基于中国股票市场审计师变更与审计意见购买的实证分析.docx
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基于中国股票市场审计师变更与审计意见购买的实证分析
基于中国股票市场审计师变更与审计意见购买的实证分析
基于中国股票市场审计师变更与审计意见购买的实证分析
石绍炳
（安徽财经大学统计与应用数学学院，安徽蚌埠233041）
摘要：
上市公司经过变更审计师进行审计意见购买的行为，一直受到监管部门和学术界的高度关注。
本文利用1995年到间中国A股上市公司审计意见和审计师变更的宏观数据，在将非标准无保留审计意见细分后，经过ARMA模型对上市公司变更审计师进行审计意见购买的潜在原因和实现情况进行Granger因果关系检验。
研究结论表明：
只有收到带解释说明段的保留意见、无法表示意见及否定意见才会引起上市公司变更审计师，而且，这些上市公司能够经过变更审计师实现审计意见购买。
关键词：
审计意见购买；审计师变更；宏观数据；Granger因果关系检验
一、引言
审计师就上市公司会计报表所发表的审计意见，不但是监管部门监测上市公司的重要指标之一，还是投资者判断公司企业价值的重要依据，因此上市公司不愿收到非标准无保留审计意见，而且随着审计意见严厉程度的加大，公司规避这种审计意见的意愿就越强。
上市公司避免收到不利审计意见的方法之一就是变更审计师，经过寻求其它审计师对自己会计处理的支持以获得较满意的审计意见，上市公司的这种行为被称为“意见购买”[1]。
上市公司的审计意见购买行为可能会影响到审计师的独立性，进而扰乱证券市场的经济秩序，降低证券市场效率，因此，上市公司经过变更审计师进行审计意见购买的行为一直受到监管部门和学术界的高度关注。
在变更审计师进行审计意见购买的相关研究中，人们首先关注的是非标准审计意见是否是上市公司变更审计师的潜在原因。
在国外，ChowandRice（1982）[2]，Krishnan,etal.（1996）[3]的研究表明，非标准审计意见会导致审计师变更，然而FriedandSchiff（1981）[4]、SchwartsandMemon（1985）[5]、JohnsonandLys（1990）[6]的研究并未发现非标准审计意见与审计师变更之间存在显著的相关性。
在国内，耿建新和杨鹤（）[7]、李东平等（）[8]、李爽与吴溪（）[9]（35-63）、陈关亭（）[10]、陈晓和陈武朝（）[11]等学者的研究结论基本是非标准审计意见是审计师变更的显著原因。
与变更审计师的潜在原因相比，人们对上市公司变更审计师后，能否实现审计意见购买更为关注。
早期的一些研究，经过比较上市公司变更主审会计师事务所前后所收到的审计意见，认为上市公司变更审计师并没有达到审计意见购买的目的[2-3]。
然而在，Lennox[12]设计了一个审计意见估计模型，经过此模型来估计上市公司在不变更审计师时可能收到的审计意见，并与变更审计师后的审计意见进行比较，发现英国的上市公司成功地实现了意见购买动机。
国内的研究者，如李爽与吴溪（）[9]（109-163）、杨鹤和徐鹏（）[13]、吴联生与谭力（）[14]等借鉴了这一研究方法对中国的证券市场进行研究，结果表明上市公司变更审计师对审计师的独立性具有一定程度的影响，但在统计意义上并不显著。
从以上文献能够看出，当前关于审计师变更与审计意见购买的研究，结论不尽一致。
结论不一致的原因是多方面的，但作者认为主要的原因是：
一是由研究样本中各类非标准无保留意见之间的数量差异引起的。
当上市公司和审计师对各类非标准无保留审计意见的反应存在显著差异时，把非标准无保留意见作为一类处理，研究结论将由非标准无保留审计意见中占主导作用的审计意见决定。
二是样本期间的不同造成的。
因为在不同的样本期间，监管环境各有不同，不论是上市公司还是审计师，都会根据当时的环境做出理性的行为选择。
鉴于此，本文根据审计准则将非标准无保留意见进行细分，并利用1995～中国股票市场的宏观数据，从一个新的数据视角来考察审计师变更与审计意见购买的关系。
二、研究假设
根据审计准则，本文将非标准无保留审计意见分为带解释说明段的无保留意见、保留意见、带解释说明段的保留意见、无法表示意见和否定意见五类，由于在研究样本中收到否定意见的上市公司只有一例，而且否定意见与无法表示意见都被认为是比较严厉的审计意见，故而将否定意见归入无法表示意见中，最终得到以下四类非标准无保留审计意见：
