ＣＰＡ法律责任制度变迁对审计质量的影响

1、法律责任制度变迁对审计质量的影响法律责任制度变迁对审计质量的影响一、问题的提出为促使注册会计师(pa)更好地履行对企业会计报表进展鉴证的职责，以到达有效保护股东和其他利益相关者合法权益的目的，我国陆续出台了一系列法律制度来规定pa的法律责任，这些法律制度主要有：1994年1月1日正式施行的?中华人民共和国注册会计师法?，1996年1月1日公布的?中国注册会计师独立审计准那么?(以下简称?独立审计准那么?)和1996年4月4日最高人民法院发布的?关于注册会计师事务所为企业出具虚假验资证明应如何处理的复函?(又称56号法函)。?独立审计准那么?根本确定了我国独立审计职业标准，使社会公众对独立审计工

2、作质量有了衡量标准，为识别独立审计有无过失行为提供了根据。56号法函成为独立审计出具虚假验资报告的民事责任的第一个专门的司法解释，也使得社会公众对独立审计的民事法律责任有了初步理解。1999年公布的?证券法?规定了会计师事务所出具虚假审计报告应该承当的法律责任。2002年1月15日最高人民法院发布的?关于受理证券市场因虚假陈述引发的民事侵权纠纷案件有关问题的通知?(以下简称?1.15通知?)与2022年1月9日?最高人民法院关于审理证券市场因虚假陈述引发的民事赔偿案件的假设干规定?(以下简称?1.9规定?)，加大了民事责任的惩罚力度。但是否促进了审计质量的进步，尽管有标准研究对此持肯定态度，但

3、还缺乏检验证据的支持。二、文献综述在国外，ze-vnnapalrse(1988)通过经历数据测试发现，加大法律处分有利于进步审计质量。dpuhking(1992)通过实验研究讨论不同程度的审计师法律责任对审计效劳需求和供应的影响，结论说明审计师承当的法律责任和审计质量在一定程度上具有相关性，忽略责任制和严格责任制比无责任制可以进步审计质量，但严格责任制下的审计质量并不比忽略责任制下的高，即加重审计师的法律责任并不总能进步审计质量。derekkhartsuilpae(1998)的研究结论大致一样。针对我国的情况，刘峰、张立民等(2002)认为，中国审计市场不需要高质量的审计效劳，审计师没有动力提

4、供高质量的审计效劳，也就意味着加重法律责任安排并不一定能促使审计师进步审计质量。吴联生、顾智勇(2002)认为，注册会计师相关法律对注册会计师审计质量的责任合约安排能否确保高质量的审计，关键在于责任合约安排是否能让作为理性经济人的注册会计师主动地去履行合约安排，合约安排的关键在于必须使注册会计师违背合约的本钱大于由此带来的收益。李爽和吴溪(2022)认为，审计师明显地感觉到自身的法律责任越来越重，但审计质量似乎并没有得到明显的进步。李明辉、曲晓辉(2022)就虚假财务报告及其法律责任相关问题进展问卷调查，结果说明公司治理构造不完善、监管部门对虚假陈述惩罚不力、缺乏有效的民事诉讼制度是形成虚假财

5、务报告的重要原因。刘成立(2022)的研究认为，具有较高专业胜任才能和独立性的事务所并没有提供高质量的审计效劳，其主要原因在于审计师面临的法律风险很低，严厉的法律环境有助于进步审计质量。张奇峰、雷光勇(2022)从需求和供应两方面分析了独立审计市场中的审计质量平衡状况及其成因，认为现有法规对审计师的鼓励缺乏、约束不够，目前审计师提供的审计效劳质量难以到达社会公众的期望要求。三、研究方法(一)审计质量的衡量国外大量研究发现，截面jnes模型估计出的操纵性应计利润可以有效地衡量公司盈余管理的程度(subraanya，1996；bartv，gul和taui，2000)。操纵性应计利润与事务所遭受诉讼

