事務所選擇、可操控性應計和盈余信息的市場反應

中糧集團生化專業化平臺 席守俊

一個被學術界的學者持久爭辯的話題，便是審計質量是不是在一些程度上被注冊會計師所在的事務所規模所確定。隨著我國國際化進程的不斷提升，我國會計師事務所的審計質量也在不斷進步，上市公司做選擇時不再只考慮四大作為公司聘請事務所的首選，我國會計師事務所的審計質量也間接得到了肯定。

在這種情況下“四大”的社會公信力已經下降，另外我國本土事務所也正在緊鑼密鼓的籌備自身發展，通過事務所的合并達到規模的擴大化，以及不斷增加注冊會計師的人員數量來增加自己事務所的審計質量。那么針對這種環境下，是不是我國審計市場四大事務所的審計質量仍舊高于我國本土事務所的審計質量。換而言之，我國本土事務所的審計質量就不如四大會計師事務所的審計發展好嗎？審計質量更高的事務所審計盈余市場反應更好嗎？事務所在審計工作時獲得更高的審計質量是不是因為它更加謹慎政策敏感性更高呢？

1 文獻回顧與研究假設

1.1 國內外研究評述

1.1.1 事務所選擇和審計質量研究

Subramanyam（1996）認為越大型審計公司越具有較高的審計質量，他采用回歸分析比較“六大”事務所和“非六大”事務所的應計質量證明了事務所規模和審計質量成正比。Francisetal、Beckeretal、VanderBanwhede（2003）等學者都是研究可操性應計利潤發現四大會計師事務所的審計質量高于非四大的，四大的客戶所獲得的盈余質量更高。

張媛媛和龍小海（2016）、審計質量的替代變量選取了可操控性應計利潤，可操控應計利潤一直是各個學者普遍使用的替代變量，他們研究認為事務所規模的大小和事務所出具審計報告的質量存在正相關。郭照蕊（2011）從盈余管理這個角度對四大和非四大進行實證研究，對國際四大和非國際四大的審計質量進行了系統的研究，卻發現二者的審計質量是基本相同的。這個結論和其他學者研究結論不同可能是沒有控制其他變量造成的。

1.1.2 審計質量和盈余信息的市場反應

Dhalival，Lee和Fargher（1991）使用的時間序列模型，他認為不同公司都有不同程度的違約預期，那么潛在違約風險可被用作影響盈余反應系數的因素之一。Billings（1999）認為資產與權益的比率可能表明盈利能力的可持續性水平，不能作為僅影響利潤系數的因素。

王躍堂、孫錚、陳世敏（2001）認為投資者對盈余的反映系數和會計信息質量成正比，會計信息所反映的越是具備更高的質量

表1 變量定義匯總表

那市場反應就越好，盈余質量和盈余反應系數成正相關的前提是要有有效的市場，市場為控制變量。

1.2 研究假設

往年大多數學者都只把關注點放在了事務所規模、聲譽、事務所審計收費等對審計質量的影響，單一研究事務所審計質量較多，證明四大的審計質量更高。而缺乏對審計質量隨著年份的趨勢分析，四大和本土事務所審計質量隨著時間的推移二者之間的變化趨勢研究。

我們根據前人研究和理論分析提出假設：

H1：“四大”的可操控性應計較“非四大”的可操控性應計相比，“四大”在中國本土的可操控性應計明顯更低。“四大”確實和大家傳統印象中一樣表現了更高的審計質量。

H2：“四大”之所以表現了更高審計質量可能是因為四大過分謹慎在這種情況下有可能出現“四大”為了追求更高質量的審計而忽視了對市場的反應。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與變量設計

2.1.1 樣本選擇與數據來源

事務所選擇與應計質量的研究樣本選取我國證券市場2009—2015年深滬A股上市公司的數據為總樣本，共計得到10874個數據。事務所選擇與盈余信息含量的研究樣本選取我國證券市場2009—2015年深滬A股上市公司的數據為總樣本，共計得到7166個數據。

樣本來自于國泰安數據庫，篩選后得到2009—2015年共計10874個樣本數據。并且用Winsor進行了1%和99%水平上的縮尾處理避免了極端值的影響。

在本文實證研究中，主要使用Stata14.0統計軟件處理數據。

2.1.2 變量設計

如表1所示。

2.2 模型建立

模型一：

為了判斷“四大”和“非四大”審計質量的大小，對年份和行業、資產負債率、資產收益率等變量進行控制，建立多元回歸模型：

模型二：

本模型是在王化成已經研究出的較為權威的基本盈余反應系數模型的基礎上研究盈余信息含量。系數為正，則表明會計盈余是具有信息含量的；若系數為負，則表明會計盈余是不具有信息含量的。

