唐嘉尉 尹長萍 蔣水全

【摘要】合理的審計項目團隊搭建及成員分工是確保審計質(zhì)量的基本前提。 從審計團隊配置視角， 實證考察公允價值計量對會計師事務(wù)所審計團隊配置和審計質(zhì)量產(chǎn)生影響的傳導機理及傳導效果。 以2007 ～ 2016年深滬兩市A股上市公司為樣本， 研究發(fā)現(xiàn)： 上市公司采用公允價值計量且公允價值計量程度越深、范圍越廣， 會計師事務(wù)所越傾向于派出更有經(jīng)驗的審計團隊， 而且這些經(jīng)驗豐富的審計團隊能顯著提高公允價值計量交易或事項的審計質(zhì)量。 進一步分組檢驗表明， 是否應(yīng)該派更有經(jīng)驗的審計師取決于審計團隊成員的工作屬性， 在公允價值審計中， 會計師事務(wù)所更注重項目負責人的審計經(jīng)驗， 而對復核審計師審計經(jīng)驗無明顯的特殊要求。 具體表現(xiàn)為公允價值計量程度與項目負責人審計經(jīng)驗顯著正相關(guān)， 但與復核審計師審計經(jīng)驗的相關(guān)關(guān)系不顯著。 上述結(jié)論有助于理解會計師事務(wù)所的審計團隊配置決策原理， 為會計師事務(wù)所的審計質(zhì)量控制優(yōu)化提供了一定的理論和經(jīng)驗證據(jù)。

【關(guān)鍵詞】公允價值計量;審計資源配置;審計質(zhì)量;審計團隊;審計經(jīng)驗

【中圖分類號】F239? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）07-0089-9

一、引言

財政部2006年發(fā)布的《企業(yè)會計準則》和2014年發(fā)布的《企業(yè)會計準則第39號——公允價值計量》使公允價值計量屬性被廣泛運用于財務(wù)會計各大領(lǐng)域。 但公允價值作為一把“雙刃劍”， 自推行以來一直備受爭議。 公允價值在顯著提高會計信息相關(guān)性的同時， 也降低了會計信息的可靠性， 加劇了財務(wù)報告的波動性和不確定性[1] 。 外部審計作為一項重要的監(jiān)督機制， 其主要目的是對企業(yè)的財務(wù)報告進行鑒證， 以確保其真實性和公允性。 公允價值計量中存在的不確定性會加大公允價值計量交易或事項的審計難度， 審計風險會隨之上升。 公允價值計量的使用給審計行業(yè)帶來了極大挑戰(zhàn)。 審計師作為會計師事務(wù)所審計工作中最為關(guān)鍵的因素， 其執(zhí)業(yè)能力將直接影響審計項目完成的質(zhì)量和效率。 當面臨高難度和高風險的公允價值審計時， 會計師事務(wù)所的審計資源配置， 尤其是人力資源配置必然會受到重大影響。 而在具體的審計項目中， 審計團隊的執(zhí)業(yè)勝任能力相較于審計師個體而言更為重要， 合理的審計項目團隊搭建及成員分工才是確保高質(zhì)量審計的最基本前提。 而現(xiàn)有關(guān)于公允價值審計的研究多集中在公允價值對審計質(zhì)量、審計風險和審計費用產(chǎn)生的影響上[2，3] ， 尚無文獻從會計師事務(wù)所人力資源配置， 尤其是審計團隊配置的角度來考察公允價值計量給會計師事務(wù)所帶來的影響。 因此， 有必要從審計團隊配置的視角來考察會計師事務(wù)所如何應(yīng)對上市公司的公允價值計量， 以及該應(yīng)對措施對審計質(zhì)量產(chǎn)生的影響。

本文從審計團隊配置的研究視角， 探討公允價值計量對會計師事務(wù)所審計團隊配置和審計質(zhì)量產(chǎn)生影響的傳導機理和傳導效果。 研究問題逐步推進， 主要包含兩個方面：一是會計師事務(wù)所在面對高難度和高風險的公允價值審計時， 是否會主動為其配備更有經(jīng)驗的審計團隊; 二是若會計師事務(wù)所會為采用公允價值計量的上市公司配備更有經(jīng)驗的審計團隊， 那么， 在對采用公允價值計量的上市公司進行審計的過程中， 更有經(jīng)驗審計團隊的配置能否顯著提高審計質(zhì)量。 本文的研究目的在于， 在公允價值計量與審計資源配置尚無研究定論的現(xiàn)實情況下， 更好地揭示會計師事務(wù)所在公允價值審計中的主觀策略選擇， 并進一步考察其經(jīng)濟后果， 以豐富和拓展現(xiàn)有文獻。

