审计师变更与盈余质量.docx

1、审计师变更与盈余质量审计师变更与盈余质量基于小所向大所变更的视角或者审计师变更与盈余质量基于变更后审计师的不同规模变化的研究或者其他更好的题目？摘 要：以往审计师变更的研究通常未区分变更后审计师的规模变化。本文分析了审计师变更中不同规模变更方向下的公司财务指标和盈余质量变化，发现相对优质、财务风险更低的客户流向了规模更大的审计师；变更到非四大、非国内十大或规模没有明显变化的审计师的公司操控性应计利润表现得更谨慎。在我国审计行业做大做强的背景下，监管机构有必要加强监管。同时，在今后的审计师变更研究中，可能有必要区分审计师变更的不同规模变更方向。关键词：审计师变更 盈余质量 审计师规模 变更方向一

2、、引言审计师变更行为一直被理论界和监管机构的广泛关注。中注协在近年来的年度审计快报中也专门列出审计师变更情况，把审计师变更列为年度监管的重点。原因之一就是因为上市公司可能会通过变更审计师来购买审计意见。低质量的审计意见会降低会计信息质量，经营者利用信息不对称获得私人利益而损害股东的利益（吴联生，2005） 。因此，上市公司是否为购买审计意见而变更审计师以及变更后审计意见购买是否成功，成为我国审计理论界研究的热点之一。然而以往的审计师变更的研究通常未区分变更后审计师的规模变化，而国外有关文献普遍认为规模大的事务所提供了高质量的审计。我国审计行业也正在采取“做大做强”战略，由此产生的问题是，当从小

3、规模审计师变更到规模更大的审计师时，上市公司盈余质量会发生什么变化？是否如预期的那样提高了审计质量？本文拟对此加以研究。二、文献回顾以往对审计师变更的研究更多地侧重上市公司是否为改善审计意见而变更审计师，以及变更后审计意见是否确实得到了改善等问题，但已有的研究尚未取得一致的结论。Chow & Rice（1982）测试了客户被出具“保留意见”和客户变更会计师事务所之间的关系，结果证明公司在收到“保留意见”后倾向于更换会计师事务所。收到“保留意见”后没有更换会计师事务所的公司比更换会计师事务所的公司在第二年更可能收到“清洁”的审计意见。Krishnan & Stephens （1995）比较了发生

4、审计师变更的公司前任与后任审计师的报告决策行为，发现前任和后任审计师对客户的处理并无差异；但与未发生变更的公司相比，审计师对变更公司的处理更加稳健，也没有找到改善审计意见的证据。耿建新和杨鹤（2001）证实了被出具过非标准无保留审计意见的上市公司比未被出具过的公司更容易变更会计师事务所；上市公司变更会计师事务所后，其审计报告中标准无保留意见显著地多于非标准无保留意见。李东平、黄德华和王振林（2001）的研究结论表明，会计师事务所变更与前一年度的“不清洁”审计意见变量存在正相关关系。以上研究仅仅比较了审计师变更前后的审计意见类型，便得出审计师变更没有显著改善审计意见的结论。实际上，由于不同年度之

5、间的审计意见是基于不同审计市场状况和公司不同的财务状况的基础上得到的，因此审计师变更之后的审计意见是否得到改善，具有可比性的基准应该是同一年度如果公司不变更事务所而得到的审计意见。Lennox（2000）通过设计一个审计报告模型，从而对被审计公司如果做出与实际决策相反的审计师变更决策可能会收到的审计意见类型做出估计，并将该审计意见购买变量纳入审计师变更影响因素模型，检验该变量对审计师变更的影响程度。如果我们可以观察到变更后的审计意见并没有比变更前的审计意见发生明显改善，但若能证明被审计公司如果做出相反的决策会收到更为不利的审计意见抑或是概率更大，则就可证明被审计公司成功地实现了审计意见购买的动

6、机。李爽和吴溪（2002）修正了Lennox（2000）的模型，对我国1997 年至1999 年的2016 个样本观测值进行了检验。结果发现审计师变更行为未能显著地改善了公司的审计意见类型。陆正飞和童盼（2003）以证监会2001年发布的14号文件为研究事项，发现上市公司存在审计意见购买的动机，但2000年和2001年的相关性没有显著差异，说明14 号文颁布后，上市公司审计意见购买动机没有显著加强。在2000 年，具有审计意见购买动机的公司并没能成功地进行审计意见购买；而在2001 年，具有审计意见购买动机的公司能够成功地进行审计意见购买，不过证据很微弱。吴联生、谭力（2005）运用修正的Le

