审计师在成为客户经理之前，是否更容易对未来雇主进行审计？_审计师论文

审计师成为客户高管前对未来雇主的审计更宽松吗？，本文主要内容关键词为：雇主论文,宽松论文,高管论文,审计师论文,客户论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

      一、研究动机与问题的提出

      对于从审计师成为客户高管的旋转门现象，学术界在近年来已积累了一定数量的研究成果，但大部分都围绕审计师成为客户高管之后的审计质量或财务报告质量(如Menon和Williams，2004；Lennox，2005)。在少数考察了审计师与客户形成雇佣关系的前因的文献中，尽管吴溪等(2010)的案例研究发现审计师在与客户形成雇佣关系之前存在着审计质量减损的情形，但目前唯一的大样本经验研究(Geiger等，2005)并未发现旋转门事件之前伴随着明显的审计质量减损。

      审计师在成为客户高管之前是否伴随着负面的实际审计质量，具有明显的政策含义和学术研究价值。一方面，舆论普遍担心审计师对潜在雇佣关系的动机可能损害审计质量，而安然事件后监管者也加强了对旋转门现象的监管(比如美国萨班斯法案设置了一年的冷冻期)，但目前基于大样本的经验证据似乎意味着旋转门事件之前并无明显的不利于实际审计质量的前因，从而对监管政策的基础提出了挑战。另一方面，Lennox(2005)也指出，研究者有必要进一步考察雇佣关联是否会损害审计师在离开事务所之前的审计质量。

      以往文献未能发现审计师—客户雇佣关系之前伴随着更低的审计质量，一个可能的原因是其研究环境(如美国)无法公开观察到审计项目负责人，从而研究者难以区分出在雇佣关系形成前，哪些年度审计由跳槽审计师负责，而哪些年度审计不是由跳槽审计师负责。这种区分之所以可能重要，是因为未来的客户雇佣关联主要影响那些事后跳槽至客户的特定审计师，而不可能适用于事后并未跳槽至客户的其他审计师。相应地，如果客户雇佣关系确实削弱审计质量，那么理论上应当主要是事后跳槽至客户的特定审计师负责审计未来雇主时导致的，而不是非跳槽审计师负责审计时导致的。如果把两种情形混合起来，则不容易发现审计质量被削弱的证据。

      中国的制度背景可以改进以往文献的上述局限，这是因为中国资本市场中可以公开观察到上市公司审计项目负责人，从而在识别出发生了审计师成为客户高管的旋转门事件后，可以区分出在旋转门事件之前，哪些年度审计由跳槽审计师负责，而哪些年度审计不是由跳槽审计师负责。

      二、旋转门事件的识别方法与样本设计

      首先需要识别出审计师担任上市公司高管的情形。CSMAR数据库提供了自2004年起的上市公司高管简历数据，于是对2004-2013年度沪深两市所有A股上市公司高管简历进行了分析。本研究考察审计师成为客户高管前的年度审计严格程度，如果观察到某审计师背景的公司高管，那么该高管在担任高管职务首个年度的上一年度在理论上是该高管担任审计师的最后一年①。

      在简历中搜索“会计师事务所”或类似表述，初步识别出具有会计师事务所工作经历的公司高管观测，随后详细阅读每一个观测，并要求留存下来的观测同时符合以下条件：(1)该观测不属于独立董事或监事；(2)该观测属于首次担任高管的年度；(3)该观测明确披露了高管此前任职过的事务所名称。图1展示了我们对研究样本的识别和选取方式。

      根据图1组A，在具有会计师事务所工作经历的高管X在担任高管的首个年度t，如果公司Y的主审事务所K与高管此前任职过的事务所一致(或与高管多个曾任职事务所中的某一个事务所一致)，我们将该公司识别为旋转门客户，将该高管识别为旋转门事件中的跳槽审计师。共识别出156例典型的旋转门事件，然后观察跳槽审计师在担任高管的首个年度之前所在事务所K的历次年度审计情况(最长追溯至第t-10期，且不早于1998年②，下同)。通过观测历年审计报告中披露的“签字注册会计师”，得以区分旋转门客户在哪些年度是由跳槽审计师负责审计的(比如图1组A中的t-j1期)，而哪些年度则没有负责(比如图1组A中的t-j2期)。

      我们将有跳槽审计师负责的年度观测作为本研究的实验样本(共67个公司—年度观测)，而没有跳槽审计师负责的年度观测作为第一类控制样本(共399个公司—年度观测)。统计了跳槽审计师在担任客户高管首个年度之前(最早追溯至第t-10期)为客户年审签署审计报告的频次分布。统计显示，跳槽审计师负责客户审计的绝对频次相对集中于跳槽前的近五年(69%)，占近五年旋转门客户所有年度审计观测数的14.2%。而在跳槽前的更早期间(t-6至t-10)，跳槽审计师负责客户审计的绝对频次为21次，占同期旋转门客户所有年度审计观测数的14.9%。总体而言，跳槽审计师与旋转门客户之间的业务关系维系是相对平稳和持续的。

