一、问题的提出

受安然、世通等一系列会计丑闻的影响，美国颁布的《萨班斯—奥克斯利法案》（2002）第二章第203节增加了对审计项目合伙人的强制轮换规定：“对审计发行证券公司的注册会计师事务所而言，如果该所负责（或负责协调）该审计项目的合伙人或负责复核该审计项目的合伙人对该公司的审计或复核已连续超过五年，那么该事务所提供上述审计业务的行为是非法的。”藉此，我国也积极借鉴美国的做法，颁布了签字会计师五年期强制轮换的规定。截至目前，已经实施的直接监管规则有：（1）《关于证券期货审计业务签字注册审计师定期轮换的规定》（中国证监会和财政部，

刘启亮 余宇莹 陈汉文2003）。规定要求，自2004年1月1日起，签字注册审计师或审计项目负责人连续为某一相关机构提供审计服务，不得超过五年；为首次公开发行证券公司提供审计服务的签字注册审计师，在该公司上市后连续提供审计服务的期限，不得超过两个完整会计年度。（2）《关于改进和加强企业年度会计报表审计工作管理的若干规定》（财政部，2004）。该规定适用于境内除特殊行业企业以外的各类国有及国有控股的非金融企业，其中第十四条规定，“为同一企业连续执业五年的签字注册审计师，企业应当要求审计师事务所予以更换”。

我国出台主审会计师强制轮换规定可能主要出于两方面的考虑：（1）提高审计人员应有的独立性。我国证券市场的大量案件表明，审计失败的主要原因并不仅仅是技术失败，相当重要的一个因素是主审会计师丧失了审计独立性。在我国，一些上市公司自首次公开发行股票以来，甚至从股份制改造或更早，从未更换过主审会计师；还有一些上市公司虽更换了会计师事务所，但实质上是由于主审会计师跳槽带走了客户，而实质上并未更换主审会计师，在我国审计市场形成了换“所”不换主审会计师的独特现象。因此，如果主审会计师长期为一家客户提供审计服务，可能会与该客户产生一些影响其审计独立性的利害关系；（2）主审会计师长期为一家上市公司服务，不仅影响其独立性，还有可能由于其固有的思维定式，不利于发现一些问题。如果能够定期更换主审会计师，不仅有利于维护注册会计师的独立性，而且可通过后任审计师发现其前任审计师未审计出的问题，从而形成相互监督机制，有利于提高审计质量，保护投资者的合法权益。

纵观各国立法规范审计师轮换相关事宜，无非是认为长期由一个审计师查核，易使审计师丧失独立性进而导致审计质量下降。然而，审计师任期的延长是否就真的会导致审计质量下降，尚无一致性结论。从现有的国内外相关实证文献来看，对审计师轮换的研究基本上是从事务所（刘启亮，2006；陈信元等人，2006；夏立军等人，2005；Ghosh and Moon，2005；Myers et al，2004；Myers et al，2003）层面来展开的，极少部分国外或境外文献（Gareya and Simnett，2006；Chi and Huang，2005；李建然等，2005）是从事务所合伙人和签字会计师任期层面展开，而国内尚无文献从签字会计师角度展开研究，同时，由于制度背景、职业环境等的差异，国外或境外的结论也不一定适合中国大陆。基于此，本文首次从签字会计师任期的角度，研究它与审计质量的关系，试图为我国签字会计师五年期强制轮换规定提供一些直接的经验证据。我们选择从签字会计师角度而不是事务所角度来展开研究，有以下理由：（1）签字会计师要对审计报告负责，在审计过程中的主要决策者也是签字会计师，因而，相对于会计师事务所，签字会计师的审计行为应当与审计质量有更紧密的联系，直接分析签字会计师的任期比事务所任期更为准确；（2）我国的有关管制规定的对象是签字会计师，而不是事务所，因此基于签字会计师角度分析的结果与政策更相关。

本文使用平衡样本，在控制相关变量的影响后，研究发现在签字会计师强制轮换规定颁布之前：（1）随着签会计师任期的延长，审计质量得到显著性地改善，且在长任期（＞5年），任期对公司盈余管理的抑制作用明显大于短任期（≤5年）；（2）当签字会计师任期大于事务所任期时，随着签字会计师任期的延长，审计质量更低，且在长任期（＞5年），审计质量比短任期（≤5年）更差；（3）然而，当签字会计师任期等于或小于事务所任期时，随着签字会计师任期的延长，审计质量更高，且在长任期（＞5年），任期对公司盈余管理的抑制作用明显大于短任期（≤5年）；（4）在正向盈余管理中，签字会计师任期的延长有助于抑制公司的正向盈余管理行为；（5）在负向盈余管理中，随着签字会计师任期的延长，公司的盈余管理并未得到控制。

