審計任期、審計收費與審計質量關系的實證研究

安廣實，柳珊珊

(安徽財經大學 會計學院，安徽 蚌埠 233000)

2019年4月，康美藥業發出公告稱其財報存在虛列貨幣資金等14個會計差錯，引起了會計界的嘩然。本次事件的焦點——廣東正中珠江會計師事務所，關于其是否涉嫌造假從而導致了此次的“審計失敗”仍未有定論。審計質量這一話題又再次引起廣大學者的關注。早在1981年，De Angelo首先將審計質量概括為發現并報告財務報表中不誠信行為的聯合概率，即以發覺問題和報告問題的能力來衡量審計質量[1]。審計質量作為一種有效信號，可以增強審計報告信息傳遞的效力及效率，從而減少審計市場信息不對稱下的逆向選擇問題。本文以審計任期為出發點，選取審計收費為調節變量，實證在此影響下審計質量的變化情況。本文借鑒劉啟亮(2015)的研究，以我國滬市A股2011-2016年上市公司的財務指標為研究樣本，利用修正的截面瓊斯模型估計出樣本公司的操控性應計利潤，取操控性應計利潤絕對值的自然對數作為審計質量的替代指標，研究審計任期、審計收費對審計質量的影響[2]。其基本思路是：首先，考察會計師事務所任期是否會對審計質量產生影響；然后，考察審計收費在此影響過程中的調節作用。研究結果表明：(1)短期審計任期(≤5年)與審計質量負相關，長期審計任期(>5年)與審計質量正相關；(2)審計收費在審計任期影響審計質量過程中起著積極作用(不區分長短任期)。

靜態吸附動力學曲線測定：準確稱取已預處理樹脂5.0 g于錐形瓶中，稱取0.1 g凍干粉末，用蒸餾水稀釋至100 mL，520 nm下測其濃度C0。將錐形瓶置于恒溫振蕩器上30 ℃、100 r/min振蕩，每30 min測定溶液的濃度Cj，繪制靜態吸附動力學曲線。

1 文獻回顧與研究假說

1.1 審計任期與審計質量

會計師事務所與客戶間的長期合作會形成一種緊密聯系以及經濟依賴，影響注冊會計師的客觀性，進而威脅審計的獨立性。針對該問題，中國于2015年開始實施相關規定，旨在通過限制審計任期來打破這一聯系及依賴，以保證審計師的客觀性及獨立性。池玉蓮和楊寧霞(2015)利用估計的可操控性應計利潤間接衡量審計質量，都得出了審計質量隨事務所任期延長而降低的結論[3]。許浩然等(2016)在此基礎上引入了分析師跟蹤這一代理變量作為對客戶信息環境的考察，同樣得出了審計任期與審計質量呈反向變動的結論[4]。

另有一些學者提出了事務所的客觀性因審計任期延長而增長的觀點。張旺峰(2018)在實證模型中加入了事務所規模及其與審計任期的交叉項進行分析，得出了審計質量與審計任期同向變動的結論[5]。

輸入：用戶聚類的類別數目k，原始數據source=（User,Item,Circumstance,Rating），用戶相似性閾值t。

除上述結論，有部分學者提出審計任期與審計質量并非線性關系，而是倒U型關系。在審計年限達到某一峰值之前，審計師能夠通過自己的專業能力有效改善審計質量，而后，審計質量會隨著審計師與客戶之間依賴性的加強而降低，但關于審計任期具體達到幾年才會降低審計質量這一問題學界尚未取得共識。

不可操縱性應計利潤NDAi,t的估計模型：

H1a:事務所審計任期較短時(小于或等于五年)，審計任期與審計質量負相關。

H1b:事務所審計任期較長時(大于五年)，審計任期與審計質量正相關。

1.2 審計收費與審計質量

從審計收費的構成入手探討審計收費對審計質量的影響，正常審計收費反映的是審計人員的努力成本、訴訟風險和正常利潤，異常審計費用反映的是審計師與客戶之間存在某種特定關系。據此，部分學者認為異常審計收費會降低審計質量，他們認為不管是正向的還是負向的異常審計費用均會損害審計質量；持相反觀點的學者卻提出異常審計費用體現的是審計人員的努力程度及審計程序的多樣性，審計人員越努力，審計程序就越具有多樣性和不可預見性，審計質量就越高，他們的結論為審計質量隨異常審計費用的增加而提高。

