审计师更换对审计独立性影响的实证研究.pdf

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1、 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/审计师更换对审计独立性影响的实证研究杨 鹤 徐 鹏(中国人民大学商学院会计系 100872 国泰君安证券公司济南营业部 750001)【摘要】本文采用实证研究的方法,对前任审计师的更换是否会影响后任审计师的独立性进行了研究。笔者通过检验发现以收买审计意见为更换动机的公司在更换审计师之后收到“清洁”审计意见的比率显著大于0,这说明中国上市公司通过审计师更换在一定程度上影响了后任审计师的独立性,从而达到了收买审计意见的目的。

2、此外,笔者还发现在具有收买审计意见动机的公司中,进行了审计师更换和未进行审计师更换的两类公司被出具“清洁”审计意见的比率没有显著的差异。这反映了中国上市公司还存在着不通过更换审计师也能获得“审计意见的改善”的现象。【关键词】审计师更换 审计独立性 收买审计意见 非标准无保留审计意见 审计师更换行为是我国理论界和实务界(耿建新和杨鹤,2001;李冬平等,2001;李爽和吴溪,2002;中国注册会计师协会,2002;Xiao et al.,2003)目前都非常关注的一个现象。这种现象之所以会受到重视,是由于人们认为上市公司可能会通过更换审计师来收买审计意见,从而使后任审计师的独立性受到影响。但是,

3、对于审计师更换实际上对审计独立性造成了多大的影响,现有的研究文献未能给予很好的回答。有鉴于此,本文拟通过收集中国证券市场中审计师更换的资料,在对国内外相关文献的研究方法进行借鉴和改进的基础上,对审计师更换对审计独立性的影响进行实证研究。一、文献回顾 根据笔者所收集掌握的文献资料来看,与“审计师更换对审计独立性的影响”论题直接相关的论文按照其发表的时期和所采用的方法可以分为三类。第一类是早期的研究,以Chow&Rice(1982)为代表,类似的文献还有Smith(1986);第二类研究以Krishnan&Stephens(1995)为代表,类似的文献还有Krishnanet al.(1996);

4、第三类则是Lennox(2000)的研究。Chow&Rice(1982)通过22列联表的卡方检验,来研究样本公司的审计师更换行为是否会对更换之后收到的审计意见类型产生影响。他们的研究结果表明,更换审计师的公司收到“清洁”审计意见的概率并没有显著地高于未更换审计师的公司收到“清洁”审计意见的概率。因此这个结果不能支持审计师更换行为会影响审计独立性的假设。Krishnan&Stephens(1995)对Chow&Rice(1982)的研究方法进行了一些改进:首先,将审计意见类型的划分由“两分法”(即“清洁”的审计意见和非标准无保留审计意见)改为“三分法”(即“清洁”的审计意见、关于资产实现的保留意

5、见和关于持续经营假设的保留意见,其严重程度递增);其次,在研究审计师更换行为对审计独立性的影响时,控制了其他可能会影响审计意见类型的因素。其研究结论表明公司更换审计师之后,后任审计师不仅没有丧失独立性,反而在出具审计意见时显得更为谨慎。Lennox(2000)的研究又在Krishnan&Stephens(1995)的基础上进行了改进。首先,Lennox设计了一个“收买审计意见动机”变量。该变量等于公司更换审计师后预计收到非标准无保留审计意见的可能性减去保留前任审计师而预计收到非标准无保留审计意见的可能性。其次,Lennox认为不更换审计师的公司也会进行“审计意见的改善”。因此不能将判断“收买审

6、计意见”是否成功的标准定为“更换审计师的公司的 审计意见改善程度 是否显著地强于未更换审计师的公司的 审计意见改善程度”,而应当定为公司更换审计师后实际收到的“清洁”审计意见的比率是否会显著地高于这些公司如果不进行更换所收到“清洁”审计意见的比率。这一结论表明虽然更换审计师的公司在审计意见的改善方面并没有显著地好38审计研究 2004年1期 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/于未更换审计师的公司,但是更换了审计师的公司实际收到“清洁”审计意见的比率却显著地

