情绪、个性独立性对审计职业判断影响的研究

徐铭阳 郭丹（黑龙江八一农垦大学）

■ 引言

近几年来，审计职业判断越来越得到行业内的重视。2015年3 月份，我国注册会计师协会制定并颁布了《中国注册会计师职业判断指南》并且给出了审计职业判断的定义。其中，审计职业判断的概念指出了审计主体的主观性，而审计主体的个性特征是主观性的具体体现，会影响到职业判断的质量。心理学的观点认为个性特征是人的各种心理特点的一种集合，包括能力、性格等。而性格是个性特征中最明显的心里特征，审计人员的性格也应作为审计人员素质中的研究重点（张谨，2018）[1]。而情绪、个性独立性则是性格特征中的具体表现。在现如今快节奏、高强度的工作和生活中，情绪、个性独立性可能会对审计人员判断的准确性产生影响。然而，在我国缺乏相关方面的实证研究。本文结合了心理学的相关理论，将进一步丰富审计职业判断研究。

■ 文献回顾

Muraven et al(1998)专门对情绪和自我损耗进行研究，发现当人们对积极情绪进行抑制以及对消极情绪进行克制时，会发生自我损耗[2]。但是，Vohs et al(2008)研究发现，积极的情感会减轻自我损耗，而且对自我损耗的影响比较有限[3]。从审计职业判断角度来看，李嘉明等（2008）指出审计人员的行为会受情绪影响，稳定温和的情绪可以避免由于过度自信而造成的审计判断偏误，提高审计判断的正确性[4]。黄存良（2019）则指出了情绪过度高涨和负面情绪情绪都会影响到审计判断的准确性[5]。对于独立性而言，审计独立性一直是研究的重点，曹玉俊（2000）分析了注册会计师和财务总监独立性观念上的差异[6]。王爱国（2004）探讨了审计独立性所面临的威胁[7]。总之，学者们对审计独立性研究较多，而在个性独立性方面，国内外学者研究较少，但是也有学者认为个性独立性有利于培养审计人员的创造精神。

胡振开（1986）指出想要成为优秀的干部，个性的独立性是必要条件[8]。

■ 理论分析与研究假设

Baumeister（1998）认为自我损耗与意愿有关，自我损耗现象会使自身能力或意志的缩减[2]。Fishbach 和Labroo 在2007年指出：如果积极的情绪所唤起个体的目标追求是长期的，能够减轻自我损耗后效[9]。袁冬华(2009)通过实验的方法，证明了自我损耗会降低个体的工作记忆容量，指出积极的情绪以一定的运作方式参与个体的认知活动当中，可以克服自我损耗的作用[10]。审计工作本身就是一项庞杂的工作，需要审计人员做出职业判断，而审计人员的认知资源也是有限的，审计人员在进行审计工作时也会产生自我损耗，根据以往的文献可知学者们主要强调经验、知识对审计职业判断的影响，对于审计人员情绪的实证研究较少。通过文献回顾可知,有学者指出温和的情绪有助于提高审计判断质量，负面消极的情绪会降低审计判断质量。自我损耗的原理指出了积极的情绪可以减轻自我损耗的后效，消极的情绪会进一步加深自我损耗。但是审计人员作为知识型人才，情绪所起到的作用可能会对审计判断质量影响不大。另外，心理学理论认为所谓独立性就是遇事要有主见，能独立处理事情，其意志不容易受他人的影响，不屈从于周围的压力，敢于坚持自己正确的见解。根据心理学的理论可以推断出审计人员的个性独立性越强，越能够主动思考，而且也会有自己的想法和见解，而不是选择从众。据此假设：

H1：审计人员的情绪越消极，职业判断质量越低。相反，职业判断质量就越高，但积极情绪和消极情绪对职业判断质量的影响不显著。

H2：审计人员的独立性越强，审计职业判断质量越高。

■ 问卷的实施与检验

本文设计了情绪、个性独立性对审计职业判断影响的调查问卷，总共33 题。8-27 题全部为正向计分，31-33 全部为逆向题目，为了防止被调查人员不认真作答从而剔除无效问卷，在本问卷中对于具体审计问题的设置分为两类题型，28-29 题为逆向计分，30 题为正向计分。检验后，问卷的信度系数α 为0.888 和效度p <0.05，问卷的信度和效度较好。另外，问卷数据的KMO 值为0.628，通过了显著性水平为0.05 的巴特利球形检验，该问卷适合做因子分析。在对其进行因子分析后发现，问卷中具备信度的26 个问题可以提取5 个主成分，其方差占到了将近72.502%，证明问卷中提取的5 个公因子可以充分解释原变量。根据旋转后的因子载荷矩阵表可知，主成分一有心神不宁的、内疚的、恐惧的、敌意的、易怒的、害羞的、紧张的、坐立不安的、害怕的这10 个题，主成分一反映情绪维度中审计人员消极情绪的主因素，主成分一的方差贡献率为25.340%，是五个主成分中方差贡献率最大的一个，对问卷的影响程度最大。主成分有感兴趣的、精神活力高的、劲头足的、热情的、自豪的、警觉性高的、备受鼓舞的、意志坚定的、注意力集中的、有活力的这10 个题，可以看出主成分二是反映情绪维度中审计人员积极情绪的主要因素，主成分二的方差贡献率为23.516%，对问卷的影响程度次之。主成分三主要反映了审计职业判断质量维度。另外，本文将这五个主成分进一步归类，可以进一步划分为四个维度即积极情绪、消极情绪、个性独立性和审计判断质量。