      第一类控制样本有两个重要作用。首先，在旋转门事件的相关研究中，容易面临的内生性问题是审计师一旦选择到企业任职，给定审计师对自身未来职业发展的慎重态度、已经积累的评判企业经验及潜在的再次择业机会，其最终选定的企业通常具备较好的基本面。由于第一类控制样本对应的公司与实验样本对应的公司是同一批公司，其内在特质基本一致，因此可以比较理想地排除内生性问题的解释。第二个作用在于，以往文献未能在实验样本和第一类控制样本间做出区分，可以检验是否做出区分对实证研究结果的影响③。

      

      图1 研究样本的识别和选取方式

      我们还识别了公司雇佣审计师担任高管的常规情形，作为第二类控制样本(图1组B)。在实务中，存在着不少上市公司聘请了具有会计师事务所从业经历的审计师担任高管，但该审计师或其曾任职事务所从未给公司提供过年审服务(表现为公司的主审事务所与高管此前任职过的事务所都不一致)。我们识别出628例此种情形，并将此情形中的审计师担任高管首个年度之前由公司现任主审事务所负责的上市公司历次年审观测(最长追溯至第t-10期)作为第二类控制样本(共1400个公司—年度观测)。第二类控制样本与实验样本(及第一类控制样本)的共同特征是，所涉及的上市公司都从事务所雇佣了专业的审计人员到本公司担任高管(即都看重高管人员的财会专业素养)，同时也都有审计人员愿意选择其作为新的职业发展平台(即公司具有较好的发展前景)。因此第二类控制样本同样可以较好地克服内生性的干扰，同时也能够与第一类控制样本进行对比、印证，增强检验结果的稳健性和说服力。

      三、研究设计

      围绕旋转门之前的审计质量，目前仅有一篇基于大样本的经验研究(Geiger等，2005)。为了与以往文献的结果尽可能具有可比性，我们与Geiger等(2005)一样，采用可操控应计额指标作为审计后财务报告质量的替代变量。采用可操控应计额推断审计质量具有明显的局限性(Bamber和Bamber，2009)，因为公司的可操控应计额可能是审计前就已经具备了的特征，而并不一定是审计师进行审计而造成影响。但在第二部分已经讨论过，我们设计了两类控制样本与实验样本相对照，从而最大程度地克服了潜在的内生性干扰。具体检验模型如下：

      

      与Geiger等(2005)一样，模型(1)和(2)中的因变量｜DA｜是按照Jones(1991)模型估计的可操纵性应计额绝对值(采用分年度、分行业的截面估计方法)④。模型(1)中的实验变量为RDCLIENT，取1时表示旋转门现象发生前的旋转门客户观测(包括本文的实验样本和第一类控制样本观测)，取0时表示第二类控制样本观测。模型(1)的主要目的是考察如果按照以往文献的做法(即不区分跳槽审计师是否担任未来雇主的审计项目负责人)，将得到何种结果，从而既和以往文献形成类似的研究设计，又可以与改进后的研究设计，即模型(2)的结果进行对比。

      模型(2)中的实验变量为RDPTN和NRDPTN。RDPTN取1时表示在旋转门现象发生前的旋转门客户观测中有跳槽审计师担任“签字注册会计师”(即本文的实验样本)，取0时表示其他情形。NRDPTN取1时表示在旋转门现象发生前的旋转门客户观测中没有跳槽审计师担任“签字注册会计师”(即第一类控制样本)，取0时表示其他情形。基于此前讨论，我们预期主要是跳槽审计师负责未来雇主的审计业务时更加宽松，从而伴随更高的盈余管理程度，因此预期RDPTN的系数显著为正。同时，没有特别明显的理由预期非跳槽审计师会对旋转门客户特别宽松，因此预期RDPTN与NRDPTN的系数存在显著差异。

      基于以往文献(Myers等，2003；Geiger等，2005；Lennox和Li，2012)，设置以下控制变量：LTA(期末资产总额取自然对数)；ROA(当期净利润/期末资产总额)；LOSS(取1时表示当年发生亏损，否则取0)；LEV(期末负债总额/期末资产总额)；CFO(当期经营活动现金净流入/期末资产总额)；AGE(公司上市年限)；BIG4(取1时为国际“四大”事务所审计，否则取0)；TENURE(事务所的连续审计任期)；INDGROWTH(公司所在行业的收入增长率)。此外，还控制了公司产权性质(SOE，取1时表示公司的第一大股东为国有性质，否则取0)。最后，模型控制了年度和行业固定效应(按照证监会行业分类)。本文所用财务数据来自国泰安数据库。