(5)本工作是對改進型DIC技術在靜壓樁室內模型試驗中應用的初步探討,通過試驗對砂土中靜壓沉樁引起的樁-土界面土體位移規律進行了分析研究,研究結果對揭示樁-土界面本構關系有一定的參考意義.

綜上所述，關于審計收費與審計質量的相關性研究主要圍繞審計收費的構成與方向來展開，很少有研究將其與審計任期相結合，綜合考慮審計質量在二者共同影響下是如何變化的。據此，本文提出假設2：

H2:在會計師事務所審計任期對審計質量的影響中，審計收費有著積極的正向調節作用。

2 研究設計

2.1 樣本選擇和數據來源

本文由CSMAR數據庫中選取2011-2016年我國滬市A股所有上市公司為總體待選研究樣本，對樣本作如下處理：(1)剔除金融保險行業類上市公司；(2)為確保利用Jones模型進行計算時能夠取得上年財務數據，剔除上市年限在一年內的公司；(3)剔除ST公司；(4)根據CSMAR 數據庫提供的外部審計事務所信息，手工整理得出事務所任期的數據。由于某些會計師事務所多次合并或變更名稱，并且相關信息不完整，導致在最終確定審計任期時，很難確定其名稱變動前后是否為同一會計師事務所，所以剔除在研究中信息缺失的公司。經過上述一系列剔除，最終確定了4364個研究樣本量。

2.2 模型與變量

2.2.1 檢驗模型 構建以下兩個模型，采用Logit回歸，分別驗證假設1和假設2，變量定義表如表1所示。

表1 變量定義表

∣DA∣=β0+β1SHORT(LONG)+β2CASHFLOW +β3LEV +β4ROA +β5SGR +β6AAR + β7AINV +β8BIG4+ε

∣DA∣=β0+β1SHORT(LONG)+β2SF(LF)+β3CASHFLOW +β4LEV +β5ROA +β6SGR +β7AAR + β8AINV +β9BIG4+ε

(三)1724年—1761年，即阿玉奇汗逝世后，由于王公貴族內部為爭奪汗位繼承而造成汗國內亂頻仍與汗位不斷更迭，是汗國由興盛向衰落的動亂時期；

相比之下，我國農業面源污染及其防控研究較晚、認識較少，但也發展了一些具有區域特色的控制措施[5]。更為重要的是，一些綜合化的控制理念或模式相繼涌現，如農業面源污染立體化削減體系[7]、生態攔截型溝渠系統[8]、農業立體污染的防治技術體系[9]和農田生態系統管理措施[10]等。

但大多數學者認為異常審計費用與審計質量之間是一種非線性關系，他們進一步劃分了異常審計收費的方向。朱宏泉(2018)挑選 A 股市場 2006—2012 年度IPO企業為研究對象，發現IPO 抑價水平隨異常審計費用的增加而降低，當考慮異常審計費用的方向時，正向異常審計費用與審計質量顯著負相關[6]。許亞湖(2018)、李明輝(2016)分別利用審計報告的激進性和可操控性應計利潤的絕對值來度量審計質量，得出與之不同的結論，即正向異常收費與審計質量負相關、而負向異常收費與審計質量無顯著相關[7-8]。

本文借鑒夏立軍(2003)調整后的瓊斯模型來計算上市公司的操控性應計利潤(DA)。可操控性應計利潤計算模型如下：

DAi,t=TAi,t/Ai,t-1-NDAi,t/Ai,t-1

參數a1、a2、a3的估計模型：

(6)與將全部約束方程納入誤差模型的建模方式相比，未將全部約束方程納入誤差模型的建模方式，結構誤差辨識精度低，考慮測量誤差時辨識出的結構誤差與給定值差值最大值達到1.13 mm，大于0.1 mm，如圖5b所示。

