我國印刷期率強制變換制度對審計質量的影響研究

一、內外聯合:關于審計質量變化的討論中國自2004年1月1日起，正式引入了統一的注冊會計師制度（以下簡稱“會計師”），這旨在通過限制審計服務，避免形成“獨立威脅”及其審計質量的負面影響。但2010年愛建系窩案中審計合伙人與上市公司合謀行為,以及執業中出現“簽字的不是審計的”現象,引發社會公眾對我國審計師強制輪換效果的質疑。強制輪換制度目的是提高審計質量,其理論基礎來自審計任期對審計質量的影響。一些學者認為,限制審計任期能限制審計私人關系的形成,增強審計獨立性(如Mautz和Sharaf,1961;Catanach和Walker,1999;Deis和Giroux,1992;Raghunanthan,Lewis和Evans,1994;Dopuchetal.,2001)。但也有學者認為,審計獨立性主要受制于法律約束和審計師職業道德,而和長審計任期之間并無必然聯系,限制審計任期不利于審計經驗積累,以及審計專業勝任能力的提高(Geiger和Raghunandan,2002;Myersetal.,2003;Ghosh和Moon,2004)。同時,美國獨立性準則委員會(ISB)也指出,任何提高獨立性的防護措施都可能會產生“副效應”或“意外后果”,降低審計效率(ISB,2001)。因此,審計師強制輪換能否提高審計質量,是一個經驗問題,需要通過實證加以檢驗。國內已有大量文獻檢驗了自愿輪換制度下(2004年前)審計師的審計任期和審計質量關系,如余玉瑩、劉啟亮和陳漢文(2006)、劉啟亮(2008)、江偉和李斌(2008)、沈玉清等(2009),他們在部分樣本中發現了長審計任期損害審計質量的證據。但由于強制輪換有可能產生“副效應”,難以根據自愿輪換狀態下的研究結論推斷行政干預審計任期的整體影響。也有少量文獻直接對我國審計師強制輪換制度進行研究,如李爽和吳溪(2006)對2004年強制輪換執行情況進行了描述性統計,發現仍有部分上市公司沒有執行。沈玉清等(2006)、龔啟輝和王善平(2009)考察了審計師被強制輪換當年的審計質量變化。但尚無文獻檢驗我國審計師強制輪換制度出臺后的連續幾年里,上市公司審計質量的整體變化情況,尤其是缺乏進一步細致檢驗影響強制輪換效果的具體因素,這不利于審計師強制輪換制度的評價和完善。本文的貢獻在于:對比強制輪換制度執行前后三年的數據,直接檢驗行政干預審計任期下的審計質量整體變化;具體剖析和檢驗了影響我國審計師強制輪換制度效果的原因;發現了實施強制輪換導致的新任審計師和過渡審計師現象,及其對審計質量的影響;通過多個數據庫相互核對,審計師任期的數據更加準確;研究中考慮了同時期其他政策對審計質量變化的影響,使得研究結論更為可靠。文章其余部分安排如下:第二部分是理論分析和研究假設;第三部分是樣本選擇和研究設計;第四部分是實證結果;第五部分是結論。二、強制輪黨組織對審計質量的影響強制輪換制度的理論基礎是審計任期和審計質量的關系。在自愿輪換狀態下,一般認為審計任期越長,獨立性越低(Mautz和Sharaf,1961;美國Metcalf委員會,1976),而審計專業勝任能力將逐步提高(Petty和Cuganesan,1996;Myersetal.,2003)。但由于難以確定審計任期分別對獨立性和專業勝任能力的邊際影響,故在自愿輪換狀態下,審計任期和審計質量的關系并沒有一致的結論。Myers等(2003)、Ghosh和Moon(2004)、劉啟亮和唐建新(2009)認為審計質量隨著審計任期增加而提高;陳信元和夏立軍(2006)、羅黨論和黃旸楊(2007)、Raghunathanetal.(1994)等認為審計任期和審計質量的關系呈近似二次凸函數的關系;Deis和Palmrose(1989)、Deis和Giroux(1992)、O’Keefeetal.(1994)、Davis和Trompeter(2000)等則得出審計任期損害審計質量的結論。由于自愿輪換狀態下隨著審計任期的增加,審計質量曲線存在上述三種可能,故難以直接明確強制輪換通過限制審計任期能否提高審計質量的問題。聯系到上市公司年報審計實務、根據李爽和吳溪(2006)的描述性統計分析,以及對上市公司2004至2006年審計任期的初步統計,我們發現我國的強制輪換制度在執行中存在兩種情況:一是遵守制度。那些遵守制度規范的審計師(稱為Ⅰ類審計師),真正執行強制輪換。二是繞過制度。那些為了從該客戶獲得穩定審計準租金的審計師(稱為Ⅱ類審計師),具有較強的動機維持現有客戶關系,在其審計任期滿年份之后,安排其他簽字注冊會計師進行過渡審計,并在兩年左右的間隔期后又重新審計該客戶。在同一事務所內這種過渡期安排的成本較小,很容易達到形式上符合強制輪換要求。