基于審計意見視角的審計師舞弊識別能力研究

鞏鑫

（廣西生態(tài)工程職業(yè)技術(shù)學(xué)院 廣西 柳州 545004）

一、引言

在審計發(fā)展史上,會計舞弊始終是困擾審計職業(yè)界的重大社會問題。20世紀90年代以來,企業(yè)會計舞弊行為猖獗，導(dǎo)致對會計師事務(wù)所及相關(guān)審計人員的訴訟不斷上升。也引發(fā)了注冊會計師的誠信危機。許多人對注冊會計師行業(yè)的“經(jīng)濟警察”作用產(chǎn)生了很大的質(zhì)疑。Eli,Ferdinand和Judy（1998）將盈余管理與審計意見聯(lián)系起來。他們首先檢驗了不同的盈余管理檢測模型的效率，然后將其與審計意見類型聯(lián)系起來。其潛在邏輯是：在有效的審計市場上，注冊會計師應(yīng)能審計出企業(yè)的盈余操縱情況。Backer等（1998）研究發(fā)現(xiàn)審計限制盈余管理的作用是隨審計質(zhì)量的變動而變動的,較高審計質(zhì)量更易發(fā)現(xiàn)和報告會計錯誤和違規(guī)。Vander等（2003）對比利時非上市公司和上市公司盈余管理進行研究，發(fā)現(xiàn)在存在調(diào)低利潤盈余管理行為的審計中，原“六大”會計師事務(wù)所的審計質(zhì)量高于其他會計師事務(wù)所，說明會計師事務(wù)所的規(guī)模對審計質(zhì)量的影響，但是，該結(jié)論在對調(diào)高利潤行為的審計中卻沒有得到驗證。夏立軍等學(xué)者（2002）的研究表明：財務(wù)狀況較差的公司容易被出具非標準無保留審計意見，但ROE處在“保配”和“保牌”區(qū)間的公司被出具非標準無保留審計意見的可能性并不比其他公司大。從整體上看,注冊會計師并沒有揭示出上市公司的這種盈余管理行為。何紅渠等（2003）得出結(jié)論：兩年期間的審計意見具有一定的信息含量，能在一定程度上揭示出上市公司的盈余管理現(xiàn)象；與2000年相比，2001年期間的審計質(zhì)量得到了提高。本文以上市公司2001年至2008年報舞弊樣本為研究對象，對上市公司會計舞弊與非標審計意見的關(guān)系進行進一步的研究。

二、研究設(shè)計

（一）研究假設(shè) 鑒于審計師能夠接觸到上市公司等第一手資料，而且，其所處的獨立第三方的特殊地位?？梢哉J為注冊會計師出具的審計意見對投資者乃至整個資本市場具有一定的使用價值。審計報告中所反映的審計意見類別能夠反映會計報表是否存在錯弊以及錯弊的程度，當然，由于外部審計的局限性和注冊會計師難以超然獨立，注冊會計師在出具審計意見的時候可能有避重就輕的情況，如理應(yīng)發(fā)表保留意見卻發(fā)表帶強調(diào)事項段的無保留意見，因此提出假設(shè)：

假設(shè)1-1：會計舞弊和除標準無保留審計意見之外的其他審計意見是有正相關(guān)性的

假設(shè)1-2：審計師更有可能利用保留、否定和拒絕表示意見來揭示企業(yè)的會計舞弊行為

我國的獨立審計起步較晚,但發(fā)展較快。1995年、1996年和1999年分別頒布了三批獨立審計準則，1998年和1999年完成了會計師事務(wù)所的脫鉤改制,提高了注冊會計師的獨立性。2000年出現(xiàn)的一系列會計造假事件后證監(jiān)會、財政部、注冊會計師協(xié)會等部門機構(gòu)加強了對獨立審計的監(jiān)管。隨著進一步的市場化,注冊會計師的風(fēng)險責(zé)任與風(fēng)險意識均得到了提高。因此,有理由相信:進入21世紀我國注冊會計師審計意見的信息含量將不斷提高。據(jù)此,提出第二個假設(shè):

