审计师任期与审计质量的关系：基于我国股票市场的实证分析

第２７卷第４期　技　术　经　济　Ｖｏ１．２７。ＮＯ．４　２００８年　４月　Ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ　审计师任期与审计质量的关系：　基于我国股票市场的实证分析　石绍炳　（安徽财经大学统计与应用数学学院，安徽蚌埠２３３０３０）　摘　要：以２０００－－２００５年期间收到标准无保留审计意见的Ａ股上市公司为样本，以操控性应计利润的绝　对值衡量审计师的审计质量，分析了会计师事务所的审计任期及签字注册会计师的审计任期与审计质量　的关系。研究结果发现：在控制了其他影响因素后，会计师事务所的审计任期及签字注册会计师的审计任　期与审计质量之间均呈倒Ｕ型关系。进一步分析发现：当会计师事务所的审计任期和签字注册会计师的　审计任期分别小于８年和４年时，审计任期的延长有利于审计质量的提高；但当二者的审计任期分别超过　上述年限时，审计任期的延长对审计质量具有负面影响。　关键词：会计师事务所任期；签字注册会计师任期；操控性应计利润；审计质量　中图分类号：Ｆ２３９．１；Ｆ２２４．０　文献标识码：Ａ　文章编号：１００２—９８０Ｘ（２００８）０４—００８５—０８　２００３年１Ｏ月，我国和财政部联合发布　了《关于证券期货业务签字注册会计师定期轮换的　１　文献回顾　规定》，将签字注册会计师轮换行为予以强制　１９６１年，Ｍａｕｔｚ与ＳｈａｒａｆＩ】　首次指出，审计任　化。具体相关规定如下：在一般情况下，签字注册会　期的延长可能会逐渐损害审计师的性，进而影　计师连续为某一相关机构提供审计服务不得超过五　响审计质量。自此之后，审计师任期与审计性　年；签字注册会计师已连续为同一相关机构提供五　及审计质量之间的关系越来越受到各国管理机　年审计服务而被强制轮换后，在两年以内不得重新　构、学术界及社会投资大众的关注，相关研究相继展　为该机构提供审计服务。美国、新加坡、奥地利、西　开。　班牙等一些国家和地区对审计师的强制轮换也做出　（１）理论探讨方面　审计质量是建立在审计师　了不同程度和实施范围的类似规定。这些强制措施　能否侦测出客户违约行为的专业胜任能力和能否抗　的出台似乎隐含着：过长的任期会损害审计师的独　拒客户压力而披露其违约行为的性的基础上　立性，使审计质量下降。　的，审计师任期与审计质量的关系取决于审计师任　然而，不管是理论探讨还是实证分析，学术界对　期的长短对其专业胜任能力及审计性的影　审计师任期与审计质量之间关联关系的研究，到目　响Ｅ　。　前为止尚未得到一致的结论，特别是已有的经验研　１）从审计师的专业胜任能力方面来看。当任期　究基本上只是在会计师事务所层面进行的，因此无　较短时，审计师有可能因对审计客户的营运状况和　法满足我国针对签字注册会计师个人强制轮换的制　特定产业知识缺乏了解而难以发现审计客户的错　度需要。鉴于此，本研究基于我国的环境背景，从会　弊Ｅ　；但审计师清楚自己所处的弱势地位，在审计过　计师事务所和签字注册会计师两个层面探讨审计师　程中可能会保持高度谨慎，从而又有利于提高审计　任期与审计质量之间的关系，以期为我国的审计师　质量。当任期增加时，审计师的专业技能随其对客　定期轮换制度的实施提供经验证据。　户了解的不断深入及审计经验的不断积累而逐步提　收稿日期：２００７—１１一Ｏ４　基金项目：２００５－－２００６年度安徽省哲学社会科学规划项目（ＡＨＳＫＦ０５—０６Ｄ３７）；２００６年安徽省高校青年教师科研资助计　划项目（２００６ｊｑｗ０６２）　作者简介：石绍炳（１９７１一），男，苗族，湖南花垣人，安徽财经大学统计与应用数学学院讲师，统计学硕士，研究方向：数量　经济分析。　８５　维普资讯 http://www.cqvip.com

技术经济　第２７卷第４期　高，有利于提高审计质量；但这也有可能会使审计师　产生惯性思维，不愿意接受新的会计方法和采用新　所中，却有利于提高审计性。陈信元和夏立　军　２＿以２０００－－２００２年期间我国收到标准无保留意　见的上市公司为样本，对会计师事务所的审计任期　与审计质量的关系进行研究，结果发现：审计任期与　的审计程序，从而直接影响到审计师的专业胜任能　力的提升。　２）从审计师的性方面来看。当审计任期较　审计质量呈倒Ｕ型关系，当审计任期为６年时，审　计质量最高。　短时，审计师清楚自己此时受到监管部门等各方的　更多关注，不得不保持其审计的形象；然而，审　以上文献表明，在理论探讨方面，不管是审计师　的专业技能还是审计师的性，审计师任期的长　短对它们都有正反两方面的作用；在经验研究方面　计师为了弥补最初竞聘的低价进入和较高的初始审　计成本，可能会为留住客户以获得后期的准租金而　损害审计性ｌ＿２］。随着审计任期的延长，审计次　数不断增加，审计师对审计客户越了解，其谈判能力　越强，越有利于保持性；但也因审计师对审计客　户的过度熟悉与了解，审计师与审计客户之间可能　会衍生个人情感，为了避免审计意见对客户产生不　利影响，审计师可能会放弃应坚持的原则而影响其　性ｌ＿４］，而且，在审计师与客户就审计工作及审计　报告的表述意见存在不一致时，审计师通常容易倾　向妥协［５］，使审计师的性受到损害。　（２）经验研究方面　Ｇｅｉｇｅｒ和Ｒａｇｈｕｎａｎｄａｎ　ｊ　以１９９６－－１９９８年期间美国证券市场的破产公司为　样本，对审计任期与审计失败的关系进行研究，结果　发现：短审计任期下的审计师要比长审计任期下的　审计师更容易发生审计失败。Ｊｏｈｎｓｏｎ等［７　将审计　师任期分为短、中、长三类来研究财务报告质量与审　计师任期的关系，结果表明：在中短审计任期下财务　报告的质量低下，而在较长的审计任期下并未发现　财务报告质量低下的证据。