基于中国股票市场审计师变更与审计意见购买的实证分析

Dec.2007,Vol,3,No.12(SerialNo.31)现代会计与审计JournalofModernAccountingandAuditing,ISSN1548-6583,USA52基于中国股票市场审计师变更与审计意见购买的实证分析石绍炳（安徽财经大学统计与应用数学学院，安徽蚌埠233041）摘要：上市公司通过变更审计师进行审计意见购买的行为，一直受到监管部门和学术界的高度关注。本文利用1995年到2005年间中国A股上市公司审计意见和审计师变更的宏观数据，在将非标准无保留审计意见细分后，通过ARMA模型对上市公司变更审计师进行审计意见购买的潜在原因和实现情况进行Granger因果关系检验。研究结论表明：只有收到带解释说明段的保留意见、无法表示意见及否定意见才会引起上市公司变更审计师，而且，这些上市公司可以通过变更审计师实现审计意见购买。关键词：审计意见购买；审计师变更；宏观数据；Granger因果关系检验一、引言审计师1就上市公司会计报表所发表的审计意见，不仅是监管部门监测上市公司的重要指标之一，还是投资者判断公司企业价值的重要依据，因此上市公司不愿收到非标准无保留审计意见，而且随着审计意见严厉程度的加大，公司规避这种审计意见的意愿就越强。上市公司避免收到不利审计意见的方法之一就是变更审计师，通过寻求其他审计师对自己会计处理的支持以获得较满意的审计意见，上市公司的这种行为被称为“意见购买”[1]。上市公司的审计意见购买行为可能会影响到审计师的独立性，进而扰乱证券市场*本文是2005-2006年度安徽省哲学社会科学规划项目（项目编号：AHSKF05-06D37）及2006年安徽省高校青年教师科研资助计划项目（项目编号：2006jqw062）阶段性研究成果之一。【作者信息】石绍炳（1971－），男，苗族，湖南省花垣县人，硕士，安徽财经大学统计与应用数学学院讲师；研究方向：数量经济分析。1本文的审计师是指为上市公司提供年度报告审计服务的主审会计师事务所。下文所涉及的审计师变更是指非监管诱导性的主审会计师事务所的变更。基于中国股票市场审计师变更与审计意见购买的实证分析53的经济秩序，降低证券市场效率，因此，上市公司通过变更审计师进行审计意见购买的行为一直受到监管部门和学术界的高度关注。在变更审计师进行审计意见购买的相关研究中，人们首先关注的是非标准审计意见是否是上市公司变更审计师的潜在原因。在国外，ChowandRice(1982)[2]，Krishnan,etal.(1996)[3]的研究表明，非标准审计意见会导致审计师变更，然而FriedandSchiff(1981)[4]、SchwartsandMemon(1985)[5]、JohnsonandLys(1990)[6]的研究并未发现非标准审计意见与审计师变更之间存在显著的相关性。在国内，耿建新和杨鹤（2001）[7]、李东平等（2001）[8]、李爽与吴溪（2002）[9](35-63)、陈关亭（2005）[10]、陈晓和陈武朝（2005）[11]等学者的研究结论基本是非标准审计意见是审计师变更的显著原因。与变更审计师的潜在原因相比，人们对上市公司变更审计师后，能否实现审计意见购买更为关注。早期的一些研究，通过比较上市公司变更主审会计师事务所前后所收到的审计意见，认为上市公司变更审计师并没有达到审计意见购买的目的[2-3]。然而在2000年，Lennox[12]设计了一个审计意见估计模型，通过此模型来估计上市公司在不变更审计师时可能收到的审计意见，并与变更审计师后的审计意见进行比较，发现英国的上市公司成功地实现了意见购买动机。国内的研究者，如李爽与吴溪（2002）[9](109-163)、杨鹤和徐鹏（2004）[13]、吴联生与谭力（2005）[14]等借鉴了这一研究方法对中国的证券市场进行研究，结果表明上市公司变更审计师对审计师的独立性具有一定程度的影响，但在统计意义上并不显著。