本文的研究貢獻主要體現(xiàn)在：其一， 從審計項目團隊配置視角， 提供了公允價值審計中會計師事務(wù)所主觀應(yīng)對措施的經(jīng)驗證據(jù)， 豐富和拓展了現(xiàn)有研究。 已有文獻多從資本市場角度對公允價值計量進行研究， 尚無文獻從會計師事務(wù)所審計資源配置， 尤其是審計人力資源配置的角度對公允價值計量屬性帶來的影響進行探索。 本文以審計團隊配置為研究視角， 探討了公允價值計量對會計師事務(wù)所審計資源配置產(chǎn)生的影響， 可彌補相關(guān)研究的缺失。 其二， 驗證了復核審計師與項目負責人工作屬性以及價值差異的存在。 已有研究多基于簽字注冊會計師整體角度出發(fā)進行考察， 較少對復核審計師和項目負責人差異進行檢驗。 本文將簽字注冊會計師進行細分， 進一步考察了復核審計師和項目負責人執(zhí)業(yè)經(jīng)驗在公允價值審計中發(fā)揮的作用的差異， 補充和拓展了現(xiàn)有文獻。 其三， 研究發(fā)現(xiàn)會計師事務(wù)所為采用公允價值計量的客戶配置更有經(jīng)驗的審計團隊后， 顯著提高了審計質(zhì)量， 該研究結(jié)論可為會計師事務(wù)所提升專業(yè)服務(wù)能力、保障審計質(zhì)量和實現(xiàn)做大做強提供一定的參考意見和現(xiàn)實路徑。 同時， 本文的研究結(jié)論也有利于我國審計準則和相關(guān)制度的制定和完善。

二、理論分析與研究假設(shè)

《企業(yè)會計準則第39號——公允價值計量》（財會[2014]6號）將公允價值計量的輸入值劃分為三個層次：第一層次輸入值是指在計量日能夠取得的相同資產(chǎn)或負債在活躍市場上未經(jīng)調(diào)整的報價; 第二層次輸入值是除第一層次輸入值外相關(guān)資產(chǎn)或負債直接或間接可觀察的輸入值; 第三層次輸入值是指相關(guān)資產(chǎn)或負債的不可觀察輸入值。 相較于第一層次的輸入值而言， 第二層次和第三層次的輸入值由于缺少相同的資產(chǎn)或負債的市場價格， 在使用時會面臨更大的不確定性和主觀性。 已有研究發(fā)現(xiàn)， 我國大多數(shù)行業(yè)都處于“相同資產(chǎn)的市場價格一般都不可得”層次， 其中60% ～ 70%的行業(yè)都屬于第二和第三層次的公允價值計量。 隨著公允價值第二層次和第三層次應(yīng)用范圍的擴大， 公允價值計量的主觀性和不確定性也在不斷提高[2] 。 而我國作為新興經(jīng)濟體， 相對不發(fā)達的市場機制和相對較小的專業(yè)人員隊伍①都使公允價值估值變得更為困難[4] 。 Earley[5] 指出， 由于現(xiàn)實環(huán)境的不確定性和缺乏明確路徑去評估解決方案等因素的存在， 公允價值審計任務(wù)多面性的本質(zhì)是非結(jié)構(gòu)化。 而非結(jié)構(gòu)化的任務(wù)通常更為復雜， 提高了對審計師認識水平的要求， 并限制了審計師處理信息的能力。

任務(wù)困難性的提高會對決策質(zhì)量產(chǎn)生重大影響， 當面臨高難度的公允價值審計時， 審計師必然需要進行大量決策性的專業(yè)判斷， 專業(yè)判斷的主觀性則會提升審計任務(wù)的模糊性和風險性， 使審計師面臨較高的審計風險。 蔡利等[6] 在研究中也曾指出， 管理層會利用公允價值的主觀性和不確定性操縱利潤以提升企業(yè)經(jīng)營業(yè)績， 最終降低財務(wù)報表信息的真實性和可靠性， 提高審計師的審計風險。 在高風險領(lǐng)域， 審計師的專業(yè)知識和執(zhí)業(yè)經(jīng)驗?zāi)芷鸬街匾饔茫?經(jīng)驗豐富的審計人員可以有效降低被審計單位帶來的審計風險[7] ， 會計師事務(wù)所會針對客戶的某些風險因素配置更有經(jīng)驗的審計人員， 且要重點考慮整個審計團隊成員的能力。 因此， 當面臨高難度和高風險的公允價值審計時， 會計師事務(wù)所會委派更有經(jīng)驗的審計團隊進行審計。 據(jù)此， 提出如下假設(shè)：