Ｍｙｅｒｓ等人～　通过对美　国１９８８－－２０００年期间的样本公司研究发现，审计任　期的延长有利于提高盈余质量。这些研究表明，审　计师任期的延长有利于审计质量的提高。但是，　Ｄａｖｉｓ等　在研究操控性应计利润绝对值与审计任　期的关系时却发现，审计师任期与操控性应计利润　绝对值之间呈正相关关系，即任期过长会使审计质　量下降。在国内，李爽、吴溪Ｉ】０＿以我国ｌ９９７—２Ｏ００　年期间在审计报告中提及不确定持续经营的上市公　司为样本，在研究审计师对持续经营不确定性发表　意见时，发现过长的审计任期对审计性和审计　质量具有减损作用，但在对我国ｌ９９８—２Ｏ０１年账而　盈利及微利的上市公司进行研究时，却没发现审计　任期的延长有损于审计质量的证据。夏立军、陈信　元等　ｌ＿以我国１９９６—１９９８年期间可能进行盈余管　理的上市公司为研究样本来考察审计师任期与审计　性的关系，发现在７年的审计任期中，审计任期　的增加并不损害审计的性，而在大规模的事务　８６　也未能得出一致的结论。本文认为，过去有关审计　师任期与审计质量之间关系的研究，其结论不一致　的原因及主要存在的不足有以下三点：一是不同样　本期间的市场环境对研究结论可能存在一定的影　响，特别是我国证券市场制度的频繁变迁，对研究结　论的影响更是重大；二是在狭义上，审计师任期可以　定义为会计师事务所任期，也可定义为签字注册会　计师任期，而这两种不同的任期之间可能存在显著　的相关关系，已有文献在分析其中一任期与审计质　量的关系时，并不控制另一任期对审计质量的影响，　从而会导致参数估计产生偏误，直接影响研究结论；　三是审计师任期与审计质量之间的关系可能并不是　简单的线性关系，而是一种非线性关系，若以线性关　系构建模型将引起模型设定偏误。　２模型与数据　２．１　研究模型　２．１．１审计质量的计量　到目前为止，如何合理地计量审计质量仍是审　计研究中一个难以解决的问题。国内外研究者一般　是采用一些替代指标，如审计意见［１３，１４］、会计盈余　的市场反应ｌｌ引、操控性应计利润的绝对值Ｅ１２，１６　等来　间接衡量审计质量，其中以操控性应计利润绝对值　最为常用。这是由于上市公司所报告的利润是公司　管理当局和审计师联合作用的结果，审计质量可以　在一定程度上反映审计师上市公司利润操控程　度的能力。若审计师的能力较低，则公司操控　利润的空间较大，所报告的利润中操控性应计利润　的比重也就越大，可认为审计质量相对较低；反之，　公司操控利润的空间较小，公司所报告的利润质量　也就较高，则认为审计质量较高。因此，本文用操控　性应计利润绝对值作为审计质量的替代变量，操控　性应计利润绝对值越大，审计质量就越低，反之，审　计质量越高。　本文采用Ｊｏｅｓ模型来估算操控性应计利润。　维普资讯 http://www.cqvip.com

石绍炳：审计师任期与审计质量的关系：基于我国股票市场的实证分析　国内外学者在估计Ｊｏｅｓ模型参数时，大多用分行业　的截面数据或截面时间混合数据来估计。但笔者认　为，即使是同一行业，不同的会计处理方法、治理结　构、资产结构等公司个体特征都会影响公司对应计　利润的操纵，而且市场环境等因素对操控性应计利　将审计师任期区分为会计师事务所任期与签字注册　会计师任期。这两种任期的统计数据将通过１９９４　年以来会计师事务所及签字注册会计师的资料进行　确定，具体方法如下：　１）关于会计师事务所任期（ｔｅｎｕｅｒ１）。以会计　师事务所（下文简称为事务所）首次提供年度报告审　计服务为任期第一年，其后的任期为连续提供服务　的累计年份，若发生间断则任期重新计算，若缺少某　年度的事务所资料，则根据该公司在２００３－－２００４年　度报告中提及的事务所任期进行推算。自１９９４年　以来，我国的事务所曾发生过更名、拆分和重组，本　文把事务所更名、重组做不变处理，若本年度的审计　服务由上一年度主审事务所拆分后的事务所提供，　润也有很大的影响。因此，本文采用分行业的个体　与时间效应的面板数据模型来估算非操控性应计利　润，以个体效应反映公司个体特征对非操控性应计　利润的影响，以年度效应反映市场环境等因素对非　操控性应计利润的影响。　公司ｉ在ｔ年度的经年末总资产调整的操控性　』一　应计利润（　ａ　）通过式（１）估算：　一ｄａｉｔ——一　（　４－　＋　ａ　　’ａ　！　＋　’　丝　ａ　ａ　ａ　也做连续服务计算。　２）关于签字会计师任期（ｔｅｎｕｅｒ２）。由于在审　＋ｙ　）　（１）　式（１）中：下标中的ｉ表示公司，ｔ表示年度；线　下项目总应计利润一净利润一经营活动现金流量净　额），用如　表示；Ａｒｅｖ　为公司ｉ在ｔ年度的主营业　务收入的年增长量；ｐｐｅ　是公司ｉ在ｔ年度末的固　计报告上签字的注册会计师至少是两名，本文将签　字会计师的审计任期以当年任期最长的签字注册会　计师（下文简称为会计师）的个人任期来衡量。这是　因为，我国的轮换制度对审计任期的针对的是　会计师的最长审计任期，会计师在其任期达到规定　年限后则必须轮换。在整理会计师任期时，只要有　一定资产原值；ａ　是公司ｉ在ｔ年度末的总资产；　、　、　和　为公司的特征参数，其中　反映了公司ｉ　异于同行业的其他公司的个体特征；），　为年度效　应。这些特征参数可根据方程（２）估计：　ｔｇａｉ——名会计师的任期无法推算，那么最长审计任期也　就无法确定，因而当年的会计师任期无法计量。对　一　＋　４－ｆｌｚ　Ｘ　Ａｒｅｖｉｔ．＋　＋　＋　（２）　于每一位会计师的任期的确定，本文是以会计师首　次在年度审计报告中签字为个人任期的第一年，其　ｉｔ。　