cpa审计意见视角的财务动机关注域研究———来自我国股票市场的经验证据
摘要:以我国2005~2008年间A股上市公司为样本,针对注册会计师审计意见对特殊财务动机的关注域问题提出假设并进行检验.运用Logistic回归分析法,在分析了上市公司和审计机构相关特征的基础上,以全样本和cpa论文各独立年度样本分别考察了注册会计师审计意见对上市公司扭亏、临界、配股3类财务动机的关注情况.从而得出注册会计师审计意见对上市公司扭亏动机具有较强的识别能力,但对临界动机和配股动机包含的风险信息未表现出合理的职业关注.
关键词:审计意见;财务动机;重大错报风险
Study on the concerns of auditing opinions on the financial incentives———Evidence from the sharemarket in China
Abstract:The concerning aspects ofauditing opinions on the particular financial incentives of the clients is stud-ied under three hypotheses through the samples ofChinese A-Share market dated from 2005 to 2008. For thestudy of the succeedinghypotheses, the research is carried onwith logistic regression, inwhich concernsofaudi-ting opinions on the particular incentives of listed companies (turning, keeping on threshold and rationing) isstudiedwhile variables standing for the characters of the listed companies and the accounting firms are con-trolled. The research draws the following conclusions /shlunwendaixie/CPAlunwen/through the workmentioned above: CPAs are cautious a-bout the incentive of turning but incautious about the incentives ofkeeping on the threshold and getting right-of-fer, which have been proved to be common in listed companies.
Key words:auditing opinions; financial incentives; risks ofmaterialmisstatement
0 引 言注册会计师作为会计信息质量实施专业鉴证,应能洞察基于特殊财务动机的会计信息失真.关于此问题的研究,国内外在对注册会计师独立性和审计风险的研究中,涉及到上市公司财务动机对注册会计师审计意见的影响问题. Becker, Defond和Jiambalvo(1998)[1]、Kim, Chung和Firth(2003)[2]均针对全球“六大”会计师事务所(代表高审计质量)和非“六大”事务所审计有效性差异进行研究.研究表明“六大”对盈余管理的容忍程度更低,对客户盈余管理动机的识别能力更强,从而更好地保证了审计信息质量.Ander-son,Kadous和Koonce(2004)[3]另辟视角对被审单位财务动机与注册会计师审计的关系进行研究.研究者对113位经验丰富的注册会计师进行研究,发现注册会计师的职业判断首先决定于是否发现被审单位管理层存在盈余管理动机. Davidson, Jiraporn和DaDalt(2006)[4]拓展了此前DeFond和Subramanyam(1998)[5]的研究,以1993~1997年间发生了事务所变更的1 132个样本作为研究对象.研究发现,就总体而言,发生事务所变更的样本并未表现出盈余管理的动机;但将样本按前期审计意见和前、后任会计师事务所的类型划分后,发现事务所变更与上市公司盈余管理行为存在相关性.