H1：會計師事務(wù)所會為采用公允價值計量的上市公司配置更有經(jīng)驗的審計團隊。

DeAngelo[8] 將審計質(zhì)量定義為“審計師發(fā)現(xiàn)并報告企業(yè)錯報和漏報的聯(lián)合概率”， 其中“審計師發(fā)現(xiàn)企業(yè)錯報和漏報的概率”直接取決于審計師的專業(yè)勝任能力， 而影響審計師專業(yè)勝任能力最重要的一個因素就是審計師的執(zhí)業(yè)經(jīng)驗[9] 。 2006年發(fā)布的《會計師事務(wù)所質(zhì)量控制準則第5101號——業(yè)務(wù)質(zhì)量控制》將人力資源作為質(zhì)量控制制度的七大要素之一， 并指出在承接業(yè)務(wù)， 提高和評價員工素質(zhì)、專業(yè)勝任能力以及項目質(zhì)量控制復核等程序中都必須考慮審計師的執(zhí)業(yè)經(jīng)驗， 進一步強調(diào)了審計經(jīng)驗在審計質(zhì)量控制中的重要作用。 現(xiàn)有大量研究發(fā)現(xiàn)， 審計師的執(zhí)業(yè)經(jīng)驗與審計質(zhì)量存在顯著的正向關(guān)系。 審計師的經(jīng)驗越豐富， 越能降低不相關(guān)信息的干擾， 越能更好地識別客戶的經(jīng)營和財務(wù)風險， 尤其是能夠應(yīng)對復雜的審計判斷， 提高發(fā)現(xiàn)潛在差錯的概率， 從而保障和提高審計質(zhì)量。 可見， 公允價值計量的不確定性顯著增大了審計的難度和風險， 相較于經(jīng)驗缺乏的審計師而言， 經(jīng)驗豐富的審計師對審計流程、客戶業(yè)務(wù)等多方面的了解更為充分， 能更準確及時地做出審計判斷， 識別出公允價值計量中的潛在差錯和重大風險點并做出應(yīng)對， 從而降低審計風險并保障和提高審計質(zhì)量。 據(jù)此， 提出如下假設(shè)：

H2：配置更有經(jīng)驗的審計團隊能顯著提高公允價值計量的審計質(zhì)量。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

2007年實施的企業(yè)會計準則對公允價值計量產(chǎn)生了重大影響， 故選取2007 ～ 2016年非金融類A股上市公司為研究樣本。 剔除財務(wù)狀況異常及相關(guān)變量缺失的樣本， 并刪除上市當年及上市之前的樣本， 最終得到2023個樣本公司共10628個樣本觀測值。 公允價值計量相關(guān)數(shù)據(jù)通過手工收集整理上市公司年報獲得。 審計經(jīng)驗原始數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫， 經(jīng)部分手工處理獲得。 會計師事務(wù)所排名信息來自中國注冊會計師協(xié)會行業(yè)綜合信息排名。 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)數(shù)據(jù)來自CCER數(shù)據(jù)庫。 其他相關(guān)變量的數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。 為避免極端值對研究結(jié)果造成影響， 對所有連續(xù)變量進行上下1%的縮尾處理。

（二）變量定義

1. 公允價值計量（FV）。 參考蔡利等[3] 的研究對公允價值計量進行界定， 包括以下三個方面：

（1）是否采用公允價值計量（Fvtype）：該指標反映上市公司是否采用公允價值計量， 若是則賦值為1， 否則為0。 判斷依據(jù)和篩選順序如下：首先， 資產(chǎn)負債表中“交易性金融資產(chǎn)”“可供出售金融資產(chǎn)”“衍生金融資產(chǎn)”有期末余額或期初余額的， 認定為運用公允價值計量， 賦值為1; 其次， 對于投資性房地產(chǎn)和生物性資產(chǎn)的后續(xù)計量， 通過手工搜集判斷并認定是否采用公允價值計量， 若是賦值為1; 最后， 上市公司利潤表中“公允價值變動損益”有數(shù)值的認定為運用公允價值計量， 賦值為1。 綜合上述科目確認該年度上市公司是否采用公允價值計量， 若是則賦值為1， 否則為0。

（2）公允價值計量程度（Fvratio）：該指標反映上市公司公允價值計量的使用程度。 等于“交易性金融資產(chǎn)”“可供出售金融資產(chǎn)”“衍生金融資產(chǎn)”以及采用公允價值計量的“投資性房地產(chǎn)”和“生物性資產(chǎn)”期末余額之和除以期末資產(chǎn)總計。 該指標越大， 說明公允價值計量使用程度越深。

（3）公允價值計量范圍（Items）：該指標反映上市公司公允價值計量屬性在會計科目中的使用范圍。 “交易性金融資產(chǎn)”“可供出售金融資產(chǎn)”“衍生金融資產(chǎn)”“投資性房地產(chǎn)”“生物性資產(chǎn)”采用了公允價值計量的， 分別賦值為1， 累加之和表示公允價值計量范圍。 該指標越大， 說明上市公司公允價值計量使用范圍越廣。