7、高于这些公司如果在保留原任审计师的情况下可能会收到“清洁”审计意见的比率。因此,公司通过审计师更换对后任审计师的独立性造成了一定的影响。Lennox(2000)可以说是关于“审计师更换对审计独立性的影响”研究的集大成者。他在研究中采取了一种全新的研究思路:先测算进行审计师更换的样本公司如果在不更换审计师的情况下收到“清洁”审计意见的比率,然后计算这些公司在实际进行了审计师更换之后收到“清洁”审计意见的比率,最后通过比较这两个比率的差异来判断审计师更换是否会对审计独立性造成影响。笔者认为这种研究思路有其可取之处,因此本文将借鉴Lennox(2000)的这种研究思路,对我国上市公司通过更换审计师来

8、收买审计意见的现象进行研究。但是,笔者还将对Lennox(2000)的研究方法中的两个缺陷进行改进。第一,Lennox(2000)的研究样本中没有剔除那些不是出于“收买审计意见”动机而进行审计师更换的公司。上市公司进行审计师的更换,并不一定都是为了收买审计意见,有的可能是为了聘用管理者熟悉的审计师或降低审计费用(Schwartz&Menon,1985)等其他原因(耿建新、杨鹤,2001;李冬平等,2001;李爽、吴溪,2002;Xiao et al.,2003)。因此,将这些不是出于“收买审计意见”动机而进行审计师更换的公司包括在研究样本中,会对研究结果的准确性造成很大的影响(李爽、吴溪,20

9、02)。第二,Lennox(2000)虽然提出了“收买审计意见动机”这样一个变量,但是该变量的取值隐含着一个主要假设,即公司管理层对前任审计师和后任审计师出具“清洁”审计意见的可能性都同样了解。笔者认为这种做法有两方面不足。首先,由于更换现任审计师和寻求继任审计师是两个不同的过程,公司管理层不可能有效地获得后任审计师出具审计意见的信息。其次,如果公司不更换审计师而收到非标准无保留意见的概率小于50%,即使更换审计师收到非标准无保留意见的概率要小于保留前任审计师而收到非标准无保留意见的概率,管理层也可能不更换审计师。这是因为更换审计师会导致更换成本的发生,并引起监管者的注意。因此,笔者认为可以将

10、“收买审计意见动机”变量进行这样的取值设置:如果样本公司预计在不更换现任审计师的情况会有大于或等于50%的概率收到非标准无保留审计意见,则该变量取值为1;否则取值为0。采用这样的设计可以克服Lennox(2000)的这个缺陷。二、研究方法的设计与研究结果(一)研究方法的设计本文的研究方法可以分为两个部分:11剔除不是出于“收买审计意见”动机而进行审计师更换的样本公司。要找出哪些样本公司进行审计师更换是为了收买审计意见,其判断标准是这些样本公司的“收买审计意见动机”变量取值为0还是为1。如果样本公司的“收买审计意见动机”变量取值为1,则表明该公司具有收买审计意见的动机。为此,需要预测样本公司在不

11、更换现任审计师的情况下收到非标准无保留审计意见的概率,而这种预测需要利用一个审计意见模型来进行。在该模型中,因变量是审计师实际出具的审计意见类型,自变量是影响审计师出具审计意见类型的因素。通过Logistic函数进行回归,可以得到各个自变量的系数,用于预测样本公司在不更换审计师的情况下被出具非标注无保留意见的概率。P(审计意见it)=F(Xj)审计意见模型其中:P(1):表示概率。审计意见it:1为i公司在t年度实际收到审计意见类型为非标准无保留意见;否则为0。i公司在t年度未更换审计师。Xj:预测审计意见类型的自变量,j=1、2、3。根据以前的审计意见预测文献(Bell&T abor,199

12、1;Chenet al.,2001;Dopuchet al.,1987;Monroe&T eh,1993)的研究结果,本文将下面X1、X2、X3作为自变量:X1 资产负债率:如果i公司在t年度的资产负债率大于1,则t年度资产负债率取值为1;否则取实际值。本文的样本中有一些公司资产负债率异常大(大于1),为了防止这种现象的出现,将实际资产负债率大于1的取值为1。X2 前一年度审计意见:1为i公司在t-1年度实际收到审计意见为非标准无保留意见;否则为0。Chenet al.(2001)和Monroe&T eh(1993)的研究结果都发现前一年度审计意见与后一年度审计意见具有高度的正相关关系。X3

13、净资产收益率:如果i公司在t年度末的净资产小于0或(和)t年度每股收益小于0,则t年度的净资产收益率取值为0;否则取实际值。Chenetal.(2001)发现净资产收益率(ROE)越小的公司越容48审计研究 2004年1期 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/易收到非标准无保留审计意见。本文的样本公司中存在着净资产小于0或/和每股收益小于0的情况。当净资产小于0或每股收益小于0时,计算出来的ROE为负数,而且绝对值异常大;当净资产和每股收益同时小于0时则会得

