環境不確定性、審計師專長與審計質量

●西南財經大學天府學院張 琴 韓梅芳 王 曉

環境不確定性、審計師專長與審計質量

●西南財經大學天府學院張 琴 韓梅芳 王 曉

本文選用了2008-2012年A股非金融類上市公司為研究樣本，探究了公司處于不同生命周期下環境不確定性與審計質量之間的關系，并且就二者之間的相互關系的重要途徑作出了進一步深入研究。研究發現，成長型和衰退型公司的審計質量受環境不確定性影響較大，而成熟型公司受到的影響相對較小。考慮了審計師個人專長對單個公司審計質量最具直接影響，且能夠更好識別環境不確定性帶來的影響，審計師個人專長均能夠降低環境不確定性對審計質量的影響。在環境不確定性與審計質量的關系中，審計師個人專長起到了較好的調節作用。

環境不確定性 審計師個人專長 企業生命周期 審計質量

一、引言

環境是企業賴以生存的條件之一，它直接影響企業的財務計劃和經營決策。環境不確定性一方面促使管理者制定戰略時滿足多方面的戰略需求；另一方面也會影響企業收益波動水平，在不確定性較大的未來，對企業有利事件的發生，可能會夸大收入；對企業不利的事件發生，可能會降低收入。審計師在執行審計業務過程中，為了保證審計質量，進行的審計有抑制盈余管理的作用，二者是相互平衡的一個關系，外界環境發生變化會對審計質量產生間接的影響。本文考察了審計師專長在環境不確定性對審計質量的影響方面的調節作用：（1）環境不確定性屬于客觀因素，是無法避免的，這一點造成了其他宏觀要素不能識別和糾正；（2）審計師個人行為對環境不確定性有著不同的識別作用，當個人具有行業專長時，在被審計單位處于環境不確定程度較高的情況下，能更大程度地控制審計質量。因此本文選擇審計師個人專長層面來考察這一作用。

由于處于不同生命周期階段的公司對環境不確定性的感知度和對環境不確定性影響的評估水平是不一樣的。其決定了公司盈余管理動機不同，進一步決定了審計質量的高低。根據以上分析，本文從公司環境不確定和公司成長趨勢兩個方面對公司審計質量的影響進行了研究。

二、文獻回顧

相關學者主要圍繞環境不確定性如何對公司戰略及經營活動產生影響進行了研究。其中：Cheng and Kesner（1997）認為：當公司受到環境約束時，管理層會從戰略上應對公司環境的不確定性。Sharma（2002）認為公司管理控制系統的設置和組織結構的建立將受到環境不確定性的影響。環境不確定性會對財務目標的實現產生壓力，并且二者呈現同向變動的趨勢，即環境不確定性因素越多，實現財務目標的壓力越大，導致公司更容易將未來年度的盈余前置（Merchant，1990）。管理層往往利用應計項目和虛擬交易方式進行盈余管理。從而，盈余管理的程度與審計質量有了廣泛的關聯。

隨著競爭的加劇，資源越加短缺，大多數公司的經濟活動都以獲得資源配置為主要目標，調節盈余是公司自主優化資源配置的一個重要表現形式。Ghosh and Olsen（2009）的研究結果表明，公司的盈余管理水平與環境不確定性呈正相關關系，環境不確定性越高，管理層為降低報告盈余的波動水平，利用超額應計項目的動機越明顯。申慧慧 （2009）在Ghosh and Olsen基礎上將盈余管理分為正向和反向兩類，并且對公司按照成長型和衰退型進行了分類。結果表明，相對于成長型的公司而言，衰退型公司的環境不確定性與正向盈余管理程度正相關程度較強。兩類公司的環境不確定性對負向盈余管理的影響都無顯著差異。

