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审计失败中的审计责任认定与监管倾向:经验分析吴 溪(中央财经大学会计学院 100081)【摘要】监管者对审计责任的认定倾向是审计执业环境的重要构成。本文选取 1999)2006年间中国证券市场发生的 72例财务报表审计失败进行观测,发现:(1)在监管实践较早期间(1999)2002年间)的审计失败样本观测中,88.2%的审计师遭到处罚;而 2003)2006年间的审计失败观测中仅有 2316%的审计师遭到处罚;(2)在控制了审计失败观测的公司受处罚严厉度、舞弊期跨度、舞弊期间审计意见类型以及审计师规模后,仍能检测到近年来审计责任认定的显著缓和趋势;(3)即使对于审计师受到处罚的审计失败观测,在 1999)2002年间平均 8217%的虚假陈述事项需要由审计师承担审计责任,而在 2003)2006年间仅有平均 41.2%的虚假陈述事项须由审计师承担责任。综上,监管机构在近年来对会计师事务所或签字注册会计师的审计责任认定显著趋于缓和与稳健;审计执业环境的这种变化趋势亦可为未来监管和司法实践中的审计责任界定提供有益的借鉴。【关键词】审计失败 审计责任 监管一、引言监管者对审计责任的认定倾向直接影响注册会计师审计执业行为的行政法律责任和民事法律责任,因此构成了审计执业环境的重要因素。本文旨在观察和描述近年来中国证券市场审计失败案件中,监管者对审计责任的认定倾向特征及其潜在变化,并提出相应含义。以往文献已对中国证券市场中的上市公司与中介机构虚假陈述的法律责任界定情况进行了初步探讨(汤立斌,2002)、描述(李爽和吴溪,2002a;陕西省审计学会课题组,2002;胡弈明等,2002;刘亚莉等,2006)及问卷调查(李明辉和曲晓辉,2005)。在上市公司虚假陈述的审计责任认定问题上,较为普遍的观点是注册会计师应当承担法律责任,某些信息使用者群体(如投资者和法律界)甚至将注册会计师应承担法律责任的程度排在董事和经理之前(李明辉和曲晓辉,2005,p151);亦有不少观点认为对中介机构的行政责任追究力度不够,建议加大处罚力度(如汤立斌,2002)。与这些观点相对应,我国证券市场的监管机构近年来出台了大量规则措施,旨在提高审计执业行为的质量,并营造了趋于严厉的监管政策环境(李爽和吴溪,2002a,2005)。笔者注意到,审计责任认定的监管实践在近年来呈现何种特征或趋势,以往文献仅提供了初步的汇总数据,而缺乏系统的趋势分析。近期的若干重要事件进一步凸现了该问题的学术和实务价值。本文希望对该问题提供相应的经验分析。53例如,最高人民法院于 2007年 6月 11日发布、自 2007年 6月 15日起施行的 关于审理涉及会计师事务所在审计业务活动中民事侵权赔偿案件的若干规定,对注册会计师审计行为的民事法律责任界定做出了专门的司法解释,也使得审计行为的行政责任界定趋势或规律具有重要的借鉴价值。再如,中国证监会首席会计师周忠惠在近期提出的、值得业界关注的国内审计行业三方面问题中,也涉及了审计责任的界定实践问题,即/面对审计案件不断发生的现状,国家对相关的赔偿、界定审计实体有很多的法律规定,但是对审计失败的定量判罚存在很大难度0(上海证券报,2007年 6月 25日)。为评价监管者对审计责任的认定倾向,笔者拟从两个角度展开分析:其一,观察审计师在一项审计失败中是否承担审计责任;其二,即使在都承担审计责任的情况下,还可能存在着程度上的差异。为了研究审计责任的监管认定倾向,还需要先控制研究环境;笔者选取监管机构认定上市公司定期报告存在虚假陈述的事件进行观察,这些事件可视为审计失败,且相关处罚文件均可公开取得。本文的基本发现是,监管机构在近年来对审计师的审计责任认定显著趋于缓和与稳健。本文随后各部分安排如下:第二部分选取样本;第三部分从审计师是否承担审计责任的角度,分析监管者对审计责任的认定倾向;第四部分从审计师承担何种程度审计责任的角度,分析监管倾向;第五部分为结论和讨论。二、样本选取对于中国证监会针对上市公司发布的处罚公告,观察范围是发文字号中标有/证监罚字 0 的发文机关代字的处罚文件类型。此种文件类型自 1999年开始出现,均由中国证监会内设的固定部门(法律部)主导办文。