分析师能发现审计合谋吗?——基于我国上市公司的经验证据

李志刚，施先旺，刘 拯

(中南财经政法大学会计学院，湖北 武汉 430073)

一、引 言

审计合谋严重破坏审计独立性，对投资者利益和证券市场产生了巨大的负面影响。随着近年来我国经济增速放缓、实体经济疲软、信贷风险上升，公司对股价稳定性和融资的需求加大，使得各界对审计合谋的担忧进一步上升。十八大后，我国政府开展了规模空前的反腐工作，这对审计工作又提出了更高的要求。因此，开展审计合谋的研究对保护投资者合法利益、促进资本市场平稳发展、支持反腐工作的顺利进行，都具有重要的理论和现实意义。近年来，学者通过对发生审计合谋行为的公司进行研究，发现这些公司有着一些共同的财务特征，并提出以这些特征为依据，可以在一定程度上对审计合谋加以预警［1］［2］。赵国宇和王善平(2010)［3］发现，被审计公司与会计师事务所合谋会使审计收费出现异常，异常审计收费可以作为审计合谋行为的预警信号。然而，普通投资者对审计收费的内涵本就不甚了解，觉察到异常审计收费就更难上加难，找到一条易于让投资者通过异常审计收费发现审计合谋的传导路径变得十分重要。

分析师通过观察公司行为、解读财务报告，将复杂的专业信息转化为通俗易懂的预测信息，使普通投资者易于理解。目前大多数研究认为，经过近二十年的发展，分析师已能够较好的发挥其信息中介的职能，促进证券定价效率提高和股市平稳发展。而这些研究大多是从投资决策［4］、市场效率［5］、盈余管理［6］等方面研究分析师的作用，较少有文献从识别公司欺诈的角度来研究分析师的跟踪行为。作为外部公司治理的重要组成部分、以及资本市场信息解读者和传播者，分析师是否能有效通过异常审计收费发现审计合谋行为，并以直观的方式为投资者预警风险，维持资本市场平稳发展呢?本文将对此问题进行研究。

本文以2006－2013年我国上市公司为样本，研究分析师是否能发现上市公司与会计师事务所之间的审计合谋行为，并进一步考察公司上市时间和产权性质的差异对这两者间关系产生的影响。研究发现，当公司审计收费异常时，跟踪该公司的分析师数量显著降低，说明分析师可以从审计收费的变动中觉察到风险，提前预知审计合谋行为，并通过放弃跟踪该公司的方式向市场传递信息。进一步研究发现，这两者之间的关系在上市时间较短的公司和国有上市公司中较弱。

二、文献综述及假设提出

目前研究认为，分析师跟踪行为是由公司规模、盈余情况、券商持股及所面临风险等因素决定的。规模大的公司因其受市场关注较大［7］、公司披露信息较多［8］，分析师跟踪的成本更低、风险更小，跟踪此类公司分析师人数较多;盈余越稳定，分析师得出准确预测的概率越高，分析师跟踪的动因也就越强;券商持股会使分析师掌握公司更多的信息［9］，增强分析师跟踪的信心，同时利益冲突的驱使也会使更多的分析师跟踪所属券商持有的股票［10］。分析师拥有较高的信息处理和风险识别能力，能够理解会计信息背后的含义并发现有异常情况的公司，进而通过其跟踪行为的变化，将信号传递给投资者［11］［12］。范宗辉和王静静［13］研究发现，我国分析师无需通过承担多余的风险来建立自己的市场声誉，其行为表现出风险规避的特征;林小驰等［14］发现，风险越小的公司，分析师跟踪的数量越多;对于高风险的公司，分析师会选择规避。因此，在其他条件一定的情况下，分析师所承担的风险与跟踪意愿呈现负相关关系，即公司风险越大，分析师跟踪数量越少。

(一)审计合谋与分析师跟踪

审计合谋是指上市公司与注册会计师串通舞弊的行为。上市公司为了顺利配股、增发，管理层为了政治升迁或短期经济利益，事务所为了抢占审计市场等，这些因素都会导致上市公司与注册会计师串通，导致其出具虚假审计意见。审计合谋具有较强的隐蔽性，直接观察到审计合谋行为较为困难。国内外学者对审计合谋做了大量研究，为审计合谋的动因、识别与防范提出了许多建议［15］［16］［17］。目前研究较为一致的认为，审计合谋极大地损害了信息披露质量，给投资者造成了巨大损失，保持注册会计师独立性可以有效防范审计合谋。