带解释说明段的无保留意见、保留意见、带解释说明段的保留意见与无法表示意见，文中分别称为第2类、第3类、第4类、第5类审计意见，由此可见，审计意见类型的序数值越大，表示审计意见越严厉；作为对比，本文同时也将全部的非标准无保留审计意见作为一类，称其为2-5类。
由于审计意见购买这一事项包括两个因素：
一是收到非标准无保留审计意见是上市公司变更审计师的潜在原因；二是改进审计意见是上市公司变更审计师的直接动机。
因此，本文从审计师变更的原因及变更后果两方面建立研究假设。
（一）上市公司在上一会计期间收到非标准无保留意见是变更审计师的原因
审计师针对上市公司财务会计报表所发表的审计意见，不但影响到公司的价值，还会对公司管理当局的个人利益产生一定的影响，因此不论是从公司利益还是个人利益出发，管理当局都不愿收到非标准无保留审计意见。
当公司被审计师出具非标准无保留审计意见时，管理当局可能会变更审计师，利用后任审计师对公司业务的运作、流程和控制系统的不甚了解，对审计人员施加影响，或者是利用前后任审计师的级差，而为其出具较为有利的审计意见。
因此，本文建立如下假设：
H0A2：
收到带解释说明段的无保留意见（第2类）是上市公司变更审计师的原因；
H0A3：
收到保留意见（第3类）是上市公司变更审计师的原因；
H0A4：
收到带解释说明段的保留意见（第4类）是上市公司变更审计师的原因；
H0A5：
收到无法表示意见（第5类）是上市公司变更审计师的原因；
H0A2-5：
收到非标准无保留审计意见（2-5类）是上市公司变更审计师的原因。
（二）上市公司变更审计师后审计意见的变化
上市公司在变更审计师后，由于后任审计师初次受聘于该公司，可能会因对公司的营运状况和特定产业知识缺乏了解，难以发现审计客户的错弊[15]，或为了弥补最初竞聘的低价进入和较高的初始审计成本，审计师可能为留住客户以获得后期的准租金而损害审计独立性[16]，于是建立以下假设：
H0B2：
收到带解释说明段的无保留审计意见（第2类）的上市公司，在变更审计师后能收到改进的审计意见；
H0B3：
收到保留意见（第3类）的上市公司变更审计师后能收到改进的审计意见；
H0B4：
收到带解释说明段的保留意见（第4类）的上市公司，在变更审计师后能收到改进的审计意见；
H0B5：
收到无法表示意见（第5类）的上市公司变更审计师后能收到改进的审计意见；
H0B2-5：
收到非标准无保留意见（2-5类）的上市公司变更审计师后能收到改进的审计意见。
然而，由于后任审计师初次受聘，审计师清楚自己缺乏识别客户特殊风险和存在问题的足够经验，不但会在审计过程中采取有效的审计程序，搜集适当的审计证据以提高审计质量，也可能考虑到上市公司变更审计师存在着潜在的不利影响，出于谨慎考虑而出具更严厉的审计意见。
因此建立如下假设：
H0W2：
收到带解释说明段的无保留意见（第2类）的上市公司，在变更审计师后会收到更严厉的审计意见；
H0W3：
收到保留审计意见（第3类）的上市公司变更审计师后会收到更严厉的审计意见；
H0W2-5：
收到非标准无保留审计意见（2-5类）的上市公司变更审计师后会收到更严厉的审计意见。
以上的假设中，H0B2与H0W2、H0B3与H0W3、H0B2-5与H0W2-5不可能同时成立。
三、研究方法
要分析上市公司在上一会计期间收到非标准无保留意见是否会引起审计师变更，以及上市公司变更审计师对审计意见的影响，可从变量间的因果关系进行判断。
在经济分析中，由于不同的经济理论所依据的前提假设不同，单凭经济理论很难对变量间的因果关系作出合理的判断，甚至有时会作出完全相反的判断，因此，根据现象本身所提供的数字规律，透过随机性来揭示经济变量间的因果关系，是人们了解经济现象本质的有效途径之一，其中以Granger因果关系检验最为常见。
（一）Granger因果关系检验
Granger因果关系是指这样一种关系，如果X先于Y发生，且X过去值的加入能够提高对Y变化的解释能力，则称X是Y的Granger原因。
由于Granger因果关系检验方法中的单侧分布检验法、双侧分布检验法以及FPE检验法均以采用较多滞后变量的自回归模型，这些方法对于本文的小样原来说是不合适的，因此，本文利用HurvichandTsai（1989）[17]提出的AICC（CorrectedAIC）准则，来选择自回归移动平均模型（以下简称ARMA模型）的滞后期长度进行Granger因果关系检验。
设要检验X是Y的Granger原因，则具体的检验步骤如下：
1分别对Y与X序列的平稳性进行检验，以确定变量的单整阶数。