将观测范围限于此类文件的一个重要考虑是,在评价近年来监管机构对审计失败案件中的审计责任界定倾向时,能够较少受到不同监管者监管倾向差异的干扰;同时,此类文件也是中国证监会针对上市公司虚假陈述实施处罚的最主要处罚文件类型,1999)2006年间共有 114例标有/证监罚字 0 的上市公司及相关高管处罚文件,约占该期间中国证监会发布各类上市公司惩戒公告总数的 91%。在 114例涉及上市公司的/证监罚字0 观测中,笔者进一步控制研究环境,选取主要针对定期报告(包括年度报告和半年度报告)虚假陈述行为实施了处罚的观测,目的在于在评价监管倾向时,能够尽量避免业务性质差异造成的干扰。相应地,剔除以下 42例观测:(1)由于首次发行股票或再融资过程中的虚假陈述遭致处罚的 14例观测;(2)由于未及时公告年报遭致处罚的 17例观测;(3)由于违规证券交易或其他交易行为遭致处罚的 4例观测;(4)由于临时公告虚假陈述或未履行临时公告义务而遭致处罚的 4例观测;(5)半年报存在虚假陈述行为、但半年报未经审计的 1例观测;(6)此外,有 2例观测(分别针对银广夏和三九医药)虽然涉及年度报告财务舞弊,但由于对审计师做出处罚的机构不是证监会,因此如果纳入统计,将低估特定监管主体的监管倾向;故将这 2例观测予以剔除。最终得到 72例样本观测。样本选取过程及其处罚文件发布年度的分布情况如表 1所示。该 72例观测被界定为发生了财务报表审计失败的观测,因为监管机构经过事后调查发现的报表虚假陈述行为均未在主审会计师事务所进行审计的当时得以明确识别,且均严重违反了财务报表编制的合法性与公允性。三、审计责任界定的监管倾向:审计师是否承担责任(一)审计师的责任界定趋势在评价监管者对审计责任的倾向时,可先从会计师事务所或签字注册会计师是否受处罚的角度进行分析。笔者的基本推理如下:如果某上市公司财务报表存在虚假陈述行为而受到了处罚,但会计师事务所和注册会计师均未同时受到处罚,可以视为监管者并未公开认定审计机构或人员对该项审计失败承担责任;如果某上市公司财务报表存在虚假陈述行为而受到了处罚,且会计师事务所(或注册会计师)同时受到了监管处罚,可以视为监管者公开认定审计机构或人员对该项审计失败承担责任。基于上述推理,通过观察在一项审计失败中审计机构或人员是否同时受到监管处罚,可以反映监管者在界定审计责任时的基本倾向。表 2列示了各年度审计失败观测中涉案的审计机构数量及比例(占当期54没有纳入观察范围的中国证监会同期惩戒文件包括 10例通报批评和 1例新闻通告。尽管某些注册会计师可能发表非标准审计意见、且某些审计意见的内容可能构成监管调查线索。审计失败观测数)。涉案会计师事务所包含两种情形:其一,涉案会计师事务所被处罚,同时签字注册会计师个人被处罚;其二,涉案会计师事务所未被处罚,只是签字注册会计师个人被处罚。表 1样本选取过程处罚文件发布年份针对上市公司的/证监罚字0 文件总数剔除数定期报告审计失败的观测199910642000127520017342002624200316412200426818200514410200623815合计1144272注:/证监罚字0 文件总数源于对中国证监会网站 相关公告的统计。表 2 审计失败观测中涉案审计机构的数量及比例:1999)2006处罚文件发布年份当期审计失败样本观测涉案会计师事务所数量被处罚事务所数量仅签字注师被处罚的涉案事务所数量涉案会计师事务所占审计失败观测的比例(A)(B=C+D)(C)(D)(E=B/A)199942205010%2000553210010%2001443110010%2002444010010%2003123212510%2004185412718%2005103213010%2006152111313%合计72282173819%注:涉案会计师事务所数量源于对中国证监会网站 相关公告的统计。表 2显示,在 72例审计失败观测中,共有 28例(3819%)的主审会计师事务所或签字注册会计师遭到了中国证监会的处罚(涉及 23家不同的事务所);其中 21例观测的事务所及签字注册会计师同时被处罚;有 7例观测的事务所未被处罚,而只是签字注师被处罚。值得注意的是,审计责任界定的监管倾向在1999)2006年间发生了明显的变化,其中以 2003年为转折点:在 2002年及之前年度,当出现财务报表审计失败时,监管者对审计机构的责任界定非常严格,在累计的 17例观测中共有 15例的主审事务所或签图 1 审计责任界定的监管倾向变化:1999)2006图注:各期审计责任认定率=各期涉案会计师事务所占当期审计失败观测的比例;平均审计责任认定率=1999)2006年间涉案事务所累计数占整个期间审计失败样本观测总数的比例。