财务分析师任期的政策监管

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一、引言

近些年来，对审计师任期的政策管制①引起了人们对审计师审计任期与审计质量之间关系的更多关注，学者们针对审计任期长意味着审计质量高还是审计质量低的问题进行了多角度探讨，但至今还未达成共识。然而，当审计任期这一信息传递到资本市场时，资本市场信息处理的专业人士———财务分析师如何解读这一信息，则是一个值得我们关注的问题。因为对这一问题的解答，不仅可以为我们提供现实世界认知审计任期信息内涵的证据，而且还可以为我们提供分析师能否提升资本市场有效性的证据。分析师对信息解读和传递常见的途径就是盈余预测，而他们的盈余预测所依据的一个重要信息来源就是公司的被审计过的财务报告。这个报告通常被视为会计师事务所和公司管理层共同的联合报告(Antle和Nalebuff，1991)，这种联合报告说明了高质量的审计会带来高质量的报告盈余。这也意味着，分析师在做盈余预测时，不仅要关注公司公告的盈余，而且也要关注审计师的特征信息，比如审计任期。那么，分析师能正确地认知这些特征信息吗?更具体的说，分析师能正确地认知审计任期的信息内涵吗?通过对前述问题的深入研究，本文贡献主要表现在以下两个方面:一方面使我们对资本市场有效性的理解更为具体化;另一方面把资本市场中两支重要力量———审计师和分析师的属性结合起来研究，这种结合研究拓宽了审计师和分析师研究的领域，使得对审计师和分析师的研究不再孤立。本文其余部分安排如下:第二部分是相关文献回顾与研究假说;第三部分是研究设计;第四部分是实证结果与分析;第五部分是研究结论。

二、相关文献回顾与研究假说

(一)审计任期的信息内涵

审计任期长意味着审计质量高还是审计质量低，这个问题在学术界一直存在着争议。根据DeAngelo(1981)、Watts和Zimmerman(1983)的定义，审计质量是指发现并报告财务报告错报的联合概率，其中，发现财务报告中的错误受审计师专业能力影响，报告财务报告中的错误则取决于审计独立性。审计师的专业性与独立性随审计任期的变化而变动，联合影响着审计质量。因此，审计任期长意味着高质量的审计还是低质量的审计，还没有定论。从现有的实证文献来看，支持这两种观点的证据都有。支持“长审计任期意味着低审计质量”的学者认为，会计师事务所与公司管理层之间长期的联系将会引起审计独立性方面的问题(Mautz和Sharaf，1961)，审计任期越长，审计师的独立性越差，越易损害审计质量(Watts和Zimmerman，1983)。Davisetal．(2000)的研究支持了这一观点，他们的研究发现，随着审计师任期的延长，公司管理层获得了更大的报告弹性并能更轻松地达到盈余预测的目标。相反的观点认为，审计任期长意味着审计质量高。这是因为，在审计任期的早期，审计师面临着更大地失去客户的压力，其独立性更易受到损害(Gei-ger和Raghunandan，2002)。但随着审计任期的延长，审计师会获得对客户专门知识和特定风险更多的了解，减少了其对管理者提供信息的依赖，提升了其专业能力，从而提高了审计质量。Myersetal．(2003)以操纵性应计利润绝对值来衡量审计质量，发现长的审计任期约束了管理层对于会计应计项目的操纵，这意味着审计任期长代表了高的审计质量。而Ghosh和Moon(2005)则从市场的角度出发，考察了普通投资者和信息中介机构对审计任期的认知，同样发现市场认知到的审计质量会随着任期的延长而增加。对于审计任期的信息内涵，我国学者也作了相关的研究。李爽、吴溪(2003)研究发现，在针对持续经营不确定性发表意见时，审计任期越长，审计意见变通的可能性越大。陈信元、夏立军(2006)研究发现，审计任期与审计质量呈倒U型关系，这种关系表现为，当审计任期小于一定年份(约6年)时，审计任期的增加对审计质量具有正向影响，而当审计任期超过一定年份(约6年)时，审计任期的增加对审计质量具有负向影响。这表明审计任期与审计质量的关系存在着非线性的关系。而这一非线性的关系得到了刘启亮(2006)研究证据的进一步支持。综合这些研究的观点，审计任期长是意味着审计质量高还是审计质量低，目前研究尚无一致结论，但有一点可以确定:审计任期表达着审计质量的信息内涵。