本文的学术贡献在于：（1）首次从签字会计师角度，而不是事务所角度，研究了签字会计师任期与审计质量的关系问题，为我国签字会计师五年期强制轮换规定的合理与否提供了较为直接的经验证据；（2）本文发现当签字会计师跳槽或原事务所破产签字会计师更换事务所带走原有客户（即签字会计师任期大于事务所任期）时，随着签字会计师任期的延长，审计质量更差，而签字会计师任期小于事务所任期时，随着签字会计师任期的延长，审计质量逐渐提高。这就意味着我国的签字会计师五年期强制轮换规定应视情况分类实施。这对于经济转型国家而言，具有积极参考意义。

本文后面部分安排如下：第二部分是文献回顾与研究假设，第三部分是研究方法，包括变量设定、数据来源与回归模型的说明，第四部分是单变量分析，第五部分是实证结果分析，第六部分是稳健性测试，第七部分是研究结论与不足。

二、文献回顾与研究假设

（一）文献回顾。

审计质量是发现并报告财务报告误述的联合概率，其中，前者受审计师专业能力的影响，后者则取决于审计师的独立性（DeAngelo，1981）。就国外文献而言，关于审计师任期对审计质量的影响，历来存在正反两面的不同看法。

一些持否定意见的学者认为审计师任期越长，对审计质量就越存在负面影响。随着审计师任期的延长，审计人员与被审单位沟通的不断增多，审计人员同被审单位及其有关管理人员的关系自然越来越密切。在这种情况下，他们会自觉或潜意识地关心被审单位的利益，从而可能为避免审计意见对被审单位产生不利影响而放弃应坚持的原则。同时，随着他们对被审单位信任的加深，审计人员也可能不深入调查了解客户的真实情况而听信被审单位提供的各种书面或口头证据，进而降低审计质量。美国Mercalf委员会1976年在向参议院提交的报告中也指出：会计师事务所同被审单位之间的长期联系会使审计人员更加明确被审单位管理当局的利益，从而使他们保持独立性变得很难。Mautz and Sharaf（1961）认为，当审计师的任期越长，越可能与客户建立私人友情，从而使审计师的独立性及客观性受损，进而影响审计质量。Catanach and Walker（1999）在对香港审计失败案例的研究中发现，轻信并接受管理当局对有问题的交易做出的解释是审计失败的原因之一。这些分析都表明审计人员的独立性及由此决定的审计质量，可能随着审计师任期的延长而下降。

少数的实证文献也支持审计师任期的延长对审计质量有负面影响。如Davis et al.（2002）研究发现审计师任期与可操纵性应计数绝对值呈正相关。Chi and Huang（2005）以台湾审计市场为研究对象，使用可操纵性应计数衡量审计质量，同时考虑事务所任期和事务所合伙人任期，发现随着审计师任期的延长，审计师对客户的业务熟悉程度越高，进而也越能提高审计质量，但过度的熟悉反而导致审计质量低下。Carey and Simnett（2006）以澳大利亚审计市场为研究对象，同时采用三种方法衡量审计质量，研究事务所合伙人任期对审计质量的影响，发现当以异常营运资本应计数衡量审计质量时，没有发现审计任期对审计质量产生影响，而在其他两种衡量方法下则都发现审计师任期的延长会损害审计质量。

