审计意见、审计师变更与后任审计意见动态关系的实证研究

蒋惠凤

摘要：为了解决在会计信息失真比较普遍的情况下，注册会计师出具非标准无保留意见时，是否会导致上市公司更换审计师；更换审计师后，后任审计师是否会充分考量审计风险等问题，本文以沪市A股上市公司为主要研究对象进行了分析。研究结论表明：公司财务状况越健康，其被出具“不清洁”审计意见的概率越小；对于t-1期被出具了“不清洁”审计意见的上市公司，通过在t期变更审计师的行为能够在一定程度上改善审计意见的严重程度；上市公司变更审计师后得到的“清洁”审计意见的概率与其财务状况健康程度正相关。

关键词：审计师变更 审计意见 审计意见改善

我国特殊的公司治理结构使得股票市场中的中小投资者处于弱势地位，其所做出的决策通常仅依据上市公司的财务报告，所以财务报告信息的质量与投资人的经济收益紧密相连。审计师作为独立于上市公司与投资者的第三方，对被审计上市公司的会计报表及相关资料进行独立审查，并对其公允性和合法性发表审计意见。因此独立审计质量关系到资本市场对上市公司财务报告信息可靠性和相关性的评估。

一、研究假设

上市公司需要变更审计师的直接动因是收到了“不清洁”的审计意见，但这并不是决定上市公司变更审计师的因素。上市公司只有预计审计意见能得到改善时才会变更审计师。因此，本文提出如下假设：

假设1：上市公司变更审计师决策的概率与预计的审计意见改善正相关。

变更后的审计师是否会如上市公司所预期那样改善审计意见呢？Chow（1982）研究发现，当公司收到“不清洁”意见后变更审计师，变更后的审计师往往比变更前的审计师更加谨慎。当上市公司面临更大经营不确定性和财务不稳定性时，审计师往往会更加保守，通过出具“不清洁”审计意见来降低审计风险。因此，变更后的审计师并不一定如上市公司所预期的那样改善审计意见，审计意见类型仍然主要取决于公司的财务状况。因此，本文提出如下假设：

假设2：上市公司变更审计师后得到“清洁”意见的概率与其财务状况健康程度正相关。

二、研究设计

（一）模型构建

Lennox（2000）认为，即使做出不变更审计师的决策，公司可能收到的审计意见也可能不同于上期审计意见，所以比较审计师变更前后的审计意见，从而判断审计意见是否因为审计师变更而改善并不准确。在此基础上，构建审计意见估计模型，估计公司如果做出相反决策时所无法直接观察到的审计意见，从而来为变更审计师行为对审计意见改善的研究提供具有可观察性的基础。上市公司估计审计师变更之后的审计意见，是依据以往的审计市场和公司预计本期的财务状况做出的。而前一期的审计市场对决策最有参照性，上市公司估计的本期财务状况可以用本期实际的财务状况代替。因而，上市公司在作出决策时对第t-1期审计市场的估计可采用如下Logistic模型：

（二）数据来源与样本选择

本文选取2009-2011年的沪市A股上市公司作为样本。考虑到研究中审计师变更决策时参照上一年度的审计意见以及相应的财务数据，因此应选取至少两年对外公开年度财务报告的公司。在实际选取过程中，为方便数据选取，选取的样本应为在上一个会计年度已经上市的公司。由于金融行业差异较大予以剔除，本年新上市的公司予以剔除。此外年报等公开报告不全的公司和财务数据缺失的公司也予以剔除。所有数据由笔者从国泰安数据库与中国注册会计师协会网站各上市公司年报资料手工比对获得。

（三）审计师变更相关性分析

表1显示上市公司所收到的审计意见与上年审计意见在置信度为0.01时两年均为显著正相关，即上年收到“不清洁”审计意见的公司，下年度收到“不清洁”审计意见的概率更高；反之上年收到“清洁”审计意见的公司，下年度收到“清洁”意见的概率更高。财务状况与本年度的审计意见相关性也较强，总资产营业利润率和总资产经营现金流量与本期审计意见显著负相关，即ROA、CASH越高的上市公司，被出具“不清洁”审计意见的概率越低，反之亦然；财务杠杆越高的上市公司，其被出具“不清洁”审计意见的概率也越高。说明上市公司财务状况越好，获得“清洁”审计意见的概率越高。

（四）逻辑回归分析

表2中右侧是模型（1）样本公司2011年收到审计意见后对2010年审计市场的估计。不考虑变更审计师对审计意见的影响时，上市公司2010年被出具不清洁的审计意见的概率与2009年被出具不清洁的审计意见显著正相关，与ROA和CASH显著负相关，与LEV显著正相关。卡方检验对应概率为0，模型通过卡方检验，解释变量与LogitP之间的线性关系显著。Nagelkerke R2为0.362，显示了模型的拟合效果较好。

