证券资格所备案制改革提高了审计质量吗？

常思源

（首都经济贸易大学 北京 100070）

一、引言

我国资本市场全面推行证券发行注册制度后，资本市场中新三板挂牌公司及上市公司数量近年来快速增长。截至2019年12月31日，全国共有8 953家新三板挂牌公司和3 777家A股上市公司①数据来源：CSMAR数据库。，而能够为其提供审计服务的会计师事务所仅40家，市场中甚至出现“几家事务所承接上千家公司业务”的现象，审计服务的供给不足以满足审计服务的需求。为解决这一问题，第十三届全国人大常委会第十五次会议于2019年12月28日审议通过《中华人民共和国证券法》（2020年3月1日正式生效），将会计师事务所的证券期货从业资格由审批制改为备案制，即事务所若要从事证券服务业务，只需报证监会及财政部进行双备案即可。证监会只对备案的范围、备案材料等做了要求，但未设置准入门槛；财政部则仅要求从事证券服务业务的会计师事务所为普通合伙制或特殊普通合伙制。门槛的降低对中小型事务所来说是一大利好，使之可以拓宽业务范围，并可通过参与证券类业务来提升竞争力和知名度，因此以前未从事过证券服务业务的会计师事务所纷纷加入证券服务业务行列。截至2021年12月31日，已有95家会计师事务所备案从事证券服务业务②数据来源：中国证券监督管理委员会公布的《从事证券服务业务会计师事务所名录（截至2021.12.31）》。。

过去监管机构对事务所执业门槛的严格限定可以有效阻止资质不足的会计师事务所承接上市公司审计业务，降低了审计风险。门槛取消后任何会计师事务所经备案后均可承办上市公司的审计业务，因此在备案制实施以来，伴随着具备证券从业资格的事务所（以下简称为证券资格所）数量大大增加，事务所面临的审计风险也在增加，一些实力较弱、规模较小的会计师事务所进入资本市场，专业胜任能力不足、独立性不强、审计质量不高，对行业生态产生了一定影响。为此，2021年10月15日财政部在《中华人民共和国注册会计师法修订草案（征求意见稿）》修订说明中指出，要求证券审计业务备案制改革后提升特定实体审计质量。因此，备案制的实施是否有利于审计市场健康有序的发展？这种新的变化会给审计质量带来何种影响有待于我们去检验。基于此，本文运用我国A股上市公司2019—2020年的数据，探究证券资格会计师事务所备案制改革对审计质量的影响。研究结果表明，备案制改革实施后，会计师事务所的审计质量有所降低，而且当事务所审计的上市公司所处的法律制度环境越差、事务所的规模越小时，事务所审计质量降低越显著。

二、制度背景分析

会计师事务所对上市公司审计需要具备审计职能资格，此类职能资格的认定最早可以追溯至1992年财政部试点实施的《注册会计师执行股份制试点企业有关业务的暂行规定》，后来发展为“证券期货业务相关资格”。具备证券期货业务资格是事务所开展上市辅导、提供审计服务的必要条件。证券期货从业资格制度变迁如下页表1所示。而且这种资格的门槛条件随着资本市场的发展也在不断地变化，变迁过程具体如下页表2所示。

表1 证券期货从业资格制度变迁

表2 证券期货从业资格门槛条件变迁

三、理论分析与研究假设

已有研究表明影响事务所审计质量的因素有多种，包括审计市场竞争程度（Francis等，2013）、政府监管（陈运森等，2018）、事务所规模（曹建新和李智荣，2012）等因素。此次备案制改革导致市场竞争程度、监管方式等方面发生变化，因此将对审计质量产生一定影响。

政府干预将对审计质量产生正向（吴东丽，2016）或负向（黄新建，2012）的影响，而新《证券法》取消会计师事务所证券服务资格的审批，意味着政府职能的进一步转变，不再直接管理民间审计，而是将更多权力给予市场，让市场自主选择审计质量高的事务所，因此这将会对审计质量产生一定影响。

备案制改革后上市公司审计门槛降低，根据“经济人”假设，很多未从事过证券审计业务的事务所在对比风险和收益后（Zerni，2012），开始进入审计市场。新从事证券服务业务的事务所由于具备较少的专业人员以及风险防范机制，使得其提供的审计服务质量较原有证券资格所较低。

会计师事务所充当资本市场“看门人”的角色，对上市公司实施审计；而上市公司是事务所的客户，事务所的收入受到其客户给付能力和意愿的影响。因此事务所既对上市公司发挥监督作用，又对上市公司有经济依赖。这种经济依赖会对审计质量产生负向影响，即大客户很可能会损害审计人员的独立性进而影响审计服务的质量，这会产生道德风险（刘骏等，2016）。新证券资格所的进入抢占了原有证券资格所的市场份额，并有夺取原有证券资格所既得利益的风险，因此为了保持一定的市场占有率并获得较好的经营绩效，从事证券服务业务的事务所可能对被审计单位的盈余管理行为妥协，使得审计质量降低（刘继红，2009）。