14、出ROE大于0。为了避免这些情况的出现,只有在净资产和每股收益都大于0时,ROE才取实际值。F(1):Logistic函数。其表达形式为y=11+e-(a+biXi)其中y是因变量,Xi是各个自变量,bi是Xi自变量的系数,a为常数。本文的所有模型运算和检验都是通过SPSS1010软件进行的。由于审计意见模型要预测的是上市公司在未更换审计师的情况下被出具非标准无保留审计意见的概率,因此进行该模型的拟合所需的样本公司在研究年度内必须都没有发生更换审计师的行为。21 检验审计师更换对审计独立性的影响。在将没有收买审计意见动机的公司剔除之后,剩下的样本公司则都都是出于收买审计意见动机而进行审计师的更

15、换。这些样本公司如果仍然保留原任审计师,则会有大于或等于50%的概率收到非标准无保留的审计意见。这些公司在更换审计师之后,如果收到的是“清洁”的审计意见,则认为后任审计师的独立性受到了影响,收买审计意见的动机得到了实现;如果这些公司在更换审计师之后仍然被继任审计师出具了非标准无保留审计意见,则认为继任审计师保持了审计独立性,收买审计意见的动机没有实现。因此,在该部分笔者将以样本公司更换审计师之后收到“清洁”审计意见的比率是否显著大于0作为判断审计师更换行为是否会对审计独立性造成显著影响的标准。为此,提出如下假设:HA0:样本公司在更换审计师之后实际收到“清洁”审计意见的比率等于0。HA1:样本

16、公司在更换审计师之后实际收到“清洁”审计意见的比率大于0。如果假设HA0被拒绝,则HA1成立,这说明如果不更换审计师会获得非标准无保留审计意见的上市公司中有相当一部分在更换审计师之后获得了“清洁”的审计意见,从而确实达到了通过更换审计师来“收买审计意见”的目的。如果不能拒绝假设HA0,则无法得到上市公司成功“收买审计意见”的证据,因此审计师更换不会对审计独立性造成影响。(二)研究结果本文在Xiaoet al.(2003)研究的样本选取基础之上,收集了1995年至2001年度发生的300家自愿更换审计师的中国A股上市公司作为更换样本组,并同时收集了300家未更换审计师的公司作为配对样本组。本文首

17、先利用300家配对样本组中的公司作为样本,利用LOGIT模型拟合得到了如下的审计意见模型:P(审计意见it)=1/(1+e-(31222 资产负债率+21648 前一年度审计意见-01091 净资产收益率-31333)(审计意见模型)该模型的系数和统计量描述见表1:表1:审计意见模型的描述A部分 变量系数资产负债率312223 3 3前一年度审计意见216483 3 3净资产收益率-010913 3 3常数项-31333B部分 模型统计量-2 Log或然系数1691058Cox&Snell R Square01218Nagelkerke R Square01393卡方(Chi-Square)7

18、31920显著性水平01000总体判对率(%)88133 3 3 在1%的水平上显著(单尾检验)在构建了审计意见预测模型之后,可以利用该模型来计算300家更换审计师的样本公司的P(审计意见it)的值,即样本公司i预计在t年度不更换审计师的情况下收到非标准无保留审计意见的概率,并据此判断收买审计意见动机it变量的取值情况:收买审计意见动机it=1;P(审计意见it50%0;P(审计意见it 5%。审计师之后,获得了“清洁”的审计意见,占这61家公司的2310%。而剩下的47家公司在更换审计师之后仍然被出具了非标准无保留审计意见,比率为7710%。对这61家样本公司在更换审计师之后收到“清洁”审计

19、意见的比率2310%是否等于0进行的t检验得到的检验值为41228,该值无法保证假设HA0在5%的显著性水平上成立,因此应当拒绝假设HA0,假设HA1(样本公司在更换审计师之后实际收到的“清洁”审计意见的平均比率大于0)成立。(三)敏感性分析本文在划分上市公司是否具有“收买审计意见动机”时,以公司“预计在不更换审计师的情况下被出具非标准无保留审计意见的概率”是否大于或等于50%作为判断标准。也就是说,收买审计意见动机it变量取值为1或0是以P(审计意见it)是否大于或等于50%为标准的。但是这种做法可能会遇到这样的问题:有些公司可能在P(审计意见it)大于或等于60%时才考虑是否要更换审计师,

