西南財大會計考試題目范文第1篇
審計任期往往與審計質量相關, 他們之間的關系, 國內外主要有以下三種觀點:Ghosh&Moon (2005) 認為審計質量與審計任期正相關, 因為隨著審計任期的延長, 審計師對于客戶情況了解的加深, 審計師的專業勝任能力會不斷增強, 從而促使審計質量會不斷提高;劉啟亮 (2006) 認為是審計質量與審計任期負相關, 即隨著審計任期的延長會導致審計質量的下降, 他們認為較長的審計任期有可能影響審計人員的職業判斷, 也會使增加審計師與客戶的“感情”從而對客戶過于寬容, 降低審計獨立性, 進而導致了審計質量的下降;還有一種觀點認為審計任期與審計質量呈U型關系 (陳信元和夏立軍, 2006) ?？梢钥闯? 目前國內外對于審計任期與審計質量并沒有得出一致的結論。
審計質量是一個很難衡量的概念, 有的采用修正的瓊斯模型, 有的采用非標審計意見概率等。本文擬通過采用會計穩健性來作為衡量審計質量的依據, 審計質量的提高可以降低審計師的訴訟風險, 研究發現審計師對從企業管理層那獲得壞消息要比好消息可信賴程度更高, 審計師也是會計穩健性的需求者之一 (Ball, 2003) 。
2 研究設計
2.1 假說提出
隨著現代企業規模的擴大, 普遍存在代理問題, 作為解決代理難題的一個方法, 獨立審計應運而生。通常, 在受托審計的前幾年, 審計師為了降低訴訟風險會要求財務報告具有穩健性, 且會在審計程序上投入更多的精力。隨著審計任期的延長, 審計師與客戶之間互相更為熟悉, 一方面, 審計師更加了解與客戶相關的審計風險, 有降低審計標準和投入的可能性。另一方面, 長期的固定客戶對于審計師事務所而言, 相當于一筆固定的收入。有時, 為了維系長期的契約關系, 注冊會計師有可能降低穩健性的標準, 甚至是與企業管理層“合謀”, 從而使得審計獨立性降低, 財務報告的信息質量同樣也降低。
對企業管理層而言, 由于委托代理關系中, 企業所有者與管理層存在著利益偏差。通常情況下, 管理層報酬的主要是依據是會計盈余來確定, 所以, 管理層出于自身利益的動機, 可能采取相對激進的會計政策從而盡力提高會計盈余, 而不具有穩健性的需求動機。在審計任期的初期, 由于雙方的不熟悉, 管理層預期注冊會計師會嚴格執照會計準則與審計準則進行審計, 對于采取過于激進的會計政策可能會有所顧忌, 因此, 穩健性水平有可能較高。但是隨著審計任期的逐漸延長, 管理層熟悉了審計程序, 可能會在非重點審計領域內操縱盈余, 同時, 也有可能利用雙方的“友誼”, 使得審計師有可能默許管理層一些激進的會計政策、會計估計, 從而降低會計穩健性。因此, 我們提出一下假說:
H:隨著審計任期的延長, 財務報告的穩健程度降低。
2.2 穩健性的計量
會計穩健性一直是會計信息質量的重要特征之一。自從Basu (1997) 開創性的使用模型用于計量會計穩健性以來。該模型即被研究者多次引用。由于我國近年股票回報率波動較大, 致使該模型可能會存在著一定的缺陷。本文采用Ball and Shivakumar (2005) 所設計的應計項目與現金流之間的關系的模型來衡量會計穩健性。應計項目與當期的經營活動的現金流量呈負相關關系 (Dechow, 1994) 。同時, 他們的模型還吸收了應計項目的另外一個作用, 即及時確認經濟利得和損失 (Basu, 1997) 。他們認為應計項目和當期的現金流具有正的相關關系, 產生這種關系的原因在于當期中現金流的修正往往與未來預期現金流呈正相關, 還有, 及時確認未實現的利得和損失是基于預期而不是實現的, 是通過應計項目。所以, 及時性確認利得和損失將會產生正的相關關系。也有人認為這種相關關系是非對稱的, 因為在穩健性原則下, 損失要比利得更加及時的確認。我們設置模型如下:
ACCit:為應計項目, 計算方法是i公司t年的凈利潤減去經營活動產生凈現金流量的差再除以t-1年的總資產。
CFOit:為經營活動的現金流量, 計算方法是i公司t年的經營活動產生的凈現金流量除以t-1年的總資產。
DCFOit:虛擬變量, 若CFOit<0, 取1, 若CFOit>0, 則取0。
CF0it*DCFOit:為交互項, 用于反映未實現損失確認的及時性。
該模型說明了應計項目的作用可以使非對稱確認未實現的利得和損失, Ball and Shivakumar預期β1為負, 增量系數β3為正, 表示會計穩健性。
為了驗證本文的假說, 我們再該模型中加入了審計任期 (TENURE) , 其表達式如下:
TENUREit:為i公司t年的審計任期, 對于因事務所合并而造成的改聘, 本文視作未改聘。
CF0it*DCFOit*TENUREit:交互項, 用于衡量審計任期對會計穩健性的影響, 依據本文的假說, 審計任期越長, 審計師的獨立性越差, 會計穩健性越差, 我們預期β7為負。