后的审计任期为连续签字的累计年份，若因更换会　计师而发生间断，则任期重新计数；当无法确认首次　任期时，则之后的连续审计任期也做无法确认处理。　２．１．３控制变量　式（２）中：ｇｎ　为公司ｉ在ｔ年度的线下项目前　总应计利润，线下项目前总应计利润一营业利润一　经营活动现金流量净额０；ｆｌｉｔ为随机扰动项。　２．１．２审计师任期的计量　为了探讨以操控性应计利润衡量的审计质量与　我国的强制轮换制度针对的是签字注册会计师　个人，而已有的研究大多是从会计师事务所层面来　研究审计任期与审计质量之间关系的，这无法满足　审计师任期之间的关系，须对其他可能影响操控性　应计利润的变量加以控制。根据有关文献，本文纳　入以下控制变量：保牌虚拟变量（１ｉｓｔ）、保配虚拟变　量（ｒｉｇｈｔ）、盈亏虚拟变量（１ｏｓｓ）、重亏虚拟变量　当前我国强制轮换制度的需要，所以本文将从签字　注册会计师层面来衡量审计师任期与审计质量之间　（ｄｌｏｓｓ）、资产负债率（１ｅｖ）、线下项目总应计利润绝　对值（ａｂｓｇａａ）、公司上市年龄（ａｇｅ）、年末公司资产　规模的对数（１ｎｓｉｚｅ）。　①保牌虚拟变量和保配虚拟变量。我国　的关系。同时，因为注册会计师是附属于会计师事　务所来执行审计工作并发表审计意见的，且注册会　计师的审计任期与会计师事务所任期之间可能存在　相关关系，所以需引入会计师事务所任期这一变量，　否则所估计的签字注册会计师任期的回归系数是有　偏的。因此，本文从现实需要和计量经济理论出发，　①为对亏损的上市公司进行相应的处罚和提高融资门　槛，出台了一系列基于净资产收益率（ｒｏｅ）的管理指　标，只有当上市公司达到这些指标时，才具有上市交　夏立军在研究Ｊｏｎｅｓ模型在我国的使用效果时发现，采用线下项目总应计利润作为因变量估计特征参数，能够较好地揭示公司的盈　余管理情况。　８７　维普资讯 http://www.cqvip.com

技术经济　第２７卷第４期　易和配股的资格。因此，某些上市公司为了达到上　人＿＿ｌ　发现资产规模可以作为遗漏变量的代理变量。　本文以期末总资产的自然对数反映公司规模。　由于个体效应和时间效应对操控性应计利润具　有一定的影响，以及审计师任期与审计质量之间可　能存在非线性关系，因此构建如下面板数据模型来　分析审计师任期与审计质量之间的关系：　ａｂｓｄａａ　＝ａ　＋ａｌｔｅｎｕｒｅ１　＋ａ２　ｓｑｔｅｎｕｒｅ１　ａ＋　ａ３ｔｅｎｕｒｅ２　＋ａ｛ｓｑｔｅｎｕｒｅ２　＋ａｓｌｉｓｔ　＋ａ６ｒｉｇｈｔ　＋　ａ７ｌｏｓｓ　＋ａ８ｄｌｏｓｓ　ｄ＋ａ９ｌｅｖ　＋ａｌｏａｂｇａａ　＋ａ１１ａｇｅ　＋　市交易资格和配股资格（分别简称为“保牌”和“保　配”），有采取各种盈余管理手段的动机ｌ＿ｌ　。　Ｐａｌｍｒｏｓｅ［２　］认为，公司当因资金运用不当、经营管　理不善而造成公司的营利能力低下时，公司管理当　局将有粉饰财务报告的动机，本文以公司的本期净　利润是否小于０设立亏损（１ｏｓｓ）虚拟变量，若年度净　利润小于０取值为１，否则为０。孙铮和王跃堂＿１　发现严重亏损的上市公司为了洗清以前累积的问题　而做大亏损，为下年“扭亏”逃脱被特别处理甚至摘　牌的命运作前期准备，所以本文同时引人了重亏　（ｄｌｏｓｓ）虚拟变量，若本年度净利润小于０，且净资产　收益率小于一０．１，重亏变量（ｄｌｏｓｓ）取值为１，否则　为０。　ａｌ２　ｓｑａｇｅ　＋ａ１３ｌｎｓｉｚｅ　ｄ＋￡　。　（３）　模型（３）中，ａｂｓｄａａ为被解释变量，即用操控性　应计利润①的绝对值来表示审计质量。由于Ｋｉｎ－　ｎｅｙ与Ｍａｒｔｉｎ＿３　、Ｎｅｌｓｏｎ等＿３嵋发现审计师对公司　向上和向下的操控盈余行为有不同的反应，所以本　文还根据操控性应计利润的正负号将操控性应计利　润区分为正的操控性应计利润（即向上操控，其绝对　值用ａｂｓｄａａｌ表示）和负的操控性应计利润（即向下　操控，其绝对值用ａｂｓｄａａ２表示）。￡为随机扰动项；　ｓｑｔｅｎｕｅｒｌ与ｓｑｔｅｎｕｅｒ２分别为会计师事务所任期和　会计师任期的平方项；其余各变量的含义如前文所　述。　②资产负债率。资产负债率为负债总额与总资　产的比率。ＤｅＡｎｇｅｌｏ等　３＿提出，资产负债比高可　能与公司财务困难有关，公司管理当局可能会调低　盈余，以获取重新商议负债合约的条件。但也有　人Ｃ２４，２５３认为，当公司的资产负债率较高时，公司管　理当局面临较大的财务压力，也可能会有调高盈余　的动机。　③总应计利润绝对值。Ｋｒｉｓｈｎａｎ　。ｊ认为，总应　计利润绝对值较大的公司，其操控性应计利润也会　相对较大。本文用线下项目前总应计利润表示总应　２．２数据来源及样本选择　本文数据主要来自中国上市公司财务数据库　（ＣＳＭＡＲ）。鉴于Ａ股与Ｂ股上市公司在会计处理　方法与审计要求上有系统差异，金融类上市公司的　财务显著异于非金融类上市公司，同时上市公司的　计利润。但由于总应计利润受到资产规模的影响，　因此以期末总资产对总应计利润进行平减，即ｎ６一　ｓｇａａ　＝Ｊｇｎ　／ｎ　Ｊ。　④公司上市年龄。公司上市年龄以当年年度减　去首次上市时年度进行计算。Ｃｈｅｎ等人　认为，　上市年龄越大的公司，其盈余管理的可能性越大。　行业分类信息是在２０００年才开始公布的②，因此本　文选取２０００－－２００５年期间深沪两市的非金融类　Ａ股上市公司作为初选样本，共７２５５个观测单位，　执行如下处理程序：　第一步，剔除缺少当年相关财务指标的观测单　位，共４５５个。　而夏立军　。］贝０认为，“公司在上市之前的过度包装　会导致上市之后应计利润的回转”。由此本文推断，　公司在刚上市初期，为了填补上市之前的过度包装，　具有调低盈余的动机；但到了一定年龄后，公司管理　第二步，删除当年收到非标准无保留审计意见的　观测单位，共８９６个。