表2中左侧模型（2）是模型（1）考虑变更审计师对审计意见的影响下得到的，表2显示审计师变更可以在一定程度上降低上市公司收到“不清洁”审计意见的概率。变量St系数为 -0.618，但在0.1的水平上仍不显著，而变量StQt-1的系数为-1.503，在0.1水平上显著，这表明对于在2009年被出具“不清洁”审计意见的上市公司，其变更审计师的行为在一定程度上有助于改善2010年收到的审计意见。由于显著性水平为0.1，因此并不能认为这种行为显著地改善了审计意见，表明这种行为与t期的审计意见存在弱负相关关系。

下页表3为2011年被出具非标准无保留意见审计报告的估计概率均值。该表显示当公司在t-1期收到的审计报告意见类型为“不清洁”意见时，如果变更审计师，在t期收到“不清洁”意见的概率更低；当公司在t-1期收到“清洁”审计意见时，如果不变更审计师，t期收到“不清洁”意见的概率略低。结果与审计意见估计模型因变量Qt与自变量StQt的负相关性相吻合。可以发现，对于我国上市公司，如果在t-1期被出具了“不清洁”意见的审计报告并从而产生了意见购买动机，那么在时期t变更审计师能在一定程度上降低被出具“不清洁”意见的概率。

表4为2011年审计师变更决策的情况，表明审计师变更的概率同预计的变更和不变更审计师被出具“不清洁”审计意见的概率之差△P之间显著负相关，即公司预测变更审计师后得到“不清洁”审计意见的概率越低，发生审计师变更的可能性越高，如果上市公司做出相反的决策，可能得到的“不清洁”意见的概率大大增加，即成功实现了审计意见的改善。变更审计师概率和上一期被出具“不清洁”审计意见的概率显著正相关，上期得到“不清洁”意见也是上市公司变更审计师的一个动机。可见，上市公司变更审计师决策依据的不仅是前期收到的“不清洁”审计意见，还有预计变更审计师后会降低收到“不清洁”意见的概率。

表5为2011年审计意见的估计结果。模型（1）报告了2011年审计市场下审计意见的影响因素。结果显示不考虑变更审计师行为对审计意见影响的情况下，上市公司2011年收到“不清洁”审计意见的概率与2010年的概率显著正相关，与总资产营业利润率显著负相关，与财务杠杆显著正相关。模型（2）为加入审计师变更变量和相应的交叉变量后得到的逻辑回归结果，结果表明2010年变更审计师行为在一定程度上有助于改善2011年审计意见。变量St的系数为-3.393，但在0.1的水平上仍不显著，而变量StQt-1的系数为-5.895，在0.05的水平上显著小于零，表明2010年收到“不清洁”审计意见的上市公司，在2011年变更审计师可以改善其收到的审计意见。也即2010年获得“不清洁”审计意见的上市公司存在变更审计师的动机。另外，加入审计师变更变量后，得到“不清洁”审计意见的概率与变量StROA显著负相关，说明在审计师变更情况下，ROA值越大，得到“不清洁”审计意见的概率越低。即上市公司变更审计师后得到“清洁”审计意见的概率与其财务健康状况正相关。

三、研究结论

通过研究，本文得出以下三点结论：（1）公司财务状况越健康，其被出具“不清洁”审计意见的概率越小。（2）在一定程度上，t-1期被出具“不清洁”审计意见的公司通过在t期变更审计师可以改善审计意见，即被出具“不清洁”审计意见的概率会有所降低。（3）上市公司变更审计师后得到“清洁”审计意见的概率与其财务状况健康程度正相关。上述结论说明，审计师变更对审计意见在一定程度上有改善作用，应加强对审计师变更行为的关注，加强行业监督。需要注意的是，只有财务状况良好，才能从根本上得到“清洁”审计意见。X

参考文献：

1.陈淑芳，曹政.审计师变更与审计意见变通互动关系研究——基于中国证券市场数据的实证分析[J].统计与信息论坛，2012，（10）.

2.吴锡皓，曹智学，祝孝明.财务能力、审计意见与自愿性审计师变更关系实证研究[J].财会通讯，2009，（12）.

3.杨和雄.A股上市公司审计意见购买研究[J].审计与经济研究，2009，（01）.

4.张敏，冯虹茜，张雯.机构持股、审计师选择与审计意见[J].审计研究，2011，（6）.

表4为2011年审计师变更决策的情况，表明审计师变更的概率同预计的变更和不变更审计师被出具“不清洁”审计意见的概率之差△P之间显著负相关，即公司预测变更审计师后得到“不清洁”审计意见的概率越低，发生审计师变更的可能性越高，如果上市公司做出相反的决策，可能得到的“不清洁”意见的概率大大增加，即成功实现了审计意见的改善。变更审计师概率和上一期被出具“不清洁”审计意见的概率显著正相关，上期得到“不清洁”意见也是上市公司变更审计师的一个动机。可见，上市公司变更审计师决策依据的不仅是前期收到的“不清洁”审计意见，还有预计变更审计师后会降低收到“不清洁”意见的概率。