支持审计师任期对审计质量有正面影响的学者认为，在诉讼规避和虑及声誉的环境下，随着审计师任期的延长，审计师将获得特定客户的专门知识和对特定风险的了解，减少对管理者估计的依赖，提升其专业能力，进而更有助于审计质量的提高（Petty and Cuganesan，1996；Myers et al，2003）；而新轮换的审计师缺乏通过经验积累而形成的对客户经营特质的了解，缺乏对特定客户的专门知识的积累，因而其保持审计独立性的能力受限（Dunham，2002）。过去的研究也表明，审计失败发生于新委托客户的情况最多（Berton，1991；Petty and Cuganesan，1996；Palmrose，1986，1991；AICPA，1992）。美国AICPA（1992）分析了发生于1979至1991年的406个审计失败个案，发现审计第一年及第二年期间发生的失败案例几乎是其他任期的3倍。也有人认为，管理当局主动更换审计师有其信息内涵，一旦实行强制轮换，管理当局可能藉由强制轮换，趁机更换不如意的审计师，进而降低“更换审计师”的信息内涵。从实证方面看，Myers et al.（2003）和Ghosh and Moon（2005）以异常应计数作为审计质量的替代变量，发现在美国审计任期越长，审计质量越好。Geiger and Raghunandan（2002）则以审计师对有破产疑虑公司出具持续经营保留审计意见的决策，是否受审计任期的影响为题进行检验，发现审计任期越长，审计师越会对有破产疑虑的公司出具持续经营保留审计意见。另外，Myers et al.（2003）以报表重编来衡量审计质量，其实证结果也并未发现审计师任期延长对审计质量有负面影响。Myers et al.（2004）比较了美国证券市场上1997年1月至2001年10月间公告过会计报表重述的公司与配对公司在审计任期上的差异。结果表明，没有明显的证据支持长审计任期损害了审计质量。李建然等（2005）以可操纵性应计数作为审计质量的替代变量，发现台湾审计市场在签字会计师任期未被管制的阶段，审计师任期越长越能抑制管理当局的盈余管理行为。

就国内而言，关于审计师任期与审计质量的关系，都是从事务所层面来考察的，而且结论也存在较大的差异。余玉苗、李琳（2003）对审计任期与审计质量的关系进行了理论分析。他们认为，在长审计任期情况下，既存在损害审计质量的因素也存在提高审计质量的因素，因此不能简单地得出审计任期的延长会提高或是降低审计质量的结论。陈信元等（2006）和夏立军等（2005）分别以盈余管理和审计意见类型作为审计质量的替代变量，没有发现审计任期损害审计师独立性的证据，相反，审计任期却有可能改善审计师专业技能而提高审计质量。陈信元等（2006）、刘启亮（2006）考察了事务所任期与审计质量的关系，两篇文章均以操纵性应计利润绝对值作为审计质量的替代变量，分别采用2000年至2002年期间和1998年至2004年期间的上市公司为样本，陈信元等（2006）发现审计任期与审计质量呈倒U型关系，但刘启亮（2006）只在正向盈余管理的子样本中发现两者倒U型关系，而在总样本中，两者显著正相关，即随着事务所任期的延长，上市公司盈余管理的空间越来越大。

综上，美国的实证文献总体上支持审计师任期的延长有助于审计质量的提高，但由于美国和中国大陆的专业制度、法治环境、职业环境等的不同，其结论并不一定适合中国大陆。同时，国内的实证文献都是从事务所层面展开研究，并未研究签字会计师任期对审计质量的影响。基于此，本文在考虑到我国上市公司外部治理环境的地区差异化差异可能带来的影响后，从签字会计师角度来研究审计师任期与审计质量的关系问题，以期为我国签字会计师任期的强制更换管制提供更为直接的经验证据。

（二）研究假设。如前所述，对于审计师任期对审计质量的影响历来存在正反两方面不同的看法。一些持否定意见的学者认为随着审计师任期的增加，其与管理当局较容易产生相互勾结的行为，进而影响审计独立性、降低审计质量（U.S.Senate，1976；Mauts and Sharaf，1961；陈信元等，2006；刘启亮，2006）。而支持审计师任期对审计质量有正面影响的认为，审计师任期越长，审计师越可能对客户的经营有更深的了解，反而有助于设计最佳审计程序，尤其是在审计师面临高诉讼成本和虑及声誉成本的情况下（Petty and Cuganesan，1996；Myers et al.2003；AICPA，1978；李建然等，2005）。鉴于审计师任期对审计质量影响的观点尚存歧异，并且，审计师任期与审计质量的关系问题也是一个有待检验的实证问题，本文对签字会计师任期对审计质量影响的方向不作预测。故提出如下假设：H：签字会计师任期与审计质量相关。