从以上文献可以看出，目前关于审计师变更与审计意见购买的研究，结论不尽一致。结论不一致的原因是多方面的，但作者认为主要的原因是：一是由研究样本中各类非标准无保留意见之间的数量差异引起的。当上市公司和审计师对各类非标准无保留审计意见的反应存在显著差异时，把非标准无保留意见作为一类处理，研究结论将由非标准无保留审计意见中占主导作用的审计意见决定。二是样本期间的不同造成的。因为在不同的样本期间，监管环境各有不同，不管是上市公司还是审计师，都会根据当时的环境做出基于中国股票市场审计师变更与审计意见购买的实证分析54理性的行为选择。鉴于此，本文根据审计准则将非标准无保留意见进行细分，并利用1995～2005年中国股票市场的宏观数据，从一个新的数据视角来考察审计师变更与审计意见购买的关系。二、研究假设根据审计准则，本文将非标准无保留审计意见分为带解释说明段的无保留意见、保留意见、带解释说明段的保留意见、无法表示意见和否定意见五类，由于在研究样本中收到否定意见的上市公司只有一例，而且否定意见与无法表示意见都被认为是比较严厉的审计意见，故而将否定意见归入无法表示意见中，最终得到以下四类非标准无保留审计意见：带解释说明段的无保留意见、保留意见、带解释说明段的保留意见与无法表示意见，文中分别称为第2类、第3类、第4类、第5类审计意见，由此可见，审计意见类型的序数值越大，表示审计意见越严厉；作为对比，本文同时也将全部的非标准无保留审计意见作为一类，称其为2-5类。由于审计意见购买这一事项包括两个因素：一是收到非标准无保留审计意见是上市公司变更审计师的潜在原因2；二是改善审计意见是上市公司变更审计师的直接动机。因此，本文从审计师变更的原因及变更后果两方面建立研究假设。（一）上市公司在上一会计期间收到非标准无保留意见是变更审计师的原因审计师针对上市公司财务会计报表所发表的审计意见，不仅影响到公司的价值，还会对公司管理当局的个人利益产生一定的影响，所以不管是从公司利益还是个人利益出发，管理当局都不愿收到非标准无保留审计意见。当公司被审计师出具非标准无保留审计意见时，管理当局可能会变更审计师，利用后任审计师对公司业务的运作、流程和控制系统的不甚了解，对审计人员施加影响，或者是利用前后任审计师的级2非标准无保留意见是变更审计师的原因，以及下文的审计师变更是审计意见变化的原因都是以事件发生的概率而言的。下文同。基于中国股票市场审计师变更与审计意见购买的实证分析55差，而为其出具较为有利的审计意见。因此，本文建立如下假设：H0A2：收到带解释说明段的无保留意见（第2类）是上市公司变更审计师的原因；H0A3：收到保留意见（第3类）是上市公司变更审计师的原因；H0A4：收到带解释说明段的保留意见（第4类）是上市公司变更审计师的原因；H0A5：收到无法表示意见（第5类）是上市公司变更审计师的原因；H0A2-5：收到非标准无保留审计意见（2-5类）是上市公司变更审计师的原因。（二）上市公司变更审计师后审计意见的变化上市公司在变更审计师后，由于后任审计师初次受聘于该公司，可能会因对公司的营运状况和特定产业知识缺乏了解，难以发现审计客户的错弊[15]，或为了弥补最初竞聘的低价进入和较高的初始审计成本，审计师可能为留住客户以获得后期的准租金而损害审计独立性[16]，于是建立以下假设：H0B2：收到带解释说明段的无保留审计意见（第2类）的上市公司，在变更审计师后能收到改善的审计意见；H0B3：收到保留意见（第3类）的上市公司变更审计师后能收到改善的审计意见；H0B4：收到带解释说明段的保留意见（第4类）的上市公司，在变更审计师后能收到改善的审计意见；H0B5：收到无法表示意见（第5类）的上市公司变更审计师后能收到改善的审计意见；H0B2-5：收到非标准无保留意见（2-5类）的上市公司变更审计师后能收到改善的审计意见。