假設(shè)2：隨著時間的推移，會計舞弊與審計意見之間應(yīng)該具有更強的相關(guān)性。

（二）樣本選取與數(shù)據(jù)來源 本文選取了在滬深股市發(fā)行A股的2001年至2008年因年報舞弊而被公開處罰的上市公司為研究樣本。考慮到大部分舞弊公司連續(xù)幾年都實施了舞弊，因此將舞弊公司的每一舞弊年度作為研究對象。因為行業(yè)經(jīng)濟特征決定行業(yè)內(nèi)公司的基本業(yè)績表現(xiàn)，因此將控制樣本所在行業(yè)與對應(yīng)的舞弊樣本保持一致。公司規(guī)模上的差別也會影響分析的進行。所以選擇了規(guī)模相當?shù)膶φ展局饌€與舞弊公司相配，來控制規(guī)模對分析結(jié)果的影響。另外，還考慮了上市地點的影響，研究樣本和控制樣本選在同一上市地，這樣為每家舞弊公司選取了一個控制樣本。經(jīng)過篩選，最終取得個舞弊樣本124家，另外選取了124個非舞弊樣本作為控制樣本。本研究關(guān)于舞弊樣本的情況和資料來自中國證監(jiān)會網(wǎng)站的2001年至2011年的處罰公告，上海證券交易所、深圳證券交易所和財政部對上市公司的處罰決定。上市公司的凈資產(chǎn)收益率等財務(wù)數(shù)據(jù)、審計意見類型、主審上市公司的事務(wù)所、審計費用數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫查詢系統(tǒng)》（CSMAR）。

（三）模型建立與變量定義本文被解釋變量——審計意見類型是一個虛擬變量。其取值只有兩類情況，即“標準”與“非標”，對于被解釋變量為二分變量的分析，邏輯斯特（Logistic）回歸模型具有不可替代的作用，故本文采用邏輯斯特（Logistic）回歸模型進行實證研究。對于前面提出的假設(shè)1-1、假設(shè)1-2和假設(shè)2,本文采用以下Logistic回歸模型來檢驗假設(shè)。

MODIFY=β0+β1FRAUD+β2DR+β3BIG+β4XJLRB+β5ROF+β6LA-UDIT+β7CHANGE+β8TASL+β9YSBL+β10MGSY+β11MGJZC+β12XJBL+β13FHXBL+ε

表1 變量定義表

表2 兩類樣本舞弊前一年末總資產(chǎn)的配對檢驗

有關(guān)控制變量的經(jīng)濟含義、計算方法和預(yù)期符號見表（1）。

三、實證檢驗分析

（一）描述性統(tǒng)計 在前面的樣本選取中已經(jīng)嚴格控制了舞弊年份、上市地點，另外對資產(chǎn)規(guī)模也加以控制，下面就資產(chǎn)規(guī)模的匹配效果進行比較分析。由表（2）可見，不管是均值t檢驗還是中位數(shù)的符號檢驗，結(jié)果都不顯著，表明舞弊公司和非舞弊公司舞弊前一年末總資產(chǎn)自然對數(shù)（LNLAT）的均值和中位數(shù)不具有顯著差異，說明兩類樣本在規(guī)模上是匹配的。表（3）列示了描述性統(tǒng)計結(jié)果，其中Part1是對所有數(shù)值變量均值差異性的T檢驗結(jié)果，Part2是對虛擬變量的Χ2檢驗的結(jié)果。從表中可以看出特征：（1）非標準無保留意見樣本在資產(chǎn)負債率（DR）、審計費用率（ROF）上顯著高于標準無保留意見樣本公司，另外，每股收益（MGSY）、每股凈資產(chǎn)（MGJZC）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（TASL）、現(xiàn)金負債比率（XJBL）顯著低于標準無保留意見樣本公司，說明注冊會計師出具非標準無保留意見時可能受到這些因素的影響。標準意見公司的現(xiàn)金利潤比率（XJLRB）要高于非標意見公司，非核心收益比率（FHXBL）要低于非標意見公司，但是結(jié)果并不顯著；（2）卡方檢驗表明，上年的審計意見類型（LAUDIT）和是否舞弊（FRAUD）指標被出具非標準無保留意見的數(shù)量顯著超出預(yù)期分布，說明上一年被出具非標準無保留意見的企業(yè)和發(fā)生會計舞弊的企業(yè)更容易被出具非標準無保留意見。事務(wù)所規(guī)模和事務(wù)所變更被出具非標準無保留意見的數(shù)量也超出預(yù)期分布，但是結(jié)果并不顯著。