三、研究方法

（一）变量设定。

1.审计质量的衡量。

At-1：第t-1期期末总资产；

NDAt：经过t-1期期末总资产调整后的第t期的非操控性应计数；

△REVt：第t期和第t-1期主营业务收入的差额；

PPEt：第t期期末总的厂场、设备等固定资产价值；

ROAt：第i家公司第t期的总资产利润率，当年的净利润除以期末的总资产；

At-1：第t-1期期末总资产；

NDAt：经过t-1期期末总资产调整后的第t期的非操控性应计数；

△REVt：第t期和第t-1期主营业务收入的差额；

PPEt：第t期期末总的厂场、设备等固定资产价值。

2.解释变量。

签字会计师5年期强制轮换，是指签字注册审计师或审计项目负责人连续为某一相关机构提供审计服务，不得超过5年。我国虽存在签字会计师并非审计项目负责人的现象，但若审计报告出现问题，责任是由签字会计师和事务所承担，签字会计师将因此声誉受损，还有可能受到吊销资格等行政处罚，故我们选择签字会计师而非审计项目负责人作为研究对象。根据该轮换政策的涵义，其所关注的是两个联合签证的审计师中连续查核签证达到五年的任期长的签字会计师，因此，本文在签字会计师任期的衡量上，从公司上市之年开始计算签字会计师任期，取两个签字会计师的较长任期作为他们的审计任期，只要前后两年有一位签字会计师连续审计，即视为任期的延续，予以累加任期。当出现签字会计师跳槽或事务所撤销时，公司当年仍由上年的签字会计师审计，则签字会计师任期同样予以累加。

3.控制变量。

构成我国公司治理环境的因素逐年变迁，直接或间接地影响审计质量。公司治理环境越好，越有利于事务所保持其独立性，提升审计质量，因此，市场化程度与审计质量正相关，即市场化RANK-M与|DA|正相关。本文以上市公司注册所在地的市场化程度排名衡量公司治理环境，其中，上市公司注册所在地的市场化指数越高，市场化程度越高，排名越低。

BIG15是虚拟变量，用以控制事务所规模对可操纵性应计数的影响（DeAngelo，1981；Becker et al.，1998；Francis et al.，1999；Francis and Krishnan，1999；Myers et al.，2003）。本文以证监会会计部发布的《具备执行A股公司审计的会计师事务所名单》（会计部便函[2002]25号）中的15家事务所作为我国的大型事务所。如果负责公司当年年度报告审计的是十五家事务所或该事务所的前身，则BIG15取1，否则取0，预期符号为负。成长型公司（GW）的可操纵性应计数绝对值较大（Ghosh and Moon，2005）；另外，很多实证文献表明，总资产利润率（ROA）、负债比例（LEV）、公司规模（SIZE）、现金流量（CFO）、上市年限（AGE）、审计意见类型（OP）及审计事务所任期（TENURE）与盈余管理有关（Warfield et al.，1995；Becker et al.，1998；De-chow et al.，1995；Myers et al，2003），因此在模型中也将其纳入了控制变量。

（二）样本选择和数据来源。

我国大陆地区实施签字会计师任期轮换规定虽然是2004年，但该规定的颁布日期是2003年10月8日，因而，它或多或少都会对部分上市公司2003年度的审计报告产生影响，故本文的样本期间截至到2002年。另外，本文计算总应计数采用的是现金流量表法，而我国现金流量表的编制始于1998年，因此，本文选择1998年至2002年作为研究期间。但由于可操纵性应计数的计算涉及到前一期的总资产与销售收入，故1997年已上市且具有总资产与销售收入资料的上市公司才能作为本文样本。

同时，为避免小样本造成的误差，剔除了1998年至2002年期间年度公司观察值不足10个的行业。由于金融保险行业公司应计利润与其他行业相比具有独特的特征，不适用于jones模型，故从样本中剔除。根据过去相关文献，上市年限较短的公司，其盈余管理行为可能异于一般的公司（Lev and Zarowin，1999），若包括新上市的公司，则可能无法代表在一般情况下，签字会计师任期与审计质量之间的关系（Ghosh and Moon，2005）。同时，为了分析审计师对同一客户连续审计的行为选择问题，须使用面板数据（panel da-ta）以平衡样本（balanced sample）进行分析，方能真正了解审计师任期与盈余管理的关系（李建然等，2005）。因此，相对于以全样本为研究对象，使用平衡样本可能更能增强结论的稳健性。据此，从样本中剔除从1998年至2002年期间缺乏完整时间序列资料的公司，最后剩下了299家公司，共获1495个公司/年度观察值（见表1）。该平衡样本共涵盖了9个行业，其中制造业中包括了7个子行业（见表2）。上市公司的行业分类标准采用中国证监会的分类标准，由于制造业所包括的上市公司数量众多采用二级分类，其他行业皆采用一级分类。本文的上市公司财务数据来自国泰安信息技术有限公司的中国上市财务数据库（CSMAR），上市公司注册所在地的市场化指数数据来自樊纲等人2001年和2004年编著的《中国市场化指数》，签字会计师任期的数据是作者在CSMAR的中国上市公司财务报告审计意见数据库披露数据的基础上通过手工逐年收集、核对获得。