相关数据取自表 2栏 E。字注册会计师遭到处罚,审计责任认定率高达 8812%;而自 2003年起,监管者对审计责任的认定明显趋于缓和,在累计的 55例审计失败中,仅 13例的审计机构或人员遭到处罚,审计责任认定率降至 2316%。如果设置虚 拟变 量 PERI OD(2003)2006 年 度观 测 取 1,1999)2002年度观测取 0),并设置审计责任认定虚拟变量 AUDLI AB(审计机构或人员被处罚的观测取 1,未被处罚的观测取 0),则两者高度负相关(SpearmanCorrelation=-01563,p 01001)。图 1形象展示了近年来中国证监会在界定审计失败中的审计责任时的监管倾向变化。(二)上市公司及管理层的责任界定趋势影响审计责任界定的一项重要因素是被审计单位的责任界定。由于已观察到监管者在 1999)2002年间认定审计机构或人员需要在 88.2%的审计失败中承担审计责任,而 2003)2006年间只在 2316%的审计失败中承担审计责任,一个可能的解释是 2003)2006年间发生的审计失败总体上不够重大,从而使得需要承担审计责任的观测进一步减少。为此,需要考察两个期间内监管者对上市公司及管理层责任界定的变化趋势。55根据监管处罚公告,首先可以识别出监管者对上市公司较为一贯的处罚形式是罚款,2002年 4月以前根据 股票发行与交易管理暂行条例(以下简称 暂行条例)的规定还涉及警告,此外还可能由于不同公司的违规行为差异而涉及责令改正虚假陈述行为、公告虚假陈述事实及报表重述、没收非法所得等形式。其次,可以识别出监管者对公司管理层(包括现任和前任管理层)较为一贯的处罚形式为警告和罚款,在极端情况下可能涉及市场禁入或移送司法机关追究刑事责任。根据 暂行条例和 证券法的有关条款,监管者在界定法律责任时应当已经综合考虑了一个审计失败案件的情节严重程度,因此可以通过监管者的处罚形式和金额判断和衡量该项审计失败的重大程度。笔者相应设计以下统计指标:(1)公司受罚款金额;金额越大,审计失败的性质或后果可能越严重;(2)受处罚人数、受警告人数以及受罚款人数;人数越多,虚假陈述行为的牵涉面可能越广;(3)责任人受罚款总额和人均受罚款金额;金额越大,审计失败的性质或后果可能越严重。表 3分别列示了所有样本观测、1999)2002年间观测和 2003)2006年间观测在以上各项指标方面的描述性统计。表 3显示,72例样本观测的公司受罚款金额平均为 40149万元;受处罚人数平均为 10107,其中大部分受处罚的责任人都受到了警告(均值为 9188),受到罚款的责任人数则相对少(均值为5190);72例观测的责任人受罚款总额均值为 40104万元,人均受罚款额均值为 6142万元。表 3上市公司及公司责任人的责任界定与处罚严厉程度:1999)2006责任界定指标所有观测(N=72)1999)2002观测(N=17)2003)2006观测(N=55)1999)2002观测 vs.2003)2006观测均值(中值)均值(中值)均值(中值)t-statistic(Z-statistic)公司受罚款金额40149(40100)37106(0100)41 155(40100)-01336(-11731*)受处罚人数10107(10)9176(10)10116(10)-0.298(-01173)受警告人数9188(10)8194(9)10116(10)-01890(-01771)受罚款人数5190(5150)4141(2)6136(6)-11573(-11865*)责任人受罚款总额40104(29150)25194(11100)44 140(33100)-11787*(-21885*)人均受罚款金额6142(5160)4116(3100)7 111(5190)-2 1822*(-31822*)*、*和*分别表示在 011、0105和 0101水平上显著。受罚款金额单位:万元。责任人受罚款总额=E(受到某金额水平的罚款的管理层人数 单笔罚款金额)(单位:万元)。人均受罚款金额=责任人受罚款总额 A受罚款人数;或在无任何人员受到罚款的情况下直接取 0。