客戶重要性與審計師獨立性實證研究

[摘 要] 本文以我國證券市場1998-2006年的上市公司為樣本，在控制其他變量的影響后，實證研究了客戶重要性與審計師獨立性之間的相關性。研究發現:隨著客戶重要性的增加，審計師會更加謹慎，進而會更加傾向于出具非標審計意見。由此得出的研究結論是:客戶重要性沒有影響審計師獨立性。

[關鍵詞] 客戶重要性;審計意見;相關分析;回歸分析

doi : 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2009 . 20 . 019

[中圖分類號]F239[文獻標識碼]A[文章編號]1673-0194(2009)20-0046-05

審計功能在于賦予財務報表公信力，降低公司管理層與報表使用者之間因信息不對稱所導致的代理成本。審計質量越高，會計師對于財務報表是否存在重大錯報的確信程度(level of assurance)也就越高，報表使用者因信賴審計報告而面臨的信息風險也就越小。DeAngelo定義審計質量是審計師“發現”并“披露”重大錯報的聯合概率，前者與審計師的專業能力有關，后者則與其獨立性有關。審計師的獨立性越高，越能在偵測到報表重大錯報后，要求客戶公司采用適當的會計處理，否則即拒絕出具無保留意見。然而，審計本身也是一種行業，也同樣面臨生存與贏利的壓力。當被審計單位為重要客戶時，審計師越有誘因對獨立性做出妥協。本文旨在探討，當客戶對審計師的重要性越高時，審計師是否會因為與客戶公司的經濟依賴度(economic dependence)提高而損害其獨立性。

一、研究假設

客戶重要性對審計獨立性的影響，也就是經濟依賴性問題，一直是國內外學術界、實務界、監管者關注的一個重點問題。關于客戶重要性對審計獨立性的影響，國外文獻尚未取得共識，存在如下兩種截然相反的觀點:一種觀點認為，隨著審計師對對客戶公司經濟依賴性的提升，會使審計師難以抵制客戶公司的壓力，致使其獨立性下降，從而在出具審計意見時易向客戶妥協;另一種觀點則認為，出于法律責任方面的考慮，客戶重要性越高，越能促使審計師謹慎發表審計意見，從而促使其保持獨立性。

我國自20世紀80年代初恢復審計制度以來，獨立審計事業有了長足的發展。獨立審計行業在經歷了脫鉤改制之后，開始走向市場化的進程，在經濟發展中的作用也更加明顯。審計師在證券市場扮演著越來越重要的角色，從某種程度上講，已成為監管上市公司的重要防線，這對于保證國民經濟的持續穩定快速發展具有極其重要的意義。然而，在發展過程中，我國的審計質量與社會公眾對審計的期望相比，還存在著許多令人不能滿意的狀況。2001年中國銀廣夏舞弊案，致使中國的中天勤事務所因審計失敗而倒閉。震驚之余，社會公眾對審計師的獨立性提出了質疑。

為了生存發展，鞏固原有客戶與爭取新的客戶是審計師十分重視的課題。有時上市公司以更換審計師為威脅， 迫使力求維持原客戶的審計師讓步，迫使審計師出具樂觀的審計意見。在這種情況下，不出具非標意見即表明審計師放棄了獨立性立場。劉峰、許菲(2002)認為給定“利己經濟人”假設和道德風險，審計師很容易走向這樣一個極端:即使被審計單位的會計報表存在與適用的財務會計框架不相符現象，而且這一不相符現象也為審計師所知曉，審計師也有可能簽發無保留意見的審計報告。

正是在這種背景下，我們不禁要問:考慮到客戶重要性對審計獨立性的影響，也就是經濟依賴性問題，審計師還能保持獨立性嗎?審計師出具非標審計意見會給客戶帶來負面影響，客戶管理當局會給審計師施加壓力，以阻止審計師出具非標審計意見。基于此，本文參考以往實證研究經驗，選擇非標審計意見作為衡量獨立性的替代指標，并提出以下研究假設:

H1:客戶對審計師越重要，審計師可能會越謹慎，進而會更加傾向于出具非標審計意見。

二、研究模型

本文選用樣本涉及期間為1998-2006年，共計9 733個樣本數據。其中被出具非標意見的樣本量為1 327個，占全部樣本量的13.63%。

本文使用如下Logistic回歸模型檢驗提出的研究假設:

Logit(Opinion)=β0+β1×IMPOR +β2×Altman-Z +β3×lnAsset +β4×SUB+β5×LEV +β6×OREV +β7×ROA +β8×Preopinion

(模型1)

1. 被解釋變量與解釋變量

被解釋變量Opinion是審計意見。我國審計師對上市公司出具5種審計意見類型，包括標準無保留意見、帶解釋說明的無保留意見、保留意見、拒絕表示意見(2003年審計報告準則修改后改稱“無法表示意見”)和否定意見。雖然帶解釋說明的無保留意見被證監會認為是標準意見，但帶解釋說明的無保留意見往往被投資者和分析師認為是非標準審計意見。本文也僅僅視標準無保留意見為標準意見，Opinion取值為1，其他4種審計意見類型為非標意見，此時Opinion取值為0。

在解釋變量——客戶重要性的衡量方面，理論上應以客戶公司的審計費用、非審計費用等，占該事務所所有審計客戶的審計與非審計費用總額的比例等來衡量。但由于:(1)國內目前披露的審計費用有的是實際支付額，有的是應付數，披露標準不一致;(2)一家公司聘用了幾家事務所所支付的審計費用沒有分開披露;(3)無法區分審計費用與非審計費用，故其不是理想的衡量方式。客戶的重要性反映在來自客戶的準租(quasi rent)占所有其他客戶準租的比重，該比重越高，客戶也就越重要。過去文獻在衡量客戶重要性時，有的是以來自特定客戶的收費占事務所總收費的比例來衡量，也有的是以來自特定客戶的收費占該執業處所總收費的比例來衡量。而國內的審計收費是以公司的資產規模為基礎的，其與審計費用的相關性最高，因此，借鑒國外的做法，以各公司的資產總額取對數作為審計費用的替代變量，據以計算客戶的重要性。

本文模型中重點要考查的是客戶重要性與審計意見之間的關系。設立解釋變量為IMPOR，為所審客戶的資產總額取對數后，占該事務所審計的所有上市公司總資產取對數后的總額之比率。如果審計師對于重要的客戶傾向于出具非標意見，則其系數預期符號為正。

2. 控制變量

(1)Altman-Z，為根據Altman(1968)財務困境預警模型計算得到的財務困境指標Z值。Altman-Z越低，表示公司的財務狀況相對地越困難，應越可能收到非標審計意見。因此，本研究預期Altman-Z與公司收到非標審計意見可能性間呈負向關系，Altman-Z的系數預期符號為負。Altman(1968)提出的預測財務風險的判別函數的表達式為:

Z=0.012 X1+0.014X2+0.033 X3+0.006X4+0.999X5

(模型2)

其中變量說明如下:

X1 ——營運資金/資產總額;

X2 ——留存收益/資產總額;

X3 ——息稅前利潤/資產總額;

X4——所有者權益總額/資產總額;

X5——銷售收入/資產總額。

(2)lnAsset，樣本公司的總資產的自然對數。在面臨財務危機時，大規模公司通常有較強的談判力，Altman et al.(1977)指出，公司規模(lnAsset)越大，通常越不容易破產。再者，公司規模越大，通常審計費用越高，失去大規模客戶對審計師所造成的損失可能較大。為維持與客戶良好的關系，審計師也有可能傾向于不會對大規模公司出具非標審計意見。因此，本文預期規模越大的公司，越不會收到非標審計意見。另外，Becker et al.(1998)認為，公司規模可能代表相當多的遺漏變量(omitted variable)，因此必須加以控制，以增加模型設定的正確性。參考過去文獻，本研究以公司資產總額取自然對數衡量公司規模，因此，本研究預期公司收到非標審計意見可能性與公司規模呈負向關系。公司規模(lnAsset) 預期符號為負。

(3)SUB，樣本公司的政府補貼收入與財政返還占其利潤總額的比重，為政府支持度指標。地方政府在自身利益的驅動下，為了幫助本地區企業美化經營業績，有時會通過補貼、財政返還等方式幫助企業提高業績。該指標越大，說明上市公司得到的地方政府支持越多，間接地表明財務困難越大。陳曉、李靜(2001)指出，為了美化業績，與政府關系密切的經營業績不佳的上市公司往往對低質量審計有需求。因此引入SUB作為代表影響審計師獨立性的控制變量。本文對其系數預期符號不作預期。