这是为使研究样本中只存留收　到标准无保留审计意见的样本，因为审计师认同这些　样本公司当年的会计处理，样本的操控性应计利润绝　当局可能为了维持长期的盈余稳定而下调盈余，也　有可能因经营管理不善等问题为粉饰财务报表而上　调盈余。为了控制上市年龄与操控性应计利润的非　线性关系，本文同时引人公司上市年龄（ａｇｅ）及其平　方项（ｓｑａｇｅ）。　⑤公司资产规模。Ｆｉｒｔｈ与Ｓｍｉｔｈ口９＿认为公司　对值的大小才能反映审计师审计质量的高低。　第三步，剔除缺少当年事务所任期的观测单位，　共５６８个。　的规模越大其越有操控利润的动机，而且Ｂｅｃｋｅｒ等　第四步，剔除缺少当年会计师任期的观测单位，　①　为了表述方便，若无特别说明，下文所得到的总应计利润（ｔａａ）、操控性应计利润（ｄａａ）及非操控性应计利润（ｎｄａａ）均指经年末总资产　调整的总应计利润（即ｒｎｎａ＝ｔａｇ／口　）、操控性应计利润（即ｄａａ．＝ｄａ　／口　）及非操控性应计利润（即ｎｄａａ　一ｎｄａ　／ａ　）。　②８８　本文的行业分类信息依据中国公布的行业分类，因此研究样本为删除金融银行业Ｉ类后的１２个行业。　维普资讯 http://www.cqvip.com

石绍炳：审计师任期与审计质量的关系：基于我国股票市场的实证分析　共１６０９个。　分别估计模型（２）中的行业特征参数。得到特征参　第五步，删除当年新上市的观测单位１个，然后　删除净资产为负的单位，共４９个，最后收集到３６８７　个观测单位组成样本。　数后①，再根据式（１）算出经年末总资产平减后的操　控性应计利润，其基本统计特征见表１。如表１所　示：２０００－－２００５年期间的操控性应计利润绝对值　（ａｂｓｄａａ）的平均值为０．０５８，最大值约为０．９０２，最　小值约为９．２７Ｅ一０６；若根据操纵方向划分为向上　调增和向下调减，此６年调增利润和调减利润的平　３　实证分析　３．１操控性应计利润与审计师任期的描述　本文采用可行的广义最小二乘法（ＦＧＬＳ），根　均值分别为０．０５６和０．０６０。　据行业分类的第一位代码，将上市公司按行业分组，　表１　操控性应计利润绝对值的基本统计特征　ｄａａ　ａｂｓｄａａ　Ｏｂｓ　３６８７　Ｍｅａｎ　０．０５８４２　Ｓｔｄ．Ｄｅｖ．　０．０６７０３　Ｍｉｎ　９．２７Ｅ—Ｏ６　Ｍａｘ　０．９Ｏ２６９６　ａｂｓｄａａｌ（ｄａａ＞０）　ａｂｓｄａａ２（ｄａａ＜０）　１７１２　１９７５　０．Ｏ５６３５　０．０６０２６　０．０６８４５　０．０６５７３　９．２７Ｅ—Ｏ６　０．６９８７９　０．９０２６９６　３．４０Ｅ—Ｏ５　注：ａｂｓｄａａ、ａｂｓｄａａｌ和ａｂｓｄａａ２分别为经年末总资产平减的操控性应计利润绝对值、正的操控性应计利润绝对值和负的操控性应计利润绝　对值。　表２为事务所与会计师任期的基本分布表。从　表２可看出，会计师事务所的审计任期最短为１年，　最长为１８年②，观测单位数随着任期的增加而逐渐　减少：任期为１年的观测单位最多，共４８７个，约占　观测单位总数的１３．２　；任期为５年的观测单位下　延长，各组任期单位数所占比重迅速下降，在６～　１５年的任期中，观测单位数平均递减速度达４５．２　。　会计师的审计任期最短１年，最长为１１年⑧，　其中２年任期的观测单位最多，达１０４８个，约占观　测单位总数的２８．４　，任期１年的观测单位为９６４　个，从３年任期开始，随着审计任期的延长，上市公　司数量以加速形式递减，平均递减速度约５６　。　降到４１０个，平均每延长一年任期，观测单位数就减　少４．２　；任期在１～５年的观测单位占总数的６０　左右；当会计师事务所任期超过５年时，随着任期的　表２　２０００－－２００５年事务所与会计师的任期统计分布　、＼任期（年）　审计　＼　事务所　会计师　ｌ　２　３　４　５　６　７　８　９　１０　１１　１２　１３　１４　１５　１　Ｏ　１６　１　Ｏ　１７　１８　１　Ｏ　合计　３６８７　３６８７　４８７　４６３　４２９　４２Ｏ　４１Ｏ　３３２　２８Ｏ　２５９　２Ｏ１　１３９　９６　８９　６３　１５　９６４　１Ｏ４８　７１８　５１３　２８７　９７　３６　１５　６　２　１　Ｏ　Ｏ　Ｏ　１　Ｏ　３．２相关关系检验　绝对值之间的非线性关系不显著。由于操控性应计　利润还受到其他因素的影响，因此最终结论尚待进　一根据表３可初步发现：在１０　的水平下，不管　是事务所任期还是会计师任期，它们与操控性应计　利润的绝对值之间的线性相关关系均不显著；事务　所任期与操控性应计利润的绝对值呈现出显著的非　线性相关关系，而会计师任期与操控性应计利润的　审计任期　ａｂｓｄ口口　步分析。从表３还可观察到，事务所任期与会计　师任期之间存在显著的相关关系，表明在模型（３）中　如果不引入会计师任期，则在估计事务所任期的系　数时将会产生偏误。　Ｓｐｅａｒｍａｎ秩相关系数　表３操控性应计利润绝对值与审计师任期的相关关系检验　Ｐｅａｒｓｏｎ相关系数　ｔｅｒｌｕｅｒｌ　１．００００　ｔｅｒｌｕｅｒ２　ａｂｓｄ口口　—０．０４４０　ｔｅｒｌｕｅｒｌ　１．００００　ｔｅｒｌｕｅｒ２　ｔｅｒｌｕｅｒｌ　０．Ｏ２１２　（０．１９７９）　０．０１１０　０．３６８５　（０．００７６）　——０．００５２　０．４１０４　ｔｅｎｕｅｒ２　１．００００　１．００００　（０．５０６３）　（０．００００）　（０．２５１９）　（０．００００）　注：ａｂｓｄａａ、ｔｅｎｕｅｒｌ和ｔｅｎｕｅｒ２分别为经年末总资产平减的操控性应计利润的绝对值、事务所任期与会计师任期；括号中的数值为相关系　数检验的Ｐ值。　①　由于版面关系，这些参数在文中未予列示。　