（二）相關(guān)性分析 Logistic模型要求自變量之間相互獨立，所以在對自變量和因變量進行回歸之前需要檢驗自變量之間的相關(guān)系數(shù)。自變量的相關(guān)系數(shù)矩陣略，模型中各變量之間的相關(guān)系數(shù)均處在-0.4-0.4之間，可以認為變量之間不存在較嚴重的多重共線性。

（三）回歸分析 表（4）為檢驗假設(shè)1-1和假設(shè)1-2而建立的模型的Logistic回歸分析的結(jié)果，其中A列是對標準無保留意見和非標準無保留意見的分析結(jié)果，B列是剔除了被出具保留、否定和拒絕表示意見的舞弊樣本及其控制樣本后對標準無保留意見和帶強調(diào)事項段的無保留意見的分析結(jié)果，C列是剔除了被出具帶強調(diào)事項段無保留意見的舞弊樣本及其控制樣本后對標準無保留意見和保留、否定和拒絕表示意見的分析結(jié)果，表（5）為檢驗假設(shè)2而建立的模型的Logistic回歸分析的結(jié)果，表（4）給出了假設(shè)1-1和假設(shè)1-2的回歸結(jié)果，表中的-2LL是將對數(shù)似然比值乘以-2來測量模型對數(shù)據(jù)的擬合度，好的模型的似然比值要高，其-2LL相對要小，最終模型中的-2LL分別為108.405、48.498以及92.840，說明模型擬合度較好。Cox&SnellR2統(tǒng)計量是被用來估計因變量的方差比率，說明因變量的總變差由回歸模型作出了解釋的部分所占的比重大小，該比值的范圍是0～1，當Cox&SnellR2→1，表明模型對樣本的擬和程度越高；反之，模型對樣本的擬和程度越差。Nagelkerke R2是Cox&SnellR2的調(diào)整值。模型1的Cox&SnellR2分別為0.331、0.254以及0.253，Nagelkerke R2分別為0.542、0.563以及0.454，均大于0.45，這表明模型對樣本的擬合度較好。

從模型的A列的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，解釋變量FRAUD參數(shù)的符號為正，且在1%的水平顯著，這表明，企業(yè)發(fā)生會計舞弊的行為與注冊會計師出具“非標”審計意見的概率呈正相關(guān)關(guān)系，即企業(yè)發(fā)生了會計舞弊行為，則越有可能被出具“非標”審計意見。證實了假設(shè)1-1是成立的。變量XJLRB和XJBL的參數(shù)符號為負，與預(yù)期相同，XJBL在5%的水平上顯著，但是XJLRB與審計意見的關(guān)系并不顯著，這表明，利用現(xiàn)金流量分析進行審計并沒有得到注冊會計師廣泛的關(guān)注。另外發(fā)現(xiàn)，資產(chǎn)負債率（DR）、每股收益（MGSY）、每股凈資產(chǎn)（MGJZC）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（TASL）和現(xiàn)金負債比率（XJBL）與審計意見類型顯著相關(guān)，并且與本文的預(yù)期符號一致。說明注冊會計師在審計過程中對企業(yè)的經(jīng)營能力、經(jīng)營成果和償債能力予以了關(guān)注。B列和C列考察了注冊會計師對各種不同審計意見類型的運用。從中可以看出：在B列中會計舞弊與審計意見呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系，并且不顯著。但是在C列中會計舞弊與審計意見具有顯著正相關(guān)性，說明注冊會計師利用保留、否定、拒絕表示意見揭示了企業(yè)的會計舞弊行為，發(fā)生會計舞弊的企業(yè)被出具帶強調(diào)事項段的無保留意見的可能性不大，證實了假設(shè)1-2是成立的。同時，注意到在表3的3列中審計費用率與審計意見均呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，雖然結(jié)論不顯著，但是相關(guān)性系數(shù)都很大，尤其是在標準無保留意見與帶強調(diào)事項段無保留意見一列的相關(guān)系數(shù)最大?？梢灶A(yù)期，帶強調(diào)事項段的無保留意見較其他非標準審計意見存在審計意見“購買”行為的幾率要大。