很多學者研究了行業專長對審計質量的影響。Lim and Tan（2008）、Dunn and Mayhew（2004）等都得出了審計師行業專長與審計質量存在較強的相關關系的結論。Reichelt and Wang（2010）進一步研究表明，在決定審計質量的專長領域中，擁有國家行業專長和地方行業專長雙重專長決定審計質量的高低，并且，地方性行業專長起到了決定性的作用。

三、研究假設與模型檢驗

現代企業理論認為，企業的戰略和經營策略很大程度上受環境因素的影響。現行會計制度為公司提供了諸多應對環境不確定性的空間，由此給企業財務報告審計質量帶來了不利影響。為平滑公司盈余，公司管理層往往會利用應計盈余來降低盈余的波動（Bannister and Newman，1996）。環境不確定性因素越多，盈余管理的程度越高，審計質量越差（Ghosh and Olsen，2009）。企業財務報表的可靠性和相關性可以通過外部審計得到增強，從而減少由于內外部信息不對稱的諸多問題。即：企業的應計盈余管理行為可以在高效的外部審計作用下得到抑制（李江濤，何苦，2012）。根據相關文獻可知，應計盈余管理程度越高說明審計質量越低。據此，提出假設1。

假設1：環境不確定性與公司財務報告審計質量顯著負相關。

環境不確定性在公司發展的不同階段會受到公司外部不確定性因素的影響，這些外部的環境變換是不可測的；來自公司內部的不確定性可能會發生變化，這些變化往往由于公司所處的生命周期階段不同而形成差異。成長時期的公司傾向于增加應計盈余管理。

衰退型公司，環境不確定性導致企業虧損或業績下滑的概率增加，從而企業進行正向盈余管理的可能性增大（申慧慧，2010）。即衰退時期的公司更傾向增強正向盈余管理。

成熟期是企業在經營成長過程中的轉折點。陳旭東，黃登仕（2006）發現處于不同經營周期的企業的投資盈利能力和銷售增長均呈現U型和倒U型分布，從而研究不同經營階段的會計行為成熟期是一個理想的比較基準。

據上述分析，提出假設：

假設1a：處于生命周期成長階段的公司，環境不確定性與審計質量顯著負相關；

假設1b：處于生命周期衰退階段的公司，環境不確定性與審計質量顯著負相關；

假設1c：處于生命周期成熟階段的公司，環境不確定性與審計質量相關關系相對較弱。

本文運用模型（1），采用最小二乘法檢驗上述假設。

為了檢驗環境不確定性對審計質量的影響，需要估計出公司應計盈余管理水平。可控性應計水平是會計師通過會計政策選取和職業判斷的結果。審計質量越高，可控性應計水平應該越低。本文采用Francis等（2005a）提出的修正的DD模型，這一方法是對DD模型和Jones模型的融合，解釋能力更強。

其中，TCAj,t=(△CAj,t-△CLj,t-△CASHj,t+△STDEBTj,t); CFOj,t=NIBEj,t-TAj,t;

△CAj,t表示企業j在第t年的流動資產變動額；△CLj,t表示企業j在第t年的流動負債變動額；△CASHj,t表示企業j在第t年的現金變動額；△STDEBTj,t表示企業j在第t年的短期負債變動額；NIBEj,t表示企業j在第t年的扣除非經常項目后的凈收入；△DEPNj,t表示企業j在第t年的折舊支出與攤銷支出額；△REVj,t表示企業j的主營業務收入從t-1到t的變動額；PPEj,t表示企業j在第t年固定資產原值。

本文對模型（1）通過分年度和行業的橫截面回歸得到殘差 。并取殘差的絕對值作為審計質量（AD）的替代變量。為了保證擬合的質量，剔除了行業內少于10家公司的觀測值，以及全部金融行業樣本。

