学习效应--私人关系--审计任期与审计质量.doc

推荐理由：在现有文献中，研究审计任期与审计质量的关系主要是从事务所的整体层面来考察的,一般都基于事务所的任期或者审计合伙人的任期这两个角度。然而在国内的审计市场有这样一种现象,当签字审计师跳槽到其他事务所工作时,签字审计师能够带走原有的客户并继续对客户进行审计，形成了换“事务所”不换“审计师＂的特有现象。这就意味着,面对这样一个客户,客户聘用事务所的任期可能小于签字审计师对客户的审计任期。因此,本文对这一现象定义为私人关系，研究审计师与客户可能存在的私人关系及其对审计独立性的影响。
学习效应、私人关系、审计任期与审计质量
刘启亮 唐建新
【摘　要】 在正常的聘任关系下，学习效应有助于审计技能的提高。因此,随着签字审计师任期的延长,审计质量会逐渐提高,但在异常聘任关系下，由于签字审计师与客户存在较为密切的私人关系,审计师的独立性可能因此受损，学习效应对审计质量的积极影响也会受到削弱,因此,随着签字审计师任期的延长，审计质量可能会变差。本文的经验证据发现,尽管总体上同美国审计市场一样,审计师任期的延长有助于审计质量的提高,但是在细分审计师与客户之间的关系后,本文的经验证据支持上述理论。
【关键词】 事务所任期 签字审计师任期 学习效应 私人关系 审计质量
一、问题的提出
自美国颁布《萨班斯—- 奥克斯利法案》(２０02),要求实施审计项目合伙人五年期强制轮换规定以来,审计轮换规定便成了监管部门和学术界等关注的热点。籍此，中国等国家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。但是，从北美近期的研究文献来看，尚无相关证据支持审计师轮换之规定，一些学者（Ｇeｉger 和Raghunaｎdaｎ，2002；Myeｒs et al.,２003；Myers　etal．,2004；Ghoｓｈ　and　Moon,200５；Bｌouin ｅｔ al.,２０07）主要基于美国审计市场发现,审计任期越长，审计质量越好。
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)。Ｍaｕtｚ和Sharaf(1９61)认为审计师与客户的长任期可以提高审计师的专业能力,但同时,审计师与客户建立联系的时间越长,审计人员越会缺乏挑战精神，越不倾向于运用新的审计程序,并不再保持合理的职业谨慎态度,即审计师与客户的密切关系可能会影响审计师的独立性。目前的研究均忽略了审计师与客户可能存在的私人关系及其对审计独立性的影响,因而还存在诸多不足,其结论也值得进一步
思考．具体而言,包括:(1）没有细分审计师与客户之间的关系．目前的文献只是从总体上较为粗略地发现了审计任期与审计质量的关系特征，而没有较好地解释为什么会存在这种关系特征．(2）现有的主要文献要么是基于事务所的任期（如Carｅｙ 和Simｎeｔｔ，２0０6),要么是基于审计合伙人的任期(如Johｎsｏn aｔ　al。，2０02;Ｇhoｓh 和Mｏon,200５; Myeｒset ａｌ。,2０03；Ｃｈen et ａｌ.,20０8）来展开研究,没有同时考虑到事务所任期和审计合伙人任期对审计质量的影响。因此,得出的结论可能无法具体表明是哪一种任期影响了审计质量。本文试图在考虑这些问题的前提下，来研究签字审计师任期对审计质量的影响，以在目前研究的基础上作进一步拓展,也为相关的监管规定提供进一步的经验证据。
本文后面的安排如下：第二部分是文献综述；第三部分是制度背景与研究假设；第四部分是研究设计,包括变量设定、数据来源及检验模型等;第五部分是实证结果；第六部分是进一步分析与稳健性测试;最后是结论。
二、文献回顾
审计质量受审计师专业能力及其独立性的联合影响。由于受两者的联合影响,就使审计任期与审计质量的关系具有不确定性,需通过实证检验来提供相关证据。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,从而可能为了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．如Mautz 和Ｓｈaｒaf,196１；Ｃａtａnach 和Wａlｋｅr,199１ 等.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；Chｉ和Huaｎg，2００5；Cａｒeｙ 和Siｍneｔｔ,２006;Ｂｌouiｎ etal.　2007　等。