表5为2011年审计意见的估计结果。模型（1）报告了2011年审计市场下审计意见的影响因素。结果显示不考虑变更审计师行为对审计意见影响的情况下，上市公司2011年收到“不清洁”审计意见的概率与2010年的概率显著正相关，与总资产营业利润率显著负相关，与财务杠杆显著正相关。模型（2）为加入审计师变更变量和相应的交叉变量后得到的逻辑回归结果，结果表明2010年变更审计师行为在一定程度上有助于改善2011年审计意见。变量St的系数为-3.393，但在0.1的水平上仍不显著，而变量StQt-1的系数为-5.895，在0.05的水平上显著小于零，表明2010年收到“不清洁”审计意见的上市公司，在2011年变更审计师可以改善其收到的审计意见。也即2010年获得“不清洁”审计意见的上市公司存在变更审计师的动机。另外，加入审计师变更变量后，得到“不清洁”审计意见的概率与变量StROA显著负相关，说明在审计师变更情况下，ROA值越大，得到“不清洁”审计意见的概率越低。即上市公司变更审计师后得到“清洁”审计意见的概率与其财务健康状况正相关。

三、研究结论

通过研究，本文得出以下三点结论：（1）公司财务状况越健康，其被出具“不清洁”审计意见的概率越小。（2）在一定程度上，t-1期被出具“不清洁”审计意见的公司通过在t期变更审计师可以改善审计意见，即被出具“不清洁”审计意见的概率会有所降低。（3）上市公司变更审计师后得到“清洁”审计意见的概率与其财务状况健康程度正相关。上述结论说明，审计师变更对审计意见在一定程度上有改善作用，应加强对审计师变更行为的关注，加强行业监督。需要注意的是，只有财务状况良好，才能从根本上得到“清洁”审计意见。X

参考文献：

1.陈淑芳，曹政.审计师变更与审计意见变通互动关系研究——基于中国证券市场数据的实证分析[J].统计与信息论坛，2012，（10）.

2.吴锡皓，曹智学，祝孝明.财务能力、审计意见与自愿性审计师变更关系实证研究[J].财会通讯，2009，（12）.

3.杨和雄.A股上市公司审计意见购买研究[J].审计与经济研究，2009，（01）.

4.张敏，冯虹茜，张雯.机构持股、审计师选择与审计意见[J].审计研究，2011，（6）.

表4为2011年审计师变更决策的情况，表明审计师变更的概率同预计的变更和不变更审计师被出具“不清洁”审计意见的概率之差△P之间显著负相关，即公司预测变更审计师后得到“不清洁”审计意见的概率越低，发生审计师变更的可能性越高，如果上市公司做出相反的决策，可能得到的“不清洁”意见的概率大大增加，即成功实现了审计意见的改善。变更审计师概率和上一期被出具“不清洁”审计意见的概率显著正相关，上期得到“不清洁”意见也是上市公司变更审计师的一个动机。可见，上市公司变更审计师决策依据的不仅是前期收到的“不清洁”审计意见，还有预计变更审计师后会降低收到“不清洁”意见的概率。

表5为2011年审计意见的估计结果。模型（1）报告了2011年审计市场下审计意见的影响因素。结果显示不考虑变更审计师行为对审计意见影响的情况下，上市公司2011年收到“不清洁”审计意见的概率与2010年的概率显著正相关，与总资产营业利润率显著负相关，与财务杠杆显著正相关。模型（2）为加入审计师变更变量和相应的交叉变量后得到的逻辑回归结果，结果表明2010年变更审计师行为在一定程度上有助于改善2011年审计意见。变量St的系数为-3.393，但在0.1的水平上仍不显著，而变量StQt-1的系数为-5.895，在0.05的水平上显著小于零，表明2010年收到“不清洁”审计意见的上市公司，在2011年变更审计师可以改善其收到的审计意见。也即2010年获得“不清洁”审计意见的上市公司存在变更审计师的动机。另外，加入审计师变更变量后，得到“不清洁”审计意见的概率与变量StROA显著负相关，说明在审计师变更情况下，ROA值越大，得到“不清洁”审计意见的概率越低。即上市公司变更审计师后得到“清洁”审计意见的概率与其财务健康状况正相关。

三、研究结论

通过研究，本文得出以下三点结论：（1）公司财务状况越健康，其被出具“不清洁”审计意见的概率越小。（2）在一定程度上，t-1期被出具“不清洁”审计意见的公司通过在t期变更审计师可以改善审计意见，即被出具“不清洁”审计意见的概率会有所降低。（3）上市公司变更审计师后得到“清洁”审计意见的概率与其财务状况健康程度正相关。上述结论说明，审计师变更对审计意见在一定程度上有改善作用，应加强对审计师变更行为的关注，加强行业监督。需要注意的是，只有财务状况良好，才能从根本上得到“清洁”审计意见。X

参考文献：

1.陈淑芳，曹政.审计师变更与审计意见变通互动关系研究——基于中国证券市场数据的实证分析[J].统计与信息论坛，2012，（10）.

2.吴锡皓，曹智学，祝孝明.财务能力、审计意见与自愿性审计师变更关系实证研究[J].财会通讯，2009，（12）.

3.杨和雄.A股上市公司审计意见购买研究[J].审计与经济研究，2009，（01）.

4.张敏，冯虹茜，张雯.机构持股、审计师选择与审计意见[J].审计研究，2011，（6）.