7、nnox审计意见估计模型发现，中国2002 年上市公司做出变更审计师决策的依据，不仅仅在于上一时期被出具“不清洁”审计意见，也在于预计的审计师变更给审计意见所带来的改善作用。但是，审计师变更并不能显著改善审计意见。另一些研究则从盈余操纵的视角考察了上市公司变更审计师的动因及其经济后果。DeFond & Subramannyam（1998）认为，审计师倾向于采用稳健的会计处理方法可能是发生审计师变更的原因之一。其研究结论表明，变更审计师中，前任审计师最后一年的可操控性应计利润导致利润减少，继任审计师聘任第一年的可操控性应计利润导致利润减少的程度确实比前任审计师在任最后一年的程度要轻。陈武朝、张泓

8、（2004）检验了我国审计师变更公司在新任审计师的第一年、前任审计师最后一年、倒数第二年的可操控性应计利润及其在不同年份之间的变化。结果表明，前任审计师在其最后一年聘期内确实采取了比其他审计师更为稳健的会计处理方法， 以致被公司更换，但新任审计师在第一年并未完全配合公司。这在一定程度上表明，公司变更审计师并未达到盈余管理的预期目的；前后任审计师的独立性均很强。然而，刘伟、刘星（2007）以1999-2004 年间我国A股上市公司为样本，在区分盈利公司和亏损公司后发现，上市公司能够通过更换审计师达到操纵盈余的目的， 后任审计师对此并未保持应有的谨慎。变更审计师当年报告盈利的公司 其操控性应计利润

9、在变更后得以显著增长。变更审计师当年报告亏损的公司，在变更当年存在调低收益的“清洗”活动。储一均、王妍玲（2007）以操控性应计利润为衡量指标，考察了在中天勤及深圳华鹏被吊销执业资格后，相关公司的后任审计师是否要求其采用更为稳健的会计政策。该文发现无论是操控性应计利润水平还是操控性应计利润的变化值，样本公司均显著更低。国际五大的确比国内非五大事务所更稳健，但该文结论不能推广到自愿性变更的情况。上述审计师变更的研究通常未区分变更后审计师的类型（规模）变化。然而，有关文献发现选择类型（规模）不同的审计师可以为市场传递其不同审计质量。DeAngelo（1981）通过理论分析后认为，审计师规模可以作为

10、审计质量的替代评价标准，规模越大，审计质量越高。Dye（1993）认为审计师规模越大或越富有，投资者越有可能获得投资损失的赔偿，深口袋效应迫使大事务所致力于提高审计质量。随后，大量的实证研究从不同角度得出规模较大的审计师平均审计质量更高的结论，如更容易发表非标准的审计意见（Francis & Krishan，1999）、审计报告更加准确（Lennox，1999）、客户更少发生报表错弊和违规现象（DeFond & Jiambalvo，1991）；客户报告更低水平的操控性应计利润（Becker et al，1998；Francis & Krishnan，1999；Nelson et al，2002

11、；Krishnan，2003）、遭遇的诉讼较少（Pierre & Anderson，1984；Palmorse，1988；Clarkson & Simunic，1994；Simunic & Stein，1996）；更大的盈余反应系数（Teoh & wong，1993）。另一方面，Kim等（2003）、Lam & Chang（1994）以及Petroni & Beasley（1996）等的研究得出不同的结论，认为大规模审计师的审计质量不一定高。但总体上看，国外文献更多地认为，审计师规模越大，审计质量越高。在我国，已有文献对“审计师规模与审计质量的关系”这一问题没有达成一致。章永奎、刘峰（2002

12、）发现规模大的事务所识别盈余管理并出具较严厉审计意见的能力显著强于规模小的事务所。漆江娜（2004）利用2002年上市公司数据研究了“四大”与国内所的客户在任意应计方面是否有显著不同，结果发现“四大”的审计质量高于国内所。王咏梅、王鹏（2006）利用年报公布日前后3天的盈余反应系数研究了“四大”和“非四大”之间审计质量市场认同度的差异性，得到了市场更认同“四大”审计质量的结论。另一方面，原红旗、李海建（2003）、方军雄等（2004）、蔡春等（2005）、张奇峰（2005）都没有发现有力的证据以支持事务所规模大即意味着高质量审计的假设。刘峰、周福源（2007）甚至发现了强烈的证据表明“四大”审