綜上所述，對于審計任期與審計質量的關系，國內外學者的結論尚未達成一致。基于以上討論，本文提出假設1：

NDAi,t/Ai,t-1=a1(1/Ai,t-1)+a2(ΔREVi,t/Ai,t-1)+a3(PPEi,t/Ai,t-1)

其中，ΔREVi,t是公司i第t年和上一年年營業收入的差額，PPEi,t是公司i第t年年末固定資產的總值，a1、a2、a3是樣本不同年份的特征參數，它們根據以下模型回歸取得。

2.2.2 被解釋變量 以上市公司操縱性應計利潤的絕對值的自然對數作為被解釋變量，借鑒夏立軍(2003)的研究[9]，利用修正的瓊斯模型計算上市公司的操控性應計利潤(DA)，取絕對值∣DA∣的自然對數作為審計質量的衡量指標，∣DA∣越大，說明該公司的盈余管理越嚴重，相對的，審計質量就越低；反之，則說明該公司管理層操縱報表的可能性低，審計質量較高。

其中, TAi,t為公司i第t年包含線下項目的總應計利潤, TAi,t=NIi,t-OCFi,t, 其中NIi,t為公司i第t年的凈利潤，OCFi,t為公司i第t年的經營活動現金流量凈額；Ai,t-1為公司i第t-1年年末總資產；NDAi,t為公司i第t年非操縱性應計利潤。

聽說課隱性分層教學設計，關注學生差異，通過對教學目標、教學對象、教學內容、教學策略等進行合理分層，滿足學生的個體化發展需求，促進了各層次學生聽說能力的提高，激發了學生積極的情感因素。因此，聽說課隱性分層教學得到越來越多的認可。本研究進一步證實了隱性分層教學的有效性，但在時間和范圍上還存在局限性，今后教學中還應進行更長時間和更大范圍的實踐。

湖北省汽車零部件產業轉型升級的關鍵在于提升技術水平和提高產品研發能力，應緊跟汽車零部件產業技術前沿，按照“歸類聚合、高新準入、短板先行、擴大規模”的指導思想，加快設備技術和企業管理的改造升級，通過存量升級提高自主技術創新能力，通過增量升級發展產業集群。

GAi,t/Ai,t-1=a1(1/Ai,t-1)+a2(ΔREVi,t/Ai,t-1)+a3(PPEi,t/Ai,t-1)+ε

3.1.1 去除創面異物 患者創面上可以看到多個黑色的線結，縫線排斥反應屬于細胞免疫性變態反應，可表現為線頭周圍的組織反復積液積膿，皮膚紅腫。將創面線頭輕輕剪除，不損傷周圍的肉芽組織。

2.2.3 解釋變量 審計任期(AT)為變動指標，即會計師事務所連續為某公司提供審計服務的累計年份。計算事務所任期時，將公司上市當年作為任期的第一年，如果以后事務所沒有發生變更，則逐年累加審計任期；如果以后事務所發生變更，則變更當年相應成為新事務所任期的第一年；如果以后事務所合并，則將合并前后的事務所作為一家會計師事務所，審計任期累加計算。本文借鑒陳信元和夏立軍(2006)的做法并結合我國審計輪換制的實施，將計算出的審計任期分為短任期(SHORT)和長任期(LONG)，會計師事務所任期為5年及以下的為短任期，SHORT取1，其他取0；審計任期大于5年的為長任期，LONG取1，其他取0。

其中，GAi,t是公司i第t年線下項目前總應計利潤，即GAi,t=EBXIi,t-OCFi,t, EBXIi,t是公司i第t年的營業利潤，OCFi,t是公司i第t年的經營活動現金流量凈額，ε為殘差，其他變量的含義與上文相同。