此外，审计合谋与审计收费存在一定的因果关系。Lennox［18］发现，审计意见购买是审计收费异常的主要原因;雷光勇［16］认为，合谋行为与会计师事务所经济利益存在一定联系，被审计单位审计意见购买最有可能诱发审计合谋。方军雄和洪剑峭［19］发现，上市公司通过支付更高的审计费用来购买审计意见，这种异常的审计收费对审计意见的改善有正向的关系;赵国宇(2009)［20］的研究表明，正常情况下，审计收费体现的是事务所提供专业服务的价值，但若审计收入偏离正常水平，存在明显的异常收费，则有可能是审计意见购买的结果。赵国宇［3］从证券监管机构发布的公开处罚报告中发现，与被处罚公司合谋的会计师事务所，存在异常审计收费行为。雷新途等［21］发现，注册会计师不惜出具虚假审计意见以获取高额的审计费用及非审计业务费用。综上所述，异常审计收费很可能意味着注册会计师与上市公司合谋，上市公司从而得以披露失真或虚假的财务报告。

分析师普遍具有较强的信息分析能力和风险感知能力，能较好的解读财务报告，发现其中隐含的虚假信息［22］。一方面，财务报告是分析师做出预测判断的重要信息来源［23］，审计合谋将会使财务报告中的信息严重失真，分析师很难做出准确的预测;另一方面，有合谋现象的公司，坏消息一旦集中爆发，将面临股价暴跌，甚至破产退市的风险，这对跟踪该公司的分析师声誉有负面影响。因此，分析师有能力从财务报告中发现公司的异常信息，一旦分析师觉察审计收费出现异常，为了规避审计合谋带来的巨大风险，分析师通常会放弃对这一公司的跟踪。分析师在一定程度上能对投资者决策产生影响，审计合谋这一信息将会通过分析师放弃跟踪的方式传递至投资者［24］。李刚(2013)［25］研究发现，审计质量与分析师跟踪意愿和数量显著正相关，表明上市公司的信息透明度越低、风险越高，分析师跟踪意愿越弱。

综上所述，审计合谋使公司的信息披露质量大为降低，不确定性急剧升高，导致分析师跟踪所面临的风险显著增大，而分析师则能有效地通过异常审计收费感知到合谋现象所带来的风险。当发觉审计收费的异常变动后，分析师会重新评估跟踪该公司的风险;如果跟踪该公司承担的风险超过其可接受的程度，分析师就会放弃对这一类公司的跟踪。因此，本文提出第一组假设:

H1a:分析师跟踪数量与异常审计费用呈负相关关系。

H1b:有无分析师跟踪与异常审计费用呈负相关关系。

(二)上市时间、审计合谋与分析师跟踪

公司上市时间的长短会对审计合谋与分析师跟踪之间的关系产生影响。随着法律环境的改善和市场力量的增强，上市时间长的公司承受着更多的市场压力，从而对标准审计意见的需求更强，有较大的可能通过异常的审计费用来改善审计意见。唐跃军(2007)［1］的研究结果显示，上市时间较短的公司被出具非标意见的可能性较低，而上市时间较长的公司有较大可能收到非标审计意见。潘越等(2011)［26］发现，我国IPO市场普遍存在承销商托市行为，受雇于承销商的分析师会无视风险而持续跟踪并发布预测信息。这一发现表明，上市时间较短的公司，异常审计收费与分析师跟踪之间的关系较弱。原红旗和黄倩茹(2007)［27］发现，跟踪上市时间较短公司的分析师所属券商往往是该新上市公司股票承销商，由于利益的驱使和丰富的私有信息，审计收费的异常变动不会改变分析师跟踪的决策行为，分析师有较大的可能会无视风险而对此类公司持续跟踪。此外，Simon和Francis(1988)［28］研究发现，事务所为争夺市场，在和客户初次签订审计约定书时，通常会给予一定的折扣。综上所述，上市时间较长的公司审计费用的异常，反映的是风险的增加，分析师观察到此现象时，会放弃跟踪;而上市时间较短的公司，其审计收费的异常可能是受到其他因素的干扰，与风险之间的关系较弱，且通常而言，跟踪新上市公司的分析师通常与该公司之有着密切的关系，故即使面临一定的风险，分析师也不会轻易放弃跟踪。因此，本文提出第二个假设:

H2:分析师跟踪数量与异常审计费用之间的关系受公司上市时间的影响。

(三)产权性质、审计合谋与分析师跟踪

产权性质作为我国上市公司一个显著特征，亦会对审计合谋与分析师跟踪之间的关系产生影响。长期以来，国有上市公司在我国经济中有着举足轻重的作用，普遍承担着较重战略性和社会性的政策压力，当其陷入财务困境时，得到政府帮扶的可能性较高。因此，同等条件下，国有上市公司面临的风险较低。方红星等［29］发现国有上市公司发行的债券有着较低的成本，这是由于国有产权发挥了隐性担保作用，使市场对其违约风险的敏感度降低。国有企业的规模总体上比非国有企业要大，可用于内部控制建设的资源较多，受到的媒体关注度也更高，公司治理更加健全，内部控制水平更高，而内控水平高的公司面临的风险较低。因此，分析师对国有上市公司的异常审计费用较为不敏感。刘启亮等［30］发现，相比于政府控制的上市公司，地方上市公司内部控制质量相对较差。刘桂春等［31］发现，总体上国有企业比非国有企业的内部控制水平高。此外，由于其政治背景和政治关联，国有上市公司面临的经营风险、财务风险、破产风险、法律风险更低。相比而言，民营上市公司则存在着融资渠道有限、融资难的问题，其面临的风险更高。因此，当分析师发现国有上市公司存在异常审计收费时，对其风险评估较低，放弃跟踪的可能性较小。基于此，本文提出第三个假设:

H3:分析师跟踪数量与异常审计费用之间的关系受公司产权性质的影响。

三、研究设计

(一)数据来源及样本筛选

本文以沪深两市2006－2013年上市公司年度财务数据、分析师预测数据以及审计收费数据为样本，检验分析师跟踪与异常审计收费之间的关系。数据来自国泰安及锐思数据库。对于初始数据，本文进行了如下处理:(1)剔除金融业公司，剔除ST、PT的公司;(2)剔除各变量中有缺漏值、异常值的数据;(3)为了减弱极值对回归结果的影响，所有连续变量在1%和99%分位上进行缩尾处理。完成上述处理后，本文最终得到了9121个观察值。

(二)回归模型

根据Lang和Lundholm(1996)［32］，以及徐欣和唐清泉(2011)［33］的研究设计，本文通过模型(1)来检验分析师跟踪与审计合谋之间的关系。

其中解释变量Abfee为异常审计收费，本文从三个角度对其衡量。Cov为被解释变量，表示分析师跟踪人数，Coverage为虚拟变量，表示是否有分析师跟踪，由于分析师是否跟踪一般是由公司上一期的特征所决定的，因此本文将分析师跟踪滞后一期，同时也减弱了内生性的影响。

(三)变量定义

1．被解释变量

本文的被解释变量有两个，分别为分析师跟踪数量(Cov)和分析师是否跟踪(Coverage)。根据徐欣和唐清泉(2011)［33］的研究，分析师跟踪数量(Cov)用当年对该公司发布预测分析师的数量来表示，分析师是否跟踪(Coverage)为虚拟变量，用当年是否有分析师跟踪该公司并发布预测来衡量。

2．解释变量

本文参考赵国宇(2012)［34］的研究方法，以异常审计收费作为审计合谋的代理变量，具体定义如下:

根据审计收费理论，审计收费主要受到审计客户规模、审计复杂程度、审计风险、会计师事务所特征等因素的影响，简化的审计收费模型如(2)所示:

模型(2)中，Fee表示审计收费金额;Xi表示影响审计收费的因素;μ为残差项，表示无法合理解释的审计收费构成部分，残差项为正值可以理解为审计收费异常高，残差项为负值可以理解为审计收费异常低。本文异常审计收费的估计方法是，先用模型(2)做回归分析，得出各个变量的系数估计值，根据这些系数估计值，计算上市公司的正常审计费用，然后用公司年报披露的审计费用减去该数值得到审计收费的异常部分，即μ值，本文据此设立异常审计收费(Abfee1)变量。其具体计算公式如(3):

Abfee2为实际审计费用与正常审计费用之比减1。具体计算公式如(4):

为了使规模不同的上市公司之间，异常审计收费的差异具有可比性，本文将μ与正常审计费用的比值作为Abfee3，具体计算公式如(5):

3．控制变量

依据现有文献［32］［33］，以下因素会影响分析师跟踪行为，本文将这些因素作为控制变量，详见表1。

表1 变量的定义与度量

四、回归结果分析

(一)描述性统计

表2是主要变量的描述性统计结果，总计样本数为9121个。从表2可以看出，我国分析师对公司的选择跟踪存在很大偏好，有29%的上市公司没有受到分析师的关注。分析师跟踪人数(Cov)的平均值为5.71，中位数为3，表明上市公司分析师跟踪人数普遍较少，且分布并不均匀;三个度量异常审计收费的指标的平均值均为0，中位数分别为－0.02，0和0，表明我国目前审计费用收取的较为合理，异常审计收费现象并不严重。控制变量方面，营业收入增长较快，平均年涨幅为16%;股票回报率的标准差较高，说明公司间股利分配政策有较大的不同;有10%的公司当年为亏损，机构投资者持股比例平均为14%。

表2 主要变量的描述性统计

(二)回归分析

1．审计合谋与分析师跟踪

表3报告了针对H1a和H1b的多元回归结果，即异常审计收费对有无分析师跟踪、分析师跟踪人数的影响。其中，列(1)至列(3)检验了异常审计收费对分析师跟踪人数的影响，Abfee1、Abfee2和Abfee3的系数分别为－0.404、－5.323和－5.404，均在1%的水平上显著。结果表明，异常审计费用越大，分析师跟踪人数越少，支持了假设H1a。列(4)至列(6)检验了异常审计收费对是否有分析师跟踪的影响，Abfee1、Abfee2和Abfee3的系数分别为－0.436、－5.838和－5.821，均在1%的水平上显著。结果表明，异常审计费用的出现，分析师跟踪意愿降低，支持了假设H1b。大部分控制变量的符号与预期一致。实证结果表明，分析师能有效通过审计收费的异常变动觉察公司风险的增加，从而降低了其跟踪的意愿和积极性。这说明分析师能够识别审计收费的信息内涵，通过放弃跟踪的方式，向市场传递可能存在审计合谋公司的风险信息。

表3 分析师跟踪与异常审计费用的多元回归分析

2．上市时间、审计合谋与分析师跟踪

表4报告了针对H2的多元回归结果，即根据公司上市时间的中位数对样本进行分组，研究上市时间长短对异常审计收费与分析师跟踪行为之间关系的影响。其中，列(1)、列(3)与列(5)检验了在上市时间较短的公司样本中，异常审计收费对分析师跟踪人数的影响，Abfee1、Abfee2和Abfee3的系数分别为0.039、0.576和0.600，均不显著。列(2)、列(4)与列(6)则检验了在上市时间较长的公司样本中，异常审计收费对分析师跟踪人数的影响，Abfee1、Abfee2和Abfee3的系数分别为－0.752、－9.885和－9.874，均在1%的水平上显著。实证结果表明，由于上市时间较长的公司审计费用理应趋于正常和稳定，异常审计费用的出现，很有可能是上市公司管理层与注册会计师合谋，以掩盖被审计公司经营业绩下滑、经营风险加大的事实，证券分析师在观察到异常审计费用的出现时，会将其视为审计合谋的一种信号，从而降低对公司的跟踪，实证结果支持了H2。