对于双变量来说，当它们的单整阶数相同时才有可能协整，进而才可能存在因果关系，否则就不可能存在因果关系。
2.若Y与X都是平稳序列，则以Y建立ARMA模型，滞后长度由AICC准则确定，这时最小的AICC记为
。
3.引入X及其滞后期，仍以AICC准则确定X的滞后长度，此时最小的AICC记为
。
4.比较
与
，若
，说明X的引入有助于提高Y的预测能力，X是Y的Granger原因；否则说明X的加入并不能提高对Y预测，X不构成Y的Granger原因。
（二）审计师变更前后的盈余管理程度差异检验
一般来说，上市公司被出具的非标准无保留审计意见在很大程度上与公司进行盈余管理有关，只有在盈余管理程度在变更审计师前后没有显著差异的情况下，若上市公司被出具的审计意见比变更前较缓和，方可认为审计意见的变化是由于公司变更审计师“购买”所造成。
因此，上市公司变更审计师对审计意见所产生的影响，还须进一步对上市公司在变更审计师前后的盈余管理程度是否存在差异进行检验才能得出结论。
借鉴以往的多数研究，本文以操控性应计利润绝对值来衡量上市公司盈余管理程度。
经过对操控性应计利润绝对值的增量（为变更审计师后的操控性应计利润绝对值减去变更前操控性应计利润绝对值，即Δabsdaai,t=absdaai,t-absdaai,t-1）进行检验，就可了解到公司在变更审计师前后的盈余管理是否存在差异。
在检验之前，先对操控性应计利润进行估计，接着对其绝对值的增量进行正态性检验，根据正态检验结果选择采用T检验还是Wilcoxocn符号秩检验方法，来检验变更审计师前后盈余管理程度的变化。
操控性应计利润
经过如下公式估算：
式中，
为公司i在t年度的总应计利润（包含线下项目的总应计利润＝净利润－经营活动现金流量净额，由于1998年之前未披露现金流量表，经营活动现金流量净额通以此式计算：
经营活动现金净流量＝营业利润＋补贴收入－所得税＋固定资产折旧额（累计折旧年末余额－累计折旧年初余额）＋无形资产摊销额（无形资产年初数－无形资产年末数）＋财务费用＋递延税款变动数－流动资产增加额＋流动负债增加额）；
为公司i在t年度主营业务收入的年增长量，
是公司i在t年度末的固定资产原值，
是公司i在t年度末的总资产，
、
和
为公司的个体特征参数，这些公司特征参数可根据以下方程估计：
式中，
为公司i在t年度线上项目的应计利润（线下项当前总应计利润=营业利润-经营活动现金流量净额），
为随机误差项。
四、实证检验
（一）数据来源及处理
本文以1994～中国的A股市场为研究对象，样本数据来自上市公司财务数据库（CSMAR）。
由于在这段样本期间，上市公司的主审会计师事务所曾发生过多次较大范围的拆分与合并，本文将合并后的会计师事务所与合并前的会计师事务所作同一事务所处理，会计师事务所拆分前与拆分后第一个年度也作同一事务所对待。
这样可得出的上市公司数据后，再做如下整理。
首先，保留至少连续两年在市的上市公司，共有9434家；其次分别删除缺少本期和上期审计意见的上市公司198家；接着删除强制性变更审计师的上市公司236家，此时得到9000家上市公司组成用于估计上市公司操控性应计利润的样本；再接着删除上期收到标准无保留审计意见的上市公司7815家，这时余1185家的上市公司；然后分别根据上期的各类非标准无保留审计意见，统计出在本期发生审计师变更的上市公司数（lsw），以及在本期变更审计师后审计意见较上期有所改进的上市公司数（lbe）和变得更严厉的上市公司数（lwo）。
这样最终得到从1995年到共11个年度的时序数据。
在下文中，以lopi代表上期收到第i类（i＝2,3,4,5，或者2-5）审计意见的上市公司数，lswi代表上期收到第i类（i＝2,3,4,5，或者2-5）审计意见且在本期发生审计师变更的上市公司数，以lbei和lwoi分别代表上期收到第i类（i＝2,3,4,5，或者2-5）审计意见并在本期变更审计师后收到的审计意见较上期缓和和严厉的上市公司数。
（二）Granger因果关系检验
1.各变量序列的单位根检验
各变量的ADF单位根检验结果简述如下：
lop3、lsw3、lbe2为0阶单整；lop4、lop5、lop2-5、lsw2、lsw4、lsw5、lsw2-5、lbe3、lbe4、lbe5、lbe2-5、lwo2、lwo3、lwo2-5为1阶单整。
lop2为2阶单整。
因此，对于双变量来说，lsw2与lop2、lbe2与lsw2、lbe3与lsw3、lwo3与lsw3之间由于单整阶数不同而不协整，从而这五组变量间不会存在因果关系，即收到第2类审计意见不是上市公司变更审计师的原因，这类上市公司即使是变更审计师也不会使审计意见得到改进；收到第3类意见而变更审计师与变更后审计意见的改进及变糟之间也不存在必然的因果关系。
