東方財富”Choice 金融終端數(shù)據(jù)庫。 由于計算上市公司會計信息可比性指標時要用到前四年 16 個季度的相關(guān)數(shù)據(jù)， 而中國上市公司從 2002 年第

20、一季度起才開始強制性披露季度報表，能夠計算出可比性指標的最早的年份為 2005 年，因此我們的樣本選擇區(qū)間為 2005-2014 年。 研究樣本的選取及相關(guān)指標的計算遵循以下原則： (1)上市已滿 4 年，截止到當年年末有完整的 16 個季度的證券交易信息和季度報表數(shù)據(jù)；(2)鑒于金融性公司行業(yè)特征與一般公司差異較大，考慮到研究目的，剔除此類公司；(3)創(chuàng)業(yè)板上市公司的估值與主板上市公司估值存在較大差異，研究時同樣剔除此類公司；(4)剔除無法完整獲取相關(guān)數(shù)據(jù)的公司；(5)行業(yè)分類采用中國證券監(jiān)督委員會 2012 年修訂的“上市公司行業(yè)分類指引”的分類方法，對制造業(yè)上市公司采用二級分類代碼，其他

21、行業(yè)采用一級分類代碼。最后得到 14733 個公司年數(shù)據(jù)。3 實證檢驗結(jié)果與分析3.1 描述性統(tǒng)計變量的描述性結(jié)果如表 2 所示。操縱性應(yīng)計利潤取絕對值后的平均值為 0.081，會計信息可比性的平均值為-0.3%，這說明如果發(fā)生的經(jīng)濟業(yè)務(wù)相同，一個 100 億左右市值的中等規(guī)模上市公司和可比公司一個季度的會計利潤相差大約 3000 萬元，一年相差大約 1.2 億元，這也意味著我國上市公司會計信息可比性并不高。這些上市公司大約有 5.7%是國際四大會計師事務(wù)所審計的。表 2 變量的描述性統(tǒng)計變量n平均值中值標準差第 1 分位數(shù)第 99 分位數(shù)adsDA147330.08100090.5580.1

22、310.041CompAcc14733-0.003-0.0100.003-0.0160.000Size147335.4905.4390.5327.3296.014Lev147330.6070.2740.0330.0630.135CFO147337.5355.1380.6170.0621.253ROA147330.0680.0000.3320.1161.000Big4147330.0570.0000.2450.0001.000圖 1 主要變量的變化趨勢為了觀察可操縱性應(yīng)計利潤即盈余管理水平的變化趨勢，參照 Cohen et al.(2008)的方法，求出各年可操縱應(yīng)計利潤變量 absDA 的平均

23、數(shù)。進一步把每一年度的會計信息可比性按照由小到大的順序分成 0-9 組(一共 10 個組，0 表示會計信息可比性最低的組，9 表示會計信息最高的組)，并計算出每一組對應(yīng)的操縱性應(yīng)計利潤 absDA 的平均值。如圖 1 所示，縱軸表示審計質(zhì)量的反指標，橫軸表示會計信息可比性，從中可以清晰看出，會計信息可比性最低的組，審計質(zhì)量最低，會計信息可比性最高的組，審計質(zhì)量最高。隨著會計信息可比性的增加，審計質(zhì)量呈現(xiàn)出明顯的上升趨勢。這初步證明了論文的假設(shè)：會計信息可比性與審計質(zhì)量的正相關(guān)關(guān)系，會計信息可比性越高，審計質(zhì)量越高。3.2 相關(guān)分析相關(guān)性分析的結(jié)果見表 3。如表 3 示，盈余管理水平與會計信息可

24、比性顯著負相關(guān)，而審計質(zhì)量與盈余管理之間存在反向關(guān)系， 說明會計信息可比性與審計質(zhì)量顯著正相關(guān)， 這又進一步驗證了假設(shè)。審計質(zhì)量與其他變量的關(guān)系如下：審計質(zhì)量與企業(yè)規(guī)模顯著負相關(guān)，這可能是由于審計師需要獲取更多的會計信息來“看懂”企業(yè)，而不完整的會計信息會降低審計質(zhì)量； 審計質(zhì)量與資產(chǎn)負債率正相關(guān)， 比同行業(yè)更高的資產(chǎn)負債率更能提高審計師對審計風險的判斷， 在業(yè)務(wù)執(zhí)行過程中就會更加謹慎。 具有高財務(wù)風險的公司通常是審計師和監(jiān)管部門重點關(guān)注的對象， 注冊會計師在審計過程中就會投入更多的審計資源， 獲取更加充分的審計證據(jù)和會計信息，提高審計質(zhì)量；國際四大事務(wù)所審計并不能提高審計質(zhì)量，這一點與郭照蕊

25、（2011）的研究結(jié)果一致。表 3 的相關(guān)分析結(jié)果也說明，各解釋變量之間相關(guān)系數(shù)的絕對值大部分小于 0.5，表明變量之間不存在嚴重的共線性。表 3 變量的皮爾遜相關(guān)分析變量absDACompAccSizeLevCFOROABig4absDA1.000(0.000)CompAcc-0.0881.000(0.000)(0.000)Size0.036-0.0211.000(0.000)(0.012)(0.000)Lev-0.021-0.040-0.0571.000(0.013)(0.000)(0.000)(0.000)CFO-0.002-0.0530.3520.0021.000(0.765)(0.0