进一步比较 1999)2002年间的 17例观测和 2003)2006年间的 55例观测,结果显示:较早阶段的所有统计指标值均低于近四年观测;其中,较早阶段的公司受罚款金额在 10%水平上显著更低(在 Mann-Whitney U检验中),较早阶段的受罚款人数、责任人受罚款总额以及人均罚款额也都显著低于近三年观测(非参数检验分别在 10%、1%和 1%水平上显著)。该结果意味着,2003年之后监管者认定的定期报告虚假陈述和审计失败的严重性显著提高,而非下降。相应地,监管者对审计失败中的审计师责任界定倾56虽然 1999年 7月 1日正式施行的 证券法便已不再涉及对公司法人的警告处罚形式,但根据实际观察到的中国证监会处罚公告,直到 2002年 4月初的一份处罚公告仍依据 暂行条例实施警告处罚。之后,便罕见针对公司的这种处罚形式(2003)2006年间仅观察到 2例)。例如,暂行条例第七十四条规定,/任何单位或个人违反本条例规定,根据不同情况,单处或者并处警告、没收,非法所得、罚款0;证券法第一百七十七条规定,/依照本法规定,由证券监督管理机构,对发行人处以 30万元以上 60万元以下的罚款。对直接负责的主管人员和其他直接责任人员给予警告,并处以 3万元以上 30万元以下的罚款。0向的显著缓和,不能归结为近年来审计失败严重性的减低。值得指出的是,根据公开披露的处罚文件,2002年 4月初之前针对公司的处罚公告的判罚依据是 暂行条例,之后的处罚公告的判罚依据则为 证券法。在本研究选取的 1999)2002年间样本观测中,大部分的观测都适用于 暂行条例。这意味着在比较前后两个期间的公司及管理层责任时,标准不尽可比。那么是否有可能是因为 暂行条例的处罚标准比 证券法宽松而导致第二阶段的管理层责任大于第一阶段呢?实际情况显示,1999)2002年间公司罚款额不低于 100万元的有 3例;反而是 2003)2006年间的法律处罚标准设定了公司罚款额上限 60万元;另外,1999)2002年间实际执行的管理层个人最高罚款额为 30万元,与 证券法对管理层个人罚款额设定的上限持平。因此,暂行条例的严厉度并不弱于 证券法,样本期间内监管处罚适用的法律法规变化并不能解释 2003)2006年间的上市公司及管理层责任的加重现象。最后,反映公司舞弊严重程度的指标还可以体现在舞弊涉及期间。1999)2002年间的 17例观测中,多期舞弊的观测有 9例(5219%);2003)2006年间的 55例观测中,多期舞弊的观测有 39例(7019%)。从这个层面来看,近年来的公司舞弊严重程度同样不弱于早先年份。(三)审计师的意见严厉程度影响审计责任界定的另一项重要因素是被处罚公司在舞弊期间,审计师是否已经出具了严厉的审计报告。如果公司在舞弊期间已经被审计师出具了严厉的审计报告,那么即使公司被处罚,审计师往往可能不会再被处罚。考虑到监管者往往将带强调事项段的无保留意见视为审计意见变通行为(李爽和吴溪,2002b),笔者区分非无保留意见(包括保留意见和无法表示意见)与带强调事项段的无保留意见。对于多期舞弊的情形,则观察审计师在公司舞弊期间出具的最严厉报告类型。表 4显示,1999)2006年间的 72例观测中,舞弊期间最严厉审计意见为非无保留意见的有 25例(占 3417%),为带强调事项段无保留意见的有 15例(占 2018%),有 32例(4414%)观测在公司舞弊期间均发表了标准无保留意见。2003)2006年间,舞弊期间最严厉审计意见为非无保留意见的比例高于1999)2002年间的观测,但统计上并不显著。因此审计意见因素只可能在一定程度上解释(但无法充分解释)近年来监管者对审计师责任认定的缓和倾向。表 4舞弊期间的最严厉审计意见分布:1999)2006舞弊期间的最严厉审计意见类型所有观测(N=72)1999)2002观测(N=17)2003)2006观测(N=55)1999)2002观测 vs.2003)2006观测观测数(比例)观测数(比例)观测数(比例)t-statistic(Z-statistic)非无保留意见25(3417%)4(2315%)21(38.2%)-11173(-11101)带强调事项段的无保留意见15(2018%)4(2315%)11(2010%)01309(-01311)标准无保留意见32(4414%)9(5219%)23(4118%)01799(-01801)(四)多元分析本节通过控制审计失败观测的公司受处罚特征变量、舞弊期间变量、舞弊期间最严厉审计意见变量以及审计师规模特征,考察变量 PERI OD(属于 2003)2006年间的观测取 1,属于 1999)2002年间的观测取 0)与审计责任变量 AUDLI AB之间的关系。