6、、出具非标准无保存审计意见的概率正相关(heninger，2001；bartv，gul和tsui，2000)。公司具有边际re代表其盈余管理的可能性更高(蒋义宏，1998；hert和yuan，2022)，说明截面jnes模型在国内市场同样具有适用性。此外，夏立军(2022)在对中国上市公司的利润表和现金流量表进展解析的根底上，对多个盈余管理计量模型及其调整模型在中国证券市场的使用效果进展了比拟，发如今中国证券市场上，相对其他模型来说，分行业估计并且采用线下工程前总应计利润作为因变量估计行业特征参数的截面jnes模型可以较好地提醒公司的盈余管理。因此，本文借鉴yers，yers和nler(202

7、2)的研究方法，采用陈信元、夏立军(2022)一样的做法，以公司操纵性应计利润来衡量审计质量。(二)样本选择和数据来源我们选取的研究样本分别是1994年、1997年、2000年和2022年的上市公司。并对这些样本公司执行如下挑选：(1)剔除当年度新上市(距年度报告日上市时间不到1年)的公司。剔除这些公司的原因是，本文需要用到上年财务指标以计算公司操纵性应计利润，而新上市公司上年财务数据会引起操纵性应计利润计算的误差；(2)剔除金融保险行业公司。因为它们的应计利润和其他行业相比具有独特性；(3)剔除数据不全的样本。为了保证每一年份、每一个行业组合有足够的样本可以进展回归分析，并使分类具有合理性，

8、我们参照陈武朝、张泓(2022)的做法对行业进展了适当归并和调整。1、删去a(农、林、牧、渔业)、b(采掘业)、i(金融、保险业)三类行业的公司。2、将类(制造业)中的行业代码进展适当调整。由于类公司数量多，除保存4(石油、化学)、6(金属、非金属)、7(机械、设备、仪表)、8(通信、电子)四类公司外，将其他类公司全部归并到9(其他制造业)。3、保存g(邮电通信业)、h(批发和零售贸易)、j(房地产业)三类公司，而将属于d、e、f、k、l类的公司全部合并到(综合类)。经过上述调整，最终得到4、6、7、8、9、g、h、t、9个行业。(三)检验模型和变量说明本文构建如下模型检验pa法律责任安排的制

9、度变迁与审计质量之间的关系：dai=0+1d1997+2d2000+3d2022+4tenurei+5sithi+6big10i+7grthi+9sizei+10adjra1+10levi+i其中，0为截距，110为回归系数，为残差。模型中各变量的含义如下：1.因变量。da1是经过上年末总资产调整后的公司i当年的操纵性应计利润，代表公司盈余管理的程度。根据夏立军(2022)的做法，dai由调整后截面jnes模型确定，计算公式是dai=tai/ai-ndai。其中，tai为公司i当年包含线下工程的总应计利润，即tai=nii-fi，其中，nii为公司i当年净利润，fi为公司i当年经营活动现金流量

10、净额，ai为公司i上年年末总资产，ndai为经过上年年末总资产调整后的公司i当年非操纵性应计利润。1998年之前，上市公司并未披露现金流量表。为此，本文根据如下公式计算经营活动现金净流量：经营活动现金净流量=营业利润+补贴收入-所得税+固定资产折旧额(累计折旧年末余额-累计折旧年初余额)+无形资产摊销额(无形资产年初数-无形资产年末数)+财务费用+递延税款变动数-(流动资产增加额-货币资金增加额-短期投资增加额-一年内到期的长期债券投资增加额)+(流动负债增加额-短期借款增加额-应付股利增加额-一年内到期的长期负债增加额)ndai根据以下方程(1)计算而得到。ndai=1+2(revi/ai)

11、+3(ppei/ai)(1)其中：revi是公司i当年主营业务收入和上年主营业务收入的差额，ppei是公司i当年末固定资产原值，1，2，3是行业特征参数。这些行业特征参数的估计值根据以下方程(2)，并分年度运用经过不同行业分组的数据进展回归获得。gai=1+2(revi/ai)+(ppei/ai)+i(2)其中：1，2，3是1，2，3的ls估计值；gai是公司i的线下工程前总应计利润，即gai=ii-fi，其中ii为公司i当年营业利润，i为残差项；其他变量含义同前。2、测试变量。测试变量d1997，d2000，d2022均为虚拟变量，用来检验不同阶段pa法律责任安排对审计质量的影响。假设样本属