13、计客户比“非四大”审计的更不稳健。刘峰等（2009）在香港审计市场也发现四大在可操控应计的要求上并没有表现出比非四大审计师更为严格的特征。总体上看，在我国审计师变更的研究中动态区分不同规模变化的较少，并且上述很多国内研究的样本集中在2004年之前。而在近年来，从小规模事务所变更到更大规模事务所的公司越来越多，并且我国审计行业正在实施做大做强战略。在这种背景下，当从小规模审计师变更到规模更大的审计师时，其财务指标是否表现出不同的特征，盈余质量有何变化？这些问题的回答将有助于我们了解现阶段企业变更会计师事务所的动机及特征，为监管者制定监管政策，保护中小投资者利益提供指导。三、研究设计（一）操控性应

14、计利润的估计本文采用操控性应计利润来判断公司盈余管理的程度。夏立军（2003）认为分行业估计并且采用线下项目前总应计利润的截面琼斯模型能够较好揭示公司的盈余管理；黄梅、夏新平（2009）运用统计模拟方法比较分析后发现，在中国证券市场上，分年度分行业回归的截面修正琼斯模型在模型的设定和盈余管理的检验能力方面表现更佳。因此本文采用修正琼斯模型来估计操控性应计利润。模型如下：NDAi, t =1( 1/Ai, t- 1) +2( REVi, t- RECi, t) /Ai, t- 1) +3( PPEi, t /Ai, t- 1) （1）其中：NDAi, t 代表经过t- 1期期末总资产调整后公司i

15、 的非操控性应计利润，REVi, t 是t期主营业务收入和t- 1期主营业务收入的差额，RECi, t 是t期应收账款与t- 1期应收账款的差额，PPEi, t 是t固定资产原值，Ai, t- 1 是t- 1期期末总资产。参数1、2、3 的估计采用横截面数据，通过下式对同行业、同年度的所有样本公司回归得到：TAi, t /Ai, t- 1=b1( 1/Ai, t- 1) +b2( REVi, t /Ai, t- 1)+b3( PPEi, t /Ai, t- 1) +i, t （2）其中，TAi, t=NIi, t- CFOi, t （3）TAi, t、NIi, t、CFOi, t 分别代表t

16、期的总应计利润、营业利润和经营现金净流量。最后，用总应计利润减去非操控性应计利润，即可得到操控性应计利润DAi, t,，即DAi, t=TAi, t /Ai, t- 1- NDAi, t （4）（二）样本选择与数据来源本文选择了2004-2008 年所有A股变更了审计师的上市公司作为初始研究样本，在剔除因前任审计师合并、撤销、更名等原因导致的变更后,初始变更样本为684个公司年数据。对于每一家变更审计师的公司，收集了同年度、同行业（C类之外的行业取行业代码的第1 位，C类取其前2 位）未发生审计师更换的全部公司，变更公司和非变更公司构成总研究样本，并剔除了下列公司：1数据缺失、或者计算变更前后

17、的可操纵应计利润时连续3 年数据不完整的公司；2金融类公司（行业代码I）。传播与文化类公司（代码L）由于样本量太少也被剔除；32004年起，因国资委统一委托审计要求，以及因国资委关于财务审计机构为公司连续服务不超过五年的规定而导致的审计师变更；4同时发行B 股或H 股；5由于2007年实施新会计准则后表内不再提供主营业务收入和固定资产原值，这部分数据我们主要依靠报表附注获取，而有些公司在报表附注中仍没有提供主营业务收入数据，我们也予以剔除。经过上述处理后，剩余170个变更公司年观测值和3803个非变更公司年观测值，总研究样本为3973个公司年观测值。修正琼斯模型的系数根据总研究样本计算得出。为

18、比较分析变更公司与非变更公司的差异，根据同年度、同行业、同规模的原则分别选取了变更公司的配对样本（170家）。各年的变更公司数如表1：表1 各年度变更审计师的上市公司数量变更年度20042005200620072008总计变更事务所上市公司数量3630362642170 对于变更后审计师的规模变化，本文采用两种方法分别加以检验。首先，将“四大”和国内“十大”作为大事务所，其他事务所为小所。之所以选择国内“十大”，主要是基于行业“做大做强”相关文件中提出重点培育10家左右具有核心竞争力、能够跨国经营的大型会计师事务所的目标。能否进前十对于事务所而言意义重大；其次，采用会计师事务所年业务收入作为衡