设计 Logistic回归模型如下:Logit p(AUDLIAB=1)=b0+b1SANC+b2MULT IFRD+b3QUAL+b4MOD+b5AUDSIZE+b6PERI OD+E(1)57在本研究的样本中,不存在否定意见类型。模型(1)中的控制变量有 5项。第一项是 SANC,反映不同观测之间的公司受处罚特征差异。在表 3中的各项指标中,分别选取公司受罚款金额、受处罚人数以及责任人受罚款总额(均作平方根转换)加以衡量。第二项控制变量为 MULT IFRD(监管者查处的舞弊期间多于 1个会计年度时取 1,舞弊期间仅为1个会计年度或更短时取 0)。公司受处罚程度越严厉(或越涉及多期舞弊),审计师越可能承担责任,因此 SANC和 MULTIFRD的预期符号为正。第三项和第四项控制变量分别为 QUAL 和 MOD(舞弊期间最严厉审计意见分别为非无保留意见和带强调事项段无保留意见时取 1,否则取 0)。QUAL 的预期符号为负,但 MOD的预期符号并不确定(相对于标准无保留意见,监管者通常可能认为非无保留意见已表现出较高的独立性,但监管者对带强调事项段无保留意见的认可度很可能不如非无保留意见)。审计师规模也可能是监管者在判定审计师责任时予以考虑的一项因素,因此第五项控制变量是审计师规模(AUDSIZE,舞弊期间审计师的上市公司客户数占市场所有上市公司的份额,并作平方根转换)。审计师规模越小,审计资源投入可能越有限,同时审计独立性受到上市客户的不利影响可能越大,从而监管者可能越倾向于严加处罚,故 AUDSIZE的预期符号为负。表 5列示了模型(1)的回归结果,其中栏(1)(3)分别为公司受处罚特征取公司受罚款金额、受处罚人数和责任人受罚款总额时的回归结果。各次回归的拟合效果良好,模型 Ch-i square值均在 1%水平上显著,Pseudo-R2介于 54%69%。模型也不存在严重的多重共线性问题,各变量之间的 Pearson相关系数最 表 5审计责任界定的解释模型之回归结果因变量事件:AUDLI AB栏(1):SANC表示公司受罚款金额的平方根栏(2):SANC表示受处罚人数的平方根栏(3):SANC表示责任人受罚款总额的平方根回归系数(p值)回归系数(p值)回归系数(p值)SANC01143(0 1417)11995*(01002)01341*(01021)MULTIFRD01897(0 1255)01909(01382)01791(01347)QUAL-11537*(01065)-11639(01104)-11553*(01081)MOD-01520(0 1538)-01486(01644)-01141(01876)AUDSIZE-251548*(01022)-261549*(01033)-20 1734*(01030)PER I OD-4.289*(01001)-61780*(01002)-41958*(01001)Constant51402*(01004)21336(01304)41130*(01023)M odel Ch-i square371015*501915*421493*Pseudo-R25415%6818%6015%N727272*、*和*分别表示在 0101、0105和 0110水平上显著。AUDLI AB=1,观测对应的会计师事务所或签字注册会计师被处罚;0,观测对应的会计师事务所和签字注册会计师未被处罚。SANC=公司受罚款金额(或受处罚人数、或责任人受罚款总额)取平方根。MULT IFRD=1,监管者查处的舞弊期间多于 1个会计年度时;0,舞弊期间仅为 1个会计年度或更短时。QUAL=1,舞弊期间最严厉审计意见为非无保留意见时;0,其他。MOD=1,舞弊期间最严厉审计意见为带强调事项段无保留意见时;0,其他。AUDSI ZE=舞弊期间审计师的上市客户数占市场所有上市公司的份额,并作平方根转换。PER I OD=1,观测属于 2003)2006年时;0,观测属于 1999)2002年时。58如果不对模型中的各连续变量作平方根转换,回归结果也不会发生重大性质变化。某些观测的舞弊期间审计师在公布处罚年度已经不再存续,此时 AUDSIZE取 0。另外,个别观测的舞弊期间审计师有 2家,笔者取更近的 1家衡量其规模。高为-0137(QUAL与 MOD之间)。