2. 審計團隊審計經(jīng)驗（EXP）。 參考Ke等[10] 的方法對每個審計團隊②的審計經(jīng)驗值進行計算。 計算步驟如下：

第一步， 計算簽字注冊會計師的相對審計經(jīng)驗值（RANK_YEARSijt）。 首先， 識別簽字注冊會計師首次審計年份。 本文追溯上海證券交易所與深圳證券交易所成立以來的所有審計報告③， 并識別出每名簽字注冊會計師的首次簽字年份④。? 其次， 計算簽字注冊會計師簽字年限。 等于簽字年份減去首次簽字年份。 最后， 根據(jù)簽字注冊會計師簽字年限長短對同年度同事務(wù)所簽字注冊會計師進行排序， 依據(jù)簽字年限長短分別賦值為1 ～ N， 得到注冊會計師的相對審計經(jīng)驗值。

第二步， 根據(jù)式（1）計算簽字注冊會計師的個體審計經(jīng)驗值（REL_YEARSijt）。 其中， RANK_YEARSijt為第一步中所計算的簽字注冊會計師相對審計經(jīng)驗值， Njt為t年j事務(wù)所所有簽字注冊會計師的總?cè)藬?shù)。 該指標的值越大， 說明該注冊會計師的審計經(jīng)驗越豐富。

REL_YEARSijt=100-[（-1+RANK_YEARSijt）/

（-1+Njt）]×100? ? ? ?（1）

第三步， 計算審計團隊的審計經(jīng)驗值⑤（EXP）。 首先， 將每個審計團隊的簽字注冊會計師個體審計經(jīng)驗值取均值得到本文的平均審計經(jīng)驗（Expmea）指標。 其次， 考慮到資深審計師在審計決策中的影響較大[9] ， 本文還選取資深審計師的個體審計經(jīng)驗作為審計團隊審計經(jīng)驗的替代指標， 即將每個審計團隊中審計經(jīng)驗值最大的審計師審計經(jīng)驗作為審計團隊的審計經(jīng)驗， 即資深審計經(jīng)驗（Expmax）指標取審計團隊中的簽字注冊會計師個體審計經(jīng)驗最大值。 最后， “木桶理論”⑥告訴我們， 一個審計項目業(yè)務(wù)效率的高低可能并非取決于高水平的執(zhí)業(yè)者， 而是取決于低水平的執(zhí)業(yè)者。 因而， 本文還選取了資歷較淺的審計師的個體審計經(jīng)驗作為審計團隊審計經(jīng)驗的替代指標， 即將每個審計團隊中審計經(jīng)驗值最小的審計師審計經(jīng)驗作為審計團隊的審計經(jīng)驗， 即資淺審計經(jīng)驗（Expmin）指標取審計團隊中的簽字注冊會計師個體審計經(jīng)驗最小值。

3. 審計質(zhì)量（DA）。 本文參考已有文獻， 采用修正的Jones模型[11] 估計出的可操控性應(yīng)計利潤作為審計質(zhì)量的代理變量。 對可操控性應(yīng)計利潤進行分年度、分行業(yè)的回歸計算， 在計算過程中剔除年度行業(yè)樣本量小于10的企業(yè)樣本， 具體步驟如下：第一步， 根據(jù)式（2）計算總應(yīng)計利潤。 其中， TAi，t表示t年的總應(yīng)計利潤， NIi，t表示t年的凈利潤， CFOi，t表示t年的經(jīng)營性現(xiàn)金流量。 第二步， 根據(jù)模型（3）估計回歸系數(shù)。 其中， Ai，t-1表示t-1年的資產(chǎn)總額， ?REVi，t表示t年營業(yè)收入變化額，

?RECi，t表示t年應(yīng)收賬款變化額， PPEi，t表示t年固定資產(chǎn)凈額。 通過對模型（3）進行OLS多元回歸， 得到b1、b2、b3的擬合系數(shù)β1、β2、β3。 第三步， 根據(jù)式（4）計算非操控性應(yīng)計利潤。 其中， NDAi，t表示非操控性應(yīng)計利潤。 將第二步中得到的擬合系數(shù)β1、β2、β3代入式（4）計算得到非操控性應(yīng)計利潤。 第四步， 根據(jù)式（5）計算可操控性應(yīng)計利潤。 其中， DAi，t表示可操控性應(yīng)計利潤。 本文將可操控性應(yīng)計利潤取絕對值得到Da_abs作為審計質(zhì)量的衡量指標， 可操控性應(yīng)計利潤的絕對值越小， 代表審計質(zhì)量越高。