在強制輪換制度實施后,無論是遵守制度還是繞過制度行為,都在一定程度上表現為審計師變更較為頻繁。首先,就強制輪換對整體審計質量的影響而言,對于遵守制度的Ⅰ類審計師,強制輪換提高其獨立性的邊際貢獻較小,而對其審計經驗積累和專業勝任能力提高有顯著負面影響;同時,規避制度行為導致強制輪換提高Ⅱ類審計師獨立性的作用有限。基于此,本文提出研究假設H1:H1:強制輪換政策實施后,整體審計質量比制度實施前下降。其次,具體對Ⅰ類審計師而言,強制輪換導致審計師專業勝任能力下降的主要表現是,審計師對專屬審計資產的投資動力下降。因為在審計新客戶的第一年,審計師需要在技術適應、締約和人事培訓等方面進行大量專屬性投資(DeAngelo,1981),使其在后期具備成本優勢,獲取客戶準租金。但這種專屬性投資轉用到其它客戶的時候價值會大大減損(Levinthal和Fichman,1988;Simon和Francis,1988)。實施強制輪換以后,預期到對審計客戶的專屬投資在后期回收租金的期限縮短,投資收益下降,審計師的投資動力降低。這可能引起強制輪換以后的審計師專業勝任能力下降,如果是新任審計師,這一表現將十分顯著。基于此,本文提出研究假設H2:H2:強制輪換政策實施后,新任審計師的審計質量比制度實施前下降。對于Ⅱ類審計師而言,其繞過制度的行為將產生一類特殊性質的審計師,即過渡審計師。這類審計師在接任客戶的時候就預期到僅審計該客戶兩年左右后,就將會被更換成前任審計師。因此,他們節省對該客戶的專屬審計資產的投資意愿很強,這將更不利于其審計質量。基于此,本文提出研究假設H3:H3:強制輪換政策實施后,過渡審計師的出現導致審計質量下降。三、樣本的選擇和研究設計(一)制度實施前后的樣本我們的主要數據來源于CCER和CSMAR,由于兩個數據庫中均存在公司從上市到2008年期間簽字注冊會計師信息丟失的情況,我們查詢了WIND數據庫、《中國證券報》、《證券時報》和巨潮資訊網,補充了相關數據。考慮到我國上市公司1998年起才開始提供現金流量表,2002年的審計質量受安然事件影響較大,2003年年報的審計受強制輪換制度的影響不明確(李爽和吳溪,2006),我們最終的觀察期間為制度實施前的1999至2001年和實施后的2004至2006年。為了保證審計質量在強制輪換制度實施前后具有可比性,我們采用平衡面板數據,因此初始樣本是1999年前在滬深交易所上市的A股公司。鑒于行業的特殊性,我們剔除了金融保險服務業公司,同時保留自上市以來簽字注冊會計師信息完整的公司,最終納入研究的樣本為186家1999年之前上市的公司,得到1116個公司/年樣本。(二)授權和質量測試1.注冊會計師信息我們統計了樣本公司從上市年度開始至2008年期間的簽字注冊會計師信息(1)。簽字注冊會計師是第n次審計該公司,對應的審計任期就是n。對簽字注冊會計師有2名及以上的情況,我們取其中任期最長的任期數為公司/年樣本的審計任期。2.因變量估計模型為便于研究結論的比較,本文采用現有國內外研究審計任期和審計質量關系的文獻中經常采用的代理變量,即盈余質量水平來度量審計質量(如Francisetal.,1999;Davisetal.,2002;Meyers,2003等)。夏立軍(2003)發現分行業估計并且采用線下項目前總應計利潤作為因變量估計特征參數的截面Jones模型,更適合我國情況,故現有國內相關研究大多采用其計算過程,如龔啟輝和王善平(2009)、劉啟亮(2006,2009)等。本文盈余質量也采用這一計算過程。(三)強制輪換制實施前后審計質量的變化我們的實證檢驗基本模型是:模型(1)中,如果β1顯著為正,則表明強制輪換制度實施后整體審計質量顯著下降。當firstyrit取值1時,β2代表前期首任審計師的審計質量與其他任期審計質量的差別,β3代表后期首任審計師的審計質量與其他任期審計質量的差別,β1+β3代表對首任審計師而言,后期與前期審計質量的差異。由于Transit只有在2004—2006年間才有可能取值1,因此,β6代表后期由過渡期審計師的盈余質量與其他審計師的審計質量差異,而β1+β6則代表過渡期審計師的審計質量與強制輪換制度實施前審計質量的差異。其他是控制變量。我們的增量模型是:模型(2)用于檢驗導致強制輪換制度實施前后審計質量變化的主要因素。如果γ1顯著大于0,則表明變更為新任審計師帶來審計質量的下降,否則反之。如果γ2顯著大于0,則表明審計任期增長帶來審計質量的下降,否則反之。我們考慮到2004—2006年間審計質量的變化也可能受同時期的其他制度性因素導致,因此,我們在模型中控制了獨立董事比例的變化量ΔIDi和第一大股東持股比例的變化量ΔBlocki。