ＣＰＡ法律责任制度变迁对审计质量的影响
ＣＰＡ法律责任制度变迁对审计质量的影
一、问题的提出
为促使注册会计师(CPA)更好地履行对企论文联盟 业会计报表
进行鉴证的职责，以达到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 CPA的法律责任，这些法律制度主要有：1994年 1月 1日正式实
施的《中华人民共和国注册会计师法》，1996年 1月 1日颁布的《中国注册会计师独立审
计准则》(以下简称《独立审计准则》)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
立审计准则》基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依据。“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
任有了初步了解。1999年颁布的《证券法》规定了会计师事务所出具虚假审计报告应该承
担的法律责任。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《通知》)与 2003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若干规定》(以下简称
《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提高，尽管有规范
研究对此持肯定态度，但还缺乏检验证据的支持。
二、文献综述
在国外，Zoe-Vonna Palmrose(1988)通过经验数据测试发现，加大法律处罚有利于提
高审计质量。Dopuch&King(1992)通过实验研究探讨不同程度的审计师法律责任对审计服
务需求和供给的影响，结论表明审计师承担的法律责任和审计质量在一定程度上具有相关
性，疏忽责任制和严格责任制比无责任制能够提高审计质量，但严格责任制下的审计质量
并不比疏忽责任制下的高，即加重审计师的法律责任并不总能提高审计质量。Derek K
Chart&Suil Pae(1998)的研究结论大致相同。
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服
务，审计师没有动力提供高质量的审计服务，也就意味着加重法律责任安排并不一定能促
使审计师提高审计质量。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
反合约的成本大于由此带来的收益。李爽和吴溪(2005)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提高。李明辉、曲晓辉(2005)就虚
假财务报告及其法律责任相关问题进行问卷调查，结果表明公司治理结构不完善、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务报告的重要原因。刘成
立(2006)的研究认为，具有较高专业胜任能力和独立性的事务所并没有提供高质量的审计
服务，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提高审计质量
。张奇峰、雷光勇(2006)从需求和供给两方面分析了独立审计市场中的审计质量均衡状况
及其成因，认为现有法规对审计师的激励不足、约束不够，目前审计师提供的审计服务质
量难以达到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 Jones模型估计出的操纵性应计利润能够有效地衡量公司盈
余管理的程度(Subramanyam，1996；Bartov，Gul和 Taui，2000)。操纵性应计利润与事
务所遭受诉讼、出具非标准无保留审计意见的概率正相关(Heninger，2001；Bartov，Gul
和 Tsui，2000)。公司具有边际 ROE代表其盈余管理的可能性更高(蒋义宏，1998；Chert
和 Yuan，2004)，表明截面 Jones模型在国内市场同样具有适用性。此外，夏立军(2003)
在对中国上市公司的利润表和现金流量表进行解析的基础上，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行了比较，发现在中国证券市场上，相对其他模
型来说，分行业估计并且采用线下项目前总应计利润作为因变量估计行业特征参数的截面
Jones模型能够较好地揭示公司的盈余管理。因此，本文借鉴 Myers，Myers和
Onler(2003)的研究方法，采用陈信元、夏立军(2006)相同的做法，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 2003年的上市公司。并对
这些样本公司执行如下筛选：(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行回归分析，并使分类具有合理性，我
们参照陈武朝、张泓(2004)的做法对行业进行了适当归并和调整。
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 C类(制造业)中的行业代码进行适当调整。由于 C类公司数量多，除保留 C4(石
油、化学)、C6(金属、非金属)、C7(机械、设备、仪表)、C8(通信、电子)四类公司外，
将其他 C类公司全部归并到 C9(其他制造业)。
3、保留 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 M(综合类)。
经过上述调整，最终得到 C4、C6、C7、C8、C9、G、H、T、M9个行业。
(三)检验模型和变量说明
本文构建如下模型检验 CPA法律责任安排的制度变迁与审计质量之间的关系：
DAi=β0+β1D1997+β2D2000+β3D2003+β4Tenurei+β5Switchi+β6Big10i+