TAi，t=NIi，t-CFOi，t? （2）

TAi，t=b1? ? ? ? ? ?+b2? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? +

b3? ? ? ? ? +εi，t （3）

NDAi，t=β1? ? ? ? ? +β2? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?+

β3? ? ? ? ? ? （4）

DAi，t=TAi，t-NDAi，t? ? （5）

（三）模型構(gòu)建

本文參考已有文獻設(shè)定模型（6）和模型（7）對研究假設(shè)進行實證檢驗， 其中：EXP代表審計團隊的審計經(jīng)驗值， 分別用平均審計經(jīng)驗（Expmea）、資深審計經(jīng)驗（Expmax）和資淺審計經(jīng)驗（Expmin）進行替換; FV為公允價值計量， 分別用是否采用公允價值計量（Fvtype）、公允價值計量程度（Fvratio）和公允價值計量范圍（Items）進行替換。 此外， 本文還對上市公司基本特征以及年度和行業(yè)⑦等相關(guān)變量進行了控制。 本文的所有回歸分析都對年度和行業(yè)進行聚類， 并采用Robust調(diào)整標準誤差。 相關(guān)變量定義見表1。

EXP=α0+α1FV+α2Size+α3Rec+α4Inv+

α5Roe+α6Grow+α7Lev+α8Loss +α9Soe+α10Top1+

α11Dual+α12Indir+α13Excuhl+Ind+Year+ε? ?（6）

Da_abs=γ0+γ1EXP+γ2Size+γ3Rec+γ4Inv+

γ5Roe+γ6Grow+γ7Lev+γ8Loss +γ9Soe+γ10Top1+

γ11Dual+γ12Indir+γ13Excuhl+Ind+Year+θ? ? （7）

四、實證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了本文研究變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。 從表2可以看出， 平均審計經(jīng)驗（Expmea）的均值為88.61， 最小值和最大值分別為62.9和97.94， 樣本間存在較大差異。 資深審計經(jīng)驗（Expmax）的均值為92.93， 高于平均審計經(jīng)驗值， 而最小值和最大值分別為68.63和100， 也存在較大差異。 資淺審計經(jīng)驗（Expmin）的均值為84.38， 低于平均審計經(jīng)驗值和資深審計經(jīng)驗值， 其最小值和最大值分別為51.85和97.11， 存在更大差異。 從審計經(jīng)驗的三個指標可以看出， 審計團隊負責人的審計經(jīng)驗確實存在較大的差異。 是否采用公允價值計量（Fvtype）均值為0.633， 說明樣本公司中有63.3%的公司采用了公允價值計量。 公允價值計量程度（Fvratio）均值為0.017， 表明上市公司公允價值計量資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重約為1.7%， 公允價值計量資產(chǎn)的占比仍舊相對較小。 公允價值計量范圍（Items）最大值為4， 表明上市公司有4個資產(chǎn)負債表科目采用公允價值計量。 審計質(zhì)量指標（Da_abs）均值為0.063， 與方紅星、張勇[12] 等的研究基本保持一致。

（二）公允價值計量與審計團隊配置的實證結(jié)果

1. 分組檢驗與相關(guān)性分析。 表3報告的是是否采用公允價值計量與審計團隊配置的分組檢驗結(jié)果（Panel A）和相關(guān)系數(shù)表（Panel B）。 在表3的Panel A中按照是否采用公允價值計量（Fvtype）對全樣本進行分組， 分為采用公允價值計量組別（Fvtype=1）和未采用公允價值計量組別（Fvtype=0）， 并對兩組樣本進行均值和中位數(shù)的差異檢驗。 從檢驗結(jié)果可知， 采用公允價值計量組別的平均審計經(jīng)驗（Expmea）、資深審計經(jīng)驗（Expmax）和資淺審計經(jīng)驗（Expmin）的均值和中位數(shù)均顯著高于未采用公允價值計量組別。 這說明會計師事務(wù)所為采用公允價值計量的上市公司配備了更具經(jīng)驗的審計團隊， 初步支持了H1。 從Panel B可以看出， 是否采用公允價值計量（Fvtype）、公允價值計量程度（Fvratio）和公允價值計量范圍（Items）與審計團隊審計經(jīng)驗的三個指標均存在正相關(guān)關(guān)系， 這也進一步說明會計師事務(wù)所為采用公允價值計量的上市公司配置了經(jīng)驗更豐富的審計團隊， 且公允價值計量程度越深、范圍越廣， 會計師事務(wù)所配置的審計團隊總體經(jīng)驗越豐富， 進一步驗證了H1。