20、或者在P(审计意见it)大于或等于40%时就会考虑要更换审计师。为了了解因为划分标准的不同是否会对本文的结论带来影响,笔者在该部分进行了敏感性分析,分别以P(审计意见it)是否大于或等于35%、40%、60%作为决定收买审计意见动机变量取值为1或0的标准,对假设HA进行检验,检验结果见表3:表3:审计师更换对审计独立性影响检验的敏感性分析审计意见it01数量比率数量比率合计取值标准35%审计师更换it=1232919%547011%77比率是否等于0的t检验值51689#40%审计师更换it=1202718%527212%72比率是否等于0的t检验值51226#60%审计师更换it=11121

21、12%417818%52比率是否等于0的t检验值31699#表示i公司t年度实际收到的审计意见类型,其中1为非标准无保留审计意见,0为标准无保留审计意见即“清洁”的审计意见。表示当P(审计意见it)大于或等于该标准时,则收买审计意见动机变量取值为1;否则该变量取值为0。#显著性水平 5%。由表3的检验结果可知,在三种取值标准下都应当拒绝假设HA0,假设HA1成立。因此改变P(审计意见it)的取值标准不会对研究结果带来影响。(四)更换审计师与不更换审计师的比较Lennox(2000)认为上市公司不更换现任审计师,也可能获得“审计意见的改善”。为了检验我国上市公司是否也存在着这种现象,笔者在这一部

22、分检验更换审计师与保留原任审计师这两种行为对于审计意见的改善程度是否有显著的区别。为此需要构筑以下两个假设:HB0:更换审计师的公司和未更换审计师的公司实际收到的“清洁”审计意见的平均比率不相等。HB1:更换审计师的公司和未更换审计师的公司实际收到的“清洁”审计意见的平均比率相等。如果假设HB0被拒绝,则说明HB1成立,也就是说更换审计师的公司和未更换审计师的公司的“收买审计意见”的成功率是没有显著区别的;否则说明两者有不同的“收买审计意见”的成功率。68审计研究 2004年1期 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing Ho

23、use.All rights reserved.http:/这一部分的检验包括两组样本,一组是更换审计师样本组中61家收买审计意见动机it变量取值为1的样本公司,另一组是未更换审计师样本组中25家收买审计意见动机it变量取值为1的样本公司。检验的结果见表4:从表4可以看出,更换审计师样本的“收买审计表4:均值检验数量审计意见it=0的数量比率均值标准差均值差异t检验值显著性水平(双尾)审计师更换it=161142310%01424-1123801219审计师更换it=02593610%01490 意见”成功率(2310%)与未更换审计师样本的“收买审计意见”成功率(3610%)进行均值t检验,

24、得到的检验值为-11238,该值无法保证假设HB0在5%的显著性水平上成立,因此应当拒绝假设HB0,假设HB1成立。这个结果说明通过更换审计师行为获得的“收买审计意见”成功率与不通过更换审计师获得的“收买审计意见”成功率没有显著的差异,因此也可以说我国上市公司存在着不更换审计师也能获得“审计意见改善”的状况。三、研究结论与政策建议(一)研究结论在本文中,笔者首先构筑了一个审计意见模型,该模型用于预测样本公司在不更换审计师的情况下被出具非标准无保留审计意见的概率,并用变量P(审计意见it)来反映。之后,笔者设计了一个收买审计意见动机it变量,如果P(审计意见it)大于或等于50%,则认为公司会有

25、通过收买审计师来追求“清洁”审计意见的动机,此时给收买审计意见动机it变量赋值为1。笔者将所有收买审计意见动机it变量取值为1的公司组成为检验审计师更换对审计独立性的影响所需的样本。检验结果表明,进行了审计师更换的公司中有2310%的公司在更换后取得了“清洁”的审计意见。这说明前任审计师的更换在一定程度上影响了后任审计师的独立性。此外,有25家具有收买审计意见动机的公司并未进行审计师的更换,但是其获得“清洁”审计意见的比率为3610%,该比率并未低于进行了审计师更换的样本公司所取得的审计意见收买成功率。这说明我国的上市公司不通过更换审计师也能获得“审计意见的改善”。本文进行的审计师更换对审计独