SANC和 MULTIFRD的系数符号均符合预期,其中用受处罚人数和责任人受罚款总额两个角度衡量公司受处罚特征时,SANC的系数符号在 1%或 5%水平上显著为正。QUAL和MOD的系数符号均为负,其中 QUAL在 10%水平或接近 10%水平上显著,这意味着舞弊期间最严厉审计意见为非无保留意见时,监管者在界定审计师责任时更倾向于免责,而舞弊期间最严厉审计意见为带强调事项段无保留意见时则没有这样的认可度。AUDSIZE的符号系数均在 5%水平上显著为负,意味着规模越小的审计师越可能遭到监管者的处罚。在控制了上述可能解释审计师责任界定的各项因素后,变量 PERI OD的系数仍然在 1%水平上显著为负,意味着 2003)2006年间针对审计师责任的监管处罚倾向明显趋于缓和。四、审计责任界定的监管倾向:审计师承担责任的程度除了从审计失败中审计师是否承担责任的角度来评价监管倾向外,还有必要进一步观察审计失败中审计师承担何种程度的责任。在从该角度进行分析时,笔者主要考察监管者的具体处罚内容。笔者的基本评价方法是,在一项审计失败中,监管者在认定了上市公司管理层的若干项虚假陈述行为后,有多少项虚假陈述未被发现或报告的责任需要同时由审计师承担;后者相对于前者的比例(可称为审计责任比率)可大致反映出监管者对审计责任的认定倾向高低,是笔者需要检验的关键指标。具体的指标计量方法举例说明如下:假设某项针对公司及其管理层的处罚公告认定公司存在两项虚假陈述行为,分别是虚增利润和隐瞒重大对外担保,则该审计失败观测中的虚假陈述事项数为 2;如果针对该公司审计师的处罚公告认定审计师应当对这两项虚假陈述行为(或仅对虚增利润)承担直接责任,则审计师承担责任的事项数计为 2(或 1),该观测的审计责任比率为 100%(或 50%)。l u表 6描述了审计师被处罚的所有 28例观测、1999)2002年间的 15例观测以及 2003)2006年间的 13例观测的虚假陈述事项数、审计师承担责任的事项数以及审计责任比率。表 6显示,1999)2006年间,一项审计失败观测中被监管者认定的虚假陈述事项数均值(中值)为 3175(3)项,审计师承担责任的事项数均值(中值)为 1179(2)项,审计责任比率均值(中值)为 6314%(5815%)。表 6审计失败中的虚假陈述责任事项、审计师承担的责任事项以及两者比例关系:1999)2006统计指标所有审计师观测(N=28)1999)2002观测(N=15)2003)2006观测(N=13)1999)2002观测 vs.2003)2006观测均值(中值)均值(中值)均值(中值)t-statistic(Z-statistic)虚假陈述事项数3175(3)2153(3)5115(5)-31415*(-21953*)审计责任事项数1179(2)1193(2)1162(1)01956(-0 1868)审计责任比率63 14%(5815%)8217%(100%)41 12%(2910%)31877*(-3 1243*)*表示在 0101水平上显著。审计责任比率=审计责任事项数 A虚假陈述事项数。59l u作出这种推理的前提是先有会计责任、再有审计责任,也即会计责任作为审计责任的基础。在本研究观察的绝大多数观测中,监管者界定的审计过失或欺诈都是以上市公司管理层的虚假陈述行为为前提。当然,监管实践中也有一种观点,认为可以在不存在会计责任的情况下界定审计责任(如企业的收入确认没有问题,但审计师的函证程序存在问题;或企业的存货期末余额没有问题,但审计师未实施存货监盘);本文无意对这种观点做更多讨论;且在 72例审计失败观测中也仅有 3例观测,出现了监管者界定的部分审计责任事项缺乏与公司管理层虚假陈述行为的直接对应。对于少数缺乏会计责任直接对应的审计责任事项,虽未纳入随后表 6的统计,但不会对统计结果产生实质影响。需要说明的是,统计的上市公司虚假陈述事项数通常情况下以处罚文件中列明的可单独辨认类别(主要是层级为/(一)、(二)、,0)为最小单位;但某些特殊情况下也可能将更小层级的事项作为观测单位,例如第(一)类事项为 1996)1998年度报告虚增利润,但审计师受处罚的事项仅涉及 1998年度报告,则将第(一)类事项视为 3个虚假陈述行为观测,于是虚假陈述事项数计为 3,审计责任事项数计为 1。进一步比较 1999)2002年间观测和 2003)2006年间观测,参数检验和非参数检验均显示:监管机构在后一期间认定的虚假陈述事项数显著多于较早期间(1%水平);后一期间的审计责任比率均值(中值)为41.2%(2910%),在 1%水平上显著低于前一期间的审计责任比率均值(中值)8217%(100%)。