2. 公允價值計量與審計團隊配置的多元回歸結(jié)果。 表4報告的是公允價值計量與審計團隊配置的多元回歸結(jié)果。 列（1） ～ 列（3）是以平均審計經(jīng)驗（Expmea）為被解釋變量的多元回歸結(jié)果， 列（4） ～ 列（6）是以資深審計經(jīng)驗（Expmax）為被解釋變量的多元回歸結(jié)果， 列（7） ～ 列（9）是以資淺審計經(jīng)驗（Expmin）為被解釋變量的多元回歸結(jié)果。 從表4中列（1）、列（4）和列（7）的結(jié)果可以看出， 是否采用公允價值計量（Fvtype）的系數(shù)分別為0.803、1.062和0.533， 且均在1%的水平上顯著， 表明采用公允價值計量的上市公司的審計團隊具有更豐富的審計經(jīng)驗， 即會計師事務(wù)所為采用公允價值計量的上市公司配備了更有經(jīng)驗的審計團隊， 驗證了H1。 公允價值計量的不確定性給會計師事務(wù)所帶來較大的審計風險， 公允價值審計的難度提高使審計師的審計工作更為復雜， 為了降低審計風險、保障審計質(zhì)量， 會計師事務(wù)所會傾向于配備更具經(jīng)驗的審計團隊對采用公允價值計量的上市公司進行審計。 公允價值計量程度（Fvratio）與審計團隊審計經(jīng)驗三個指標的回歸系數(shù)也分別在1%、5%和1%水平上顯著為正， 表明公允價值計量資產(chǎn)比重越大， 會計師事務(wù)所越傾向于為其配備更具經(jīng)驗的審計團隊。 公允價值計量范圍（Items）與審計團隊審計經(jīng)驗的回歸系數(shù)分別為0.295、0.361和0.202， 且在5%、5%和10%的水平上顯著， 這說明隨著公允價值計量科目的增多， 會計師事務(wù)所也會配置更有經(jīng)驗的審計團隊對其進行審計。 上市公司公允價值計量程度越深、范圍越廣， 審計師所面臨的不確定性和風險越大， 審計難度也會隨之上升。 對會計師事務(wù)所而言， 為了降低審計風險和審計失敗的概率， 會為公允價值計量程度深、范圍廣的客戶配備更具經(jīng)驗的審計團隊。

（三）公允價值審計中審計團隊配置與審計質(zhì)量的實證結(jié)果

1. 分組檢驗與相關(guān)性分析。 為了進一步驗證在公允價值審計中審計團隊配置與審計質(zhì)量的關(guān)系， 對全樣本進行篩選， 只保留采用公允價值計量的樣本觀測值作為研究樣本。 表5 Panel A報告的是分組檢驗結(jié)果， Panel B報告的是關(guān)鍵變量的相關(guān)系數(shù)。 在表5的Panel A中， 分別按平均審計經(jīng)驗（Expmea）、資深審計經(jīng)驗（Expmax）和資淺審計經(jīng)驗（Expmin）的中位數(shù)對全樣本進行分組， 分為低經(jīng)驗審計團隊組和高經(jīng)驗審計團隊組， 并對兩個組進行均值和中位數(shù)檢驗。 檢驗結(jié)果表明， 低經(jīng)驗審計團隊組可操控性應(yīng)計利潤的絕對值顯著大于高經(jīng)驗審計團隊組， 也即低經(jīng)驗審計團隊組的審計質(zhì)量顯著低于高經(jīng)驗審計團隊組， 初步驗證了H2。 從表5中的Panel B可知， 審計團隊審計經(jīng)驗的三個指標（Expmea、Expmax、Expmin）與可操控性應(yīng)計利潤的絕對值（Da_abs）均在1%的水平上顯著負相關(guān)， 這說明審計團隊的審計經(jīng)驗值越高， 越能降低采用公允價值計量的上市公司可操控性應(yīng)計利潤， 也即更具經(jīng)驗的審計團隊的委派能顯著提升公允價值審計中的審計質(zhì)量， 進一步驗證了H2。

2. 公允價值審計中審計團隊配置與審計質(zhì)量的多元回歸結(jié)果。 表6報告了公允價值審計中審計團隊配置與審計質(zhì)量的多元回歸結(jié)果。

表6中列（1） ～ （3）是全樣本的回歸結(jié)果， 列（4） ～ （6）是可操控性應(yīng)計利潤大于0子樣本的回歸結(jié)果。 列（7） ～ （9）是可操控性應(yīng)計利潤小于0子樣本的回歸結(jié)果。 列（1） ～ （3）的回歸結(jié)果顯示， 平均審計經(jīng)驗（Expmea）、資深審計經(jīng)驗（Expmax）與可操控性應(yīng)計利潤絕對值（Da_abs）的回歸系數(shù)分別在5%和1%的水平上顯著為負， 而資淺審計經(jīng)驗（Expmin）的系數(shù)雖不顯著， 但符號仍舊為負。 這說明更具經(jīng)驗審計團隊的配置能顯著降低公允價值計量中的可操控性應(yīng)計利潤， 也即公允價值審計中更具經(jīng)驗審計團隊的配置能有效提高審計質(zhì)量， 驗證了H2。 而在后續(xù)的子樣本回歸中可見， 更具經(jīng)驗審計團隊對可操控性應(yīng)計利潤的影響只存在于可操控性應(yīng)計利潤大于0的子樣本中， 這說明在公允價值審計中， 更具經(jīng)驗審計團隊的配置能更有效地抑制向上的盈余管理， 而對向下的盈余管理暫未起到較好的抑制作用。 這可能是基于審計師穩(wěn)健主義所致， 審計師在進行審計時存在一定的選擇偏好， Defond等[13] 指出， 審計訴訟風險可能導致審計師偏好降低利潤的會計政策。 因而在公允價值審計中， 審計師可能主觀上會更為關(guān)注向上操控的盈余管理。