（三）回归模型。

对于平衡样本（总样本）通常采用固定效应和随机效应两种分析方法，同时，为了结论的稳健性，本文也使用了OLS回归；按签字会计师任期与事务所任期关系区分的各子样本、按事务所任期区分的各子样本、按可操控性应计数符号区分的各子样本仅采用OLS回归。本文所采用的统计软件为STATA 8.2，回归模型如下：

其中：

|DAit|：第i家公司第t期可操纵性应计数的绝对值；

CPAit：第i家公司第t期的任期年数最长的签字会计师任期数，以年数计算；

RNAK_Mit：第i家公司注册地所处省份的第t期全国市场化指数的排名；

ROAit：第i家公司第t期的总资产利润率，等于当年的净利润除以期末的总资产；

BIG15it：第i家公司第t期聘请的事务所为十五大（或其前身）取值1，否则为0；

GWit：第i家公司第t期的销售收入成长率，等于主营业务收入变化额与其上年数的比值；

LEVit：第i家公司第t期的负债比率，等于当期负债总额除以当期资产总额；

CFOit：第i家公司第t期经营活动的现金流量除以期初总资产；

SIZEit：第i家公司第t期期末资产总额取自然对数；

AGEit：第i家公司第t期期末的上市年限；

OPit：第i家公司第t期期末被出具审计意见类型，若被出具非标意见取1，否则取0；

TENUREit：第i家公司第t期期末所聘请审计事务所的年限，若事务所发生合并后客户所聘请的是合并后的事务所，则认为是原事务所的连任。

四、单变量分析

对平衡样本进行相关性检验（见表6），发现不论是Spearman检验还是Pearson检验，|DA|与签字会计师任期相关系数均在5%显著性水平下为负，其中，Spearman检验的系数为-0.09，Pearson检验的系数为-0.07。

综上，总体而言，随着签字会计师任期的延长，审计质量逐渐提高。以上是单变量分析，其结果有待进一步检验。

五、实证结果分析

如模型Ⅰ（见表7）所示，在控制其它变量的影响后，利用平衡样本，使用固定效果、随机效果和OLS回归方法对平衡样本进行分析，发现当以|DA|衡量盈余管理的弹性空间时，签字会计师任期与可操纵性应计数绝对值基本显著性为负。这说明随着签字会计师任期的延长，审计质量越高。进一步，国内签字会计师任期轮换的政策含义是签字会计师任期超过5年仍继续进行审计业务可能会损害审计质量。为检验该政策的合理性，本文将签字会计师所任期分为短任期（CPA4343865）与长任期（CPA＞5），从盈余管理弹性空间来解释政策的含义，同时，为了保持平衡样本的结构完整，本文分别采用虚拟变量（DUM，如果签字会计师任期大于五年则DUM取1，否则取0）来替代回归模型中签字会计师任期的连续变量（CPA）及在回归模型中新增签字会计师任期与虚拟变量的交乘项（CPA*DUM）。如果该政策合理，则虚拟变量的系数应显著为正；如果CPA连续变量对|DA|的影响在长短任期下有所不同的话，则交乘项的系数应显著异于0。结果如模型Ⅱ（见表7）所示，DUM的系数显著性为负，并不支持政策制定者的预期，反而呈现相反的结果。此外，如模型Ⅲ（见表7）所示，我们发现CPA的系数为负但并不显著，CPA*DUM的系数显著为负。这说明签字会计师任期大于5年（DUM=1）时，任期对|DA|的影响好于签字师任期小于或等于5年（DUM=0）时CPA对|DA|的影响，表明签字会计师长任期（CPA>5）有助于改善审计质量，说明监管当局的签字会计师5年期强制轮换规定可能会与其监管意图相违背。