这说明,注册会计师审计具有洞察上市公司盈余管理动机的能力.上市公司财务动机与注册会计师审计意见之间的关系在我国国内研究中也颇受关注,但实证研究的结果并不趋于统一.Chen等(2001)[6]以及伍利娜(2003)[7]研究审计意见与上市公司保牌动机和配股动机之间的相关性,实证研究结果显示,非标准无保留意见与上市公司保牌动机和配股动机之间存在显著正相关关系.王跃堂、赵子夜(2003)[8]也通过实证研究表明,盈余管理特征和注册会计师面临的审计风险共同影响注册会计师的审计意见.李维安等(2005)[9]认为上市公司的利润操纵动机与其收到待说明段的无保留意见的概率显著正相关.前人的研究为本文的研究奠定了基础,但是前人的研究过程中考虑还不够全面,比如财务动机的分类,样本数量不足以及没有进行全样本和独立年度样本检验,也没有进行对比分析研究.本文正是基于这些方面的考虑,研究注册会计师审计意见的出具过程中,对于上市公司财务动机的关注程度.#p#分页标题#e#
1 研究假设的提出(1) 1998年3月16日中国证监会发布《关于上市公司状况异常期间的股票特别处理方式的通知》,开始推行特别处理制度.由于在证券市场中受到更严格的监督和限制,因而被“ST”的上市公司将尽可能地避免继续亏损.而在此经济动机之下,上市公司出现会计违规的可能性将被提升.注册会计师作为专业人员,以其应有的知识技能和职业关注,应该对上市公司的扭亏动机表现出敏感性,并按照独立审计准则根据上市公司拒绝予以调整的违规事项出具相应的非标准审计意见.综上所述,提出研究假设1:H1:注册会计师出具的非标准审计意见与上市公司财务指标是否处于扭亏动机区间正相关,即注册会计师审计意见对上市公司扭亏动机能表现出合理的职业关注.(2) 对于面临“降级”的上市公司,通常存在提高当期盈余以达到临界值的动机.此时,上市公司出现财务报告违规操作的可能性将高于不存在此类动机的上市公司.以注册会计师的专业素质同样有理由认为其应该对此类动机在财务数据中的反映表现出敏感性,并以此为基础实施相应的审计程序,出具适当的审计意见.据此,提出研究假设2:H2:注册会计师出具的非标准审计意见与上市公司财务指标是否处于临界动机区间正相关,即注册会计师审计意见对上市公司临界动机能表现出合理的职业关注.(3) 根据1999年3月17日发布的《关于上市公司配股工作有关问题的通知》,以及2001年2月25日发布的《上市公司新股发行管理办法》和2001年3月15日发布的《关于做好上市公司新股发行工作的通知》,上市公司向股东配股必须符合的条件包括:上市公司最近3个会计年度加权平均净资产收益率平均不低于6%,且预测本次发行完成当年加权平均净资产收益率不低于6%;设立不满3个会计年度的,按设立后的会计年度计算;如上市公司最近3个会计年度加权平均净资产收益率平均低于6%,满足一定条件也可配股.基于配股的限制条件,净资产收益率同样成为上市公司关注甚至操纵的关键.Haw,Qi等(1998)以中国证券市场1994~1997年上市公司为研究对象,发现在净资产收益率(以下简称ROE)10%下限的配股政策出台后,出现边际的ROE公司比例增加了3倍,并证实这些公司存在操纵线下项目和应计项目以达到配股下限的行为[10].陈小悦等(2000)同样以1994~1997年中国A股上市公司为研究对象,在ROE的描述性统计以及回归分析中发现ROE的分布呈现明显的“10%”现象[11].陆宇建(2002)采用管理后盈余分布法对我国A股上市公司为了避免亏损或达到配股资格线的盈余管理行为进行实证分析,同样发现了上市公司为了避免亏损或为了获得配股权而通过盈余管理将ROE维持在略高于0•6%和10%区间上的证据[12].当注册会计师发现上市公司在此动机下的重大违规事项而上市公司不予调整或披露时,根据独立审计准则的要求,注册会计师同样应当出具非标准审计意见.鉴于此,提出假设3:H3:注册会计师出具的非标准审计意见与上市公司财务指标是否处于配股动机区间正相关,即注册会计师审计意见对上市公司配股动机能表现出合理的职业关注.#p#分页标题#e#
2 变量的定义与解释
2•1 因变量本文研究重点是注册会计师审计意见对特定财务区间反映的经济动机的敏感性,因此,在假设1, 2, 3的检验模型中,以审计意见(O)作为因变量.出于研究目的的需要,兼考虑Logistic回归对因变量取值的要求,假设检验中将因变量按照标准意见和非标意见分为两组并分别赋值:标准审计意见取值为0,非标准审计意见取值为1.