表4 分析师跟踪与异常审计费用(按上市时间分组)的多元回归分析

3．产权性质、审计合谋与分析师跟踪

表5报告了针对H3的多元回归结果，即依据上市公司产权性质对样本进行分组，研究产权性质的不同对异常审计收费与分析师跟踪行为之间关系的影响。其中，列(1)、列(3)与列(5)检验了在国有上市公司样本组中，异常审计收费对分析师跟踪人数的影响，Abfee1、Abfee2和Abfee3的系数分别为－0.398、－5.128和－4.963，均不显著。列(2)、列(4)与列(6)检验了在民营上市公司样本组中，异常审计收费对分析师跟踪人数的影响，Abfee1、Abfee2和Abfee3的系数分别为－0.439、－5.798和－6.223，均在1%的水平上显著。实证结果表明，国有上市公司由于拥有雄厚的经济实力和政治背景，即使出现异常审计收费，分析师评估其风险上升的幅度也不大;而民营上市公司则在其出现经营风险、财务风险时，对标准无保留审计意见的需求较大，有较强的动机与会计师事务所合谋;分析师观察到异常审计收费时，对民企的风险评估较高，有较大的可能放弃跟踪，实证结果支持H3。

表5 分析师跟踪与异常审计费用(按国企民企分组)的多元回归分析

五、稳健性检验

(一)明星分析师效应

杨丹和万丽梅(2012)［35］的结论表明，明星分析师能发现更多公司特质信息;董大勇等(2012)［36］发现，有更长研究经历、更高的历史领先度、以及所属机构年度发布报告数越多的分析师，有较大的可能领先发布。因此，由于具有公司特有信息和超群的预测判断力，能力较强的明星分析师可能会对审计费用异常的公司持续跟踪，进而领先发布对该公司不利的预测。为了进一步加强结论的稳健性，本文以《新财富》杂志每年评选出的明星分析师为研究样本，仅用明星分析师跟踪数量进行上述回归。结果显示，有3365家公司受到明星分析师的跟踪，约占总样本的1/3。审计费用出现异常的公司，明星分析师跟踪的数量也同样显著减少，说明明星分析师同样为规避公司审计费用的异常所带来的风险，而放弃对该公司的跟踪，证明了本文结论的稳健性①限于篇幅，稳健性分析结果没有列示。。

(二)变量的替换和增加

本文对部分控制变量的代理变量进行了替换，并尝试增加新的控制变量。回归结果表明，结论未发生实质性的变化。具体的替代情况如下:(1)公司规模(Size)用营业收入的自然对数替换总资产的自然对数;(2)财务业绩指标，用净资产收益率(ROE)替换模型中的总资产报酬率(ROA)。

六、结 论

本文以2006－2013年我国上市公司财务数据、分析师跟踪数据以及审计收费数据为样本，采用异常审计收费作为衡量审计合谋的代理变量，研究分析师跟踪与审计合谋的关系，检验分析师是否能觉察到审计合谋行为。研究结果表明，分析师跟踪与异常审计收费呈显著负相关关系。这说明分析师可以觉察到公司支付了不合常理的审计费用，从而发现会计师事务所与公司间可能存在审计合谋行为，继而通过放弃跟踪的方式将这一消息传播给市场，使投资者免于因审计合谋受到的损失，保证了资本市场平稳发展，同时也说明了分析师是有效率的。

进一步研究发现，由于上市时间较长的公司对标准审计意见的需求更大，上市较短的公司有承销商的分析师乐观托市的情况，分析师跟踪与异常审计收费之间的关系在上市时间不同的公司间存在差异;国有上市公司特有的经济背景和政治关联，使其面临的经营风险、财务风险、破产风险、法律风险更低，而民营上市公司则面临着融资渠道有限、融资难的问题，其经营风险和法律风险更高，因此，分析师跟踪与异常审计收费之间的关系在产权性质不同的公司间存在差异。

根据本文的研究结论，我们提出以下政策建议:(1)分析师跟踪可以有效的发现公司审计合谋行为，市场应提供条件使分析师能更好发挥信息中介的作用;(2)证券管理部门可以根据分析师跟踪数量的变动甄别出可能出现审计合谋的公司，对这些公司加强监督，促使其对外披露更多有价值的信息，降低投资者风险;(3)异常审计费用往往伴随着审计合谋，使注册会计师丧失独立性，会计师事务所可能会为被审计公司出具不真实的审计报告，扰乱正常市场秩序。监管部门应该出台规范的审计收费政策，确保会计师事务所和注册会计的独立性，保证审计质量。

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