經測試,其他公司治理因素的變化量對審計質量的影響較小,故不在模型中控制。四、評估結果表明(一)描述性統計1.0—審計質量表2的統計顯示,強制輪換制度實施之前(1999至2001年)|DA|均值為0.068,制度實施之后(2004至2006年)的|DA|均值為0.078,審計質量有所降低,但不顯著(t=1.492)。2.強制輪空檢察制度被規避表2的統計表明強制輪換制度出臺后,審計師的任期Tenure并沒有縮短。2004—2006年間,6年以上審計任期的樣本量顯著增加。我們查找年報后發現,樣本中有18個公司的審計師在期滿5年后并未更換而是繼續擔任簽字審計師,另有47家公司的審計師在被短暫更換后又出現在簽字審計師行列,說明強制輪換制度在實務中較容易被規避。另外還有一種情況是,連續審計滿5年的審計師離任后公司往往會重新聘用過去曾經審計該公司的審計師,導致審計師的累積審計任期加長。因此,可以預見,強制輪換制度在防止私人關系及其產生的獨立性威脅方面,不會有顯著的效果。3.強制輪值的審計強制輪換制度實施后,產生了一個新的現象,即過渡審計師的出現。有26家會計師事務所的審計師充當了樣本中的47家公司強制輪換下的過渡審計師,這些審計師只審計1—3年過渡期的財務報表,過渡期前后均由另一組簽字注冊會計師負責審計。其中22家公司的過渡審計師只為原任審計師頂替一年的審計業務,23家公司的過渡審計師為原任審計師頂替兩年的審計業務,只有2家公司的過渡審計師為原任審計師頂替了三年的審計業務。(二)強制交替制度對監督質量的影響1.強制輪值的結果模型(1)的固定效應GLS回歸分析見表3,結果不能支持審計質量總體下降這一假設(假設H1)。結合表2的分析,我們認為主要是在強制性變更審計師時,曾經多次審計過某客戶的審計師重新上任,這種長任期審計師較高的審計質量,是在強制輪換制度實施后審計質量整體上沒有出現明顯下降的主因。因為,從表2看不管是在制度實施之前還是之后,都存在著審計質量隨審計任期延長而提高的趨勢;而且6年以上審計任期的|DA|要比5年以內審計任期的|DA|低1%以上。同時,在強制輪換制度實施后,曾經多次審計過某客戶的審計師重新上任的現象較為普遍,因為長任期的審計師明顯增多。2.標準審計意見的固定效應在全樣本下(見表3中Model2和Model3所在列)新任的審計質量雖然比其他任期的審計質量較差(firstyrit和Aft03*firstyrit的系數為正),但該差異在統計上不顯著。考慮到出具了保留意見的公司|DA|高不能說明審計質量差,因此,我們將被出具了非標準審計意見的公司從樣本中剔除后再對模型(1)進行固定效應GLS回歸,表3最右邊的一列的結果顯示,在被出具標準審計意見的公司中,執行強制輪換制度后新任審計師的審計質量顯著差于其他任期的審計質量。而且firstyrit和Aft03*firstyrit的系數之和顯著為正(單邊t檢驗p值低于10%),假設2得到支持。3.審計辦理業務強制輪換制度實施后,某些審計師為保持客戶,或與公司共謀或與其他審計師達成某種契約,中間的2-3年暫由其他審計師審計,之后將客戶返還原任審計師。有些審計師甚至等不到規定的2年間隔期,只過1年即重回老東家負責審計業務。對于由此產生的過渡性質審計師,其審計質量顯著降低(表3最右邊兩列中,Transit的系數顯著為正,且Aft03的系數與Transit的系數之和仍然在5%的水平上顯著為正)。這與我們的預期(假設H3)相符。4.控制非正義的審計意見因素在審計質量下降的情況下,其符合以下情況進一步的回歸分析見表4對模型(2)的回歸結果,審計質量下降的幅度與審計師變更頻率顯著正相關:不控制非標準審計意見因素時,審計師變更頻率(ΔAudchi)系數在5%水平上顯著為正,控制非標準審計意見因素后,ΔAudchi的系數在10%水平上顯著為正。這一結果表明,審計師強制輪換制度實施后,審計師變更頻繁或過渡審計師現象是該制度導致審計質量下降的主要驅動因素之一。與此同時,制度實施后新任審計師的次數增加,在一定程度上也對制度實施后審計質量的下降有顯著作用(見表4的Model3列所示),但其影響小于過渡審計師對審計質量的負面作用(見表4的Model4列所示)。而審計任期在6年以上的審計師,對審計質量的提高有顯著的正面作用,從而整體上抑制了制度實施后審計質量的下降。(三)盈余質量vd本文選擇修正的DD模型來估計應計利潤質量和審計質量,進行穩健性測試。DD模型(Dechow和Dichev,2002)以應計營運資金能在多大程度上反映已實現的經營活動現金流來表征公司盈余質量。Francisetal.(2004)認為其是衡量盈余質量最有效的方法之一。用△DD替代△|DA|重新對模型(2)進行回歸,所得結果與表4的結果相近,只是審計師變