26、立性影响的研究做出了如下贡献:11 本文的研究以中国证券市场作为背景。关于审计师更换和审计独立性的学术文献,主要以发达国家的市场作为研究背景,缺乏对新兴证券市场尤其是中国市场的研究。因此适合于发达国家市场的研究结论并不一定适合于中国。本文对中国证券市场的数据资料进行分析,弥补了审计师更换和审计独立性经验研究中的空缺。21本文对国外相关研究的方法缺陷进行了改进。笔者克服以前文献在检验审计师更换对审计独立性的影响时不区分审计师更换目的的缺陷,将研究样本限定为以“收买审计意见”为审计师更换动机的公司,而将出于其他目的进行审计师更换的公司剔除,降低了研究误差。31本文对Lennox(2000)的收买审

27、计意见动机变量进行了重新界定。笔者以样本公司预计在不更换审计师的情况下收到非标准无保留意见的概率是否大于或等于50%作为决定收买审计意见动机变量取值为1或0的标准,使得该变量能够更好地反映公司是否具有通过更换审计师来“收买审计意见”的动机。本文虽然在以前的研究审计师更换对审计独立性的文献基础上进行了一些改进,但勿庸置疑的是,本文仍然存在着一些局限:首先,本文的审计意见模型虽然在样本选择上进行了改进,但是,在研究变量的选择上,可能仍然有所不足。就自变量而言,本文的审计意见模型只选取了前一年度审计意见、净资产收益率、资产负债率这3个自变量。在今后的研究中应当尽可能找出所有可能会对出具非标准无保留意

28、见有影响的因素。在因变量方面,本文使用的是简单的“01”变量,即只将审计意见类型划分为标准的无保留审计意见(或者说是“清洁”的审计意见)和非标准无保留审计意见。但是未对非标准无保留审计意见的类型进行进一步的区分,这可能会对研究结论造成一定的影响。其次,本文虽然在审计独立性模型的样本选取时进行了改进,即将没有“收买审计意见”动机的样本删除,只留下具有“收买审计意见”动机的样本。但是在确定“收买审计意见”动机时,受到数据收集的限制,全部都是以公司预测在保留原任审计师的基础上被78审计研究 2004年1期 1994-2010 China Academic Journal Electronic Pub

29、lishing House.All rights reserved.http:/出具非标准无保留审计意见的概率是否大于或等于50%为判断标准。这种“一刀切”的做法不可避免地会带来误差,因为有的公司的管理层可能以35%作为判断标准,而有的公司的管理层则可能会把这个标准定为60%。虽然本文后来改变了判断标准进行敏感性测试,但是仍然采用“一刀切”的做法,只不过是“切”的标准改变了而已。(二)政策建议本文的结论还可以为监管部门制定决策提供建议和参考。首先,监管部门今后在制定审计师更换监管政策和实施审计师更换监管方案时,应当重点关注那些具有可疑更换动机的公司。其次,监管部门不仅要重视审计师更换对审计独立

30、性的影响,同时还要关注那些不通过更换审计师进行“审计意见改善”的情况。再次,监管部门应当加强审计师更换动机的信息披露要求。上市公司如果能够及时地披露其更换审计师的真实动机,将有助于会计信息使用者和监管部门进行有效的决策。而我国上市公司在披露审计师更换动机信息方面存在着许多不足(李爽和吴溪,2002)。笔者个人认为,要加强审计师更换动机的信息披露,应当要求上市公司在发生审计师更换之后,向监管递交类似于美国8-K报告的临时报告,详细披露(1)上市公司更换审计师的种类,可以分为上市公司主动更换审计师、审计师主动辞聘、以及其他类别(如前任审计师已失去证券执业资格等)。(2)上市公司主动更换审计师的详细

31、原因以及独立董事、监事会的意见。如果是审计师主动辞聘应当,则应当披露审计师对于其辞聘原因的具体陈述。(3)上市公司与前任审计师在会计处理方法和会计报告中的分歧,并详细阐述各自观点及其理由。主要参考文献耿建新、杨鹤,2001,“我国上市公司变更会计师事务所的情况分析”,会计研究 第4期。李东平、黄德华、王振林,2001,“不清洁 审计意见、盈余管理与会计师事务所变更”,会计研究 第6期。李爽、吴溪,2002,“审计师变更研究:中国证券市场的初步数据”,中国财政经济出版社。中国注册会计师协会,2002,关于做好2002年度上市公司年报审计工作的通知,中国注册会计师协会文件313号。Bell,T.B

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