1、會計信息可比性影響審計質量的實證分析程夢 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 年公開披露的數據，以操縱性應計利潤的絕對值作為度量審計質量的反向指標，對會計信息可比性是否影響審計質量進行了實證檢驗。研究發現，控制企業規模、盈利能力、財務風險、行業效應等因素，會計信息可比性與上市公司盈余操縱水平負相關，說明會計信息可比性越高，審計質量就越高。進一步將操縱性應計區分為向上操縱盈余和向下操縱盈余兩個方向后， 研究結果保持不變。 本文的研究結果表明， 會計信息可比性增加了財務報告的可審性， 提高了審計質量， 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。關鍵詞：會計信息可比性； 審計質量； 操縱性應計利潤0 引言審計質量是審計研究的焦點問題之一。高質量的審計對于提高注冊會計師的職業聲譽、發揮審計在市場經濟運行機制中的作用、 促進資源的優化配置具有重要意義。 目前學術界對影響審計質量因素的研究很多，比如郭照蕊（2011） 、曾亞敏（2010）分別國際四大和事務所合并的角度研究審計質量的影響因素，王兵（2011） 、劉文軍（2010）分別從審計師被行政處罰次數和行業專長研究審計質量。 伍利娜、 束曉暉(2006)研究了事務所規模和審計質量、更換審計師的時機和審計質量的關系，曹強（2012）研究了客戶重要性水平與審計質量的關系，發現審計師并

3、不對重要客戶發表嚴厲的審計意見，而當被審計單位風險性質惡劣時，客戶重要性與審計質量變為不相關。但是，這些研究僅側重于外部因素，并沒有關注執行審計工作中會計信息的獲取。然而，高質量的審計工作需要審計師搜集更多的會計信息，獲取高質量的審計證據，以發現并報告財務報告是否存在重大錯報。 在以風險導向為基礎的審計模式下， 注冊會計師首先要了解被審計單位及其環境， 識別和評估重大錯報風險， 然后實施適當的審計程序應對風險。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的可靠信息。一般來講，注冊會計師能否發現財務報告中的問題取決于自身的專業能力， 如對會計信息的解讀能力。 但是，會計信息自身的質量特征，

4、比如會計信息可比性、會計信息穩健性等，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現并報告財務報告是否存在重大錯報的概率，即審計質量。但是對于會計信息本身質量特征是否影響審計質量，仍然缺乏進一步的經驗證據，類似的研究文獻少之又少。作為會計信息質量的基本特征，可比性包含不同企業會計指標的可比和同一企業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， 進而提高審計質量。基于此，本文以我國上市公司 2005-2014 年的數據為樣本，考察了會計信息可比性對審計質量的影響。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行審計業務過程中提高審計效率和工作質量。1 文獻回顧與假設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量。 審計質量是審計工作的生命， 貫穿于每個審計項目的全過程， 提高審計工作質量對于發揮審計在市場經濟運行機制中的作用和提高注冊會計師的職業聲譽都有重要的意義。 提高審計質量的核心是搜集更加可靠的會計信息，以獲取高質量的審計證據。可比性能夠幫助信息使用者獲取識別可靠的會計信息，De Franco et al.（2011）發現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測盈余的準確性。通常來說，業務越

6、復雜的公司，越難被分析師“看懂” ，但可比性高的企業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濟數據，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。Gong at al.（2012）指出，低水平的可比性預示著企業管理者擁有更優勢的會計信息； 而較高的可比性能夠縮小內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、險導向審計模式下，審計師最重要一步的就是了解被審計單位及其環境，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，提高執行審計業務的效率和質量。從可審性的角度看，可比性高的財務信息有利于審計師分析被審計客戶在不同時段內業務特點， 使得審計師更詳細了解被審計客戶的經營狀況， 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，更謹慎的執行審計業務。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。 作為會計信息質量的重要特征， 高質量的可比

8、性可以為分析師等外部信息使用者提供更高質量、 更多數量的會計信息， 從而改善審計師獲取信息的環境。 審計師在執行審計業務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其他企業相比，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的效率。總體來說，如果整個行業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，節約出對關鍵事項的審計時間，提高審計質量，這一點 Zhang H.（2012）已有論述。從提高會計信息質量的角

9、度看， 可比性能夠提高獲取高質量的審計證據的效率， 進而幫助審計師準確地發現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量。根據以上分析，本文提出以下假設。假設 1：會計信息可比性與審計質量正相關，會計信息可比性能夠提高審計質量。2 研究設計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據，因此，尋找合理的度量方法成為可比性研究領域的重點。Rahman et al(1996)利用會計準則協調和會計方法協調的測量方法，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致的差異， 并沒有測量公司在發生具體經濟業務時