支持审计师任期对审计质量有正面影响的学者认为,在诉讼规避和顾及声誉的环境下,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 和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）.美国ＡICPA(1９9２)分析了发生于１979－１991　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。从实证方面看,Myers eｔ al.（2０03)和Ｇｈoｓh 和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。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。
就国内而言,关于审计师任期与审计质量的关系,主要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—2００2 期间和1998－2004 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。余宇莹、刘启亮等（2008）发现随着签字会计师任期的延长,审计质量得到显著改善,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)。
综上,除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之外，其他国家均没有较为稳健的一致性结论。特别值得注意的是,这些研究都是以任期作为测试变量来分析它和审计质量的关系,没有细分审计师与客户之间的关系及同时考虑事务所任期和签字师任期，并对这种关系特征作出解释。因此,对此问题需作进一步的深入研究。
三、制度背景与研究假设
(一）制度背景与审计聘任关系类型
根据中国注册会计师法的规定,会计师事务所是依法设立并承办注册会计师业务的机构,注册会计师不得以个人名义承接业务。同时,根据中国审计准则关于审计报告的规定,注册会计师应当在审计报告中清楚地表达对会计报表整体的意见，对出具的审计报告负责，并在审计报告上签名盖章。审计报告应当载明会计师事务所的名称和地址,并加盖会计事务所公章．对于出具虚假审计报告的行为,将由会计师事务所和签字注册会计师承担相应的法律责任。这样,在中国,就形成了事务所和签字审计师共同承担责任，同时签字盖章的制度。由于财务报告是由签字审计师审计并签发审计意见,客户和事务所的接触也主要是通过签字审计师来进行的，因此，客户和签字审计师保持良好的关系对双方而言都显得尤为重要。当然,签字审计师与客户的关系还会受到审计师因审计失败所遭受的法律惩罚的影响,由于激烈的竞争市场使得审计师处于不利地位，一旦客户提出一些不合情理的要求时,签字审计师会基于诉讼风险等来考虑客户的要求。这样,就容易使部分签字审计师和客户之间形成一种密切的私人关系.在中国审计市场,这种私人关系的一个突出表现就是,由于签字审计师与客户的密切关系,当签字审计师跳槽到其他事务所,或签字审计师因所在的原事务所解散而到其他事务所工作时,签字审计师能够带走原有的客户并继续对客户进行审计,形成了换“事务所”不换“审计师”的特有现象。这就意味着,面对这样一个客户,客户聘用事务所的聘期可能小于签字审计师对客户的审计任期。
鉴于此,本文利用事务所任期与签字审计师任期来细分审计师与客户之间的关系类型。那就是,如果事务所任期小于签字审计师任期,就表明签字审计师与客户之间存在密切的私人关系,他们之间的关系可能有违审计职业的要求，属于异常聘任关系;如果事务所任期大于或等于签字会计师任期，就说明他们之间可能没有密切的私人关系,他们之间的关系符合审计职业的要求，属于正常聘任关系。
(二)审计聘任关系与研究假设
DeＡngelo(１980)认为，在审计过程中,审计师通过实践会产生学习效应优势。形成这种现象的原因是,随着审计师任期的延长,审计次数的不断增加,审计人员将能更深入地了解客户的生产经营特点和交易流程、运营体系和内部控制系统、行业的市场竞争地位、所采用的会计政策等,从而更好地鉴别客户会计报表的风险,采取有效的审计程序、搜集适当的审计证据，最终有利于提高审计质量。如果审计师与客户之间保持正常的审计聘任关系,审计师按照市场经济的要求和审计执业的规定来开展审计业务,那么,随着任期的延长,学习效应对审计质量的促进作用可能会比较明显。同时，审计师与客户之间的正常聘任关系对审计师独立性的影响也会比较弱,因而，随着审计师任期的延长，审计质量会越来越高。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 和Ｃugaｎesaｎ,19９6；Paｌｍrosｅ,1９86，199１;ＡICＰＡ199２）。Ｇｅigｅｒ 和K。Rａgｈuｎanｄan(2０02)选取117　家１９96—19９８ 年间的美国破产企业对这一问题作了研究,考察他们在破产前的会计师事务所任期,并将审计师在破产企业破产前没有对其财务报表发表持续经营问题的修订性审计报告认定为一种审计失败.统计结果表明,处于审计师任期早期的审计人员更容易受到客户的影响,这种影响随任期延长而逐年减少;在任期长达5 年之后,审计师任期的作用消失.当然，审计师与客户之间的长任期可能会导致审计人员对客户的会计系统和对自己所采用的审计程序形成思维定式,从而在后期对学习效应、进而对审计质量造成一定的负面影响。但从总体上,学习效应对审计质量的促进作用可能会大于这种负面影响.基于此,本文提出如下假设:
H１:在审计师与客户保持正常聘任关系的情况下，随着签字审计师任期的延长，审计质量会逐渐提高。
同时,如果审计师与客户是异常聘任关系，那么，如前所述，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，从而可能为了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,使其独立性受损,也有损于学习效应对审计质量的积极作用.因此，审计质量会随着签字审计师任期的延长逐渐下降.基于此，本文提出如下假设：
H２:在审计师与客户保持私人关系的情况下,随着签字审计师任期的延长，审计质量会逐渐降低。
四、研究设计
(一)变量设定
1.审计质量的衡量
本文借鉴多数文献的做法（Ｗａｒfｉeld et al.，1９95;Ｆｒａncｉs　eｔ ａl.,19９9;Ｄavis et　al。,20０2;Mｅｙｅrｓｅｔ　ａl。,2003),同时，也为与近期文献一致(如Ｍｙerｓｅt ａl.,2０03；Ｇhoｓh ａｎｄ Ｍooｎ,2005;Ｃareｙ　and Sｉmnett,2０06;Ｂｌouｉｎ et ａｌ．,2０07;Ｃhen et aｌ。，2008),以可操纵性应计数(ＤＡ)的绝对值(以｜DＡ|表示),衡量审计师允许管理当局进行盈余管理的空间。已有研究发现，截面Ｊones　模型估计出的可操纵性应计数能够有效地衡量公司盈余管理的程度（Subｒａｍanyam,１９96;Ｂarｔov　ｅt　ａl。，２0０１;Kothaｒｉ et al。,２０05)．Kｏｔhaｒi et　ａｌ.(20０5）对比了不同可操纵性应计数的计算方法,发现以当期总资产利润率进行匹配的方法最佳，在Jones 模型基础上增加当期总资产利润率的结果次之.结合两项研究结果,本文在调整后的Ｊoｎｅs　模型中加入业绩控制变量，来估计出可操纵性应计数（ＤＡt）（文中称之为ＤＡ１)。
首先,运用不同行业不同年份的数据对模型（1）进行OLS 回归取得参数α１,α2,α3，再将其代入模型（2)中计算得出不可操纵性应计数,最后将计算所得的不可操纵性应计数代入模型（３）估计出可操纵性应计数(ＤAｔ).
GＡt/　At—1＝α1 (1/　Ａ ｔ—1)＋α2 （△RＥＶｔ ／ A t-1)＋
α3 （PＰEｔ / A　t—1） +α4　ROＡｔ　+εt (１）
ＮDAｔ　=α1(1/ A　ｔ—1)+α2(△ＲEVｔ/ A ｔ－1)＋
α3 (PPEt/ A ｔ—１)　+α４ ROAt （2)
DＡt= ＴAt/ A t-１-NDAt　(3)
其中，GAt＝EBXＩt—CFＯｔ,其中EBXIt　为第t 期经营利润,CFOt　为第t　期的经营活动现金流量;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；TAt/　A t-１=ＮＩt—CFOt，其中nIt 为第t期净利润,CFOt　为第t　期的经营活动现金流量;
同时,为增强文中结论的可靠性,本文同时采用了基本Ｊoｎeｓ　模型来计算DＡ(文中称之为DA2)。首先,运用不同行业不同年份的数据对模型(4）进行OLS 回归取得参数α1，α2，α3,再将其代入模型（5)中计算得出不可操纵性应计数,最后将计算所得的不可操纵性应计数代入模型(6)估计出可操纵性应计数(ＤAt).
TAt／ At-1=α１　（1/ A t—1）+α２ （△ＲEVt ／　A t－１)+
α3 (PＰEｔ　/ A　ｔ—1） ＋εｔ　(４)
ＮＤＡt =α1(1／　Ａ　t—1）+α２(△ＲEVｔ／ Ａ　t-1)+
α3　（PPEt／ Ａ　t-1) (５)
ＤAt= TAt／ Ａ t-１－NＤAt （６)
其中,TAｔ=NTt－ＣFOt,其中NTt　为第t　期净利润,CFOt　为第t 期的经营活动现金流量;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。
2．解释变量
在签字会计师任期的衡量上，本文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,公司当年仍由上一年的签字会计师审计，则签字会计师任期同样予以累加。
对于事务所任期的计量,本文没有使用上市公司披露的事务所任期数据,而是直接根据上市公司上市当年起历年的事务所聘任信息来确定事务所任期。具体来说,我们把公司上市当年审计作为事务所任期的第一年,如果以后未发生事务所变更,那么事务所任期按年累加;如果发生事务所变更,那么将变更当年作为新任事务所任期的第一年；如果发生事务所合并,那么合并前后的事务所任期连续计算.