2•2 测试变量根据提出的3个研究假设(H1,H2,H3),检验中以扭亏动机(T)、临界动机(M)和配股动机(R)3个虚拟变量作为测试变量.当满足条件时,变量取值为1;否则取值为0.特殊财务动机区间的划定具体列示如表1.358 西安工程大学学报 第24卷表1 特殊财务动机区间界定动 机条 件说 明扭亏动机(T)临界动机(M)配股动机(R)NPt≥0, NPt-1<00≤ROEt≤2%6%≤ROEt+ROEt-1+ROEt-23≤7% /3ROEt代表第t期的净资产收益率,ROEt-1代表第t-1期的净资产收益率;NPt代表第t期的净利润,NPt-1代表第t-1期净利润. 注:资料来源于中国证券监督管理委员会2001年2月25日《上市公司新股发行管理办法》以及2001年3月15日发布的《关于做好上市公司新股发行工作的通知》.
2•3 控制变量假设检验中所需变量列示并定义如表2.表2 变量定义与解释变量变量类型含义取值预期符号因变量哑元变量审计意见类型(O) 0=标准无保留审计意见; 1=非标准审计意见哑元变量上市公司扭亏动机(T)0=指标不处于扭亏区间;1=指标处于扭亏区间+测试变量哑元变量上市公司临界动机(M)0=指标不处于临界区间;1=指标处于临界区间+哑元变量上市公司配股动机(R)0=指标不处于配股区间;1=指标处于配股区间+连续变量单位资产审计收费(F)年报审计收费/上市公司总资产-连续变量事务所任期(E)事务所连续受聘同一公司年份-哑元变量上年度审计意见(P)0=标准无保留审计意见;1=非标准审计意见+哑元变量国际四大事务所(B)0=非“四大”国内合作/伙所;1=“四大”的国内合作/伙所+控制变量连续变量上市年限(A)上市公司截止数据年度上市年限+哑元变量特殊处理(ST)上市公司是否为ST、PT类+连续变量资产负债率(L)年末负债总额/年末资产总额+连续变量主营业务成本利润率(R)主营业务利润/主营业务成本-连续变量净利润增长率(G) (年末净利润t-年末净利润t-1) /年末净利润t-1-表2中选取代表资产负债率(L)、主营业务成本利润率(R)和净利润增长率(G)分别作为反映上市公司偿债能力、盈利能力和成长能力的指标,用以控制上市公司财务状况对审计意见的影响.对3个指标的选取综合考虑了现有研究成果和本文的研究需要.一方面,已有研究显示,上市公司偿债能力、盈利能力和成长性对注册会计师审计意见存在显著影响;另一方面,此3个指标基于不同计算基础,对上市公司某一方面财务状况也具有较全面的反映能力.根据以上的分析和定义,通过构建如下Logistic回归模型对H1,H2,H3进行检验.其中f(O) = lO/(1+lO),O =β0+β1T+β2M +β3R +β4F +β5E +β6P +β7B +β8A+β9ST+β10L+β11R +β12G.#p#分页标题#e#
3 数据准备
3•1 样本选择中国证监会在2001年对上市公司年度财务报告中审计机构相关信息(包括审计机构、任期、报酬等)披露做出明确规定,之后又发布了《公开发行证券的公司信息披露规范问答第6号———支付会计师事务所报酬及其披露》,但是直到2002年之后上市公司对事务所收费和任期的披露才逐渐趋于规范.为保证F这个重要控制变量数据可及,确定以2005年、2006年、2007年以及截止2009年3月31日已披露2008年年度财务报告的深沪两市非金融类上市公司作为研究样本.并且,由于研究变量中涉及以前年度财务数据以及上年度审计意见等信息,本阶段研究中同样将当年上市的公司从初选样本中剔除.据此,对H1,H2和H3的假设检验中剔除对照组特殊样本之前的样本作为初选样本,并在此基础上依据研究需要作进一步筛选.经筛选,最终确定样本总数为3 576家,其中各年选取的样本数为2005年1 062家, 2006年1 114家,359第3期 CPA审计意见视角的财务动机关注域研究———来自我国股票市场的经验证据2007年1 155家, 2008年245家.