表4 會計舞弊與審計意見相關(guān)性的logistic回歸結(jié)果

表5 分年度會計舞弊與審計意見相關(guān)性的logistic回歸結(jié)果

表（5）中A列的Cox&SnellR2=0.315，NagelkerkeR2=0.526＞0.5，B列的Cox&SnellR2=0.439，NagelkerkeR2=0.70＞0.5，說明模型對樣本的擬合度較好?；貧w結(jié)果中A列的解釋變量FROUD的系數(shù)為1.638，在10%的水平上顯著。而回歸結(jié)果中B列的解釋變量FROUD的系數(shù)為4.825，在1%的水平上顯著。說明與2003年前相比較，2003年及以后的審計意見的不同類型更能反映出上市公司的會計舞弊行為，具有更高的信息含量，從而驗證了本文的假設(shè)2。據(jù)此可以得出：第一、我國獨立審計的整體水平和審計質(zhì)量提高了，這是注冊會計師自身職業(yè)素質(zhì)、風(fēng)險意識不斷增強，國家的法規(guī)政策進一步完善的成果。第二，不能排除由于帶強調(diào)事項段無保留意見的增加而引起的相關(guān)系數(shù)變大和顯著性增強，即注冊會計師在審計意見出具中為了達到既能引起信息使用者注意，降低審計責(zé)任，又不至于讓管理當局反對的“雙贏局面”，而利用“說明段”來代替“保留段”，在審計意見出具上“避重就輕”的行為。

四、結(jié)論

從本文的實證結(jié)果可以看出：是否舞弊（FRAUD）與審計意見類型（MODIFY）顯著正相關(guān)，說明發(fā)生會計舞弊的企業(yè)容易被出具非標意見，注冊會計師主要是利用保留、否定、拒絕表示意見揭示了企業(yè)的會計舞弊行為，發(fā)生會計舞弊的企業(yè)被出具帶強調(diào)事項段的無保留意見的可能性不大。另外，發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)負債率（DR）、每股凈資產(chǎn)（MGJZC）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（TASL）、每股收益（MGSY）、和現(xiàn)金負債比率（XJBL）與審計意見顯著相關(guān)，說明由于法律風(fēng)險，以及相關(guān)政策監(jiān)管的加強，審計師在出具審計意見時有所顧慮，并表現(xiàn)出明顯的風(fēng)險規(guī)避特征。但現(xiàn)金利潤比率（XJLRB）與審計意見的關(guān)系并不顯著，這表明利用現(xiàn)金流量分析進行審計并沒有得到注冊會計師廣泛的關(guān)注。審計費用率與審計意見呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，雖然結(jié)論不顯著，但是相關(guān)性系數(shù)都很大，尤其與帶強調(diào)事項段無保留意見的相關(guān)系數(shù)最大?？梢灶A(yù)期，帶強調(diào)事項段的無保留意見較其他非標準審計意見存在審計意見“購買”行為的幾率要大。關(guān)于分年度會計舞弊與審計意見的相關(guān)性分析中，發(fā)現(xiàn)與2004年前相比較，2004年及以后的審計意見的不同類型更能反應(yīng)出上市公司的會計舞弊行為，具有更高的信息含量。說明近年來我國獨立審計的整體水平和審計質(zhì)量有所提高。

［1］ 何紅渠、張志紅：《有關(guān)審計意見識別盈余管理能力的研究——來自滬市制造業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)》，《財務(wù)與會計》2003年第11期。

［2］ 夏立軍：《注冊會計師對上市公司盈余管理的反映》，《審計研究》2002年第4期。

［3］ 李補喜、王平心：《上市公司年報審計意見影響因素實證研究》，《山西大學(xué)學(xué)報》2006年第1期。

［4］ Backer C,M..DeFond,J.Jiambalvo and K.R.Subramanyam.The Effect of Audit Quality on Earning Management,Contemporary Accounting Research,1998.

［5］ Eli，B.，F(xiàn)erdinand，A.G.，and Judy，S.L.T..Discretionary Accruals Models and Audit Qualifications，Working Paper，1998.