2.2.4 調節變量 審計收費(AF)是審計服務供需雙方就審計服務供求所達成的價格，參照已有研究, 本文使用上市公司“境內審計費用”來表示審計收費。SF為短任期與境內審計收費對數的乘積，用來測試審計收費在短審計任期對審計質量影響中的調節作用。LF為長任期與境內審計收費對數的乘積，用來測試審計收費對長審計任期影響審計質量的調節作用。

2.2.5 控制變量 CASHFLOW反映公司現金流情況。據現有研究，現金流越短缺的公司，越可能出現財務困境，從而出具虛假財務報告的可能性越大。

男女是有性格差異存在的，但是過去社會對女性的性別刻板印象造成了女性對男性的愛僅著眼于協助男性處理內務，料理日常瑣碎。愛的范圍不是淺薄的日常起居，而是與男性同等的承擔風霜、享受美好，更是對男性品格的欣賞、人生位置堅守的肯定及對其整體成長環境的理解與接納。這些都應當是兩性之愛的外延，應當成為愛一個人的高度與深度。

LEV為公司的資產負債率。通常情況下，公司的資產負債率越高，進行盈余管理的動機就越強。

ROA為公司總資產收益率。一般而言，資產回報率較高的公司粉飾財務報表的可能性較小。

SGR為公司可持續增長率。一般情況下，當公司可持續增長偏差越大時，該公司獲得非標意見的可能也越大；與實現向上可持續增長偏差的公司相比，實現向下可持續增長偏差的公司更容易獲得非標意見。

AAR為應收帳款增加額除以年度主營業務收入。在實踐中，上市公司往往憑借應收帳款來達到管理盈余的目的，因此，本文借助應收賬款產生的應計項目的差異來控制目標企業與業務運營相關的盈余管理。

AINV為存貨增加額除以年度主營業務收入。本文通過存貨所產生的應計利潤差異來控制與目標公司運營相關的盈余管理，從而控制該公司盈余管理行為對審計意見的影響。

Big4為國際四大會計師事務所的虛擬變量。事務所規模越大，對品牌形象的管理越關注，相對于失去因“利益交易”所獲取的經濟收益，其更不愿意因審計質量瑕疵導致品牌形象受損以致于喪失更多的取得以后的準租金的可能。若樣本公司某一年度是由國際四大會計師事務所負責審計的，則Big4取1，否則取0。

為了保證實證結果的穩健，本文還進一步對行業(IND)和年度(YEAR)進行了控制。

3 實證分析

3.1 描述性統計分析

表2 主要變量描述性統計

表2報告了主要變量的分布情況。∣DA∣自然對數的平均值和標準差分別為10.52和1.84，最大值是18.89，分布較均勻。會計師事務所任期短任期的均值為2.82，長任期的均值為12.32。審計收費自然對數均值為13.70，標準差為0.75，最小值為11.50，最大值為17.50，表明我國會計師事務所針對不同上市公司審計收費差異不太明顯。在控制變量中，變量BIG4的值為1或0，平均值為0.09，表明國際會計師事務所只占中國審計市場的一小部分，國內事務所占據大部分市場份額。

3.2 回歸分析

3.2.1 審計任期對審計質量的影響 表3給出了假設1的檢驗結果。從回歸結果看，會計師事務所任期與審計質量呈正U型關系，這與假設1一致，說明在事務所任期增加的過程中，審計質量呈現出先低后高的波動變化。本文的這一結論與陳信元(2006)和劉啟亮(2008)等學者的研究結論一致，也印證了DeAngelo(1980)有關學習效應理論的闡述。聲譽理論認為，聲譽是一種無形資產，高質量的審計服務會提高事務所在市場中的需求度，從而帶來更為豐厚的利潤；而低水平的審計行為會有損事務所的聲譽，使其逐漸被市場淘汰。De Angelo(1980)認為, 審計人員會在工作過程中形成一種學習效應優勢，這種優勢源于審計人員任職年限的增加和審計經驗的累積,審計人員將對客戶的內部信息及外部環境有更深層次的了解,從而更好地鑒別出審計對象的固有風險及控制風險, 采取有效的審計程序，豐富審計依據、發展審計技術，降低檢查風險，最終促進審計工作的優化。