新证券资格所的进入将打破原有竞争格局（宋津京，2020），从而引起审计市场集中度发生改变。审计市场集中度的变化将使很多事务所面临生存问题和利益冲突问题，将导致事务所改变审计收费（Menon和Williams，2001）及更多审计合谋现象的发生（董志强和汤灿晴，2010），进而对审计质量产生影响。而且我国法律制度环境尚不健全，会计师事务所因为审计失败而面临的声誉风险和诉讼风险都较低（吴昊旻等，2015），在强大的竞争压力下，更可能屈从于被审计客户。基于此，本文提出假设1：

H1：证券资格会计师事务所备案制改革后，对于相同的盈余管理程度，审计师出具非标准审计意见的概率更低。

审计业务作为资本市场一种重要的契约行为，其服务质量受会计师事务所诉讼风险（Khurana和Raman，2004；宋衍蘅和肖星，2012）、声誉风险（Dye，1993）等影响。因此，法律制度环境将影响事务所提供的审计服务质量（Khurana和Raman，2004）。我国幅员辽阔，且当前正处于经济转型期，各地区之间经济发展水平、法律制度环境存在较大差异。法律制度环境、发展水平等较差地区的审计师被诉讼的风险较低，声誉机制也更难发挥作用，且审计市场受宏观因素影响较多，使得审计师难以保证其独立性（李江涛和何苦，2012）。除此以外，法律制度环境较差的地区资本市场也缺乏对高质量审计服务的需求，更易产生审计合谋行为。备案制改革恰好为低质量需求者提供了契机。相反，法律制度环境较好的地区，资本市场竞争相对更公平，同时投资者对高质量审计服务的需求也相对较高。基于此，本文提出假设2：

H2：证券资格会计师事务所备案制改革后，在盈余管理程度相同的情况下，审计师对位于法律制度环境较差地区的公司出具非标准审计意见的可能性更低。

根据声誉理论和“深口袋”理论，规模越大的会计师事务所提供的审计质量越高（DeAngelo，1981；曾亚敏和张俊生，2010）。证券资格会计师事务所备案制改革后，门槛的降低使很多规模较小的事务所进入审计市场（胡永华，2020）。新证券资格所审计专业胜任能力人员较少，审计经验较少，风险防范机制较差，使得其提供的审计服务质量相较于原40家证券资格所有所较低。同时大量事务所的进入将给市场中原有规模较小的事务所带来较大的竞争压力，为保留客户而可能更大程度上容忍客户的盈余管理。规模大的事务所由于有较好的声誉，声誉是事务所长时间树立的品牌形象，是一种无形资产，一旦声誉受损需要事务所付出长时间、高成本去弥补，因此他们在提供审计服务时会相对更加谨慎。基于以上分析，本文提出假设3：

H3：证券资格会计师事务所备案制改革后，在盈余管理程度相同的情况下，规模较小的会计师事务所出具非标准审计意见的可能性更低。

四、数据来源与模型设计

（一）样本选取与数据来源

本文选取2019—2020年我国A股上市公司为样本。除法律制度环境数据来自于樊纲的《中国分省份市场化指数报告》外，文中其余数据均取自于国泰安（CSMAR）数据库。并做了如下剔除工作：（1）剔除数据缺失的公司。（2）剔除金融行业的公司。最后共得到6 996个观测样本，并对所有连续变量在1%与99%分位水平进行了winsorize处理。

（二）变量定义

参考DeFond等（2000）、伍利娜（2010）、Firth（2012）等的研究，选取审计意见类型的虚拟变量Opinion为被解释变量，若上市公司被出具标准无保留意见，则Opinion=0，若其被出具非标准审计意见（包括带强调事项段的无保留意见、保留意见、否定意见和无法表示意见），则Opinion=1。本文对可操控性应计利润的绝对值采用了三种方式进行衡量，分别用Jones模型、修正的Jones模型和收益匹配的Jones模型计算（分别用Dtac，Mddtac，Revdtac表示）。Post为时间虚拟变量，会计师事务所的证券期货服务资格若为审批制（2019年）则取0；若为备案制（2020年）则取1。本文主要考察的变量为盈余管理程度（Dtac）、证券资格所备案制改革是否实施的虚拟变量（Post）以及二者的交叉项（Post*Dtac）。根据假设，若证券资格所备案制改革后事务所的审计质量有所降低，其发现并报告盈余管理行为的概率会降低，则交叉项Post*Dtac的系数应显著为负。