環境不確定性的根源源于外部環境的變化，而外部環境的變化將引起銷售收入的變動（Dess and Beard，1984），因此，環境不確定性可以采用銷售收入的標準差來衡量 （Tosi et al.，1973）。為了剔除銷售收入中穩定增長的部分，采用普通最小二乘法，運用模型（2）分別估計歷史5年的非正常銷售收入（申慧慧，2012）。以此作為環境不確定性的替代變量更能排除個體樣本內在增長因素。本文對環境不確定性的處理采用申慧慧（2012）的做法。

其中，Sale=銷售收入；Year=年度變量，如果觀測值是過去第4年、過去第3年、過去第2年、過去第1年、當前年度，則Year分別為1、2、3、4、5；非正常銷售收入即為模型（2）的殘差；通過計算公司歷史5年非正常銷售收入的標準差，再用其除以歷史5年銷售收入的平均值，可以得到未經行業調整的環境不確定性；用同一年度同一行業內所有公司的未經行業調整的環境不確定性的中位數表示行業環境不確定性，用行業環境不確定性除各公司未經行業調整的環境不確定性，作為本文所運用的調整后的環境不確定性（EU）。

在模型（1）中，我們借鑒了肖作平（2006）、曾亞敏（2010）等、張娟等（2011）、蔡吉普（2007）、劉文軍等（2010）和劉桂良等（2008）的研究方法，控制了如下影響因素，見表1。

表1 變量定義

四、樣本選取與描述性統計

本文選取了來自CSMAR數據庫的2008-2012年的數據。同時，我們收集了巨潮資訊相關數據進行了校對，以保證數據的真實可靠。此外，手工收集了在此期間國內會計師事務所合并的數據，并手工整理了審計師個人專長中不同會計師事務所同一姓名的區分，更正了來自數據庫中會計師事務所名稱的不規范樣本。對所有的樣本：（1）剔除金融行業的公司；（2）剔除連續銷售收入不足5年或者小于0的樣本；（3）剔除行業內少于10家公司的樣本；（4）剔除其他數據為空值的樣本；（5）為降低異常值的影響，特將連續變量進行了1%分位數的Winsorize處理。表2報告了樣本年度分布，總樣本共5783個，數據逐年增加，這與我國上市公司數目逐年增加的趨勢吻合；成長型與成熟型公司比例相差不大，也與我國上市公司實際情況接近；衰退型公司占整個樣本比例為19.04%，與我國宏觀經濟狀況契合。整體上，處理后的樣本可信性比較高。

表2 樣本年度分布

表3報告了描述性統計的結果。表明審計質量的應計盈余絕對值（AD）的取值位于0-0.6區間，與以往研究情況相近，標準差為0.0782，表明同行業同年度仍然存在較大的操控盈余。環境不確定性（EU）最小值與最大值分別為0.174與8.405，表明對于不同行業環境不確定性比較大，不同公司的差異也比較大，但仍處于可接受范圍內。審計收費最小為18萬元，最大為400萬元，差異很大，這與公司的具體規模（SIZE）比較相符，因此，具有很強的可靠性。審計師變更（Change）的均值為0.218，即平均21.8%的公司發生了審計師變更，與上市公司變更審計師實際情況貼近。接受四大審計（Big4）的公司約占5.71%，大部分的上市公司由非四大進行審計。資產負債率（LEV）最大值2.923，均值為0.563，表明有個別公司已經資不抵債，整體負債水平56.3%，負債程度適中。總資產收益率（ROA）最大值為0.318，均值為0.0347，上市公司相互的盈利差異比較大。當年虧損公司（LOSS）平均約占總樣本的11.7%。國有上市公司（SOE）占樣本約36.3%。管理層持股最高達37.42%，而平均水平為1.318%。樣本公司中，董事長兼任總經理的比例高達14.3%。這些指標水平均與實際吻合，因此，樣本的選取是有效的。