(4)LEV，樣本公司的資產負債率。審計風險是審計師在決定出具何種意見類型時考慮的一個重要因素。保險理論下審計風險不僅包括審計過程的缺陷導致審計結果與實際不相符而產生損失或責任的風險，而且包括經營失敗可能導致公司無力償債或倒閉對審計人員或審計組織產生傷害的營業風險，審計師的審計風險被大大地擴大了。因此，保險理論認為，作為厭惡風險的“經濟人”，審計師為了減輕責任、回避風險，會對經營能力差財務狀況惡化的公司設置較高的審計期望風險，出具審計意見也更謹慎保守，也就更傾向對財務狀況差的公司出具非標準的審計報告。夏立軍、楊海斌(2002)對我國上市公司2000年度財務報告審計意見的實證分析表明，公司資產負債率越高，那么被注冊會計師出具嚴厲審計意見的可能性越大。其系數預期符號為正。

(5)OREV，樣本公司的主營業務收入占利潤總額的比重。OREV系反映上市公司主營業務鮮明度的指標，該指標越大，說明公司主營業務鮮明度越強。前期研究表明，公司的經營狀況會顯著影響到其所收到的審計意見類型，公司的經營狀況越糟糕，其審計意見也越嚴厲。然而公司主營業務鮮明度是否會影響審計意見類型呢?尚無實證結論可資借鑒。本文用其作為審計風險的控制變量，出于上述考慮對其系數符號不作預期。

(6)ROA，樣本公司的資產凈利率。Bao and Chen(1998)對可能影響審計意見的11個會計和市場因素進行了檢驗，其結果顯示，資產收益率對審計意見類型具有顯著影響。其系數預期符號為負。

(7)Preopinion，樣本公司上一年度的審計意見。以往的實證研究表明，審計師出具審計意見表現出一種慣性。例如，Mutchler(1985)和Nogler(1995)的研究發現，公司前期的審計意見類型影響審計師對本期的審計意見類型。Mutchler(1985)通過對執業審計師的訪談得知，上期被出具持續經營疑慮的審計意見的公司，本期更有可能被出具持續經營疑慮的保留意見。Nogler(1995)發現公司被出具了持續經營疑慮的意見以后，為了來年得到清潔的審計意見類型，就必須顯示公司的財務狀況得到長足的改善。陳關亭、高曉明(2004)研究了盈余管理與審計意見的關系以及審計意見的變通行為，研究發現，作為控制變量的前期審計意見類型對本期審計意見也有顯著的影響。本文預期該變量的系數符號為正。

三、實證結果與分析

(一)客戶重要性與審計意見的相關分析

相關分析(correlation)用于檢驗隨機變量之間的相關程度。變量之間的相關程度由相關系數來度量，皮爾遜積差相關系數(Pearson product-moment correlation coefficient)是應用最廣泛的一種。相關系數的正負號代表相關方向，相關系數絕對值的大小代表相關程度的高低。審計意見與審計重要性的相關性涉及其他的控制變量，所以應當進行偏相關分析。在控制影響審計意見的相關變量的基礎之上，通過檢驗客戶重要性(IMPOR)與審計意見(Opinion)的偏相關系數，借以初步檢驗本文提出的研究假設。使用統計軟件SPSS 12.0得出的偏相關分析結果見表1。

可以看出，客戶重要性(IMPOR)與審計意見(Opinion)之間的偏相關系數為0.023，而且雙尾檢驗(2-tailed)在5%的水平(P值=0.026)上顯著。由此可以推論，客戶重要性(IMPOR)與審計意見(Opinion)之間存在顯著的正相關關系，即客戶重要性越大，審計師出具非標意見的可能性就越大，研究假設H1得到了初步驗證。

(二)客戶重要性與審計意見的回歸分析

回歸分析(regression)通常用于分析一個變量或多個變量對另一個變量的影響。通過檢驗客戶重要性(IMPOR)是否為影響審計意見(Opinion)的顯著因素，可以進一步為驗證研究假設H1提供數據支持。由SPSS 12.0得出的模型1回歸分析結果見表2。