β7Growthi+β9Comsizei+β10AdjROA1+β10Levi+εi
其中，β0为截距，β1～β10 为回归系数，ε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。依据夏立军(2003)的做论文联盟 法，DAi由调
整后截面 Jones模型确定，计算公式是 DAi=TAi/Ai-NDAi。其中，TAi为公司 i当年包含
线下项目的总应计利润，即 TAi=NIi-CFOi，其中，NIi为公司 i当年净利润，CFOi为公司
i当年经营活动现金流量净额，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=α1+α2(△REVi/Ai)+α3(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，α1，α2，α3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行回归取得。
GAi=α1+α2(△REVi/Ai)+α(PPEi/Ai)+εi
(2)
其中：α1，α2，α3是α1，α2，α3的 OLS估计值；GAi是公司 i的线下项目前
总应计利润，即 GAi=OIi-CFOi，其中 OIi为公司 i当年营业利润，εi为残差项；其他变
量含义同前。
2、测试变量。测试变量 D1997，D2000，D2003均为虚拟变量，用来检验不同阶段 CPA
法律责任安排对审计质量的影响。若样本属于 1997年及以后期间，D1997取值为 1，否则
为 0；若样本属于 2000年及以后期间，D2000取值为 l，否则为 0；若样本属于 2003年及
以后期间，D2003取值为 1，否则为 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服
务的累计年份。具体来说，我们把 IPO审计(即三年加一期的上市审计)作为审计任期的第
一年，如果以后未发生事务所变更，那么审计任期按年累加；如果发生事务所变更，那么
将变更当年作为新任事务所审计任期的第一年；如果发生事务所合并，那么合并前后的审
计任期连续计算。Switchi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。
如果负责公司当年年度报告审计的事务所与上一年度不同，则取值为 1，否则为 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行排名。如果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，否则为 0。Growthi、Cotmizei，AdjROAi、Levi分别代表
行业成长性、公司规模、经营业绩、资产负债率。Growthi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，Comsizei为公司当年末总资产的自然
对数，AdjROAi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)样本特征描述性统计
表 1给出了样本公司中各变量的描述性统计数据。从表中可以看出，DA的均值为-
，标准差为 ，分布大致对称。审计任期最大值为 12，最小值为 1。Switchi
的均值为 ，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 ％。
(二)变量的 Pearson相关分析
表 2报告了相关变量的 Pearson相关分析。从分析的结果看，可操控性应计利润 DA
与 D2003具有相关性，说明从《通知》和《规定》发布后，审计质量有明显提高
。此外，DA还与 Comsize、ADjROA、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 D2003
在 5％水平上显著相关，说明从《通知》和《规定》发布后的 2003年开始，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 AdjROA在 1％水平上显著
相关，说明企业进行盈余管理的主要手段是通过调整非营业收入进行。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》的实施、1996年出台的《独立审计准则》、1999年颁布《证券法》到 2002年发布的
《通知》和 2003年的《最高人民法院关
审理证券市场因虚假陈述引发的民事赔偿案件的若干规定》一系列关于审计师法律制度变
迁，只有从《通知》和《规定》发布后，法律责任安排才开始对审计质量起到明
显的促进作用，而此前颁布的有关 CPA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年颁布的《中华人民共和国注册会计师法》对 CPA
的法律责任只是做了初步规定，由于审计案件的判定需要专业知识，该法在操作上缺乏技
术支撑。1996年颁布的《独立审计准则》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，审计准则可以为判定 CPA法律责任提供依据，但我国与西
方发达国家不同，我国关于民事责任和刑事责任论文联盟 的裁定和
执行权归属于人民法院，司法界大多认为《独立审计准则》只是审计界的行业标准，《独
立审计准则》的地位在法律上没有得到确认，尽管 1999年颁布的《证券法》针对会计师
事务所出具虚假审计报告的行为，进一步规定了应该承担的法律责任，但也不具有可操作
性，仍没有对审计师构成现实的法律责任威慑。直到 2002年《通知》与 2003年《
规定》的发布，对 CPA法律责任的追究有了具体规定，CPA开始感觉到了法律责任的
威慑作用的现实压力，审计质量才有了明显改善。