（四）進一步分析

《關(guān)于注冊會計師在審計報告上簽名蓋章有關(guān)問題的通知》規(guī)定， 每份審計報告應(yīng)由一名復核審計師和一名項目負責人簽名蓋章， 并承擔相應(yīng)的法律責任。 而復核審計師和項目負責人在審計過程中發(fā)揮的作用存在較大差異， 項目負責人是審計過程的具體執(zhí)行者， 復核審計師主要負責進行二級或三級復核， 并不直接參與具體的審計工作。 因此， 在具體審計工作中， 通常是項目負責人發(fā)揮主要作用。 當會計師事務(wù)所面臨高風險、高難度的公允價值審計時， 為保質(zhì)保量地完成審計工作， 事務(wù)所會選派更有經(jīng)驗的項目負責人參與審計工作。 而復核審計師由于并不直接參與審計工作， 在審計過程中通常難以發(fā)揮具體作用， 會計師事務(wù)所在配備審計團隊負責人時， 可能并不會考慮復核審計師是否具有審計經(jīng)驗。 基于此， 本文將分別識別和計算出審計團隊中的復核審計師及項目負責人的審計經(jīng)驗值， 進一步研究當上市公司采用公允價值計量時， 會計師事務(wù)所在復核審計師和項目負責人的配置上是否存在一定差異。

審計團隊負責人通常由一名復核審計師和一名項目負責人組成， 所出具的審計報告需復核審計師和項目負責人簽字蓋章， 且復核審計師簽名在前、項目負責人簽名在后[14] 。 借鑒該研究， 本文的復核審計師審計經(jīng)驗（Exprc）指標采用每份審計報告的第一位簽字注冊會計師的個體審計經(jīng)驗值， 項目負責人審計經(jīng)驗（Exppl）指標采用第二位簽字注冊會計師的個體審計經(jīng)驗值。 表7報告了復核審計師和項目負責人配置的分組回歸結(jié)果。 表7中列（1） ～ （3）是以復核審計師審計經(jīng)驗（Exprc）為被解釋變量的多元回歸結(jié)果， 列（4） ～ （6）是以項目負責人審計經(jīng)驗（Exppl）為被解釋變量的多元回歸結(jié)果。 從表7可以看出， 上市公司公允價值計量對會計師事務(wù)所審計團隊配置的影響主要存在于項目負責人配置上， 對復核審計師配置暫無顯著影響。 當上市公司采用公允價值計量時， 會計師事務(wù)所會委派更有經(jīng)驗的審計項目負責人， 且公允價值計量的程度越深、范圍越廣， 會計師事務(wù)所越會配置更有經(jīng)驗的項目負責人。 在審計工作中， 項目負責人負責具體的審計工作， 而復核審計師較少參與審計執(zhí)行， 故在審計程序中發(fā)揮的作用相對有限， 反而使項目負責人起到更大的作用[14] 。 所以， 在面對高難度、高風險的公允價值審計時， 會計師事務(wù)所會著重考慮項目負責人發(fā)揮的重要作用， 從而委派經(jīng)驗豐富的項目負責人負責公允價值審計。

（五）穩(wěn)健性檢驗

本文進行了如下的穩(wěn)健性檢驗：第一， 替換簽字注冊會計師個人經(jīng)驗指標。 運用簽字注冊會計師首次簽字以來的從業(yè)年限作為審計經(jīng)驗的替代指標， 從業(yè)年限越長說明審計經(jīng)驗越豐富。 在此基礎(chǔ)上計算出審計團隊的平均審計經(jīng)驗（Expymea）、資深審計經(jīng)驗（Expymax）和資淺審計經(jīng)驗（Expymin）指標作為本文的被解釋變量進行再檢驗。 第二， 使用TOBIT模型⑧。 鑒于本文的被解釋變量為審計經(jīng)驗， 而審計經(jīng)驗值均大于0， 故采用TOBIT回歸模型對研究假設(shè)進行再檢驗。 第三， 控制簽字注冊會計師每年審計項目數(shù)量。 簽字注冊會計師每年負責的審計項目數(shù)量越多， 投入到每個項目的時間和精力就越少， 這可能導致審計師對報告中存在的重大錯報關(guān)注不足， 從而削弱甚至逆轉(zhuǎn)經(jīng)驗審計師的作用。 因此， 本文控制簽字注冊會計師年度負責項目數(shù)后進行再檢驗。 研究結(jié)論與前文一致， 說明本文的研究結(jié)論較穩(wěn)健。