10、由于選擇不同會計方法產生的信息差異。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。以會計盈余（Earnings，用季度凈利潤與期初權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濟業務。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， 為了進一步估計兩個公司會計系統的相近程度， 假定兩個公司的經濟業務相同，都為 Returnit，分別采用兩個公司的轉換函數計算它們的預期會計盈余。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 在給定經濟業務下的預期盈余，定義公司 i和公司 j 會計信息可比性(Compijt)為兩公司預期盈余差異絕對值平均數的相反數：Compijt=116錯誤錯誤!(4)根據上述方法，將公司 i 與行業內其它所有公司配對，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內四到六家公司（而不是全部公司）進行比較（Cooper et al., 2008)，本文將公司 i

13、與行業內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 審計質量的替代變量審計質量無法直接觀測，研究過程中學者們采用多種方法來替代審計質量。劉勤、顏志元(2006)以會計估計變更企業為樣本，觀察注冊會計師是否發現企業在會計估計變更過程中的錯誤估計，并以此作為審計質量的衡量標準。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。Caramanis 和 Lennox (2008)用審計工作的耗費時間來衡量審計質量，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、程度上受企業規模和業務復雜程度的影響， 并不能準確衡量審計質量。 審計的實質在于制約管理者的盈余操縱行為， 高質量的審計能夠減少管理者的故意報告偏見， 審計質量可以具體表現為對上市公司盈余管理行為的監督。Becker et al.（1998）將操縱性應計利潤作為審計質量的替代變量， 后來董普等(2007)也以操縱性應計利潤表示審計質量， 這種方法體現了審計的本質，能夠反應審計的真實作用。本文操縱性應計利潤作為審計質量的替代變量。Dechow etal.(1995)比較了各種計算可操縱性經營應計項目的模型， 發現修正的 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調整的操縱性應計利潤。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 年的總應計盈余，本文用營業利潤減去經營活動現金凈流量表示總應計盈余；Ai，t-1為公司 i 第 t 年的期初總資產；SALESit為公司 i 第 t 年營業收入變動額；RECit為公司 i 第 t 年應收賬款變動額；PPEit為公司 i 第 t 年固定資產總額。根

16、據以上模型(5)，采取分行業分年度的 OLS 回歸，計算得出模型的殘差值即為操縱性應計利潤，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，都表示盈余質量較差，因此取操縱性應計利潤的絕對值（記為 absDAit）衡量盈余管理水平。應計盈余管理水平越小，表示審計質量越高，即應計盈余管理水平為審計質量的反指標。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量的相互關系， 我們以審計質量的替代變量操縱性應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 模型估計出的經上期總資產調整的操縱性應計利潤；將 DAit 的絕對值作為度量審計質量的反向指標，記為 absDAit；解釋變量CompAccit表示會計信息可比性，Size 表示公司規模，取公司當期總資產的自然對數；Lev為公司當期的資產負債比率，用以控制公司的財務風險對審計質量的影響；CFO 為本期經營活動產生的現金凈流量；ROA 為公司當期總資產報酬率、Big4 用來表示事務所規模，如果是國際四大賦值為 1，審計師事務

18、所為其他事務所賦值為 0；ind、year 是行業和年份的啞變量，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0為負，說明隨著會計信息可比性的提高，公司審計質量也將會提高，假設 1 將得到到驗證，即會計信息可比性對審計質量有積極影響；當回歸系數0為零時，說明會計信息可比性與審計質量無關。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量absDA根據修正的 Jones 模型（模型 6）計算的操縱性應計利潤的絕對值表示會計信息可比性CompAcc根據修正的 De Franco et al.(2011)模型計算

19、公司規模Size期末總資產的自然對數公司的財務杠桿LEV期末負債總額/期末總資產經營現金流量CFO本期經營活動產生的現金凈流量總資產報酬率ROA本期營業利潤/期末總資產國際四大Big4是否國際四大，如果是等于 1，否則 0行業ind屬于該行業取值為 1，否則為 0。根據證監會 2012 年修改的上市公司行業分類指引 ，制造業取兩位代碼分類，其他行業取一位代碼分類年份Year屬于該年份取值為 1，否則為 02.4 數據來源本文檢驗的財務數據均來自“東方財富”Choice 金融終端數據庫。 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 個季度的相關數據， 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間為 2005-2014 年。 研究樣本的選取及相關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據；(2)鑒于金融性公司行業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)創業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數據的公司；(5)行業分類采用中國證券監督委員會 2012 年修訂的“上市公司行業分類指引”的分類方法，對制造業上市公司采用二級分類代碼，其他

21、行業采用一級分類代碼。最后得到 14733 個公司年數據。3 實證檢驗結果與分析3.1 描述性統計變量的描述性結果如表 2 所示。操縱性應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%，這說明如果發生的經濟業務相同，一個 100 億左右市值的中等規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所審計的。表 2 變量的描述性統計變量n平均值中值標準差第 1 分位數第 99 分位數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，求出各年可操縱應計利潤變量 absDA 的平均