廣東人吃海鮮火鍋，格外講究，火鍋配以魷魚、海螺肉、雞肉、牛肉、墨魚、牛百葉、海參等生料，再加上蔬菜和佐料。吃時先將各種海鮮依次倒入沒油的清湯里，煮熟后撈到各人碗中，然后再倒入雞肉、牛肉等。吃完肉類，再倒入香菇、青菜等清口，鮮而不膩，味美無比。

表3 模型1回歸結果

注：*、** 與 *** 分別代表測試結果已達雙尾檢驗下 10%、5% 與 1% 的顯著性水平。

3.2.2 審計收費在審計任期影響 表4是審計任期、審計收費與審計質量的回歸分析。從分析的結果看，審計收費與長短任期的一次項的交乘項系數均顯著為正，且加入了該調節變量后，短任期的系數由正轉負，說明在加入了審計收費變量后，審計任期與審計質量呈正相關關系(不區分長短任期)，與假設2一致。說明在審計開始時，審計師以較低的收費標準吸引客戶，從客戶處獲取的利潤較低。同時，由于審計師對目標公司的業務情況不了解，所需的審計成本較高，它可以在一定程度上遏制利益交換，提升審計質量。隨著審計任期的增加，審計費用越突出，表明審計人員為之付出的勤勉程度就越高，這可能是出于謹慎性的目的，事務所增加了多樣的審計程序，擴大了審計范圍，以提高審計質量。

表4 模型2回歸結果

注：*、** 與 *** 分別代表測試結果已達雙尾檢驗下 10%、5% 與 1% 的顯著性水平。

3.3 穩健性檢驗

為了檢驗上述回歸結果的可靠性，本文進行了如下幾項穩健性檢驗。

3.3.1 僅替換中介變量的穩健性檢驗 上文所使用的審計收費選取自各上市公司境內審計費用金額，在此部分用審計費用合計來對審計收費進行重新衡量,結果依然顯著。

表5 穩健性檢驗結果(1)

注：*、** 與 *** 分別代表測試結果已達雙尾檢驗下 10%、5% 與 1% 的顯著性水平。

3.3.2 僅替換被解釋變量的穩健性檢驗 本文借鑒夏立軍(2003)調整后的瓊斯模型，取上市公司的操控性應計利潤(DA)絕對值的自然對數作為審計質量的衡量指標。在此，對審計質量衡量指標進行替換，借鑒許浩然(2016)研究，采用審計意見類型衡量審計質量，當公司收到非標審計意見時取1，否則取0，結果依然顯著。

表6 穩健性檢驗結果(2)

注：*、** 與 *** 分別代表測試結果已達雙尾檢驗下 10%、5% 與 1% 的顯著性水平。

4 研究結論

本文以我國滬市A股 2011-2016年上市公司的財務數據為樣本，借鑒劉啟亮(2015)的研究，利用修正的截面瓊斯模型，以估計的樣本公司操控性應計利潤絕對值的自然對數作為審計質量的替代指標，考察中國審計市場中審計任期、審計收費對審計質量的影響，以此來驗證審計任期對審計質量有何影響，并探討了審計收費在此影響過程中的作用。通過以上實證檢驗得出，當會計師事務所任期小于等于5年時，審計任期對審計質量負相關，當會計師事務所任期超過5年后，任期年限越長，審計質量越高。另外，實證也得出了審計收費在審計任期對審計質量的影響中起到正向調節作用的證據。本文的研究結果也說明在研究會計師事務所任期對審計質量的影響時，還要考慮審計收費的調節作用。并且，本文的研究結論有助于進一步理解會計師事務所的審計行為，對審計機制的發展也有一定的參考與啟發意義。

本文也存在一定的局限性。例如，審計費用水平由境內審計費用統一計量，無法區分審計費用中的正常部分和異常部分；又如，事務所任期的數據來源較單一，由于某些會計師事務所多次合并或變更事務所名稱，并且相關信息不完整，難以確定審計任期，因此不得不將此類公司從樣本中剔除，可能會影響本文最終的研究結論。