尽管总体来看，随着签字会计师任期的延长，审计质量会提高，但是每个签字会计师与公司的任期关系会存在差异，主要包括两类情况：一类是签字会计师任期大于事务所任期的情况，这种情况一般是签字会计师跳槽或原事务所解散签字会计师转向其他事务所时带走原有客户的情况，在这种情况下，签字会计师一般与客户关系较好，从而在签字会计师更换事务所后，仍保持审计关系。但这种“友好”关系，可能会损害签字会计师的独立性，影响其审计质量。另一类是签字会计师任期小于或等于事务所任期的情况。在这种情况下，签字会计师可能与客户没有私人友情，有利于保持其独立性，同时，随着任期的延长，有利于增强其对特定客户的专门知识和对特定风险的了解，减少对管理者估计的依赖，提升其专业能力，进而更有助于审计质量的提高。基于此，本文将全部样本分为两组子样本进行回归，其中，签字会计师任期大于事务所任期的为一组，签字会计师任期等于或小于事务所任期的为一组。结果如表8所示，在签字会计师任期大于事务所任期的字样本中，随着签字会计师任期的延长，审计质量并没有提高，同时，DUM和CPA*DUM的系数显著为正，表明签字会计师的长任期（CPA＞5）会损害审计质量。说明对于此类情况，五年期强制轮换规定有助于控制审计质量的降低。在签字会计师任期小于或等于事务所任期的字样本中，随着签字师任期的延长，审计质量逐渐提高，同时，签字会计师长任期（CPA＞5）有助于改善审计质量。说明对于此类情况，五年期强制轮换规定反而不利于审计质量的提高。

由于事务所任期和签字会计师任期对盈余管理可能存在交互影响而不易区分它们各自对盈余管理的影响，这就需进一步在控制事务所任期的前提下，来研究签字会计师任期对盈余管理的影响，使得签字会计师对盈余管理影响作用的结论更为稳健。基于此，本文按事务所任期将样本观察值分为5组，在控制事务所任期的情况下来分析签字会计师任期对盈余管理的影响。即按事务所任期1—2年、3—4年、5—6年、7—8年、9—10年将全部样本观察值分割为5组子样本，其中11年由于只有5个样本观察值，本文没有考虑该组子样本。其中，1—2年组、3—4年组子样本中，签字会计师任期大于事务所任期的样本观察值分别有51个和18个，签字会计师任期大于5年的样本观察值分别有2个和3个，在5—6年、7—8年、9—10年组子样本中，签字会计师任期大于事务所任期的样本观察值分别有3个、1个和0个，签字会计师任期大于5年的样本观察值分别有47个、69个和46个。这就意味着，1—2年组、3—4年组子样中，签字会计师跳槽而原事务所解散签字会计师转向其他事务所时带走原有客户的情况较多，而在5—6年、7—8年、9—10年组子样本中，则较少。由于各组子样本的结构有较大差异，并且事务所的影响已基本被控制，于是，在回归中不再纳入DUM和TENURE变量。结果如表9所示，在5—6年、7—8年、9—10年组子样本中，随着签字师任期的延长，盈余管理空间越来越小，审计质量越来越高，但在1—2年、3—4年组子样本中，这种负向关系并不显著，审计质量并没有提高。这可能是由于在1—2年、3—4年组子样本中，签字审计师跳槽或事务所解散审计师转向其他事务所时带走原有客户的样本观察值多于5—6年、7—8年、9—10年组子样本所致，也可能是在1—2年、3—4年组子样本中，签字会计师的任期也较短，他们还不充分了解特定客户的专门知识和特定风险，其专业能力没有得到提高，因而其审计质量也无法提高。从后面表10的结果来看，后一种解释可能更有说服力。

同时，将各组子样本中签字会计师任期大于事务所任期的样本剔出后按表9模式回归，结果如表10所示，其中，在1—2年、3—4年样本组，CPA系数均为负，仍均不显著，在5—6年组子样本中，当以|DA1|为因变量时，CPA的系数是-0.003，P值为0.12，当以|DA2|为因变量时，CPA的系数是-0.004，P值为0.08。在5—6年、7—8年、9—10年子样本组中，CPA系数仍基本显著为负。由于剔除了签字会计师任期大于事务所任期的样本，这样，在1—2年样本组，签字会计师任期均不会超过2年，在3—4年样本组中，均不会超过4年，可以看出在签字会计师短任期里，审计质量随着任期的延长没有明显提高，但在长任期里（从5到10年），随着签字会计师任期的延长，审计质量逐渐提高。这说明随着签字会计师对特定客户的专门知识和对特定风险的了解，其专业能力在逐步提升，其审计质量也在逐步提高。因而，对签字会计师任期小于事务所任期的情况而言，如前所述，五年期强制轮换规定不利于审计质量的提高。