表1 相关系数

■ 数据分析

本文的控制变量为审计人员的性别、年龄、学历、工作年限、职位、休假时长，这些变量会对此次研究产生干扰。首先，通过差异性分析发现审计人员的性别、年龄、学历、工作年限、职位、休假时间、日工作时长在积极情绪、消极情绪和个性独立性方面不存在明显的差异，没有通过显著性水平为0.05 的T 检验，这进一步排除了这些因素的干扰。值得注意的是在年龄维度中，虽然不同年龄阶段的审计人员在积极情绪、消极情绪和个性独立性上没有显著差异，但是45 岁及以上的审计人员在4 个年龄阶段中积极情绪相对高，而消极情绪是相对较低的，其原因除了样本误差外，可能45 岁及以上年龄阶段的审计人员工作、生活都比较稳定，没有太大压力，影响消极情绪的因素较少，但是这种差异并不显著。其次，本文对上述的各因素做了相关性分析，计算了各个因子的平均。通过相关性分析发现，审计人员的个性独立性与审计职业判断质量成显著的相关关系，两者通过了显著性水平为0.05 的T 检验。两者的相关系数为0.676>0，说明两者成显著的正线性关系，审计人员的个性独立性越强，职业判断质量越高。审计人员的消极情绪与职业判断质量不存在显著的相关关系，但是通过皮尔逊相关系数可以看出，两者的相关系数为-.253<0，说明审计人员的消极情绪与审计判断质量呈负相关，审计人员的情绪越消极，审计判断质量越低，但其显著性水平为0.115>0.05，说明这种关系并不明显，可以看出审计人员作为知识型人才在审计工作过程中，消极情绪对其工作质量的影响不大。而审计人员的积极情绪与审计判断质量也不存在显著的相关关系，根据皮尔逊相关系数可以看出，两者的相关系数为0.149>0，说明审计人员的积极情绪与审计判断质量呈正向关系，审计人员的情绪越积极，审计判断质量越高，但其显著性水平为0.359>0.05，这说明积极情绪与职业判断质量也不存在显著的正线性关系。整体而言，审计人员的积极和消极情绪都不与审计职业判断质量成显著的关系，证明假设1 成立。而根据相关系数表1 可知，审计人员的个性独立性与审计职业判断质量呈现显著的正线性相关关系，两者的相关系数为0.676，这说明审计人员的个性越独立，审计职业判断质量也就越高，而且显著性水平<0.05，通过了显著性检验，进一步说明了审计人员的个性独立性与审计职业判断质量成显著的正线性关系，证明假设2 成立。另外，本文建立了多元回归模型。其中审计职业判断质量为因变量Y,积极情绪、消极情绪、个性独立性分为为自变量X1、X2、X3。调整后的R 方为0.449，说明模型的拟合度一般。D-W 值为1.395,表明方程中不存在异方差现象。自变量对因变量的解释能力为49.2%。F 值为11.601，显著性水平为0.000，通过了显著性水平为0.05的F检验，证明该回归模型中至少有一个自变量对因变量产生显著影响。通过系数表可知，积极情绪、消极情绪并没有通过0.1 的T 检验，说明积极情绪、消极情绪对审计判断质量没有显著影响，进一步证明假设1、2 成立。而个性独立性回归系数通过了显著性水平为0.1 的T 检验。具体回归方程为y=0.153+0.688X3，说明个性独立性每增加一个单位，审计职业判断质量就增加0.688 个单位。

■ 结论及建议

通过上述分析可知，积极情绪、消极情绪与审计判断质量具有相关性，但由于样本量的问题，两种情绪对判断质量的影响并不显著。而个性独立性对审计判断质量的影响比较显著，审计人员个性越独立，审计判断质量越高。在此基础上，建议事务所在对审人员进行培训时，应该注重审计人员的个性独立性，培养审计人员自主创造的能力和解决问题的能力，与此同时，要对审计人员的负面情绪进行有效的疏导，提高他们审计职业判断的质量。