2.Granger因果关系检验
以上平稳性检验时发现，lsw3与lop3为平稳序列，lsw4与lop4、lsw5与lop5、lsw2-5与lop2-5、lbe4与lsw4、lbe5与lsw5、lbe2-5与lsw2-5、lwo2与lsw2、lwo2-5与lsw2-5为1阶单整，因此这几组变量可能协整，于是分别对各组变量进行Granger因果关系检验，结果如表1所示。
检验结果表明，lsw4与lop4、lsw5与lop5、lbe4与lsw4、lbe5与lsw5、lbe2-5与lsw2-5、lwo2与lsw2存在因果关系，而lsw3与lop3，lsw2-5与lop2-5，lwo2-5与lsw2-5不存在因果关系，即上期收到第3类审计意见并不会引起上市公司在本期变更审计师，而上期收到第4类、第5类的审计意见与本期的审计师变更之间却存在Granger因果关系；而且，上市公司在收到第2类审计意见后变更审计师，审计意见比变更前更为严厉，但若是收到第4类或者是第5类审计意见而变更审计师，那么变更后的审计意见将比变更前有所缓和。
把全部非标准无保留审计意见作一类考察时，并未发现上期收到非标准无保留审计意见会引起本期上市公司变更审计师，但在变更审计师后，审计意见将会得到改进。
经以上的平稳性及因果关系检验时发现，上期收到第2类与第3类审计意见不是本期上市公司变更审计师的原因，只有在收到第4类与第5类审计意见会引起上市公司变更审计师，对于全部的非标准审计意见而言，收到非标准无保留审计意见并不是公司变更审计师的Granger原因，即拒绝假设H0A2、H0A3及H0A2-5，接受H0A4和H0A5；但对于上市公司变更审计师对审计意见的影响，还得对公司在变更审计师前后的盈余管理是否存在差异才能得出最终结论。
（三）审计师变更前后的盈余管理程度的差异检验
以9000家上市公司为样本，将样本期间分为1995～1998年与1999～两个子期间，利用面板数据模型估计公司特征参数
、
和
，并计算出相应的操控性应计利润。
由于在当年发生审计师变更的上市公司中，有26家缺少上一年度的操控性应计利润而被删除，由剩下的观测单位组成盈余管理程度的检验样本，对变更前收到第2类，第3类，第4类，第5类和2-5类的上市公司的操控性应计利润绝对值的增量进行检验。
Shapiro-wilk正态性检验结果发现，各类上市公司的操控性应计利润绝对值的增量都不服从正态分布，因此采用Wilcoxocn符号秩方法来检验上市公司变更审计师前后盈余管理程度的差异，检验结果如表2所示。
表1基于ARMA模型的小样本Granger因果关系检验
序号
配对变量
ARMA模型
D.W
Log（l）
AICC
结论
1
lsw3-lop3
a
（4.1871）（-1.1142）（-9.4902）
0.7638
2.6763
-6.7689
22.9663
lop3不构
成Lsw3
的Granger原因
b
（0.2445）（0.4313）（0.8798）（-1.3490）
0.7093
2.9653
-7.8088
30.2842
2
lsw4-lop4
a
（0.0244）（-4.8842）（5.4866）
0.4770
1.1815
-20.8179
51.6358
lop4是lsw4的Granger
原因
b
（-1.1356）（1.3359）（3.5443）（-2.9337）
0.7870
2.7365
-16.7753
49.5506
3
lsw5-lop5
a
（1.4777）（-1.1554）（-2.3880）
0.9552
2.0471
-10.8839
31.7679
lop5是lsw5的Granger
原因
b
（1.8501）（-4.1564）（3.3685）（2.0153）
0.9849
1.1786
-5.9969
27.9938
4
lsw（2-5）
-lop（2-5）
a
（0.5353）（-2.1950）（8.3220）
0.1305
1.7505
-20.3778
50.7556
lop（2-5）
不构成lsw（2-5）
的Granger原因
b
△lsw（2-5）t=－1.6121－0.2525△lsw（2-5）t-1+0.1530△lop（2-5）t
（-0.3952）（0.5055）（1.8708）
－0.0901△lop（2-5）t-1+0.1361△lop（2-5）t-2－4.5287ma