(二)分析师对信息的认知能力

分析师对信息认知能力的研究最早来自于对分析师预测行为的考察。Brown和Rozeff(1978)提出分析师盈余预测比公司盈余单变量时间序列模型预测更能准确地测量市场对公司盈余的期望。这是因为分析师处理的信息量要远远大于公司过去盈余的时间序列数据，因此分析师的盈余预测能更好地作为市场盈余期望的衡量，这肯定了分析师对信息的认知能力。但是分析师对信息的反应程度如何呢?DeBondt和Tha-ler(1985、1990)发现分析师对盈余信息存在着过度反应。为什么分析师对信息会存在过度反应?Easter-wood和Nutt(1999)认为分析师是否过度反应取决于其接受盈余信息的性质。他们通过对信息性质的分类研究，发现分析师对好消息反应过度，对坏消息反应不足。这表明分析师对信息的反应存在系统性的乐观。但是，Ahmedetal．(2000)提出，Easterwood和Nutt(1999)的上述结果与他们剔除极端值的幅度有关，他们修正这一幅度后发现分析师是对前期盈余信息反应不足，而与盈余的类型没有关系。随后，学者们(如Ahmedetal．，2005)又发现分析师对盈余组成要素持续性的估计往往不足，但是他们能分辨应计项目与现金流量项目之间盈余持续性的差异。综合这些文献的发现，我们可知分析师对信息具有一定的认知能力，但分析师对信息的认知有程度上的差异，在某些信息上可能反应过度，在某些信息上可能反应不足。

(三)研究假说

现有的文献已表明审计任期内含审计质量的信息。尽管对于审计任期是意味着审计质量高还是审计质量低，学者们的观点并不一致，但作为资本市场中优势信息解读员的分析师是如何认知审计任期内含的信息呢?他们能正确地认知审计任期的信息内涵吗?本文的文献回顾部分已表明分析师对信息认知具有一定的能力，因此针对上述问题，本文提出两个有待检验的假说。H1:审计任期会影响分析师盈余预测。H2:分析师对于审计任期信息内涵的认知是可靠的，即分析师能正确地认知审计任期的信息内涵。

三、研究设计

(一)数据来源与样本选择

我们以2005－2006年度中国沪深A股市场上被出具标准无保留审计意见的上市公司为研究对象。上市公司审计事务所的数据来源于两个数据库:1994年至2005年的数据来自北京大学中国经济研究中心和北京色诺芬公司联合开发的CCER中国经济金融数据库(简称“CCER”)，2006年的数据来自上海万得信息技术有限公司开发的WIND资讯数据库(简称“WIND”)，审计任期的数据是由我们手工整理而得。分析师数据及其他数据均来自于WIND数据库。在样本的选择上，我们剔除金融保险行业以及审计任期为1年的公司样本②，最终符合我们研究需要的公司样本共869个，其中，2005年样本数为396个，2006年样本数为473个。

(二)变量定义

1．因变量

在本文中因变量有两个:分析师盈余预测和公司实际盈余。(1)分析师盈余预测(FEPSt+1)，表述为公司t+1年度财务报告报出前最近一次各研究机构分析师预测每股收益的平均值，数据直接来自WIND数据库提供的分析师预测的市场共识，并用t期末股价予以标准化。(2)公司实际盈余(EPSt+1)，我们用公司t+1年度实际每股收益除以t期末股价表示。

2．测试变量

(1)公司上一年度实际盈余(EPSt)，我们用公司t年度实际每股收益除以t期末股价表示。(2)审计任期(TENt)，我们用滞后一期会计师事务所审计年限表示。审计年限，是公司所聘任的会计师事务所为其提供审计服务的累计年份，以公司上市年份为第一年开始算起③。如果以后年度事务所未发生变更，那么审计任期按年累加;如果以后年度发生事务所变更，那么将变更当年作为新任事务所审计任期的第一年;如果事务所发生合并，那么合并前后的审计任期连续计算。④(3)审计任期与公司上一年度实际盈余的交乘项，我们用TENt*EPSt符号表示。如果审计任期越长意味着审计质量越高，那么审计任期对公司盈余持续性的影响为正;如果审计任期越长意味着审计质量越低，那么审计任期对公司盈余持续性的影响为负。同理，对于分析师的认知来讲，如果审计任期越长意味着审计质量越高，那么分析师会赋予上一年度会计盈余更高的权重，我们预期该交乘变量的回归系数为正;如果审计任期越长意味着审计质量越低，那么分析师会赋予上一年度会计盈余更低的权重，我们预期该交乘变量的回归系数为负。此外，我们还控制了年度和行业的影响。