这意味着,即使同样受到了监管者的处罚,2003)2006年间受处罚审计师对审计失败事项需要承担的责任相对数也显著低于 1999)2002年间;也即,监管者在近年来考虑对审计师实施处罚的原因时表现出了更强的选择性,而不再像较早期间那样,对几乎所有的审计失败事项都认定审计师在其中承担责任。经过对处罚公告内容的进一步分析,还能够明显观察到,自 2003年起针对上市公司及其管理层的处罚文件中,未同时归责于审计师的虚假陈述事项主要涉及更具隐蔽性的财务欺诈行为(特别是系统性的虚构交易和收入、或涉及与第三方的串谋)、隐瞒重大对外担保、隐瞒重大关联方关系和关联交易等。根据 中国注册会计师审计准则第 1141号)财务报表审计中对舞弊的考虑第四章的原则,这类行为对注册会计师执行财务报表审计构成的固有限制程度明显增大。因此,近年来监管机构在界定审计责任时已经倾向于理解和兼顾目前注册会计师执业环境下的审计局限。通过内容分析得到的另一项观察结果是:在 1999)2002年间的 15例审计失败中,监管者处罚审计师的依据相对原则和笼统,主要以审计失败的结果论审计责任,较少提及具体的审计责任依据(特别是规范审计人员行为的审计准则条款),基本的责任界定方式和表述包括/未勤勉尽责0、/没有发现 X公司虚假陈述的问题0、/出具了含有虚假内容的审计报告0;但在 2003)2006年间的 13例观测中,处罚文件除了继续强调处罚的基本原则外,还非常注重对具体审计准则条款的援引,并结合会计准则以及其他法规条款。这不仅提高了监管处罚文件本身的稳健性,也为注册会计师防范审计风险、提高审计质量、避免承担审计责任提供了重要的改进线索。在审计责任事项的认定变得更有选择性和针对性的情况下,了解监管者更倾向于认定哪些审计责任事项就更为重要。从 2003)2006年间的 13例观测来看,被监管者认定存在审计责任的事项以审计程序的/硬伤0 为主,包括对明显违反会计准则或制度的会计处理予以放任、对重大的或明显异常的账户或交易未予查证、未实施银行存款及借款函证、函证程序缺乏适当的发出与回收控制、未实施存货监盘、在明显缺乏胜任能力的情况下未利用专家工作、不当利用其他注册会计师的工作等。不论这些/硬伤 0 的纠正是否能够保证注册会计师在审计中发现审计失败事项,这些/硬伤 0 显然是判断审计工作是否勤勉尽责的重要表征;在监管者已经相当程度上考虑了审计重大限制因素的情况下,一项审计失败中是否存在明显违反审计准则的/硬伤 0,很可能成为监管者认定审计责任的重要判断因素。五、结论与讨论本文观察并记录了近年来中国证券市场审计失败案件中,监管者对审计责任的认定倾向特征及其变化趋势。通过选取 1999)2006年间中国证券市场发生的 72例财务报表审计失败观测,笔者发现监管机构在近年来针对上市公司管理层责任的认定显著趋严的情况下,对审计机构或个人的审计责任认定显著趋于缓和与稳健。具体体现在两个方面:第一,在 1999)2002年间的 17例审计失败观测中共有 15例观测(8812%)的审计师遭到处罚;而 2003)2006年间的 55例审计失败观测中仅有 13例观测(2316%)的审计师遭到处罚;在控制了审计失败观测的公司受处罚特征变量、舞弊期间变量、舞弊期间最严厉审计意见变量以及审计师规模特征后,仍能检测到近年来审计责任认定的显著缓和趋势。第二,即使将观察范围限于审计师受到处罚的审计失败观测,在监管实践的较早期间(1999)2002年),平均 8217%的虚假陈述事项需要由审计师承担审计责任,而在 2003)2006年间,仅有平均 4112%的虚假陈述事项须由审计师承担审计责任,这意味着监管机构在认定审计责任时表现出了更强的选择性;进一步结合处罚文件的内容分析,可以发现监管者的这种选择性更多地考虑了审计工作面临的重大限制,也更注重提出具体的处罚依据,表现出了更强的稳健性。60基于上述证据,笔者倾向于认为自 2003年起的监管实践中,监管者更侧重于追究上市公司管理层的虚假陈述责任,而对处于谈判弱势地位的审计师采取了更加合理和宽松的责任认定取向。鉴于监管者对审计责任的认定倾向是审计执业环境的重要构成,因此本文提供了特定方面的审计执业环境近期发生重大变化的经验证据,该证据亦可为未来监管和司法实践中审计行为的行政责任和民事责任界定提供有益的借鉴。