我们也发现，反映债务水平（LEV）和现金流量（CFO）的两个变量基本与预测符号相符，审计意见类型（OP）与盈余管理空间显著负相关，公司治理环境的变量（RANK-M）与盈余管理空间无一致性结论。

此外，我们发现，规模（SIZE）在正DA样本中与预测符号不一致，但在负DA样本中与预测符号一致。现金流量（CFO）和经营利润（ROA）分别在正负两个子样本中与预测符号呈现不同的结果，这说明公司的现金流量和获利能力在正向和负向盈余管理中起到的作用不同。

六、稳健性测试

本文进行了如下稳健性分析程序：（1）由于平衡样本可能会将在1998年前上市但在1998年至2002年之间被摘牌的企业、以及1998年至2002年之间新上市的公司排除，由于这类企业往往是会计问题最多的企业、审计师在这类企业中的独立性如何往往有着重要的意义。这可能导致样本的选择存在偏差，本文又以1998年至2002年的不平衡样本作为研究对象，按文中表7至表11的模型，重新槁行了OLS回归检验，发现结果与文中结论基本一致，这里仅列出主要的回归结果（见表12）；（2）为了控制年度效果的影响，在模型加入年度哑变量，发现结论未受影响；（3）按照事务所所审计上市公司总资产总额排名，将每个年度排名前十位的事务所代替原来的这十五家事务所，对模型进行重新回归，结果基本没有发生变化；（4）可操纵性应计数可能影响审计意见类型，鉴于两者之间可能存在的内生性，本文剔除被出具非标准审计意见的观察值，对模型重新回归，结果基本仍然成立（见表13）；（5）将平衡样本、正DA样本和负DA样本分别对控制变量按标准差的3倍进行截尾后使用OLS回归，结果基本上一致。

七、研究结论与不足

本文以签字会计师五年期强制变更规定出台之前1998年至2002年的299家A股上市公司为研究对象，使用调整后的截面Jones模型和Jones模型估计的公司可操纵性应计数绝对值衡量审计质量，同时区分正负向盈余操纵行为，分析签字会计师任期与审计质量的关系，研究发现：（1）随着签字会计师任期的延长，审计质量得到显著性地改善，且在长任期（＞5年），任期对公司盈余管理的抑制作用明显大于短任期（≤5年）；（2）当签字会计师任期大于事务所任期时，随着签字会计师任期的延长，审计质量更低，且在长任期（＞5年），审计质量比短任期（≤5年）更差；（3）当签字会计师任期等于或小于事务所任期时，随着签字会计师任期的延长，审计质量更高，并且，在长任期（＞5年），任期对公司盈余管理的抑制作用明显大于短任期（≤5年）；（4）在正向盈余管理中，签字会计师任期的延长有助于抑制公司的正向盈余管理行为；（5）在负向盈余管理中，随着签字会计师任期的延长，公司的盈余管理并未得到控制。这些结论对监管者的启示在于，我国的签字会计师五年期强制轮换规定应视情况实施，对于签字会计师任期大于事务所任期的情况，可以实施签字会计师五年期强制轮换规定，否则，无助于审计质量的提升。

本文的不足之处在于：（1）如Myers et al.（2003）的研究一样，本文的数据来自于签字会计师强制轮换规定之前的背景下，其结论运用于强制轮换的背景下会有一些局限，因为在强制轮换规定下，审计师或企业经理的决策可能会有所不同。但是，出台签字会计师强制轮换规定本身就是基于审计师以前表现的审计行为而进行管制的结果，因而，本文的结论对管制规定的出台仍有积极参考意义。（2）Hribar and Nichols（2007）发现在以可操控性应计数绝对值为因变量的模型中应加入公司特征变量，如现金流量的波动性、净利润的波动性和营业收入的变异性，否则研究结果将受到影响。本文的研究设计中未考虑此类公司特征变量的影响。（3）受数据来源的限制，本文未能考察签字会计师与审计项目负责人不是同一人时，审计项目负责人变化可能带来的影响。我们将对此进行进一步研究。

（《中国会计与财务研究》2008年6月第10卷第2期）