此外，本文参考Chen等（2001）、吴溪（2020）、申慧慧（2021）的研究，在模型中加入了公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、总资产收益率（Roa）、公司成长性（Growth）、公司上市年限（Age）、流动资产比率（Quick）、应收账款比例（Rec）、公司的现金流量（Ocf）等控制变量。最后，本文纳入行业虚拟变量（Ind），以控制不同行业的潜在差异。变量分类及定义详见表3。

（三）模型构建

对H1的检验本文借鉴伍利娜（2010）、张圣利（2011）等的研究，采用如下Logistic回归模型，Controls为所有控制变量，具体变量定义见表3。

表3 相关变量定义

Opinion=β0+β1Post*Dtac+β2Post+β3Dtac+β4Controls+ε

本文将总体样本分为法律制度环境较差和法律制度环境较好两组，并运用上述模型分组回归以对H2进行检验；将提供审计服务的事务所分为规模较小和规模较大两组，并运用上述模型分组回归以对H3进行检验。

五、实证检验及分析

（一）描述性统计分析

表4报告了所有变量的描述性统计结果。以基本Jones模型、修正Jones模型、收益匹配Jones模型计算出来可操控性应计利润（Dtac，Mddtac，Revdtac），三者的平均值均为0.06，中值均为0.04，说明公司的盈余管理程度偏度不大。审计意见虚拟变量Opinion的均值为0.07，说明7%的公司在样本研究期间内被出具了非标准审计意见。是否为“八大”事务所提供审计的虚拟变量（Big8）的均值为0.49，说明大约有一半的上市公司聘请了“八大”为其提供审计服务。公司规模（Size）的均值22.33，说明我国上市公司规模较大。财务杠杆（Lev）的最小值和最大值分别为0.07和1.05，说明我国上市公司在财务杠杆方面存在较大差异。流动资产比率（Quick）的均值为0.57，说明上市公司流动资产占总资产比率平均为57%。公司成长性（Growth）的最小值和最大值分别为-0.73和2.41，说明企业之间成长性存在较大差异，既有收入正向增长的成长性企业，也有收入负增长的企业。应收账款比率（Rec）的均值为0.13，表明样本企业应收账款规模占期末总资产的比例平均达到13%。Ocf的最小值为-0.75，最大值为2.22，说明上市公司的现金流量差异较大。

表4 描述性统计

（二）主要变量的相关性分析

表5报告了各个变量间的相关性分析结果。为了节省篇幅，在此只列出了用基本Jones模型计算出的可操控性应计利润的绝对值与各变量的关系，运用其他两种方式计算的可操控性应计利润绝对值与各变量的相关关系类似。可操控性应计利润的绝对值Dtac与审计意见Opinion在1%的显著性水平上呈正相关关系，表明可操控性应计利润的绝对值与被出具非标准审计意见的概率正相关，与之前文献研究结论一致。另外，表中各个变量之间的相关系数都小于0.5，说明本文选择的各变量之间不存在多重共线性问题，因此本文变量的选择较为合理。

表5 相关性分析

（三）回归结果及分析

如表6的Logistic回归结果所示，第（1）列、第（2）列、第（3）列分别是用基本Jones模型、修正Jones模型、收益匹配Jones模型计算出来的可操控性应计的绝对值进行回归的结果，Dtac，Mddtac，Revdtac的回归系数反映了会计师事务所证券资格审批制下非标准审计意见与可操控性应计利润绝对值之间的敏感性，可以看出，在这三个回归结果中，其回归系数都显著为正，说明在审批制下审计师发现并报告公司可操控性应计利润的可能性较大，审计质量也较高。这可能是因为实施审批制时事务所间的竞争强度较小，而且存在证券资格的“政策性保护”效应，上市公司审计服务行业壁垒较高，审计师的独立性因此也较高。证券资格会计师事务所备案制改革的实施（Post）与可操控性应计的绝对值（Dtac，Mddtac，Revdtac）的交叉项（Post*Dtac，Post*Mddtac，Post*Revdtac）的回归系数在这三个回归中均显著为负，且当采用收益匹配的Jones模型估计可操控性应计利润时该系数的显著性水平达到了1%，说明备案制实施后，对于同样程度的盈余管理水平，审计师出具非标准审计意见的可能性有所降低，验证了H1。时间虚拟变量在这三组回归中均为正，说明证券资格所备案制改革后，上市公司被出具非标准审计意见的频数在总体上呈现增多的趋势。