审计执业界固然可将该现象理解为有利的执业环境变化,但另一方面,监管倾向的未来走势仍然从根本上取决于未来审计执业行为的质量,执业界更有必要珍视自身声誉,加强自律,避免审计工作中出现明显违反执业标准的/硬伤0,并尽可能提高对更隐蔽的舞弊行为导致的财务报表重大错报的风险评估与识别能力。需要指出的是,由于监管倾向的不可观察性,本文仅通过经验数据描述并记录了该现象,同时尽可能控制了通常的解释,但无法确切解释为何自 2003年起监管机构对审计责任的认定倾向显著缓和。通过查阅中国证监会官方网站记录,笔者的推测是:监管机构在 2000)2002年大力推进监管工作,监管活动相当密集,特别是 2001年被财经媒体普遍称为中国证券市场/监管年 0,这对解释监管实践较早期间(1999)2002年)审计责任认定的严格倾向有一定作用;而自 2002年开始的监管工作理念逐渐转变,特别是监管重心逐渐从融资监管转变至信息披露的持续监管,并加大对公司管理层的责任界定和公司治理机制建设l v,这些转变都可能有助于缓解对审计责任的压力。还需要说明的是,本文选取的样本没有包含以首次发行或再融资过程中的虚假陈述为主的处罚文件观测(主要集中于 1999)2002年),也没有包含由于未及时公布定期报告遭致的处罚观测(主要集中于2003)2006年),如将这些观测纳入样本,将使监管倾向趋缓的现象更加突出,因为融资中的虚假陈述更可能使审计师承担责任,而公司未及时公布定期报告往往由于审计师与公司存在分歧或审计工作受限发生(从而审计师更不可能承担责任)。因此本文目前记录的监管倾向趋缓现象是一个相对保守的估计。此外,本文第四部分对审计责任比率进行计量时,需要判断虚假陈述事项与审计责任事项之间的相似度或差异度,难以避免其中的主观判断成分,但不会对本文结论造成重大干扰l w。参考文献胡奕明,周智辉,郑德成.2002.证券市场违规主体及其行为分析.审计研究,3:26 31李明辉,曲晓辉.2005.我国上市公司财务报告法律责任的问卷调查及分析.会计研究,47 53李爽,吴溪.2002a.审计失败与证券审计市场监管)基于中国证监会处罚公告的思考.会计研究,2:28 36李爽,吴溪.2002b.审计意见变通及其监管:经验证据.中国会计与财务研究,4:1 28李爽,吴溪.2005.后中天勤时代的中国证券审计市场.会计研究,6:10 15刘亚莉,胡志颖,徐晓宇.2006.注册会计师的注意领域与审计质量)基于对我国资本市场审计意见及证监会处罚公告的调查.审计研究,5:57 61陕西省审计学会课题组.2002.证券市场会计信息披露监管制度的效率分析.审计研究,3:17 22汤立斌.2002.上市公司会计信息披露法律责任的设定问题.会计研究,8:28 3261l vl w参见中国证监会新闻公告/贯彻全国金融工作会议和证券期货监管工作会议精神,开创证券发行和上市公司监管工作的新局面0(2002-3-17)。例如在 2003)2006年间的某例审计失败观测中,公司利用巨额账外非法利得冲销期间费用,该虚假陈述事项被取为 1项。而对应的审计师被处罚的原因是未对银行存款账户的当期大额发生额进行查证,从而未识别公司账外资金运作的线索。从理论上讲,该审计责任事项虽与公司虚假陈述事项有密切关系,但责任事项显然小于虚假陈述事项;从变量操作的角度讲,笔者却难以确定该审计责任事项相对于虚假陈述事项的比重,因此在变量处理时统一将这种性质上相关的审计责任事项取为 1。这样的处理将系统性地高估 2003)2006年间的审计责任比率。从这个意义上讲,这种处理导致本文记录的监管倾向趋缓现象更加保守。zations,and develop our practical internal controlmodelon the circum stance of IT.In the end,this paper put forward so m e is-suesworthy for more research.Enterprise Internal Contro:lScope,Nature and Concept Framework)Study Based on Enterprise System and Integer EffectivenessZhang Yixia A s a result of different demands and professionalkno w ledge,there were confused vi