上述回歸結果表明，IMPOR的系數顯著為正(系數=4.425，P值=0.000)，從而說明客戶重要性是影響審計意見類型的顯著因素。

綜合相關分析與回歸分析結果，可以推論被審計單位的客戶重要性(IMPOR)越大，越容易被審計師出具非標意見，從而驗證了本文提出的假設H1。

另外，從回歸分析結果中也可以看出，作為控制變量的上市公司財務困境指標(Altman-Z)、資產規模(lnAsset)、資產負債率(LEV)、資產凈利率(ROA)與上一年度獲得的審計意見(Preopinion)也是影響審計師出具審計意見類型的顯著因素(P值= 0.000)，而且回歸結果與預期符號方向相一致。政府支持度指標(SUB)符號為正，說明得到政府支持的公司不容易被出具非標意見，但沒有通過顯著性檢驗。主營業務鮮明度的指標(OREV) 符號為正，但系數值接近零，而且沒有通過顯著性檢驗。

四、研究結論與后續研究建議

審計師的收入來源于向客戶的收費，因而審計師對于其客戶存在一種經濟依賴性。本文的實證研究結果表明，在控制其他可能影響審計師出具非標審計意見決策的變量后，客戶對審計師越重要，審計師越謹慎，進而更加傾向于出具非標審計意見。由此可以推論，審計重要性沒有影響審計獨立性。

然而，本文沒有深入研究審計師在出具非標審計意見的過程中是否存在審計意見的變通行為。從理論上講，審計意見應當由審計師基于審計過程中的審計發現獨立客觀地作出。然而，審計師在出具審計意見時不得不慎重考慮經濟依賴性和如何面對來自上市公司的壓力。孫錚、王躍堂(1999)通過對上市公司1995-1999年間的審計報告進行分析發現，審計師對上市公司出具的審計報告中，確實存在運用說明段變通審計意見性質的傾向，尤其表現為將保留意見變通為無保留意見加說明段。審計師在出具非標審計意見的過程中，是否出于經濟依賴方面的考慮進行審計意見變通，進而將客戶公司存在的重大錯報風險輕描淡寫了呢?這仍然是一個有待實證檢驗的問題。

主要參考文獻

[1] 陳曉，李靜. 地方政府財政行為在提升上市公司業績中的作用探析[J].會計研究，2001(12).

[2] 劉峰，許菲. 風險導向型審計、法律風險、審計質量[J]. 審計研究，2002(2).

[3] 孫錚，王躍堂. 說明段與變更審計意見之實證研究[J]. 審計研究資料，1999(6).

[4] 夏立軍，楊海斌. 從審計意見看審計質量——上市公司2000年度財務報告審計意見實證分析[J]. 中國注冊會計師，2002(10).

[5] E I Altman. Financial Ratios， Discriminant Ananlysis and the Prediction of Corporate Bankruptcy[J]. The Journal of Finance，1968，23(4).

[6] E I Altman， R G Haldeman， and P Narayanan. ZETATM Analysis: A New Model to Identify Bankruptcy Risk of Corporations[J]. Journal of Banking and Finance，1977(1).

[7] C L Becker， M L Defond，et al. The Effect of Audit Quality on Earnings Management[J]. Contemporary Accounting Research，1998，15(1).

[8] L E DeAngelo.Auditor independence， “Lowballing，” and Disclosure Regulation[J]. Journal of Accounting and Economics ，1981，3 (2): 113-127.

[9] L E DeAngelo.Auditor Size and Auditor Quality[J]. Journal of Accounting and Economics，1981，3 (3): 183-199.

[10] M Jensen，and W Meckling. Theory of the Firm: Managerial Behavior， Agency Costs and Ownership Structure[J]. Journal of Financial Economics，1976(3): 305-360.

[11] Z Palmrose. Audit Fees and Auditor Size: Further Evidence[J]. .Journal of Accounting Research，1986，24(1):97-110.

[12] J F Mutchler. A Multivariate Analysis of the Auditors' Going-concern Opinion Decision[J]. Journal of Accounting Research， 1985，23(2):668-682.

[13] G E Nogler. The Going-concern Opinions[J]. Auditing:A Journal of Practice Theory， 1995(3):54-73.

[14] J K Reynolds， J R Francis. Does Size Matter? The Influence of Large Clients on Office Level Auditor Reporting Decisions[J]. Journal of Accounting and Economics，2001，30 (3): 375-400.

[15] J Stice. Using Financial and Market Information to Identify Pre-engagement Factors Associated with Lawsuits Against Auditors[J]. The Accounting Review，1991，66(3):516-533.