23、數。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的操縱性應計利潤 absDA 的平均值。如圖 1 所示，縱軸表示審計質量的反指標，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，審計質量最低，會計信息可比性最高的組，審計質量最高。隨著會計信息可比性的增加，審計質量呈現出明顯的上升趨勢。這初步證明了論文的假設：會計信息可比性與審計質量的正相關關系，會計信息可比性越高，審計質量越高。3.2 相關分析相關性分析的結果見表 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，而審計質量與盈余管理之間存在反向關系， 說明會計信息可比性與審計質量顯著正相關， 這又進一步驗證了假設。審計質量與其他變量的關系如下：審計質量與企業規模顯著負相關，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，而不完整的會計信息會降低審計質量； 審計質量與資產負債率正相關， 比同行業更高的資產負債率更能提高審計師對審計風險的判斷， 在業務執行過程中就會更加謹慎。 具有高財務風險的公司通常是審計師和監管部門重點關注的對象， 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和會計信息，提高審計質量；國際四大事務所審計并不能提高審計質量，這一點與郭照蕊

25、（2011）的研究結果一致。表 3 的相關分析結果也說明，各解釋變量之間相關系數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量是否有積極的影響， 本文先以操縱性應計利潤的絕對值作為整體， 用上述模型和數據分行業分別進行多元回歸。 企業的盈余管理行為分為調

27、增利潤的盈余管理（操縱性應計利潤 DA 為正）和調減利潤的盈余管理（操縱性應計利潤 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。得到結果見表 4。表 4 會計信息可比性對審計質量的影響變量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調整 R20.5360.5110.529觀測數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量之間的回歸關系，結果分析如下：會計信息可比性的回歸系數為-4.204，說明會計信息可比性與審計質量在 1%的水平下顯著正相關，可比性程度越高，審計質量越高；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，與審計質量顯著正相關。接受假設 1，即會計信息可比性的提高對審計質量有積極的影響。3.4 穩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內其它公司配對計算兩個公司會計轉換系統的差異，然后按從大到小的順序排

30、列，取最大四個值的平均值。為了保證研究結論的可靠性，下面以公司和行業內其它公司配對計算的會計信息轉換差異的平均值(CompAcc_mean)和中位數(CompAcc_median)作為模型中會計信息可比性的取值進行穩健性檢驗。回歸結果如表 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量影響的回歸結果， 從中可以看出， 以全部配對公司會計系統差異的平均值(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差異的中位數(CompAcc_median)的回歸系數為-2.605，

31、在 1%的顯著性水平下也顯著為負，與前面的研究結果是一致的。上述情況表明，論文的研究結論不受會計信息可比性指標度量方法的影響，具有很好的穩健性。表 5 穩健性檢驗結果變量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調整 R20.492調整 R20.493觀測數14733觀測數14733注：括號內的值為 T 值，*、*、*分別表示 10%、5%、1%的顯著性水平4 結論與建議隨著我國經濟的發展和經濟監督的完善，審計在保護國家財產、促進廉政建設，保護投資者和社會公眾利益、 維護市場經濟秩序， 以及加強企業自我約束與管理等方面發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， 發現被審計單位的盈余操縱和管理水平，

33、提高審計質量。為了驗證上述理論假設，借鑒 De Franco et al.（2011）提出的度量會計信息可比性的方法， 以操縱性應計利潤作為審計質量的替代變量， 以我國上市公司 2005-2014的數據為樣本，考察了會計信息可比性是否影響審計質量。研究發現，會計信息可比性對審計質量產生了顯著的影響，會計信息可比性高的企業審計質量高，相反審計質量則低。進一步研究發現，會計信息可比性與審計質量之間的關系具有對稱性。具體表現在，當公司的會計信息可比性較高時， 會計師事務所審計能夠發現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。本文的結論為事務所和上市公司提供有益啟示， 對事務所而言

34、， 注冊會計師在接受和執行業務時，可以選擇會計信息可比性高的公司，降低工作強度，提升職業素質和審計質量。對上市公司來說，應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量的研究領域中， 有利于豐富審計質量的影響因素， 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量也有不足之處， 找到更準確審計質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、性研究對審計質量的影響， 可能存在內生性的問題， 如果因為審計師高質量的審計提高了被審計單位會計信息的質量，內生性問題就出現了，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、風險性質與審計質量基于財務重述視角的經驗證據J. 審計研究,2012,06:60-70.2 董普,田高良,嚴騫. 非審計服務與審計質量關系的實證研究J. 審計研究,2007,05:42-49.3 郭照蕊. 國際四大與高審計質量來自中國證券市場的證據J. 審計研究,2011,01:98-107.4 李增泉，盧文彬. 2003. 會計盈余的穩健性：發現與啟示. 會計研究，2: 1927.5 劉勤,

36、顏志元. 會計估計與獨立審計質量來自中國 A 股上市公司的證據J. 會計研究,2006,09:82-88+96.6 劉文軍,米莉,傅倞軒. 審計師行業專長與審計質量來自財務舞弊公司的經驗證據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量嗎?基于中國證監會處罰的證據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 量 的 影 響 J. 會 計 研究,2006,11:37-44+95.9曾亞敏,張俊生. 會計師事務所合并對審計質量的影響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