②③“飞乐股份”（６０００６５４）在上市前，上海上会会计师事务所已为其提供审计服务，截至２００５年，该事务所已连续为其提供服务１８年。　截止２００４年，广州羊城会计师事务所的刘佩莲连续为“深南电Ａ”（００００３７）提供了１１年的签字服务。　８９　维普资讯 http://www.cqvip.com 技术经济　第２７卷第４期　３．３　回归分析　型Ｏ＋与模型０～都在１　的水平下通过显著性检验。　采用可行的广义最小二乘法（ＦＧＬＳ）对模　在模型０中，事务所任期（ｔｅｎｕｅｒ１）一次方系数为负，　型（３）进行估计，估计结果见表４。其中，模型０是　其平方项的系数为正，在５　的水平下均能通过检　以操控性应计利润的绝对值（ａｂｓｄａａ）为被解释变量　验，这说明在控制其他因素后，事务所任期与操控性　对所有样本单位进行回归的结果；模型０＋、模型０　应计利润绝对值之间的关系表现为正Ｕ形关系；会　一分别是对操控性应计利润大于零的样本单位、操　计师任期（ｔｅｎｕｅｒ２）一次方、二次方的系数分别为负、　控性应计利润小于零的样本单位进行回归的结果。　正，且在１　水平下显著，表明会计师任期与操控性　从表４中各模型的显著性检验可知，模型０、模　应计利润绝对值之间呈显著的正Ｕ形关系。　表４模型（３　Ｊ的估计结果　模型０　模型０＋　模型０一　ｖａｒｉａｂｌｅ　ａｂｓｄａａ（｝ｄａａ｝）　ａｂｓｄａａｌ（ｄａａ＞０）　ａｂｓｄａａ２（ｄａａ＜Ｏ）　Ｃｏｅｆ．　Ｓｔｄ．Ｅｒｒ．　Ｃｏｅｆ．　Ｓｔｄ．Ｅｒｒ．　Ｃｏｅｆ．　Ｓｔｄ．Ｅｒｒ．　ｔｅｎｕｅｒ１　一０．０Ｏ０９０４…　０．０００３０４　０．０００２２２　０．０００２９５　—０．０００４６７　０．０００２０７　ｓｑｔｅｎｕｅｒｌ　０．００００５４　０．００００２４　～０．００００６２　０．００００２４　０．００００１４　０．００００１８　ｔｅｎｕｅｒ２　一０．００３２７３…　０．０００５６９　一０．００１６９０…　０．０００４８８　—０．００３４３１…　０．０００４６４　ｓｑｔｅｎｕｅｒ２　０．０００４６１…　０．００００８４　０．０００１９２…　０．００００７１　０．０００４９３　０．００００８３　ｌｉｓｔ　一０．００５０４６…　０．０００７１０　０．００１８６６…　０．０００４９６　一０．０１１０１９…　０．０００５６８　ｒｉｇｈｔ　一０．００１９７７　０．０００８８８　０．００１４９１　０．０００３８６　一０．００２６１１…　０．０００６５６　０．００６７３１…　０．００２２６１　一０．００６２５１　０．００３８５５　一０．００５９７４…　０．００１８５０　ｄｌｏｓｓ　０．０１３３９７…　０．００２４３０　０．０００９１８　０．００５２００　０．０２５０３１…　０．００２０６６　０．００１４７７　０．００１５０２　０．０００５４０　０．０００８１９　０．００５２０４…　０．００１４４９　ａＯａｇａａ　０．７８９３４９…　０．００５１５６　０．８Ｏ７３３７…　０．Ｏ０５５６０　０．７９５５１７…　０．００５３９９　ｎｇｅ　一０．０００８４４…　０．０００３２２　——０．００００７４　０．０００２３２　～０．０００４５５　０．０００２２２　ｓｑａｇｅ　０．０００１２０…　０．００００２７　０．０００１３９…　０．００００１９　０．００００７０…　０．００００２１　ｌｎｓｉｚｅ　～０．００４６４４…　０．０００２２６　一０．０１３３２０…　０．０００２６８　０．Ｏ０３２３１…　０．０００２１０　０．１１５７８７…　０．００４７２ｌ　０．２９７０２１…　０．００５４８５　一０．０５６６２７…　０．００４４１５　Ｎｕｍｂｅｒ　ｏｆ　ｏｂｓ　３６８７　１　７１２　１９７５　Ｎｕｍｂｅｒ　ｏｆ　ｇｒｏｕｐｓ　１０１９　７８５　８６１　Ｗａｉｄ　ｃｈｉ２（１８）　７７５３３．５４…　７２６８４．２２…　４８８８５．Ｉ９…　注：被解释变量都是ａｂｓｄａａ；“＊＊＊”、”＊＊”、“＊”分别表不在１　、５　、１０　水平上双侧检验统计显著；Ｎｕｍｂｅｒ　ｏｆ　ｏｂｓ为样本单位致；　Ｎｕｍｂｅｒ　ｏｆ　ｇｒｏｕｐｓ为截面单元数；Ｗａｌｄ　ｃｈｉ２（１８）为模型显著性检验的卡方值；由于版面关系，各模型中的年度效应未予报告。　事务所任期及会计师任期与操控性应计利润绝　任期与公司调增盈余之问的关系为正Ｕ形关系。　对值之间呈现上述关系，是由于各任期与上调、下调　另一方面，在下调盈余模型０一中，事务所任期　利润程度之问分别存在如下关系的共同作用的结　（ｔｅｎｕｅｒ１）的一次项系数为负，且在５　下显著，其平　果。一方面，在上调利润模型０＋中，事务所任期　方项（ｓｑｔｅｎｕｅｒ１）系数为正，但未能通过１０　的显著　（ｔｅｎｕｅｒ１）的一次项系数和其平方项系数为负，显著　性检验，表明事务所任期与公司下调盈余的幅度之　性检验时发现一次项在１０　９／５下未能通过检验，其平　问呈显著的负相关关系；会计师任期（ｔｅｎｕｅｒ２）的一　方项在５　水平下通过检验，说明事务所任期与公　次项系数为正，且在１　水平下显著，其平方项系数　司上调盈余的幅度之间的关系处在倒Ｕ形的右半　为负，且在１　水平下显著，说明会计师任期与公司　部，即事务所任期与公司向上操纵利润之间呈负相　调减利润的程度之间呈正Ｕ形关系。进一步分析，　关；会计师任期（ｔｅｎｕｅｒ２）的一次项系数为负，其平　操控性应计利润绝对值达最小时的各审计师任期如　方项系数为正，都在１　的水平上显著，表明会计师　表５所示。　表５　事务所的审计任期及会计师的审计任期与操控性应计利润绝对值的关系　模型　事务所的审计任期　会计师的审计任期　形状　顶点对应的任期　形状　顶点对应的任期　模型。　正Ｕ形　８、３７　正Ｕ形　３．５５　模型ｏ＋　倒Ｕ形　一１．７９　正Ｕ形　４．４０　模型。　正Ｕ形　ｌ　６．６８　正Ｕ形　３．４８　注：模型。是以操控性应计利润的绝对值（“６ｓ幽“）为被解释变量、对所有样本单位进行回归的结果；模型Ｏ＋、模型０一分别是以操控性应　计利润大于零（ａｂｓｄａａ１）、小于零（ａｂｓｄａａ２）的样本单位估计的结果。　９０　维普资讯 http://www.cqvip.com