3•2 数据来源假设检验中所用的2005~2007年上市公司基本信息(股票代码、上市时间等)及财务数据均来自《中国股票市场研究数据库(CSMAR)》2008版; 3年上市公司审计意见、审计机构、审计收费及事务所任期等数据,以及2008年全部数据来自根据上市公司年度报告的逐一整理.上市公司年度报告查自中国证监会官方网站(www. csrc. gov. cn)以及巨潮网.
4 假设检验———Logistic回归分析考虑到年度间经济环境的变化和样本公司的差异,为保证假设检验结果客观、准确,本研究分别对2005~2008年全样本进行Logistic回归分析.表4, 5和6是对全体样本进行Logistic回归的结果,从中可见模型的拟合优度及各变量对因变量的显著性程度.表4 模型摘要-2对数似然值Cox和Snell的R2Nagelkerke的R21 716•674 0•130 0•286表5 Hosmer和Lemehow拟合优度检验卡方统计量(χ2)自由度相伴概率Sig.6•033 8 0•632 表4, 5的数据显示,对4个年度总体样本进行Logistic回归所形成的回归模型对样本的拟合度比较理想: -2对数似然值为1 716•674,大于显著性水平;Hosmer和Lemehow拟合优度检验相伴概率为0•632,也大于显著性水平0•05.在此基础上,将通过与随后进行的独立年度回归分析的结果比较,得出跨年度总体研究的效果评价.表6 回归方程中变量变量BS.E. WaldDfSig. exp(B)95•0%C.I. for exp(B)Lower UpperT0•433 0•042 98•439 1 0•000 1•542 1•425 1•686M -0•143 0•063 5•532 1 0•018 0•867 0•781 0•987R -0•935 0•137 46•095 1 0•000 0.383 0•397 0•529F0•021 0•067 0•084 1 0•760 1•021 0•899 1•168E -0•138 0•063 4•896 1 0•026 0.871 0•761 0•994P0•435 0•054 73•891 1 0•000 1•545 1•389 1•750B -0•078 0•078 0•838 1 0•333 0•925 0•893 1•092A0•048 0•066 0•546 1 0•464 1•049 0•931 1•188ST0•168 0•052 12•563 1 0•002 1•183 1•064 1•205L0•674 0•153 18•833 1 0•000 1•962 1•468 2•538R0•068 0•053 1•707 1 0•189 1•070 0•979 1•162G-0•045 0•037 1•367 1 0•258 0•956 0•896 1•023常数项-2•532 0•094 767•729 1 0•000 0•080 注:B为B检验统计量的值,即回归系数;S.E为标准误差,Wald为卡方检验统计量,Df为自由度, Sig为显著性(Wald卡方值在相应自由度时对应的检验ρ值); exp(B)为B检验统计量的指数值. 95•0%C.I. for exp(B)为exp(B)在95•0%置信度下的置信区间.Lower为下限,Upper为上限.对Wald统计量和Sig.值进行观察,发现在控制了F、E、P、B、A、L、R和G等变量后,预测变量T与审计意见在0•05置信水平上显著正相关;预测变量M和R与审计意见显著负相关.说明在控制单位资产审计收费、事务所任期、前一年度审计意见、事务所规模、公司上市年限、上市公司偿债能力、盈利能力和成长能力的影响下,上市公司的扭亏动机与注册会计师审计意见具有显著的正相关关系而临界动机和配股动机与审计意见具有显著的负相关关系.虽然预测变量与因变量之间均存在显著相关关系,但只有T与预期符号相同,M和R的符号与预期均相反.另外,从表6还可以看出,E与O在0•05水平上显著负相关,这与Geiger和Raghunandan[13](2002)的研究结果一致,即事务所任期越长,注册会计师越容易出具标准审计意见.