12、于1997年及以后期间，d1997取值为1，否那么为0；假设样本属于2000年及以后期间，d2000取值为l，否那么为0；假设样本属于2022年及以后期间，d2022取值为1，否那么为0。3、控制变量。tenurei为审计任期，审计任期是公司所聘任的事务所为其提供审计效劳的累计年份。详细来说，我们把ip审计(即三年加一期的上市审计)作为审计任期的第一年，假如以后未发惹事务所变更，那么审计任期按年累加；假如发惹事务所变更，那么将变更当年作为新任事务所审计任期的第一年；假如发惹事务所合并，那么合并前后的审计任期连续计算。sithi是虚拟变量，用以控制事务所变更对操纵性应计利润的影响。假如负责公司当

13、年年度报告审计的事务所与上一年度不同，那么取值为1，否那么为0。big10i是虚拟变量，用以控制事务所规模对操纵性应计利润的影响，我们以会计师事务所审计客户的数目对事务所的规模进展排名。假如负责公司当年年度报告审计的事务所是国内十大事务所，那么取值为1，否那么为0。grthi、tizei，adjrai、levi分别代表行业成长性、公司规模、经营业绩、资产负债率。grthi为公司主营业务增长率，等于公司当年主营业务收入总额与上年相应数据的比值，sizei为公司当年末总资产的自然对数，adjrai为公司当年营业利润与年末总资产的比值，levi为公司年末负债总额与总资产的比值。四、研究结果(一)样本

14、特征描绘性统计表1给出了样本公司中各变量的描绘性统计数据。从表中可以看出，da的均值为-0.0019，标准差为0.1446，分布大致对称。审计任期最大值为12，最小值为1。sithi的均值为0.062，说明上市公司很少更换会计师事务所。上市公司中由国内十大会计师事务所审计的比例为32.7。(二)变量的pearsn相关分析表2报告了相关变量的pearsn相关分析。从分析的结果看，可操控性应计利润da与d2022具有相关性，说明从?1.15通知?和?1.9规定?发布后，审计质量有明显进步。此外，da还与size、adjra、lev相关。但还需要进一步做多元回归检验。从整体看，检验模型中的自变量之间

15、不存在严重的共线性问题。(三)多元回归分析表3是检验模型的多变量分析结果。从表中可以看出，可操控性应计利润da与d2022在5程度上显著相关，说明从?1.15通知?和?1.9规定?发布后的2022年开场，法律责任的安排对审计质量起到了明显的促进作用。此外，da还与adjra在1程度上显著相关，说明企业进展盈余管理的主要手段是通过调整非营业收入进展。da与审计任期、审计变更、会计师事务所规模等变量关系不显著，因此，从市场整体看，会计师事务所参与盈余管理的现象不严重。五、研究结论及其解释、启示通过对上述模型的多元回归分析，可以发现从1994年?中华人民共和国注册会计师法?的施行、1996年出台的?

16、独立审计准那么?、1999年公布?证券法?到2002年发布的?1.15通知?和2022年的?最高人民法院关于审理证券市场因虚假陈述引发的民事赔偿案件的假设干规定?一系列关于审计师法律制度变迁，只有从?1.15通知?和?1.9规定?发布后，法律责任安排才开场对审计质量起到明显的促进作用，而此前公布的有关pa法律责任的制度规定对审计质量的促进作用甚微。产生这种现象的重要原因是：1994年公布的?中华人民共和国注册会计师法?对pa的法律责任只是做了初步规定，由于审计案件的断定需要专业知识，该法在操作上缺乏技术支撑。1996年公布的?独立审计准那么?虽然提供了专业判断标准，为识别独立审计有无过失提供了技术支持。在西方，审计准那么可以为断定pa法律责任提供根据，但