五、結(jié)論

本文以我國資本市場為研究背景， 以審計團隊配置為研究視角， 探討公允價值計量對會計師事務(wù)所審計團隊配置和審計質(zhì)量產(chǎn)生影響的傳導機理和傳導效果。 研究問題逐步推進：一是會計師事務(wù)所在面對高難度和高風險的公允價值審計時， 是否會主動為其配備更有經(jīng)驗的審計項目團隊; 二是若會計師事務(wù)所會為采用公允價值計量的上市公司配備更有經(jīng)驗的審計團隊， 那么， 在公允價值審計中， 更具經(jīng)驗審計團隊的配置能否顯著提高審計質(zhì)量。 本文的研究目的是在公允價值計量與審計資源配置尚無研究定論的基礎(chǔ)上， 更好地揭示會計師事務(wù)所在公允價值審計中的主觀策略選擇， 并進一步考察其經(jīng)濟后果， 以豐富和拓展現(xiàn)有文獻。 通過研究發(fā)現(xiàn)， 上市公司采用公允價值計量且公允價值計量程度越深、范圍越廣， 會計師事務(wù)所越傾向于派出更有經(jīng)驗的審計團隊， 且這些經(jīng)驗豐富的審計團隊能顯著提高公允價值計量交易或事項的審計質(zhì)量。 進一步分析表明， 是否應(yīng)該派更有經(jīng)驗的審計師取決于審計團隊成員的工作屬性， 在公允價值審計中， 會計師事務(wù)所更注重項目負責人的審計經(jīng)驗， 而對復核審計師審計經(jīng)驗無明顯的特殊要求。 本文的研究結(jié)論有助于更好地理解會計師事務(wù)所在公允價值審計中的團隊配置策略， 為會計師事務(wù)所的審計質(zhì)量控制提供一定思路， 也為相關(guān)部門的政策制定提供重要參考依據(jù)。

本文以審計團隊配置為研究視角， 探索了公允價值計量對審計團隊配置產(chǎn)生的影響， 并進一步考察了審計質(zhì)量的變化， 以期在公允價值計量與審計團隊配置尚無研究定論的基礎(chǔ)上， 更好地揭示會計師事務(wù)所在公允價值審計中的行為選擇及經(jīng)濟后果。 但本文對于審計團隊配置， 只考慮了兩名團隊負責人的執(zhí)業(yè)經(jīng)驗， 這可能并不能完全代表審計團隊的執(zhí)業(yè)能力， 將有待在未來的研究中進一步完善。

【 注 釋 】

① 新興經(jīng)濟體的市場特征：市場受到較嚴格的管制;市場處于發(fā)展階段，市場體系不健全、交易品種有限;部分市場活躍程度不高;市場參與者成熟度相對較低。

② 審計團隊是指每個審計項目的所有參與人，而審計團隊負責人則是指每個審計項目的簽字注冊會計師，即每份審計報告的簽字注冊會計師。本文主要基于審計團隊負責人視角，故此處的審計經(jīng)驗實為每份審計報告的簽字注冊會計師審計經(jīng)驗。

③ 上海證券交易所和深圳證券交易所均成立于1990年，因此，本文將審計經(jīng)驗值計算的樣本區(qū)間擴展為1990 ～ 2016年以識別簽字注冊會計師首次簽字年份，相關(guān)數(shù)據(jù)均來源于CSMAR審計數(shù)據(jù)庫。

④ 對于同名情況，參考王曉珂等[9] 的認定方式，同年同姓名同事務(wù)所識別為同一人，同年同姓名不同事務(wù)所則識別為非同一人。

⑤ 每份審計報告通常有兩名簽字注冊會計師，超過兩名簽字注冊會計師進行審計的報告占比只有1.309%（843/64363，計算區(qū)間為1990 ～ 2016年）。因此，在計算審計報告的審計經(jīng)驗時本文只考慮前兩名注冊會計師的經(jīng)驗值。

⑥ 一只木桶能裝多少水，不在于它最長的那塊木板，而取決于它最短的那塊木板。

⑦ 參考已有研究，對非制造業(yè)保留一位行業(yè)代碼，制造業(yè)由于分類較細，保留兩位行業(yè)代碼。

⑧ 在用TOBIT回歸模型時，將回歸下限設(shè)置為0。

【 主 要 參 考 文 獻 】

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