（1）
（-0.6328）（0.8588）（-1.1328）
0.9838
2.7179
-12.8918
65.7836
5
lbe4-lsw4
a
（2.4089）（-68.7830）（-2.5245）（-2.1654）
0.9972
0.9847
2.6945
19.6109
lsw4是
lbe4的Granger
原因
b
（-0.2999）（-0.9672）（4.3800）（-1.9253）
0.9896
2.9961
0.4341
15.1318
6
lbe5-lsw5
a
（2.5944）（-1.6268）（3.2236）（-2.1758）
0.9937
1.8405
0.7785
14.4430
lsw5是
lbe5的Granger
原因
b
（0.7573）（0.2235）（5.1249）（-1.0849）（1.6459）
0.9986
3.0197
7.5307
9.9386
7
lbe（2-5）
-lsw（2-5）
a
（1.1624）（0.2628）（-1.7364）
0.3808
1.7465
-23.9781
57.9561
lsw（2-5）
是
lbe（2-5）
的Granger原因
b
（-0.8777）（2.222）（-0.1892）（7.3859）
0.9577
1.4150
-13.2436
42.4871
8
lwo2-lsw2
a
（2.4078）（-1.7223）（-2.4232）
0.9587
2.0448
-1.4335
12.8670
lsw2是lwo2的Granger原因
b
（5.0233）（-1.1705）（2.8413）（-1.2422）（1.1933）
0.9933
2.4561
6.7366
11.5267
9
lwo（2-5）
-lsw（2-5）
a
（0.4787）（-1.9240）（-2.2427）
0.9453
1.5465
-2.1578
14.3158
lsw（2-5）
不构成lwo（2-5）
的Granger原因
b
△lwo（2-5）t=0.2459－0.9642△lwo（2-5）t-1+0.0975△lsw（2-5）t
（1.1201）（-3.0339）（2.8772）
－4.4581ma
（1）+1.1475ma
（2）
（-1.9515）（0.5374）
0.9843
2.3488
3.4507
18.0986
注：
模型a是结果变量的最优预测模型，模型b是在模型a的基础上引入了原因变量的最优预测模型；模型中括号内的数值为t统计量；AICC为修正的AIC（CorrectedAIC），
，其中，Log（l）为对数似然函数值，K，N分别为参数个数与有效样本容量。
Wilcoxocn符号秩检验的结果表明，细分非标准无保留意见后，在5%的水平下，收到各类非标准无保留意见的上市公司的盈余操纵在变更审计师前后均无显著差异，但在10%的水平下，收到第4类和第5类意见公司在变更审计师前后的盈余管理程度显著不同；在将全部非标准无保留意见作为一大类时，即使是在10%的水平下，审计师变更前后的盈余操纵程度存在着显著差异。
因此，根据双侧检验时所得到的Z值建立单侧检验的原假设：
收到第4类、第5类及2-5类意见的公司在变更审计师后的盈余管理幅度大于变更前的盈余管理。
根据双侧检验的P值可算出单侧检验的P值，结果发现，在很高的显著性水平下也不能拒绝原假设，因此认为收到第4类、第5类及2-5类意见的公司在变更审计师后盈余管理程度要比变更前大。
表2Wilcoxocn符号秩检验
变更前的审计意见
2类
3类
4类
5类
2-5类
观测单位数
92
25
35
35
187
前文的检验结果：
与变更前
相比，变更后的审计意见
严厉
不变
缓和
缓和
不变
Wilcoxocn符号秩检验
Z值
1.207
（Pr>|z|=0.2274）
0.605
（Pr>|z|=0.5449）
1.769
（Pr>|z|=0.0769）
1.916
（Pr>|z|=0.0553）
2.763
（Pr>|z|=0.0057）
双侧检验结论
5%
不拒绝
不拒绝
不拒绝
不拒绝
拒绝
10%
不拒绝
不拒绝
拒绝
拒绝
拒绝
单侧检验结论
—
—
不拒绝
不拒绝
不拒绝
注：
双侧检验的原假设为操控性应计利润绝对值的增量为0；单侧检验的原假设为操控性应计利润绝对值的增量大于0；括号中的数字为双侧检验Z值对应的P值。
结合变更审计师前
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