私人关系(Ｒeｌatｉｏｎ，哑变量)的定义是:如果签字会计师任期大于签字师所在事务所的任期,则视签字会计师与客户之间保持着较为密切的私人关系，取值为1;否则，视为正常聘任关系,取值为０．
3.控制变量
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 eｔａl。,199８;Frａncｉｓ ｅｔ al.,１99９；Ｆｒanｃｉs 和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15 家事务所或该事务所的前身,则BＩG１5取１，否则取０。另外,很多实证文献表明，成长型公司（GW）的可操纵性应计数绝对值较大(Ｇｈｏｓｈａｎd Moｏｎ,２005)，总资产利润率(RＯＡ）、负债比例（ＬEV）、公司规模（SIZE)、现金流量(CＦＯ)及审计意见类型（OP）与盈余管理有关(Ｗaｒfield　etａｌ.,1995;Bｅckeｒ　eｔ ａｌ。，１９98;Ｄechoｗ 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
中国大陆实施签字审计师任期轮换规定的日期是2004　年１ 月1　日,而在该时间审计的正是公司20０3 年的年报,因而,它或多或少都会对上市公司200３ 年度的审计报告产生一些影响,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—2002 年作为研究期间.
同时,为避免小样本造成的误差,剔除了19９8—2０02 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．这样,共获3377 个年度观察值,其中,正常关系组的样本观察值为32１4　个，异常关系组的样本观察值为163 个。
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(CＳＭAR)的中国上市财务数据库,签字会计师任期和事务所任期的数据是作者在CSAMR 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.本文所采用的统计软件为ＳPＳＳ11．0.
（三)回归模型
本文的回归模型如下:
| DAit ｜＝β0+β1ＣＰAｉｔ＋β２ ＣPAit　*Ｒelａtｉｏn+
β３Relaｔion+β4ROAiｔ+β５BＩG１5it＋β6GWit+β7LＥＶiｔ＋
β８CFＯit＋β9SIZＥiｔ＋β10ＯPiｔ+β1１ＴＥＮUREｉt+ξｉt
其中:
∣DAｉt∣:第i 家公司第ｔ期可操纵性应计数的绝对值；
ＤＡｉｔ+(DＡit—）:第i 家公司第t 期的正向可操纵性应计数（负向可操纵性应计数)；
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;
Relation：哑变量，如果签字师任期大于签字师所在事务所的任期,则视签字师与客户之间保持着较为密切的私人关系,取值为1,否则,值为0;
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１5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；
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；
ＴENURＥ it: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,则认为是原事务所任期的延长。
五、单变量分析
表3 显示，|DＡ1｜的均值分别为０。072６，中位数分别为０．０492，｜ DA２ |的均值分别为0。0７２5，中位数分别为０。0４78。签字会计师任期的均值为２。9５２3年，中位数为3　年,最长任期为1０　年,最短任期为1 年。在正常关系子样本组（见图1),随着签字会计师任期的延长，盈余管理空间逐渐缩小，审计质量逐渐提高．在异常关系子样本组(见图2）,随着签字会计师任期的延长，盈余管理空间逐渐放大，审计质量逐渐降低。同时,我们按照签字审计师任期，对正常关系组和异常关系样本组分别按每隔两年进行分组，共分为5 组：1-2　年组、3—4　组、5—6 年组、7－8 年组、9-10 年组(见表４),可以看出,对于正常关系样本组,随着签字审计师任期的延长，|DＡ1|和｜ DA２ |的均值均逐渐变小，在9—１0 年组有所上升。这可能是由于学习效应对审计质量的促进作用有一个较长的过程,在审计关系的早期,它对审计质量的促进作用比较有限,随着任期的延长，签字审计师增加对客户特定知识的了解以后，学习效应对审计质量的提升作用会比较明显。与此同时,由于审计师与客户的长任期,可能导致审计人员对客户的会计系统和对自己所采用的审计程序形成思维定式,从而会对学习效应、进而可能对审计质量会造成一定的负面影响，因而在任期的后期，学习效应对审计质量的积极影响会有所减弱。在异常关系组，则是随着签字审计师任期的延长,|DＡ1｜和| DA２ |的均值基本上逐渐变大。同时,表４可以看出，在１—2 年组和３-4 组，正常关系组和异常关系组|ＤＡ1|和| DA２ |的均值比较接近,但是在５—6年组、7—8　年组和９—１0 年组比较,正常聘任关系组的|DA1|和| ＤA2　|的均值比异常聘任关系组小．相关性检验（见表5）发现:不论是Spｅarmａｎ 检验还是Peａrｓon　检验，在正常关系组字样本(表5A)中，|ＤA1|与签字会计师任期相关系数均在1%显著性水平下为负，其中,Ｓpeａrmaｎ 检验的系数为—０。0５７，Ｐeaｒｓｏｎ 检验的系数为—０。０58。在存在私人关系的子样本组(表5Ｂ）中,不论是Ｓｐearｍaｎ 检验还是Ｐeａrson 检验，|DA1|与签字会计师任期的相关系数均正相关,但不显著．
综上而言,在正常聘任关系子样本组,随着签字会计师任期的延长，审计质量逐渐提高.在异常聘任关系子样本组中,随着审计师任期的延长，审计质量基本上逐渐降低。以上是单变量分析,其结果有待进一步检验.