石绍炳：审计师任期与审计质量的关系：基于我国股票市场的实证分析　尽管在调增及调减盈余的模型０＋与模型０一　中，事务所任期与盈余管理程度之间呈现出负相关　参考文献　的关系，但在对所有上市公司而言，事务所任期与盈　［１］ＭＡＵＴＺ　Ｒ　Ｋ，ＳＨＡＲＡＦ　Ｈ　Ａ．１　９６１．Ｔｈｅ　Ｐｈｉｌｏｓｏｐｈｙ　ｏｆ　余管理程度之间呈正Ｕ型关系，而且监管部门对审　Ａｕｄｉｔｉｎｇ［Ｒ］．Ａｍｅｒｉｃａｎ　Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ　Ａｓｓｏｃｉａｔｉｏｎ　Ｍｏｎｏ　计市场进行监管时，并不对调增与调减盈余的上市　ｇｒａｐｈ　Ｎｏ．６．Ｓａｒａｓｏｔａ，ＦＬ：Ａｍｅｒｉｃａｎ　Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ　Ａｓｓｏｃｉ—　ａｔｉｏｎ，１　９６１．　公司进行区分管理。因此可认为，当事务所的审计　［２１　ＤＥＡＮＧＥＬＯ　Ｉ　Ｅ．Ａｕｄｉｔｏｒ　ｉｎｄｅｐｅｎｄｅｎｃｅ，‘ｌｏｗ　ｂａｉｌｉｎｇ’，　任期与会计师的审计任期分别小于８年和４年时，　ａｎｄ　ｄｉｓｃｌｏｓｕｒｅ　ｒｅｇｕｌａｔｉｏｎ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ＆．Ｅ—　审计任期的延长有助于审计质量的提高；当事务所　ｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９８１，３（２）：１１３—１２７．　的审计任期与会计师的审计任期分别超过８年和４　［３］ＰＥＴＴＹ　Ｒ，ＣＵＧＡＮＥＳＡＮ　Ｓ．Ａｕｄｉｔｏｒ　ｒｏｔａｔｉｏｎ：ｆｒａｍｉｎｇ　年时，审计任期的延长有损于审计质量。同时本文　ｔｈｅ　ｄｅｂａｔｅ［Ｊ］．Ａｕｓｔｒａｌｉａｎ　Ａｃｃｏｕｎｔａｎｔ，１　９９６，６６（４）：４０—　４１．　还发现，具有相同特征的公司出于自身利益的需要，　Ｅ４３余玉苗，李琳．审计师任期与审计质量之间关系的理论分　可能会采取不同操控方向的盈余管理行为①。　析［Ｊ］．经济评论，２００３（５）：１２４—１２８．　４结论与研究局限　［５］　ＥＭＢＹ　Ｃ，ＤＡＶＩＤＳＯＮ　Ｒ　Ａ．Ｔｈｅ　ｅｆｆｅｃｔｓ　ｏｆ　ｅｎｇａｇｅｍｅｎｔ　ｆａｃｔｏｒｓ　ｏｎ　ａｕｄｉｔｏｒ　ｉｎｄｅｐｅｎｄｅｎｃｅ：Ｃａｎａｄｉａｎ　ｅｖｉｄｅｎｃｅ［Ｊ］．　本文以我国２０００－－２００５年期间收到标准无保　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ　Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ，Ａｕｄｉｔｉｎｇ＆Ｔａｘａ—　ｔｉｏｎ．１９９８，７（２）：１６３—１　７９　留意见的Ａ股上市公司为样本，用审计师抑制通过　Ｅ６］　ＧＥ１ＧＥＲ　Ｍ　Ａ，ＲＡＧＨＵＮＡＮＤＡＮ　Ｋ．Ａｕｄｉｔｏｒ　ｔｅｎｕｒｅ　ａｎｄ　面板Ｊｏｎｅｓ模型估计的操控性应计利润的能力来衡　ａｕｄｉｔ　ｒｅｐｏｒｔｉｎｇ　ｆａｉｌｕｒｅｓ［Ｊ］．Ａｕｄｉｔｉｎｇ，２００２，２１（１）：６７—７８．　量审计师的审计质量，对事务所任期及会计师任期　［７］ＪＯＨＮＳＯＮ　Ｖ　Ｅ，ＫＨＵＲＡＮＡ　Ｉ　Ｋ，ＲＥＹＮＯＩ　ＤＳ　Ｊ　Ｋ．Ａｕ—　与审计质量的关系进行分析。结果发现，在控制了　ｄｉｔ－ｆｉｒｍ　ｔｅｎｕｒｅ　ａｎｄ　ｔｈｅ　ｑｕａｌｉｔｙ　ｏｆ　ｆｉｎａｎｃｉａｌ　ｒｅｐｏｒｔｓ［Ｊ］．　公司是否具有保牌与保配动机、是否亏损及严重亏　Ｃｏｎｔｅｍｐｏｒａｒｙ　Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ　Ｒｅｓｅａｒｃｈ，２００２，１　９（４）：６３７—　６６０．　损、资产负债率、总应计利润、上市年龄、资产规模和　［８］ＭＹＥＲＳ　Ｊ　Ｎ，ＭＹＥＲＳ　Ｌ　Ａ，ＯＭＥＲ　Ｔ　Ｃ．Ｅｘｐｌｏｒｉｎｇ　ｔｈｅ　年度效应这些可能影响公司操控性应利润水平的因　ｔｅｒｍ　ｏｆ　ｔｈｅ　ａｕｄｉｔｏｒ　ｃｌｉｅｎｔ　ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ　ａｎｄ　ｔｈｅ　ｑｕａｌｉｔｙ　ｏｆ　素后，事务所的审计任期及会计师的审计任期与审　ｅａｒｎｉｎｇｓ：ａ　ｃａｓｅ　ｆｏｒ　ｍａｎｄａｔｏｒｙ　ａｕｄｉｔｏｒ　ｒｏｔａｔｉｏｎ？［Ｊ］．Ｔｈｅ　计质量之间均呈倒Ｕ型关系。进一步分析发现，当　Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ　Ｒｅｖｉｅｗ，２００３，７８（３）：７７９—７９９．　事务所的审计任期小于８年时，事务所审计任期的　［９１　ＤＡＶＩＳ　Ｌ　Ｒ，ＳＯＯ　Ｂ，ＴＲＯＭＰＥＴＥＲ　Ｇ．Ａｕｄｉｔｏｒ　Ｔｅｎｕｒｅ，　延长有利于审计质量的提高，但当其任期超过８年　Ａｕｄｉｔｏｒ　Ｉｎｄｅｐｅｎｄｅｎｃｅ　ａｎｄ　Ｅａｒｎｉｎｇｓ　ＭａｎａｇｅｍｅｎｔＰＺ／ＯＬ］．　