(三)研究模型

为验证本文的假说，我们以Freemanetal．(1982)，Sloan(1996)关于公司未来业绩与当前业绩的关系模型为基础，建立如下模型:EPSt+1=δ0+δ1*EPSt+δ2*TENt+δ3*TENt*EPSt+δ4*Year+∑19j=1δ4+j*Industryj+σ(1)FEPSt+1=β0+β1*EPSt+β2*TENt+β3*TENt*EPSt+β4*Year+∑19j=1β4+j*Industryj+ε(2)模型(1)是用来检验审计任期信息内涵对公司实际盈余持续性影响的方程式，如果审计任期长代表了审计质量高的信息内涵，那么相对于审计任期短的公司公告盈余，审计任期长的公司公告盈余质量更高，持续性更强。因此，我们预期δ3显著地大于零。如果审计任期长代表了审计质量低的信息内涵，则我们预期δ3显著地小于零。模型(2)是用来检验分析师对审计任期信息内涵认知的方程式，如果分析师认为审计任期长代表了审计质量高的信息内涵，那么对于审计任期长的公告盈余分析师会给予更高的权重，我们预期β3显著地大于零;如果在分析师的认知里，审计任期长代表了审计质量低的信息内涵，则我们预期β3显著地小于零。而分析师能否正确地认知审计任期的信息内涵，我们是通过检验β3与δ3是否具有相同的符号来判断，如果这两个回归系数的符号一致，那么我们就认为分析师能够正确地认知审计任期的信息内涵，否则我们就认为分析师不能够正确地认知审计任期的信息内涵。

四、实证结果与分析

(一)相关变量的描述性统计

表1给出了样本主要变量描述性统计的结果。分析师预测盈余的均值为0.0658，而公司实际盈余的均值为0.0629，分析师预测盈余的均值要略高于公司实际盈余的均值;分析师预测盈余的中位值为0.0577，公司的实际盈余的中位值为0.0552，分析师预测盈余的中位值要略高于公司实际盈余的中位值，这一差异在统计上是显著的⑤，表明了分析师在盈余预测上有一个系统性乐观的倾向⑥。审计任期的平均值为6.11，中位值为6，这表明，我们的样本公司有一半是超过(或等于)6年没有更换自己的会计师事务所。而这一个值也是陈信元、夏立军(2006)研究发现的审计任期与审计质量正向关系的分离点，因此在我们的稳健性检验中，我们也将以此点为分离点把审计任期分为6年以内期和超过6年期去研究分析师对审计任期信息内涵的认知问题。表2是样本公司审计任期分布表，从该表中我们可以看到，审计任期5年以下(我们称之为“短期审计任期”)的样本量为310家，约占总样本的36%，5－8年(我们称之为“中期审计任期”)的样本量为337家，约占总样本的39%，9年(含9年)以上(我们称之为“长期审计任期”)的样本量为222家，约占总样本的25%。从分年度来看，2005年短期审计任期的样本占该年度的比重约为39%，而2006年短期审计任期的样本占该年度的比重约为33%;2005年中期审计任期的样本占该年度的比重约为37%，而2006年中期审计任期的样本占该年度的比重约为40%;2005年长期审计任期的样本占该年度的比重约为24%，而2006年长期审计任期的样本占该年度的比重约为27%。