表3 描述性統計

表4報告了所有變量間的相關系數。其中AD與EU顯著正相關，說明環境不確定性的確會影響被審計公司的審計質量并且作用是向下的。AD與Audfee負相關，表明審計收費會提高審計質量，與實際情況一致。另外，Change、LEV、LOSS、PartTime與AD顯著正相關，表明審計師變更、資產負債率、當年虧損、董事長兼任都不利于審計質量的提高，與相關學者的研究結果整體符合。EU與CTR負相關，說明國有控股的

公司環境不確定性較低。其他變量之間的相關性也非常直觀，比如，SIZE與ROA顯著正相關，說明規模越大的公司，其盈利能力越強；LEV與ROA顯著負相關，表明財務杠桿越高的公司，盈利能力越差；LOSS與EU正相關，說明公司虧損會導致環境不確定性增大。

表4 相關系數

表5 回歸結果

表6 穩健性檢驗

五、實證檢驗

表5報告了實證回歸結果，其中審計質量（AD）為被解釋變量，表中第3列為全樣本下的回歸結果，在不區分公司所處生命周期階段時，環境不確定性的系數顯著不等于零，即環境不確定性明顯降低了審計質量；表中第4列，第6列分別為公司處于增長階段和衰退階段對審計質量的回歸結果，結果表明：環境不確定性顯著降低了其審計質量，在公司處于增長階段和衰退階段，環境不確定性與審計質量負相關，從而驗證了假設1a和假設1b；表中第5列為公司處于成熟階段的回歸結果，雖然EU系數在10%水平上顯著，與公司處于增長階段和衰退階段的1%水平比較而言，處于成熟階段的公司環境不確定對審計質量的影響較弱，很好地驗證了假設1c。審計收費的符號為負，AD越大說明審計質量越低，審計收費提高會降低AD，相應的審計質量就是越高，其系數在全樣本和成熟型公司樣本下顯著；在公司成長階段和衰退階段可能由于經營風險較大，導致審計收費對審計質量的影響不顯著。

為了使得回歸結果更加可靠，本文做了如下穩健性檢驗。直接采用Ghosh and Olsen（2009）的做法，將歷史5年銷售收入求標準差，再除以同行業同年度的標準差中位數得到個別樣本公司的環境不確定性EUU，作為上述回歸結果中的EU的替代解釋變量進行穩健性檢驗。

表6報告了穩健性檢驗的回歸結果，主要解釋變量環境不確定性（EUU）顯著水平與表4一致，因此，證明了上述回歸結果是可靠的。

六、進一步研究

公司在經營決策和戰略設計時面臨較大的環境不確定性，我們無法考察個別公司在戰略上對環境不確定性引發風險的應對措施。因此，本文主要考察來自經營層面對該風險的規避。通過財務報告以及審計報告可以降低信息不對稱引發的代理成本和相關風險。但是，環境不確定性顯著降低審計質量，可能使得審計報告在某種程度上不可靠。審計質量作為審計最重要的部分，在環境不確定性影響下，如何使審計質量不受或者基本不受環境不確定性的影響，是一個至關重要的問題。

個別公司面臨的環境不確定性水平不一致，而有效識別和應對環境不確定性引發的審計質量問題是被審計單位簽字注冊會計師應當背負的責任，為了避免審計失敗，簽字注冊會計師往往在監管機構的嚴格監控下采取謹慎的態度識別各種風險，降低環境不確定性對其審計質量的影響。這就決定了簽字注冊會計師是調節環境不確定性對審計質量影響的重要因素。

Gul等（2013）研究了審計師個人專長，把專長的界定按照審計師個人為起點，這些審計師來自各種規模的會計師事務所，并得出了審計師個人專長與審計質量顯著正相關的結論。因此本文認為，審計師個人專長是調節環境不確定性對審計質量影響的重要因素。據此，提出假設2。