Ｗｏｒｋｉｎｇ　Ｐａｐｅｒ，２００２．ｈｔｔｐ：／／ａａａｈｑ．ｏｒｇ／ａｕｄｉｔ／ｍｉｄｙｅａｒ／　时，其审计任期的延长对审计质量具有负面影响；当　０１ｍｉｄｙｅａｒ／ｐａｐｅｒｓ／ｓｏｏ．ｐｄｆ．　会计师的审计任期小于４年时，审计质量会随着会　［１０］李爽，吴溪．中国证券市场中的审计报告行为：监管视角　计师任期的延长而得到提高，当其任期超过４年时，　与经验证据［Ｍ］．北京：中国财政经济出版社，２００３：２７—　会计师任期的延长则有损于审计质量。　３６．７２－９１．　本研究仍存在一些不足之处：第一，未考虑审计　［１１］夏立军，陈信元，方轶强．审计任期与审计性：来自中　国证券市场的经验证据口］．中国会计与财务研究，２００５　师是否为上市公司提供管理咨询服务，若审计师为　（１）：５４—７８．　其提供管理咨询服务，则这可能会影响审计任期的　［１２］陈信元，夏立军．审计任期与审计质量：来自中国证券市　计算，进而影响研究结论；第二，本研究以间接方式　场的经验证据［Ｊ］．会计研究，２００６（１１）：４４－５３．　测度审计质量，而测度指标的有效性在相当程度上　［１　３］ＬＥＮＮＯＸ　Ｃ．Ａｕｄｉｔ　ｑｕａｌｉｔｙ　ａｎｄ　ｅｘｅｃｕｔｉｖｅ　ｏｆｆｉｃｅｒｓ　ａｆｆｉｌｉａ—　决定了研究结论的可靠性，基于不同的衡量指标可　ｔｉｏｎｓ　ｗｉｔｈ　ＣＰＡ　ｆｉｒｍｓ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ＆Ｅｃｏ—　ｎｏｍｉｃｓ，２００５，３９（２）：２０１—２３１．　能会有不同的结论；第三，虽然本文用面板数据模型　［１４］赵学彬，程寨华，赵惟．上市公司股权性质与审计质量关　估计操控性应计利润，但仍不能令人满意地改善某　系的实证分析［Ｊ］．当代财经，２００６（６）；１２５—１２９．　些行业观测单位过少的问题，这会影响操控性应计　利润的估算，对本研究结论可能有直接的影响。　①从表４可发现，保牌（１ｉｓｔ）、保配（ｒｉｇｈｔ）、亏损（１ｏｓｓ）、重亏公司（ｄｌｏｓｓ）、资产负债率（１ｅｖ）以及公司规模对数（１ｎｓｉｚｅ）这些控制变量在调　增与调减利润的样本公司具有不同的影响作用。　９１　维普资讯 http://www.cqvip.com 技术经济　［１５］　ＢＡＬＳＡＭ　Ｓ，ＫＲＩＳＨＮＡＮ　Ｊ，ＹＡＮＧ　Ｊ．Ａｕｄｉｔｏｒ　ｉｎｄｕｓｔｒｙ　ｓｐｅｃｉａｌｉｚａｔｉｏｎ　ａｎｄ　ｅａｒｎｉｎｇｓ　ｑｕａｌｉｔｙ［Ｊ］．Ａｕｄｉｔｉｎｇ，２００３，２２　（２）：７１－９７．　第２７卷第４期　ｓｔｒａｉｎｔｓ　ｉｎ　ｐｕｂｌｉｃ　ａｎｄ　ｐｒｉｖａｔｅ　ｄｅｂｔ　ａｇｒｅｅｍｅｎｔｓ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ＆Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９９０，１２（１－３）：６５—９５．　　ｃｏｖｅｎａｎｔ　ｖｉｏｌａｔｉｏｎ　［２５３　ＤＥＦＯＮＤ　Ｍ　Ｌ，ＪＩＡＭＢＡＬＶＯ　Ｊ．Ｄｅｂｔ０　［１６］　ＢＥＣＫＥＲ　Ｃ　Ｌ，ＤＥＦＯＮＤ　Ｍ　Ｌ，ＪＩＡＭＢＡＬＶＯ　Ｊ，ＳＵＢＲＡ—　ＭＡＮＹＡＭ　Ｋ　Ｒ．Ｔｈｅ　ｅｆｆｅｃｔ　ｏｆ　ａｕｄｉｔ　ｑｕａｌｉｔｙ　ｏｎ　ｅａｒｎｉｎｇ　ａｎｄ　ｍａｎｉｐｕｌａｔｉｏｎ　ｏｆ　ａｃｃｒｕａｌｓ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌＳ　　ｏｆ　Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ　＆Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９９４，１７（１／２）：１４５—１７６．　ＳＨＮＡＮ　Ｇ　Ｖ．Ｄｏｅｓ　ｂｉｇ　６　ａｕｄｉｔｏｒ　ｉｎｄｕｓｔｒｙ　ｅｘｐｅｒｔｉｓｅ　［２６３　ＫＲＩｍａｎａｇｅｍｅｎｔ［Ｊ］．Ｃｏｎｔｅｍｐｏｒａｒｙ＂Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ　Ｒｅｓｅａｒｃｈ，　１９９８，１５（１）：１－２４．　ｃｏｎｓｔｒａｉｎ　ｅａｒｎｉｎｇｓ　ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ？［Ｊ］．Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ　Ｈｏｒｉ－　ｚｏｎｓ，２００３，１７（Ｓｕｐｐｌｅｍｅｎｔ）：卜１６．　Ａ　＆　［１７］　孙铮，王跃堂．资源配置与盈余操纵之实证研究［Ｊ］．财经　研究，１９９９（６）：３－９．　印　［２７］　ＣＨＥＮ　Ｃ　Ｊ　Ｅ，ＣＨＥＮ　Ｓ，ＳＵ　Ｘ．Ｐｒｏｆｉｔａｂｉｌｉｔｙ　ｒｅｇｕｌａｔｉｏｎ。　甜　Ｍ　ｔｅａｒｎｉｎｇｓ　ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ，ａｎｄ　ｍｏｄｉｆｉｅｄ　ａｕｄｉ　ｏｐｉｎｉｏｎｓ：ｅｖｉ—　［１８］　夏立军，杨海斌．注册会计师对上市公司盈余管理的反应　［Ｊ］．审计研究，２００２（４）：２８—３４．　［１９］　陆宇建．我国Ａ股上市公司基于配股权的盈余管理研究　［Ｊ］．河北大学学报，２００３（４）：８９—９４．　Ｅ２０］　伍利娜．盈余管理对审计费用影响分析［Ｊ］．会计研究，　２００３（１２）：３９—４４．　ｄｅｎｃｅ　ｆｒｏｍ　ｃｈｉｎａ［Ｊ］．Ａｕｄｉｔｉｎｇ，２００１，２０（２）：９－３０．　