19、量事务所规模的标准，后任的年收入规模如果是前任规模的2倍以上，则认为属于明显的从小所变更到大所，如果后任的年收入规模不到前任规模的1/2倍，则认为属于明显的从大所变更到小所。如果在1/2到2倍之间，则认为规模没有明显变化。变更事务所的规模变化如表2：表2 变更事务所的规模变化根据事务所年收入标准分类从小到大从大到小没有明显变化103（60.6%）067（39.4%）根据事务所是否是“ 四大” 和国内“十大”分类非四大向四大四大向非四大四大内部国内非十大向十大国内十大向非十大国内十大内部非十大内部12152670767在根据事务所年业务收入作为衡量事务所规模的标准下，我们发现2004-2008年

20、间有60.6%的变更是明显从小到大所，同时没有明显从大到小的变更。而在吴溪（2002）中的1997-1999三年中，只有18.2%的变更是从小到大所，明显从大到小的变更高达40.9%。在根据事务所是否是“四大”和国内“十大”的分类中，除了安永大华有向非四大的变更外，我们未发现其他“四大”向“非四大”或国内“十大”向“非十大”的变更。本文所用数据来源于CCER、CSMAR、中注协网站。主要财务指标和审计意见来自CCER。2007年实施新会计准则后上市公司的主营业务收入和固定资产原值数据来自CSMAR。会计师事务所的年度收入和排名来自中注协网站每年发布的会计师事务所综合评价前百家信息。四、检验结果

21、与分析（一）向不同规模审计师变更的公司财务数据的描述性统计表3报告了向不同规模审计师变更的公司财务数据。Johnson & Lye（1990）提出，如果被审计单位的经营规模扩大，会计工作量和复杂程度相应提高，此时客户需要寻找质量更高的事务所以适应规模扩张后的审计需求。从表3可以看出，在全部三种分类标准中，资产或收入规模更大的公司更可能发生审计师规模由小到大的变更，这也与吴溪（2002）的结论一致。在按事务所年度收入分类和按是否向四大变更的分类标准中，从小到大变更公司的资产周转率也显著高于其他变更公司。在按事务所年收入的分类中，从小到大变更的公司的总资产增长率也显著更高。同时，向四大变更公司的负

22、债比率显著更低。而在是否向国内十大大变更的分类中，向十大变更的公司的资产收益率显著更高。而且，在按事务所年度收入分类时，当我们将后任的年收入规模调整为前任规模的3倍甚至更高时，从小到大变更公司的资产收益率差异也变得显著。因此，在全部变更公司中，相对优质、财务风险更低的客户流向了规模更大的审计师。表3 向不同规模审计师变更的客户公司的财务数据：描述性统计根据事务所年收入标准是否向四大变更是否向国内十大变更小所向大所无明显变化（P值）向四大向非四大（P值）国内非十大向国内十大国内非十大内部（P值）总资产对数21.4321.08（0.090）*22.6121.16（0.000）*21.1720.89

23、（0.161）总收入对数20.6820.06（0.043）*22.2220.27（0.001）*20.4219.87（0.073）*资产收益率0.0146-0.0381（0.221）0.0169-0.0090（0.533）.03454-0.0638（0.062）*负债比率0.77080.8273（0.762）0.60170.8135（0.075）*0.85020.8601（0.966）收入增长率0.59820.226（0.349）0.13040.4588（0.138）0.44720.5027（0.910）总资产增长率0.41060.1082（0.074）*0.29080.2632（0.868）

24、0.40880.4088（0.162）总资产周转率0.71560.5497（0.039）*0.96220.6231（0.027）*0.65270.5539（0.260）样本数10367121566767注：括号内是均值独立样本t 检验的p 值， *、*、* 分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双尾检验）。 （二）变更公司与非变更公司操控性应计利润的简单比较我们首先计算了变更审计师的公司与非变更公司前一年、当年的操控性应计利润及其前后变动情况，对变更公司与非变更公司之间的差异进行比较。结果如表4所示：在变更前一年，变更样本的操控性应计利润与非变更样本没有显著差异。在变更当年，变更公司的操控性