      需要说明的是，我们将样本范围限定在收到标准审计意见的公司—年度观测。这样做的考虑在于：如果公司的审计前盈余管理幅度较高、审计师提出调整建议，但公司拒绝调整，从而可能会出现经审计的盈余管理幅度仍然较高、而审计师出具了非标准审计意见的局面。这种情况下我们并不认为审计师表现出宽松的审计态度。相反，如果一家公司盈余管理程度很高却仍然收到标准无保留意见，则更可能意味着审计师表现出了较宽松的审计态度。将分析样本限定在收到标准审计意见的观测能较好地解决上述问题。

      经过上述设计，剔除了非标准审计意见观测、缺失变量观测以及金融业公司观测共532例，最终的全样本共包含1998-2012年间的1334例观测，其中实验样本58例(有跳槽审计师签字的旋转门客户观测)，第一类控制样本观测254例(没有跳槽审计师签字的旋转门客户观测)，第二类控制样本观测1022例。

      四、实证分析结果

      (一)描述性统计与单变量分析

      未列报的组间差异检验显示，实验样本的｜DA｜显著大于第一类控制样本，同时也显著大于第二类控制样本；而在两类控制样本之间并无显著差异。在公司特征变量方面，除了与计算总应计额有关的两个指标(账面利润率ROA和经营活动现金流CFO)，实验样本与两类控制样本整体上没有显著差异，意味着我们的研究设计能在相当程度上克服旋转门事件研究中与公司特征相关的内生性干扰。

      (二)模型(1)-(2)的多元分析结果

      表1列示了模型(1)-(2)的OLS回归分析结果。模型(1)的结果显示，RDCLIENT的系数与零无显著差异。这与以往文献的结果类似，似乎说明在审计师—客户雇佣关系形成之前并没有伴随着更高的盈余管理幅度。对模型(2)的分析则呈现了不同的结果，其中RDPTN的系数为0.019，显著大于零(p=0.012)，而NRDPTN的系数与零无显著差异(p=0.564)。进一步检验显示RDPTN的系数显著大于NRDPTN的系数(F统计量=4.40，p=0.037)。这意味着，当跳槽审计师负责未来雇主的年度审计时，公司呈现出更高的盈余管理程度；而跳槽审计师没有负责未来雇主的年度审计时，旋转门客户的盈余管理程度与第二类控制样本之间并不存在显著差异。我们的证据展示了如果不区分跳槽审计师是否负责未来雇主的年度审计，确实容易使得研究者难以发现审计质量被削弱的显著结果。另一方面，我们的证据也显示，与其他审计师相比，跳槽审计师对未来雇主的审计表现出更宽松的态度。此外，控制变量ROA、LOSS、LEV、INDGROWTH(CFO)的系数显著为正(负)，与以往文献的发现一致(Myers等，2003；Lennox和Li，2012)。

      

      (三)区分盈余管理的方向

      为了进一步理解跳槽审计师对未来雇主的宽松审计态度的主要体现途径，我们区分可操控应计额的正负方向。具体而言，将全样本按DA ＞0和DA ＜0分成两个子样本，并在两个子样本中对模型(2)进行截取(truncated)回归(Myers等，2003)。表2显示，对于DA ＞0的子样本，RDPTN的系数0.026显著大于零(p＜0.01)，NRDPTN的系数0.002与零无显著差异，且RDPTN与NRDPTN的系数存在显著差异(F统计量=10.96，p＜0.001)。对于DA ＜0的子样本，RDPTN和NRDPTN的系数与零均无显著差异，二者系数差异亦不显著(F统计量=0.27，p=0.60)。上述结果表明，当跳槽审计师负责未来雇主的年度审计时，主要对未来雇主的调增利润的盈余管理采取了更宽松的态度；而对于调减利润的盈余管理，跳槽审计师是否负责审计对审计结果并无显著影响。

      

      (四)跳槽审计师负责的其他审计客户

      为了进一步理解跳槽审计师是否只是有选择地对未来雇主表现出更宽松的审计态度，我们识别了跳槽审计师在担任旋转门公司高管之前的t-10至t-1期间在曾任职事务所K(参见图1组A)签署过的所有审计业务。我们发现，除了此前识别出的、负责未来雇主年审业务的67例观测外，仅识别出10例由跳槽审计师负责的其他公司年审观测。