表6 回归分析结果

其他控制变量的系数符号与假设基本一致。具体而言，上市公司规模（Size）的系数显著为负，说明规模越大的上市公司被出具非标准审计意见的可能性越小，这可能是因为规模大的上市公司有更好的内部控制体系，因此当事务所对其更加信任，在相同的盈余管理水平下，出具非标准审计意见的概率更小（王跃堂和陈世敏，2001）。也可能是事务所对规模大的上市公司经济依赖更高，从而影响审计师的独立性，进而出现审计意见购买现象（Chen等，2010）。资产负债率（Lev）的系数显著为正，说明公司负债对资产的比例越高，公司风险就越大，越容易被出具非标准审计意见。流动资产比例（Quick）的系数显著为负，说明流动资产占总资产比例越高，企业的流动性越好，风险越低，越容易被出具标准无保留审计意见。公司成长性（Growth）与被出具非标准审计意见的概率之间呈显著负相关关系，表明成长性越好的公司被出具非标准审计意见的可能性越低。公司当年现金净流量（Ocf）的系数显著为负，说明现金净流量越高的公司被出具非标准审计意见的可能性越低。但我们没有发现应收账款比率（Rec）与审计意见（Opinion）之间存在显著的相关关系。

为了研究H2，本文将全体样本分为法律制度环境较差和法律制度环境较好两组子样本，即一组是上市公司所处地区的法制环境位于全体上市公司法律制度环境评分中位数以上，一组是位于中位数以下，分别对这两种情况进行回归检验。研究结果显示，证券资格会计师事务所由审批制改为备案制后，“法律制度环境差”组Post*Dtac的系数为-4.3，在1%的水平上显著；而“法律制度环境好”组Post*Dtac的系数为-2.201，且在10%的水平上显著。因此，本文认为证券资格所备案制改革后，在盈余管理水平相同的情况下，审计师对处于法律制度环境较差地区的上市公司出具非标准审计意见的可能性降低更显著，更难以保证审计质量，H2得以验证。

为了研究H3，本文按事务所规模将全体样本分成两组，一组是聘请了“八大”会计师事务所的上市公司，一组是没有聘请“八大”事务所的上市公司，分别对这两种情况进行回归检验。研究结果显示，证券资格会计师事务所由审批制改为备案制后，“非八大”组Post*Dtac的系数为-3.208，在5%的水平上显著；而“八大”组Post*Dtac的系数为-2.737，且不显著。因此，证券资格所备案制改革后，在盈余管理水平相同的情况下，经“非八大”会计师事务所审计的上市公司获得非标审计意见的可能性降低更显著，H3得以验证。

（四）稳健性检验

为了确保结论的可靠性，除了对可操控应计利润采用多种方式衡量以证明回归结果的稳健性外，本文还根据以往研究，控制上一年审计意见来检验结果的稳定性。这一稳健性检验没有影响回归结果。随后，本文进行了安慰剂检验，假设2019年为政策变更年，即假设2018年Post=0，2019年Post=1，研究发现回归结果不显著，进而说明引起文中假设成立的原因是证券资格所备案制改革这一项政策，而不是宏观经济等其他原因，假设得到验证。

六、结论与建议

本文以我国A股市场2019—2020年非金融类上市公司作为研究样本，从审计师对盈余管理出具非标准审计意见的可能性角度出发考察了备案制改革对审计质量的影响。研究结果表明，备案制改革后审计师在一定程度上配合了上市公司的盈余管理行为及审计意见购买行为。具体结论为：证券资格会计师事务所备案制改革后，对于相同的盈余管理程度，审计师出具非标准审计意见的概率降低；相较于法律制度环境较好地区的上市公司，较差地区的公司被出具非标准审计意见的可能性更低；相较于规模较大的会计师事务所，规模较小的会计师事务所出具非标准审计意见的可能性更低。

研究结论为证券资格所备案制改革后监管机构对事务所的监管及上市公司选择审计机构提供了一定的建议：首先，备案制改革后上市公司可选择的事务所增多，当上市公司为了某种目的而进行较大程度的盈余管理时，可能以更换事务所为由对证券资格所施压，以获取标准审计意见，因而监管部门应对上市公司更换事务所的事由进行严格监管。其次，为避免审计市场的恶性竞争，证监会、财政部等监管部门应对问题公司和规模较小的会计师事务所之间的高风险组合给予高度关注，将监管重点转移到审计质量上来，对不正当的低价竞争行为加强监管，并落实分级分类管理制度。最后，会计师事务所自身也要聘请专业胜任能力强的注册会计师，完善质量控制制度，从审计业务的不同阶段严格落实责任人，并使各负责人明确其自身责任，落实质量控制制度，提高风险承担能力及审计质量，审慎开展证券类业务，促进注册会计师行业健康有序发展。