用于控制上市公司是否被ST处理的变量ST与O也存在显著相关关系,说明注册会计师对于被特殊处理的上市公司表现出更大的关注,此类公司获得非标准审计意见的概率也更高.同时,变量P与O显著360正相关,这表明如果上市公司在上一年度被出具了非标准审计意见,其在当年被出具非标准审计意见的可能性更大.Chow和Rice[14](1982)曾就被出具非标准审计意见后事务所轮换对审计意见的影响进行专门研究,表6中的回归结果与其此前的结论相一致.除此之外,F、B和A等变量与O均无显著相关关系,即单位资产审计项目收费、事务所规模以及上市公司的上市年限并未显著影响注册会计师的审计意见.在反映上市公司财务特征的指标中,只有代表偿债能力的L与O在0•05水平上显著正相关,这与之前的预期虽然不尽相符但却与此前国外相关研究成果相吻合;代表上市公司盈利能力的R和代表成长能力的G对O的影响并不显著.5 检验结果解释通过以上步骤,已经得到H1,H2和H3假设检验的总体及分年度Logistic回归结果.表7 Logistic回归结果汇总表自变量总体样本符号Sig.判定2005样本符号Sig.判定2006样本符号Sig.判定2007样本符号Sig.判定2008样本符号Sig.判定T+ 0•000 * + 0•075 + 0•000 * + 0•000 * + 0•001 *M- 0•018 * + 0•860 - 0•048 * + 0•812 + 0•935R- 0•000 * - 0•025 * - 0•026 * - 0•066 - 0•163F+ 0•770 + 0•288 + 0•015 * + 0•000 * - 0•971E- 0•026 * - 0•576 - 0•492 - 0•369 - 0•939P+ 0•000 * + 0•000 * + 0•000 * + 0•002 * + 0•000 *B- 0•323 + 0•410 - 0•472 + 0•752 - 0•655A+ 0•474 - 0•720 + 0•240 + 0•621 + 0•159ST+ 0•002 * - 0•894 + 0•820 + 0•721 + 0•342L+ 0•000 * + 0•711 + 0•017 * + 0•000 * + 0•234R+ 0•172 - 0•000 * + 0•276 + 0•779 + 0•283G- 0•250 + 0•476 + 0•736 - 0•042 - 0•021 * 注:表中“符号”栏显示相关关系的方向,“Sig.”栏显示相伴概率值,“判定”栏标注“*”符号表示该自变量对因变量具有显著影响,否则表示该自变量对因变量不具有显著影响.(1) 测试变量结果解释:①测试变量T在总体回归和各年度回归结果中都表现出与因变量O的显著正相关关系,即具有扭亏动机的上市公司获得非标准审计意见的概率大于不具备该类财务动机的上市公司.这表明上市公司的扭亏动机处于注册会计师审计意见关注域中:一旦注册会计师洞察到被审单位具有明显的扭亏动机,其对被审单位重大错报风险的评估将趋高,进而实施更为严格的审计程序,被审单位被出具非标准审计意见的概率也将随着提升.据此,接受假设1,认为注册会计师出具的非标准审计意见与上市公司财务指标是否处于扭亏动机区间正相关,即注册会计师审计意见对上市公司是否具有扭亏动机能表现出合理的职业关注.②测试变量M只在2006年回归结果中表现出对因变量的显著影响,在总体样本以及其他年度回归中未再次体现出显著关系,即可以认为上市公司是否处于临界动机区间对注册会计师年报审计意见不存在显著影响.因此,拒绝假设2,否定注册会计师出具的非标准审计意见与上市公司财务指标是否处于临界动机区间正相关,即不认为注册会计师审计意见对上市公司是否具有临界动机能表现出合理的职业关注.③测试变量R在总体样本及2005年、2006年分年度样本的回归结果中都显示与O的显著关系,但影响方向与预期符号相反,表现为负相关关系,即存在配股动机的上市公司较不存在此类财务动机的上市公司更容易收到非标准审计意见.