26、00)(0.000)(0.853)(0.000)ROA0.0180.0270.0578-0.9960.0011.000(0.027)(0.001)(0.000)(0.000)(0.913)(0.000)Big40.453-0.0250.315-0.0480.0040.0341.000(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.036)(0.087)(0.000)注：括號內(nèi)的值為 P 值，表示顯著性水平。3.3 回歸分析為了檢驗會計信息可比性對審計質(zhì)量是否有積極的影響， 本文先以操縱性應(yīng)計利潤的絕對值作為整體， 用上述模型和數(shù)據(jù)分行業(yè)分別進行多元回歸。 企業(yè)的盈余管理行為分為調(diào)

27、增利潤的盈余管理（操縱性應(yīng)計利潤 DA 為正）和調(diào)減利潤的盈余管理（操縱性應(yīng)計利潤 DA為負） ，將其絕對值化時不能很好地分析解釋變量和各個控制變量對它的影響，因此又將樣本分為正 DA 組和負 DA 組分別進行多元回歸。得到結(jié)果見表 4。表 4 會計信息可比性對審計質(zhì)量的影響變量M1（全部樣本，N=14733）M2(正 DA 組，N=6976)M3（負 DA 組，N=7757）CompAcc-4.204*(-8.361)-5.252*(-5.298)-5.152*(-5.298)Size-0.008*(-6.074)-0.006*(-2.563)-0.007*(-5.644)Lev0.011*

28、(4.919)0.010*(1.958)0.006*(2.711)CFO0.053*(4.643)0.013(-0.930)0.013*(2.718)ROA0.001*(3.226)0.127*(3.902)0.004*(2.566)Big40.323*(46.013)0.223*(53.164)0.147*(47.331)indFE控制控制控制yearFE控制控制控制R20.5370.5130.531調(diào)整 R20.5360.5110.529觀測數(shù)1473369767757注：負 DA 組進行回歸時，被解釋變量為 DA 的絕對值，而非 DA；括號內(nèi)的值為 T 值，*、*、*分別表示 10%、5

29、%、1%的顯著性水平。表 4 第 M1 列顯示在不考慮盈余管理的方向的情況下， 會計信息可比性與審計質(zhì)量之間的回歸關(guān)系，結(jié)果分析如下：會計信息可比性的回歸系數(shù)為-4.204，說明會計信息可比性與審計質(zhì)量在 1%的水平下顯著正相關(guān)，可比性程度越高，審計質(zhì)量越高；M2 列和 M3 列分別表示向上盈余管理組和向下盈余管理組， 回歸結(jié)果均顯示會計信息可比性能有效抑制管理者的盈余操縱行為，與審計質(zhì)量顯著正相關(guān)。接受假設(shè) 1，即會計信息可比性的提高對審計質(zhì)量有積極的影響。3.4 穩(wěn)健性檢驗上述中對會計信息可比性的度量， 首先是將公司與行業(yè)內(nèi)其它公司配對計算兩個公司會計轉(zhuǎn)換系統(tǒng)的差異，然后按從大到小的順序排

30、列，取最大四個值的平均值。為了保證研究結(jié)論的可靠性，下面以公司和行業(yè)內(nèi)其它公司配對計算的會計信息轉(zhuǎn)換差異的平均值(CompAcc_mean)和中位數(shù)(CompAcc_median)作為模型中會計信息可比性的取值進行穩(wěn)健性檢驗?；貧w結(jié)果如表 5 所示。表 4 第 M1 列和 M2 列報告了會計信息可比性對審計質(zhì)量影響的回歸結(jié)果， 從中可以看出， 以全部配對公司會計系統(tǒng)差異的平均值(CompAcc_mean)度量(其中去掉最大值)的會計信息可比性指標的回歸系數(shù)為-2.583，在 1%的顯著性水平下顯著為負；以全部配對公司會計系統(tǒng)差異的中位數(shù)(CompAcc_median)的回歸系數(shù)為-2.605，

31、在 1%的顯著性水平下也顯著為負，與前面的研究結(jié)果是一致的。上述情況表明，論文的研究結(jié)論不受會計信息可比性指標度量方法的影響，具有很好的穩(wěn)健性。表 5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果變量M1變量M2CompAcc_mean-2.583*CompAcc_median-2.605*(-9.195)(-9.969)Size0.006*Size0.006*(5.958)(5.130)Lev0.004*Lev0.003*(6.693)(6.541)CFO0.014CFO0.015(0.357)(0.350)ROA0.003ROA0.002(1.565)(1.417)Big40.342*Big40.342*(45.715