在研究實務所選擇對盈余信息的市場反應時將審計質量這一變量作為交乘項加入。此時，審計質量是通過是否為四大會計師事務所為其審計這一指標來衡量。通過基本每股收益與是否接受國際四大會計師事務所為其審計相乘，其系數能夠反映其對于基本盈余反應系數的影響。若為正，則是正向影響；若 為負，則是負向影響。在衡量審計質量時，對于是否接受國際四大會計師事務所為其審計（）的取值，若未接受則取0，若接受則取1。

3 實證結果與分析

3.1 事務所選擇與應計質量

(1)描述性統計。

表2 全部樣本量的描述性統計

表2描述了2009—2015年“四大”事務所的客戶的財務特征比如他的財務狀況、盈利情況市場情況等與“非四大”事務所的客戶的財務特征以及四大和非四大參數與非參數檢驗的比較。結果描述性統計結果中，資產負債率、經營現金流量、總資產收益率等都存在顯著差異。可以初步對假設一四大的審計質量更高給以證明。

(2)相關性分析。

從表3的相關性分析，相關系數普遍較低表明不存在嚴重的多重共線性。在此7年的會計年度里四大和可操控應計之間的相關性是-0.0595呈現明顯的負相關，不光如此其他的控制變量之間也顯著的證明了四大就是有更高的審計質量證明了假設一。

(3)多元回歸分析。

針對可能存在異方差，進行了懷特異方差修正，修正后回歸結果如表4所示。

表4 回歸分析表

3.2 盈余信息的市場反應

以上通過實證分析驗證了假設一，研究表示四大的審計質量高于非四大的審計質量，但是在中國特有的市場環境可操控應計更低擁有更高審計質量的四大在市場中的反應是怎么樣的呢，本文通過對各個變量加以控制先對影響盈余信息含量的變量進行了描述性統計為了加強結論的準確性和信服力又進行了回歸分析。

表5 盈余信息含量描述性統計

表6 盈余信息含量回歸分析表

表5中描述了2009—2015年我國滬深兩市的上市公司的財務狀況、市場回報及風險報酬系數的統計情況上表顯示，在這7166個樣本量中，市場回報 的最大值是3.19，最小值是0.49，平均值是1.15。基本每股收益（ ）的平均值是0.01，標準差0.015，最小值甚至出現了負數-0.02，最大值也僅僅為0.07，在控制是否四大審計（ ）均值是0.07，最小值為0，最大值為1，標準差是0.26，初步說明了雖然四大的可操控性應計明顯低于非四大的，但市場上并沒有展現更好的市場反應。

4 結語

在本文中，實證研究了“四大”和“非四大”審計質量，審計質量體現為可操控應計，發現“四大”所審公司的可操控應計明顯低于“非四大”所審公司的可操控應計，實證結果顯示，“四大”在中國的審計質量明顯遠遠高于“非四大”在中國的審計質量。而“四大”更低的可操控應計更高的審計質量并沒有表現出更好的市場反應，這應該是因為“四大”過分的謹慎壓低了盈余管理的空間。

本文對我國會計師事務所比“四大”會計師事務所表現的低審計質量以及對于“四大”表現出的高審計質量低盈余信息的市場反應提出了以下幾點拙見：（1）完善審計市場制度，加強注冊會計師和會計師事務所的審計法律責任感。注冊會計師更要增強自身獨立性，加強注冊會計師的法制建設以民事責任為核心的法律責任制度。注冊會計師不斷提高風險意識，學習專業技能，對出具的每份審計報告都本著面向公眾高度負責確保審計質量信息報告的使用者尤其是投資者增強對事務所的信任、對被審計公司財務信息的信任。（2）政府應該對會計師事務所提供支持和幫助確保市場經濟的穩定和注冊會計師行業的可持續發展要遏制惡性競爭。（3）企業也要做好企業的內部控制，加強企業的自我管理，要結合自身企業和企業所處行業的特點設計一套適合本企業行業和地位的質量管理控制體系，要求公司員工準守準則要求，確保管理控制體系能夠有效地實施并被所有員工所執行。