这一结果拒绝接受假设3,因为根据回归结果,注册会计师更倾向于信赖此类上市公司的财务信息的真实、合理,未对其可能存在的特殊财务动机表现出更强的关注.据此,本文认为应当否定注册会计师出具的非标准审计意见与上市公司财务指标是否处于配股动机区间正相关,即否定注册会计师审计意见对上市公司是否具有配股动机能表现出合理的职业关注.(2) 控制变量结果解释:①控制变量中,总体Logistic回归的结果未能提供有力的证据证明本文之前对于F和O显著负相关的预测,此与王跃堂、赵子夜[15](2003)的实证研究结果相一致,即审计收费对于注册会计师审计意见不存在显著影响.但2006和2007两个独立年度样本的回归结果证实F与O CPA审计意见视角的财务动机关注域研究———来自我国股票市场的经验证据关,但方向与预测方向相反;这与李晓春[16](2000)之前对于审计费用的规模对审计独立性存在显著负面影响的理论分析相悖.考察其原因:2008年上市公司年报中对审计收费的披露欠规范,对于上市公司在年报中披露的审计收费项目金额与差旅、食宿等费用以及其他非审计费用未必能够清楚划分,而对注册会计师审计意见产生影响的正是该类收入,因而2008年回归结果显示二者无显著相关关系.2006年和2007年F的回归结果是基于准确性较高的审计收费信息作出的,得出审计收费与审计意见正相关的结果,说明审计收费并未影响我国注册会计师独立性,相反为其提供充分的审计程序提供了物质保证.②考察O与E的相关性:虽然2005年、2007年和2008年的分年度回归结果都无法证实E的显著性,但是考虑到3个独立年度样本的特殊性,可以认为2006年的回归结果和总体回归结果具有较强的说服力,从而认定E与O之间的显著负相关关系,即事务所续任时间越长,越容易对上市公司出具非标准审计意见.产生此结果的原因可能在于注册会计师对于长期合作的客户沟通更便利和深入,熟悉和信任度也更高.③P与O的显著正相关关系同样在总体回归和各分年度回归中得到很好的证实,表明注册会计师在出具年报审计意见时受上一年度上市公司审计意见类型影响较大,即在上一年度获得非标准审计意见的上市公司在当年获得非标准审计意见的概率大于上一年度获得标准审计意见的上市公司.这一结果体现了注册会计师在出具审计意见时对审计风险的考虑:对于可能存在高风险的客户,注册会计师在发表意见时会更谨慎.④用以控制事务所规模的B对于O没有显著影响,说明国际四大会计师事务所在面对上市公司特殊财务动机的情况下并没有比其他国内会计师事务所表现出更大的关注和谨慎,从一个侧面反映了事务所规模对于审计意见并不存在显著影响.⑤控制上市公司上市年限的变量A对O也不存在显著影响,这一结果可能受到会计师事务所连任的影响,导致上市公司在我国特定环境下受制度影响的特征未能得以完全体现.上市公司是否被特殊处理在各个独立年度未体现出对审计意见的显著影响,但全样本回归结果显示其与O显著正相关;说明该指标可能是一个在长期内发挥作用的指标.本文回归结果中上市公司财务状况的代表指标与审计意见的关系与现有研究成果基本一致,即L与O显著负相关,G与O无显著相关关系.并且,由构成总体的各独立年度样本的回归结果可见,其Logit模型对样本的拟合程度普遍低于总体Logistic回归模型;由此推断,在宏观经济环境和政策波动较小、政策执行不断深入的时期内,上市公司样本的年度间差异对于大样本的研究不存在较大影响,目前在该领域跨多年度研究的条件已较为成熟.#p#分页标题#e#
6 结束语通过以我国2005~2008年间A股上市公司为样本,针对注册会计师审计意见对特殊财务动机的关注域问题提出假设并进行检验.得出2005~2007年注册会计师审计意见与代表上市公司扭亏动机的财务指标显著正相关,但与代表上市公司临界动机和配股动机的指标未体现出适当的相关性;说明注册会计师能够识别上市公司扭亏动机所反映的审计风险,但对临界动机和配股动机包含的风险信息未表现出职业谨慎和关注.以上研究结论折射出我国注册会计师行业审计风险防范和控制中存在的问题,也反映了我国资本市场运作模式对审计风险环境造成的影响.
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