＿罟　盯　［２８３　夏立军．盈余管理计量模型在中国的股票市场的应用研　究ＩＪ］．中国会计与财务研究，２００３（２）；９４—１２１．　Ａ　ＴＨ　Ａ．Ｔｈｅ　ａｃｃｕｒａｃｙ　ｏｆ　ｐｒｏｆｉｔ　ｆｏｒｅｃａｓｔｓ　ｉｎ　［２９３　ＦＩＲＴＨ　Ｍ，ＳＭＩｉｎｉｔｉａｌ　ｐｕｂｌｉｃ　ｏｆｆｅｒｉｎｇ　ｐｒｏｓｐｅｃｔｕｓｅｓ［Ｊ］．Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ　ａｎｄ　ｈ　Ｕ　．１　Ｓ　ｍ　ｎ　［２１］　陈关亭．上市公司财务敏感区间与项目的审计意见［Ｊ］．　会计研究，２００５（７）：３２—３８．　ｙｓｉｓ　ｏｆ　ａｕｄｉｔｏｒ　ｌｉｔｉｇａｔｉｏｎ　ａｎｄ　ａｕ—　［２２３　ＰＡＬＭＲＯＳＥ　Ｚ．Ａｎ　ａｎａｌＢｕｓｉｎｅｓｓ　Ｒｅｓｅａｒｃｈ，１９９２，２２（８７）：２３９—２４７．　ｏａ　ｅｓ　ａｕｄｉｔｉｎｇ　ｒｅｄｕｃｅ　ｂｉａｓ　［３Ｏ］　ＫＩＮＮＥＹ　Ｗ　Ｒ，ＭＡＲＴＩＮ　Ｒ　Ｄ．Ｄｉｎ　ｆｉｎａｎｃｉａｌ　ｒｅｐｏｒｔｉｎｇ？ａ　ｒｅｖｉｅｗ　ｏｆ　ａｕｄｉｔ－ｒｅｌａｔｅｄ　ａｄｊｕｓｔ－　ｄｉｔ　ｓｅｒｖｉｃｅ　ｑｕａｌｉｔｙ［Ｊ］．Ｔｈｅ　Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ　Ｒｅｖｉｅｗ，１９８８，６３　（１）：５５—７３．　ｍｅｎｔ　ｓｔｕｄｉｅｓ［Ｊ］．Ａｕｄｉｔｉｎｇ，１９９４，１３（１）：１４９—１５９．　眦　ＯＴＴ　Ｊ　Ａ，ＴＡＲＰＩＥＹ　Ｒ　Ｌ．Ｅｖｉ—　［３１］　ＮＥＬＳ０Ｎ　Ｍ　Ｗ，ＥＬＬＩ眦　ｄｅｎｃｅ　ｆｒｏｍ　ａｕｄｉｔｏｒｓ　ａｂｏｕｔ　ｍａｎａｇｅｒｓ＂ａｎｄ　ａｕｄｉｔｏｒｓ　ｅａｒｒｌ－　ｉｎｇ　ｃｈｏｉｃｅ　ｉｎ　［２３］　ＤＥＡＮＧＥＬＯ　Ｈ，ＳＫＩＮＮＥＲ　Ｄ　Ｊ，Ａｃｃｏｕｎｔｔｒｏｕｂｌｅｄ　ｃｏｍｐａｎｉｅｓ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ＆Ｅｃｏ—　ｎｏｍｉｃｓ，１９９４，１７（１／２）：１１３—１４３．　　Ｂ．Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ—ｂａｓｅｄ　ｃｏｎ一　［２４］　ＰＲＥＳＳ　Ｅ　Ｇ，ＷＥＩＮＴＲＯＰ　Ｊｉｎｇｓ　ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ　ｄｅｃｉｓｉｏｎｓ［Ｊ］．Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ　Ｒｅｖｉｅｗ，　２００２，７７（４）：１７５－２０２．　Ｔｈｅ　Ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ　ｂｅｔｗｅｅｎ　Ａｕｄｉｔｏｒ　Ｔｅｎｕｒｅ　ａｎｄ　Ａｕｄｉｔ　Ｑｕａｌｉｔｙ：　Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ　Ｒｅｓｅａｒｃｈ　Ｂａｓｅｄ　ｏｎ　ｔｈｅ　Ｓｔｏｃｋ　Ｍａｒｋｅｔ　ｉｎ　Ｃｈｉｎａ　＆Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，Ｂｅｎｇｂｕ　Ａｎｈｕｉ　２３３０３０，Ｃｈｉｎａ）　Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ａｃｃｏｒｄｉｎｇ　ｔｏ　ｔｈｅ　ｄａｔａ　ｏｆ　ｔｈｅ　ｌｉｓｔｅｄ　ｆｉｒｍｓ（Ａ—ｓｈａｒｅ）ｒｅｃｅｉｖｉｎｇ　ｃｌｅａｎ　ａｕｄｉｔ　ｏｐｉｎｉｏｎｓ　ｄｕｒｉｎｇ　２０００　ｔｏ　２００５　ｉｎ　ｔｈｅ　Ｃｈｉｎｅｓｅ　Ｓｔｏｃｋ　Ｍａｒｋｅｔ．　ｔｈｉｓ　ｐａｐｅｒ　ｅｘｐｌｏｒｅｓ　ｔｈｅ　ｒｅｌａｔｉｏｎｓ　ｂｅｔｗｅｅｎ　ＣＰＡ　ｔｅｎｕｒｅ　ａｓ　ｗｅｌｌ　ａｓ　ａｕｄｉｔ—ｆｉｒｍ　ｔｅｎｕｒｅ　ａｎｄ　ａｕｄｉｔ　ｑｕａｌｉｔｙ　ｂｙ　ｍｅａｎｓ　ｏｆ　ｔｈｅ　ａｂｓｏｌｕｔｅ　ａｂｎｏｒｍａｌ　ａｃｃｒｕａｌｓ　ａｓ　ｐｒｏｘｉｅｓ　ｆｏｒ　ａｕｄｉｔ　ｑｕａｌｉｔｙ．Ｉｔ　ｄｒａｗｓ　ｔｈｅ　ｃｏｎｃｌｕｓｉｏｎ　ｔｈａｔ，ｗｉｔｈ　ｏｔｈｅｒ　ｖａｒｉａｂｌｅｓ　ｂｅｉｎｇ　ｆｉｘｅｄ，ｂｏｔｈ　ＣＰＡ　ｔｅｎｕｒｅ　ａｎｄ　ａｕｄｉｔ—ｆｉｒｍ　ｔｅｎｕｒｅ　ａｎｄ　ｔｈｅ　ａｕｄｉｔ　ｑｕａｌｉｔｙ　ａｒｅ　ｉｎ　ｒｅｖｅｒｓｅ‘Ｕ’ｓｈａｐｅ．Ｆｕｒｔｈｅｒ　ａｎａｌｙｓｉｓ　ｉｎｄｉｃａｔｅｓ　ｔｈａｔ，ｗｈｅｎ　ａｕｄｉｔ—ｆｉｒｍ　ｔｅｎｕｒｅ　ｉｓ　ｌｅｓｓ　ｔｈａｎ　８　ｙｅａｒｓ　ａｎｄ　ＣＰＡ　ｔｅｎｕｒｅ　ｉｓ　ｌｅｓｓ　ｔｈａｎ　４　ｙｅａｒｓ　ｒｅｓｐｅｃｔｉｖｅｌｙ，ｉｎｃｒｅａｓｉｎｇ　ａｕｄｉｔ　ｔｅｎｕｒｅ　ｈａｓ　ｐｏｓｉｔｉｖｅ　ｅｆｆｅｃｔｓ　ｏｎ　ｉｍｐｒｏｖｉｎｇ　ａｕｄｉｔ　ｑｕａｌｉｔｙ．Ｈｏｗｅｖｅｒ，ｗｈｅｎ　ｂｏｔｈ　ｔｅｎｕｒｅｓ　ｏｎｃｅ　ｅｘｃｅｅｄ　ｔｈｅ　ｆｉｇｕｒｅｓ　ｍｅｎ—　ｔｉｏｎｅｄ　ａｂｏｖｅ（８　ａｎｄ　４　ｒｅｓｐｅｃｔｉｖｅｌｙ），ｔｈｅ　ｅｘｔｅｎｓｉｏｎ　ｏｆ　ａｕｄｉｔ　ｔｅｎｕｒｅ　ｗｉｌｌ　ｈａｓ　ｎｅｇａｔｉｖｅ　ｅｆｆｅｃｔ　ｏｎ　ａｕｄｉｔ　ｑｕａｌｉｔｙ．　Ｋｅｙ　ｗｏｒｄｓ：ａｕｄｉｔ—ｆｉｒｍ　ｔｅｎｕｒｅ；ＣＰＡ　ｔｅｎｕｒｅ；ｔｈｅ　ｄｉｓｃｒｅｔｉｏｎａｒｙ　ａｃｃｒｕａｌｓ；ａｕｄｉｔ　ｑｕａｌｉｔｙ　９２