(二)多元回归结果

表3的列1是公司实际盈余对审计任期信息内涵反应模型的回归结果，列2是分析师对审计任期信息内涵认知模型的回归结果。从列1和列2回归的结果来看，公司实际盈余的持续性为0.295，而分析师预测的公司盈余持续性为0.218，这一比较结果表明在其他条件不变的情况下，分析师认知的上期盈余持续性要比实际盈余持续性要略低一点。在列1中，TENt*EPSt的系数为0.042，并在1%的水平上显著，这表明审计任期对公司实际盈余持续性有一个正向的作用，审计任期越长，公司的盈余持续性越高。在列2中，TENt*EPSt的系数为0.045，并在1%的水平上显著，这表明审计任期对分析师预测的盈余持续性有一个正向的作用，审计任期越长，分析师赋予上期盈余的持续性越高。这也意味着，在分析师看来，审计任期的延长意味着审计质量的增强，其在预测下期盈余时对本期盈余的信息依赖更多。这一结果支持了我们提出的假说1。结合列1和列2中交乘项TENt*EPSt的系数均为正并在统计上显著的结果，我们认为，分析师对审计任期信息内涵的认知是正确的。这一结论支持了我们提出的假说2。

(三)稳健性检验

从我国目前审计师任期的政策管制来看，虽然审计任期轮换不是以审计师事务所为对象，而是以签字注册会计师或审计项目负责人作为轮换的对象，但轮换期间有明确地规定:以5年为限，而陈信元、夏立军(2006)研究则发现6年是审计任期与审计质量关系发生转变的拐点，因此本文将分别以5、6、7、8、9、10年为分界点，划分为长、短两个审计任期来检验分析师对审计任期信息内涵认知的问题。研究的模型仍采用模型1和模型2，只是审计任期变量是一个哑变量，为了便于与上述模型分清，我们用TEN_DUM来替代TENt。当TENt小于分界点时，TEN_DUM=0，当TENt大于分界点时，TEN_DUM=1，哑变量的设计不包含分界点。由于受篇幅的限制，我们不再报告在不同分界点下，审计任期对公司盈余持续性影响以及分析师对审计任期信息内涵认知的回归结果，仅报告交乘项TEN_DUM*EPSt的回归系数(见表4)。当分界点是5、6年时，审计任期对公司实际盈余的持续性在统计上有一个显著地正向影响但当分界点超过6年以后，审计任期虽然对公司盈余持续性有一个正向的影响，但是在统计上已不具有显著性。当分界点是5、6、7、8年时，我们的回归结果表明分析师认知审计任期是高质量审计的信息内涵，并且这些回归结果在统计上是显著的。当分界点是9、10年时，虽然分析师认知审计任期是高质量的信息内涵，但在统计上已不具有显著性。比较各个分界点下审计任期对分析师预测盈余持续性与实际盈余持续性的影响我们发现当分界点是5、6年时分析师能够正确地认知审计质量的信息内涵，当审计任期的长度超过6年后，分析师对审计任期信息内涵的认知有一个过度反应，向后延2年，表现为:当分界点是7、8年时，审计任期对公司实际盈余的持续性已经没有统计意义上的影响，但对分析师预测盈余持续性仍有一个统计意义上的正向影响，直至分界点是9年后，这个在统计上有显著意义的正向影响才消失。

五、研究结论

我们将分析师对审计任期信息内涵认知的内容作为本文研究的问题，是考虑到无论分析师的认知是否可靠，分析师的认知都是非常重要的，这与学术界研究和规则制定者都强调市场对审计质量认知的重要性是一致的。由于审计独立性和审计质量在一定时期内是不可观察的，市场通常以表象特征来考察审计独立性。如果市场信息使用者认为审计独立性和审计质量是低的，即使实际情况并非如此，审计的作用也会受到损害。而分析师作为市场信息使用者的替代，通过他们对审计任期认知的研究，可以使我们清晰地了解到资本市场是如何认知审计任期所表达审计质量的内涵。我们以2005－2006年度中国沪深A股市场上被出具标准无保留审计意见的869个上市公司为研究对象，通过建立多元回归模型考察了分析师对审计任期信息内涵的认知问题，研究发现:审计任期对公司盈余持续性的影响是正向的，这表明审计任期越长，公司实际盈余的持续性越高，公司上期盈余的质量越高;审计任期对分析师预测的盈余持续性的影响也是正向的，这表明审计任期越长，分析师认为公司上期盈余的持续性越高，其在做下期盈余预测时赋予上期盈余信息的权重会越高。结合这两方面的发现，我们可以推论:分析师能够正确地认知审计任期的信息内涵。然而，我们进一步地研究表明，虽然分析师能正确地认知审计任期的信息内涵，但是他们的认知存在着过度反应。