      在模型(2)的基础上增加设置变量RDPTN_OtherClient(取1时表示跳槽审计师负责审计的、除了未来雇主以外的其他客户，否则取0)，并在原有的全样本基础上增加RDPTN_OtherClient取1的观测(在按照与全样本相同的样本筛选程序后此类观测从10个减至7个)。未列报的回归结果显示，RDPTN_OtherClient的系数为-0.024，在5%水平上显著小于零，与RDPTN的系数存在显著差异(p=0.002)，而其他实验变量的结果与表1基本一致。这意味着跳槽审计师可能选择性地对未来雇主表现出更加宽松的审计态度，而对自己负责的其他客户的审计态度反而更加严格。

      (五)区分旋转门事件前的时间远近

      为了进一步理解跳槽审计师是在什么时间阶段对未来雇主表现出更宽松的审计态度，将模型(2)中的RDPTN替代为两个变量：RDPTN_Recent(取1时表示跳槽审计师负责审计未来雇主，且年审发生在旋转门事件前的t-3至t-1期间，否则取0)和RDPTN_Remote(取1时表示跳槽审计师负责审计未来雇主，且年审发生在旋转门事件前的t-10至t-4期间，否则取0)。考虑到表3已显示主要结果源于调增利润的盈余管理，我们主要关注DA ＞0子样本(n=703)的实验变量结果。未列报的结果显示，RDPTN_Recent和RDPTN_Remote的系数分别为0.031和0.021，均在5%水平上显著大于零，且两个变量的系数之间无显著差异(p=0.53)。这意味着跳槽审计师对未来雇主的宽松审计态度并非仅限于临近跳槽时，在承做未来雇主年审业务的较早年份也同样表现出了比较宽松的态度。该规律与吴溪等(2010)基于个别案例的发现是一致的。此前的统计显示，旋转门公司是跳槽审计师在事务所执业期间负责的主要上市客户，因此客户重要性造成的独立性威胁可能解释为何跳槽审计师即使是在执业较早阶段也对未来雇主表现出较为宽松的态度。

      以往大样本实证文献并未发现审计师在成为客户高管前对未来雇主实施了更加宽松的审计。本文通过区分跳槽审计师在旋转门事件发生前是否负责未来雇主的年度审计，发现当跳槽审计师负责未来雇主的审计业务时，未来雇主当年呈现出显著更高的盈余管理幅度；而跳槽审计师不负责未来雇主的审计业务时，未来雇主当年则未呈现出更高的盈余管理幅度。

      进一步的分析表明：跳槽审计师对未来雇主的宽松审计态度主要体现在调增利润的盈余管理上；这种宽松态度仅是针对未来雇主的，并没有系统性地体现在跳槽审计师负责的其他审计客户上；这种宽松态度在临近跳槽的年份以及较早年份都有显著体现。

      本文的学术贡献在于，通过改进以往文献的方法局限，首次提供了较为系统的档案式证据显示旋转门现象很可能存在着不利于实际审计质量的前因，加深了对审计师与审计客户形成雇佣关联的内在机理之理解。本文的实务及政策含义在于，我们的证据支持监管者对审计师到审计客户担任高管的顾虑，也支持信息使用人进一步关注审计师到审计客户任职的事件，尤其是重新审视审计师此前负责雇主客户的审计业务质量。

      本文的潜在局限在于实验样本规模不大，一个重要因素是离开事务所的审计师要成为达到上市公司公开披露级别的高管，还是比较不容易的。然而给定这样的约束，仍然发现实验样本与控制样本的显著差异，意味着本文的结果是相对稳健的。

      ①也有可能是审计师在更早年份就已经进入公司，经过数年发展后才开始担任能够进入公开披露级别的高管职位。由于很多高管简历未详尽披露，我们无法精确识别出审计师离开事务所的最后年度。但这种情形的存在并不影响本文的研究设计，同时也部分解释了为何在不少观测中跳槽审计师最后一次负责未来雇主审计业务的年度与该审计师担任公开披露级别高管的首个年度之间存在若干年的间隔。

      ②该年度为现金流量表数据的最早披露年度，而我们的分析涉及现金流量表数据。

      ③有顾虑认为跳槽审计师即使不签署审计报告，仍可能通过各种方式影响到其他签字审计师对旋转门公司的审计态度和结果。这种情况的存在将缩小实验样本和第一类控制样本的审计结果差异。但我们的结果显示两组样本仍存在显著差异，意味着这种顾虑不仅不会削弱、反而会加强我们的结论。

      ④未列报的结果显示，采用修正Jones模型估计的可操控应计或经过业绩调整估计的可操控应计，均不会对主要结果产生实质性影响。

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