假設2：在環境不確定性影響下，審計師個人專長對審計質量有顯著的正向調節作用。

考慮公司生命周期理論，當公司處于增長階段或衰退階段時，面臨環境不確定性影響可能會使管理層操縱盈余的動機更明顯，因此，審計師更加注意充分識別這些操縱性盈余。而在公司的成熟階段，環境不確定性的影響對本身穩定的公司業績影響不會過大，管理層操縱盈余的動機下降，此時，審計師個人專長的調節作用顯得不會特別明顯。據此提出假設2a和2b。

假設2a：在公司處于生命周期的成長階段和衰退階段以及環境不確定性下，審計師個人專長對審計質量有顯著正向的調節作用。

假設2b：在公司處于生命周期的成熟階段以及環境不確定性下，審計師個人專長對審計質量有正向的調節作用。

我們在模型（1）中加入審計師個人專長（Audie）作為調節變量，其調節作用如圖1。

圖1 審計師個人專長的調節作用

本文對審計師個人專長的考察，采取如下做法：（1）對每一組簽字注冊會計師的兩名審計師平均分配審計費用作為各自份額；（2）在同一年度同一行業下，統計每個審計師分配的審計收費金額，并與行業年度內總市場額相除，得到單個審計師的市場份額；（3）為了避免審計師重名的影響，我們按照重名審計師隸屬事務所的不同來糾正重名帶來的偏差；（4）取同年度同行業內市場份額比例最高且高于第二名10%份額的審計師界定為具有審計師個人專長，并定義為啞變量，加入環境不確定性與審計師個人專長的交互（EU_Audie）。

表7報告了審計師專長的調節作用，由于新變量的加入使得樣本規模變為5496個，減少287個樣本，變動不大，可以接受。環境不確定性對審計質量的影響在加入審計師個人專長調節后弱化了一些，顯著水平有所降低，審計師個人專長對審計質量有正向提高的作用，在全樣本下顯著水平為5%，增長型和衰退型公司樣本下顯著水平為5%，在成熟型公司樣本下顯著水平為10%，相對而言，審計師個人對成熟型公司類的被審計單位可能不會過于苛刻地控制風險，因為成熟型公司自身的經營風險和財務風險并不高。審計師個人專長與環境不確定性的交互項在全樣本下5%水平上顯著，在增長型和衰退型公司也是5%水平上顯著，在成熟型公司10%水平上顯著。雖然審計師個人專長調節作用的顯著水平沒有達到1%，但是可以肯定的是，這種調節作用還是顯著的。可能存在其他的因素可以使審計質量在環境不確定性的影響下得到輔助的控制。另外，本文也對進一步研究做出了穩健性檢驗，將審計師個人市場份額的連續變量作為啞變量的替代進行回歸檢驗，檢驗結果與啞變量的檢驗結果一致，在此暫不列出。

表7 審計師專長調節作用

七、結論

環境不確定性給公司的經營施加了約束，導致公司調整其經營策略以適應環境的變化；除此之外，環境不確定性還加劇了經理人與外部投資者之間的信息不對稱。從財務的角度看，環境不確定性緩和了公司的盈余波動，真實盈余質量較差，向市場傳遞了不準確的信號，間接導致了審計質量不足。以往研究主要針對于環境不確定性因素作為調節作用出現，而沒有將其作為一個主要的影響因素，并且在該因素影響下，分類過于單一。

本文將環境不確定性作為考察對審計質量影響的主要因素，得出環境不確定性顯著降低了審計質量的結論。將公司根據生命周期分為三類，公司處于成長階段和衰退階段時，環境不確定性顯著降低了審計質量，相比之下，在成熟階段的公司則不會受到同樣顯著水平的影響。為了考察和糾正在環境不確定性下審計質量的保全與改善，我們引入了審計師個人專長作為調節因素，在全樣本以及成長和衰退階段的公司，審計師個人專長起到了較好的調節作用，而成熟階段的公司，審計師個人專長的調節作用相對弱化。本文的研究結果，對加強審計師個體的培養和重視，對于提高我國整體審計質量有很大的現實意義。■

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