2.3 樣本選擇和數據來源
我們選擇了2008-2009年西南四省 (市) 上市公司的數據為樣本, 并進行了篩選: (1) 鑒于金融保險行業的特殊性, 刪除了該類公司; (2) 刪除了部分數據異常的ST類公司; (3) 剔除數據缺失的公司; (4) 剔除當年的IPO, 最后得出樣本公司觀測值134家。應該注意到, 我們所選擇的樣本量過小也可能帶來一些問題。上述財務數據均由各公司年報中獲得, 運用STATA11進行統計回歸分析。
3 實證結果與分析
3.1 描述性統計
表1報告了主要變量的描述性特征。我們可以發現, ACCit的均值為-0.045, 中位數為-0.033, 說明ACCit的分布比較均勻, 均值稍小于中位數, 具有左偏的特點, 存在會計穩健性。CF0it的均值稍大于中位數, 就整體而言, 觀測樣本的上市公司獲得了正的現金流量。DCFOit的均值說明有8.69%的企業經營現金流量為負。TENUREit的最小值為1, 說明存在當年變更會計師事務所的情況, 最大值為17, 說明存在著上市以來基本不改變會計師事務所的企業, 均值為7.87, 中位數為8.5, 說明樣本企業的審計任期均比較長。
為了進一步研究審計任期對會計穩健性的影響, 我們將審計任期進一步細化, 我們以陳信元 (2006) 和劉啟亮 (2006) 以5年為界為標準, 審計任期小于5年的為短任期, 其他未長任期, 我們得出, 在134個觀測值中, 有45個為短任期, 大約占了33.58%, 說明西南省市中大部分企業為長任期。
3.2 回歸分析
表2報告了多變量的回歸結果, 模型1是對于第一個式子的回歸結果, 該表中, β3代表CF0it*DCFOit的系數。該式子主要檢驗樣本是否具有穩健性。我們發現, β1為-88.9%, 說明有88.9%的噪音被應計項目所抵消, 印證了Dechow (1998) 的觀點。β3為正, 且P值為0.01, 說明該系數的顯著性水平比較高, 同時, 證明了穩健性特征在樣本公司數據中存在。
模型2是加入了審計任期的會計穩健性回歸的結果, 同樣, β3代表了CF0it*DCFOit的系數, β7代表CF0it*DCFOit*TENUREit的系數。我們可以看出, 有部分系數在統計上并不顯著 (如β2的P值為0.24) , 但對結果的影響不大, 我們注意到, β3的系數仍然為正, 且在10%的顯著性水平下顯著, 表明樣本仍然具有穩健性。β7的系數顯示為負, 且在10%的顯著性水平顯著, 表明隨著審計任期的延長, 會計上對壞消息的反應速度變慢, 驗證了本文的假設, 即隨著審計任期的延長, 財務報告的穩健性程度降低。
有效的審計市場可以幫助提高財務報告的質量, 充分發揮資本市場在資源配置中的作用。穩健性是盈余質量的重要屬性, 具有很強的治理效用, 能夠保護廣大投資者的利益。本文以西南四省 (市) 上市公司的數據為研究對象, 使用應計項目和現金流之間的關系模型, 實證檢驗了審計任期與會計穩健性的關系。研究發現審計任期與會計穩健性負相關, 即伴隨著越來越長的審計任期, 會計穩健性程度越低, 我們可以推出, 由此造成的審計質量也較差。
限于時間與技術的原因, 本文所采用的數據為西南四省 (市) 上市公司的樣本數據, 樣本量較小, 造成了回歸分析中可能存在的大量問題。雖然驗證了我們的假說, 但文中回歸中諸如共線性等問題仍然需進一步的檢驗與完善。
摘要：美國《薩班斯——奧克斯法案》要求強制輪換會計師事務所, 我國也有簽字注冊會計師定期輪換的制度。這些法規政策的存在說明審計任期與審計質量之間必然存在著一定的聯系。獨立審計的最終目的是為了提高會計信息的質量。而會計穩健性是會計核算的重要原則, 我國會計準則將會計穩健性作為會計信息質量要求的一個重要部分。通常, 人們認為隨著審計任期的延長, 審計師與客戶存在著諸多足以影響審計質量的利益關系。為此, 試圖從會計穩健性的角度來研究審計任期與審計質量的關系。
關鍵詞：審計任期,會計穩健性,審計獨立性
參考文獻
[1]Basu S.The conservatism principle and the asymmetric timeliness of earnings[J].Journal of Accounting and Economics, 1997, 24 (1) :3-37.
[2]陳旭東, 黃登仕.公司治理與會計穩健性:基于上市公司的實證研究[J].證券市場導報, 2007, (3) , 10-17.
[3]李增泉, 盧文彬.會計盈余的穩健性:發現與啟示[J].會計研究, 2003, (2) :19-27.
[4]劉啟亮.事務所任期與審計質量——來自中國證券市場的經驗數據[J].審計研究, 2006, (4) :40-49.