25、应计利润显著低于非变更公司。变更公司在变更审计师后的操控性应计利润相比变更前降低，均值降低0.0072但不显著；中值降低0.0093，且0.1 的置信水平上显著低于非变更样本。另一方面，非变更公司的操控性应计利润趋向于提高。这表明后任审计师并未明显配合公司去提高盈余，审计师的独立性较强。这一结果与陈武朝、张泓（2004）的研究结果较为一致，但与刘伟、刘星（2007）的研究结果相反。刘伟、刘星（2007）发现非变更公司的操控性应计利润趋向于降低，而变更公司在总体上趋向于提高其操控性应计利润，变更审计师之后公司能够通过调整应计利润以达到提高盈余的目的。本文的样本取自2004-2008，而前两篇论文

26、取自1997-2002、1999-2004年。笔者倾向于认为，近年来监管部门加大了对变更审计师的监管力度，如审计师变更的报备规定，年报审计快报中发布了审计师变更的专栏，具体变更案例的风险提示，审计质量检查中重点检查变更审计师的业务，媒体对审计师变更的关注度上升，总体上使得后任审计师的独立性得以提高。表4 变更公司与非变更公司操控性应计利润的简单比较时期样本比较操控性应计利润均值中值变更前年变更-0.0015-.0001非变更0.0080.0134（p值）（0.387）（0.827）变更当年变更-.0087-0.0053非变更.01700.0067（p值）（0.020）*（0.082）*前后变化

27、变更-0.0072-0.0093非变更0.00900.0012（p值）（0.278）（0.085）*注：括号内分别对应均值配对样本t 检验与中值Wilcoxon 符号秩检验的p 值，*、*、* 分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双尾检验）。 （三）不同规模方向变更的公司操控性应计利润的比较1根据是否变更为“四大”的公司操控性应计利润比较我们单独分析了变更为“四大”的公司相对于其他变更公司的差异。考虑到非标意见可能表明审计师已经就盈余管理行为作出了反应，因此在比较不同规模方向审计师变更的盈余质量时，为增强可比性，我们选择都为标准无保留意见的变更进行比较。表5是不同规模变更公司相对于非变更配

28、对样本公司的操控性应计利润的比较结果。表6是直接对变更到不同规模事务所的独立检验结果。为了剔除其他系统性因素导致的操控性应计利润变化，我们在独立样本检验中增加了考虑配对样本后的前后变化值，即变更公司的前后操控性应计利润变化值减去配对样本前后变化值，以反映经配对样本前后变化值调整后的变更公司的前后变化值。 表5 变更公司相对非变更配对样本的操控性应计利润比较（四大）时期样本比较操控性应计利润（变更到四大）操控性应计利润（变更到非四大）均值中值均值中值变更前年变更-.0434-0.00700.01800.0096非变更.0183-0.03400.00850.0177（p值）（0.321）（0.48

29、0）（0.401）（0.344）变更当年变更.01380.0396-0.0054-0.0028非变更-.0134-0.03390.01380.0061（p值）（0.481）（0.272）（0.091）*（0.278）前后变化变更0.05730.0592-0.0235-0.0133非变更-0.0318-0.00050.0053-0.0028（p值）（0.298）（0.272）（0.040）*（0.065）*注：括号内分别对应配对样本t 检验与Wilcoxon 符号秩检验的p 值， *、*、* 分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双尾检验）。 表6 是否变更到四大的公司操控性应计利润的独立样本

30、检验结果时期样本比较操控性应计利润均值中值变更前年变更到四大-0.0434-0.0070变更到非四大0.01800.0096（p值）（0.026）*（0.108）变更当年变更到四大.01380.0396变更到非四大-0.0055-0.0029（p值）（0.554）（0.249）前后变化变更到四大0.05730.0592变更到非四大-0.0235-0.0133（p值）（0.020）*（0.061）*考虑配对样本后的前后变化变更到四大0.08910.0832变更到非四大-0.0288-0.0188（p值）（0.022）*（0.066）*注：括号内分别对应均值独立样本t 检验与中值符号秩检验的p 值，*、*、* 分别表示在10%、5%、1%水平上显著（双尾检验）。 从表5和表6可以发现，与非变更配对样本相比，变更到四大的公司操控性应计利润相比变更前有所提高，但不显著，而变更到非四大的公司相对配对样本反而显著降低。独立样本检验结果表明，无论是直接的前后变化检验，还是相对配对样本的前后变化检验，变更到四大公司的操控性应计利润显著高于变更到非四大的公司。这表明国际四大对公司盈余管理的态度上比非四大公司显著更不谨慎。这一程度比刘峰、周福源