32、)(45.723)indFE控制indFE控制yearFE控制yearFE控制R20.493R20.494調(diào)整 R20.492調(diào)整 R20.493觀測數(shù)14733觀測數(shù)14733注：括號內(nèi)的值為 T 值，*、*、*分別表示 10%、5%、1%的顯著性水平4 結(jié)論與建議隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展和經(jīng)濟監(jiān)督的完善，審計在保護國家財產(chǎn)、促進廉政建設(shè)，保護投資者和社會公眾利益、 維護市場經(jīng)濟秩序， 以及加強企業(yè)自我約束與管理等方面發(fā)揮著越來越重要作用。 論文從理論和實證兩個角度研究了會計信息可比性對審計質(zhì)量的影響。 理論上，會計信息可比性能夠幫助審計師獲取更多的外部信息， 發(fā)現(xiàn)被審計單位的盈余操縱和管理水平，

33、提高審計質(zhì)量。為了驗證上述理論假設(shè)，借鑒 De Franco et al.（2011）提出的度量會計信息可比性的方法， 以操縱性應(yīng)計利潤作為審計質(zhì)量的替代變量， 以我國上市公司 2005-2014的數(shù)據(jù)為樣本，考察了會計信息可比性是否影響審計質(zhì)量。研究發(fā)現(xiàn)，會計信息可比性對審計質(zhì)量產(chǎn)生了顯著的影響，會計信息可比性高的企業(yè)審計質(zhì)量高，相反審計質(zhì)量則低。進一步研究發(fā)現(xiàn)，會計信息可比性與審計質(zhì)量之間的關(guān)系具有對稱性。具體表現(xiàn)在，當公司的會計信息可比性較高時， 會計師事務(wù)所審計能夠發(fā)現(xiàn)并抑制被審計公司的正向和負向盈余管理行為，提高獲得信息的效率。本文的結(jié)論為事務(wù)所和上市公司提供有益啟示， 對事務(wù)所而言

34、， 注冊會計師在接受和執(zhí)行業(yè)務(wù)時，可以選擇會計信息可比性高的公司，降低工作強度，提升職業(yè)素質(zhì)和審計質(zhì)量。對上市公司來說，應(yīng)該嚴格遵循會計準則，提高會計信息可比性，降低代理成本。本文的研究將會計信息可比性納入到審計質(zhì)量的研究領(lǐng)域中， 有利于豐富審計質(zhì)量的影響因素， 拓寬會計信息可比性的研究范圍。論文也存在不足的地方，首先，會計信息可比性應(yīng)該是審計之前的會計信息可比性，但是由于無法獲取，只能以審計后的會計信息可比性代替。其次，審計質(zhì)量的受諸多因素的影響， 而本文僅以操縱性盈利利潤代替審計質(zhì)量也有不足之處， 找到更準確審計質(zhì)量測量或替代方法還需要進一步研究探索。 最后， 由于是以審計后的會計信息可比

35、性研究對審計質(zhì)量的影響， 可能存在內(nèi)生性的問題， 如果因為審計師高質(zhì)量的審計提高了被審計單位會計信息的質(zhì)量，內(nèi)生性問題就出現(xiàn)了，如何克服還需要進一步研究。參考文獻：1 曹強,胡南薇,王良成. 客戶重要性、風險性質(zhì)與審計質(zhì)量基于財務(wù)重述視角的經(jīng)驗證據(jù)J. 審計研究,2012,06:60-70.2 董普,田高良,嚴騫. 非審計服務(wù)與審計質(zhì)量關(guān)系的實證研究J. 審計研究,2007,05:42-49.3 郭照蕊. 國際四大與高審計質(zhì)量來自中國證券市場的證據(jù)J. 審計研究,2011,01:98-107.4 李增泉，盧文彬. 2003. 會計盈余的穩(wěn)健性：發(fā)現(xiàn)與啟示. 會計研究，2: 1927.5 劉勤,

36、顏志元. 會計估計與獨立審計質(zhì)量來自中國 A 股上市公司的證據(jù)J. 會計研究,2006,09:82-88+96.6 劉文軍,米莉,傅倞軒. 審計師行業(yè)專長與審計質(zhì)量來自財務(wù)舞弊公司的經(jīng)驗證據(jù)J. 審計研究,2010,01:47-54.7 王兵,李晶,蘇文兵,唐逸凡. 行政處罰能改進審計質(zhì)量嗎?基于中國證監(jiān)會處罰的證據(jù)J.會計研究,2011,12:86-92.8 伍 利 娜 , 束 曉 暉 . 審 計 師 更 換 時 機 對 年 報 及 時 性 和 審 計 質(zhì) 量 的 影 響 J. 會 計 研究,2006,11:37-44+95.9曾亞敏,張俊生. 會計師事務(wù)所合并對審計質(zhì)量的影響J. 審計研究

37、,2010,05:53-60.10 Basu S. 1997. The Conservatism Principle and the Asymmetric Timeliness of Earnings.Journal of Accounting and Economics, 24 (1): 337.11 Becker, C.L., M.L. DeFond, J.J. Jiambalvo, and K.R. Subramanyam. 1998. The effect ofaudit quality on earnings management. Contemporary Accounting Research 15: 1-2412 Campbell J L., P E Yeung. 2013. Does Stock Price Contagion Reflect the Information inEarnings Management Contagion?. Working paper, busin