然而，由于后任审计师初次受聘，审计师清楚自己缺乏识别客户特殊风险和存在问题的足够经验，不仅会在审计过程中采取有效的审计程序，搜集适当的审计证据以提高审计质量，也可能考虑到上市公司变更审计师存在着潜在的不利影响，出于谨慎考虑而出具更严厉的审计意见。因此建立如下假设3：3由于收到保留加解释说明审计意见（第4类）的上市公司在变更审计师后收到更糟的审计意见只有一例（000015），数据变化太小，所以无法分析这一类审计意见类型是否变糟与审计师变更的关系；对于无法表示意见（第5类）来说已经是最严基于中国股票市场审计师变更与审计意见购买的实证分析56H0W2：收到带解释说明段的无保留意见（第2类）的上市公司，在变更审计师后会收到更严厉的审计意见；H0W3：收到保留审计意见（第3类）的上市公司变更审计师后会收到更严厉的审计意见；H0W2-5：收到非标准无保留审计意见（2-5类）的上市公司变更审计师后会收到更严厉的审计意见。以上的假设中，H0B2与H0W2、H0B3与H0W3、H0B2-5与H0W2-5不可能同时成立。三、研究方法要分析上市公司在上一会计期间收到非标准无保留意见是否会引起审计师变更，以及上市公司变更审计师对审计意见的影响，可从变量间的因果关系进行判断。在经济分析中，由于不同的经济理论所依据的前提假设不同，单凭经济理论很难对变量间的因果关系作出合理的判断，甚至有时会作出完全相反的判断，因此，根据现象本身所提供的数字规律，透过随机性来揭示经济变量间的因果关系，是人们了解经济现象本质的有效途径之一，其中以Granger因果关系检验最为常用。（一）Granger因果关系检验Granger因果关系是指这样一种关系，如果X先于Y发生，且X过去值的加入能够提高对Y变化的解释能力，则称X是Y的Granger原因。由于Granger因果关系检验方法中的单侧分布检验法、双侧分布检验法以及FPE检验法均以采用较多滞后变量的自回归模型，这些方法对于本文的小样本来说是不合适的，因此，本文利用HurvichandTsai（1989）[17]提出的AICC（CorrectedAIC）准则4，来选择自回归移动平均模型（以下简称ARMA模型）的滞后期长度进行Granger因果关系检验。设要检验X是Y的Granger原因，则具体的检验步骤如下：厉的，不可能变得更糟。42log()2/(1)AICClKNNK，其中，Log(l)为对数似然函数值，K，N分别为参数个数与有效样本容量。基于中国股票市场审计师变更与审计意见购买的实证分析571分别对Y与X序列的平稳性进行检验，以确定变量的单整阶数。对于双变量来说，当它们的单整阶数相同时才有可能协整，进而才可能存在因果关系，否则就不可能存在因果关系。2.若Y与X都是平稳序列，则以Y建立ARMA模型，滞后长度由AICC准则确定，这时最小的AICC记为aAICC。3.引入X及其滞后期，仍以AICC准则确定X的滞后长度，此时最小的AICC记为bAICC。4.比较aAICC与bAICC，若abAICCAICC，说明X的引入有助于提高Y的预测能力，X是Y的Granger原因；否则说明X的加入并不能提高对Y预测，X不构成Y的Granger原因。（二）审计师变更前后的盈余管理程度差异检验一般来说，上市公司被出具的非标准无保留审计意见在很大程度上与公司进行盈余管理有关，只有在盈余管理程度在变更审计师前后没有显著差异的情况下，若上市公司被出具的审计意见比变更前较缓和，方可认为审计意见的变化是由于公司变更审计师“购买”所造成。因此，上市公司变更审计师对审计意见所产生的影响，还须进一步对上市公司在变更审计师前后的盈余管理程度是否存在差异进行检验才能得出结论。借鉴以往的多数研究，本文以操控性应计利润绝对值来衡量上市公司盈余管理程度。通过对操控性应计利润绝对值的增量（为变更审计师后的操控性应计利润绝对值减去变更前操控性应计利润绝对值，即Δabsdaai,t=absdaai,t-absdaai,t-1）进行检验，就可了解到公司在变更审计师前后的盈余管理是否存在差异。在检验之前，先对操控性应计利润进行估计，接着对其绝对值的增量进