審計師變更與內部控制審計意見購買

張子健

(湖南師范大學商學院，湖南 長沙 410081)

一、引 言

我國財政部、證監會等五部委先后于2008年和2010年聯合發布了《企業內部控制基本規范》和《企業內部控制配套指引》，要求上市公司管理層對內部控制的有效性進行自我評價，且聘請注冊會計師對財務報告內部控制的有效性出具審計報告，從此我國上市公司的內部控制審計由自愿審計轉入強制審計階段。根據我國監管部門發布的系列內部控制規范，獨立審計師對上市公司實施內部控制審計后，可以對其財務報告內部控制的有效性發表標準的審計意見(標準的無保留審計意見)和非標準的審計意見(包括帶強調事項段的無保留審計意見、否定意見和無法表示意見)。近年來，越來越多的上市公司相繼披露年度內部控制審計報告，但其內部控制被出具非標準審計意見的比例非常低，如中注協發布的上市公司2015年年報審計快報：1530家上市公司披露了年度內部控制審計報告，僅86家(占5.62%)上市公司的內部控制被審計師出具了非標準的審計意見，可見，絕大部分上市公司的內部控制制度被審計師鑒定為能有效保障財務報告的可靠性、經營的效率和效果以及運營的合法性。然而，近年來我國上市公司財務丑聞頻發，如北大荒、亞太實業和福建金森等因財務造假遭到證監會處罰，萬福生科、綠大地和欣泰電氣等因欺詐發行上市而引起資本市場轟動，這些均引發了投資者對其內部控制質量的擔憂，顯然這與審計師當初出具的財務報告內部控制有效性的鑒證結論存在嚴重分歧。

在所有權和經營權分離的現代公司，管理層受股東委托負責內部控制設計和運行，且公開披露內部控制自評報告，同時股東亦聘請審計師對管理層建立的財務報告內部控制的有效性發表鑒證意見。在這雙重委托代理關系(股東—管理者和股東—審計師)框架下，管理層和審計師均接受股東委托履行各自職責且取得相應報酬，但目前我國內部控制審計作為一項新興的審計業務，無論會計師事務所還是被審計單位均處于探索階段，在“內部人控制”盛行的治理環境下審計定價或審計師聘任在一定程度上遭受管理層的干擾，在內控審計中審計師有可能迫于壓力或利益誘惑而違背職業道德出具虛假的審計意見，從而管理層實現了內控審計意見的購買。

審計意見購買歷來是各國政府監管部門和投資者關注的重大問題，也是會計理論界的研究熱點，但迄今尚未形成定論。審計意見購買行為是財務報表審計的衍生物，以往學者研究審計意見購買時大多聚焦于財務報告審計意見購買行為的識別與治理等[1][2]。Newton等[3]基于美國薩班斯法案實施后的2005年至2011年的上市公司內部控制審計報告，首次實證發現美國資本市場存在內部控制審計意見購買行為，且審計市場競爭愈激烈時上市公司更傾向于更換審計師以獲得“清潔”的內控審計意見。隨著我國內部控制審計的逐步推行，上市公司內部控制審計成為了繼財務報表審計后的第二大項審計業務，這無疑大大拓寬了會計師事務所的收入渠道。那么正處于新興資本市場階段的我國上市公司，其管理層與審計師是否也存在內部控制審計合謀即內控審計意見購買行為呢？本文基于我國新興的資本市場，實證檢驗我國上市公司內部控制審計機構的更換與內控審計意見之間的關系，嘗試為我國上市公司內控審計意見購買行為獲得經驗證據。

二、理論分析與假設提出

自2002年美國《薩班斯法案》頒布以來，內部控制審計已成為了會計理論界和實務界的熱點。內部控制審計的實施雖然給美國上市公司造成額外的巨額成本和更高的法律風險，但降低了公司信息不對稱。內部控制審計報告影響投資者風險評價，內部控制存在缺陷的公司風險更高，其貸款利率和權益成本也更高[4][5]；內部控制質量甚至影響衍生品定價，有重大內控缺陷的公司信用違約掉期利差更高[6]。總之，學者們普遍認同有效的內部控制能保障財務報告的可靠性，如內部控制質量高的公司能及時地確認損失，其會計盈余更穩健和應計質量更高[7][8]。

不同的內部控制審計意見類型影響投資者對重大錯報風險的感知及其投資可能性[9]?！胺乔鍧崱钡膬炔靠刂茖徲嬕庖娡ǔ０殡S著當期和未來一期顯著更高的欺詐性財務報表重大錯報概率[10]。當公司收到否定的內部控制審計意見時，個體投資者對其標準無保留財務報表審計意見的信心降低，債權人對公司風險的評價更高從而授予的信貸額度減少以及分析師將不會積極推薦該公司股票[11][12]。同時，建立健全和有效實施內部控制是公司管理層的責任。健全有效的內部控制制度能提高管理層薪酬水平，而內部控制存在缺陷的公司將導致董事會降低管理層的總體薪酬水平[13]，甚至發生管理層更換，且更換管理層后其內部控制缺陷得以修正的概率確實得以提高[14]。但內部控制審計工作具有一定的主觀性，且內部控制質量評判過程中因涉及的專業判斷多、評估難度大，無法足夠激勵管理層、審計師發現和披露存在的內部控制缺陷，相反他們可能為了個人私利而選擇合謀以刻意隱瞞內部控制缺陷。當存在外部融資需求、聘用知名審計師或支付更多的非審計費用時，公司更傾向于不披露或少披露內控缺陷[15]；甚至管理層在與審計師溝通內部控制偏差時，可靈活運用接受或拒絕策略以降低審計師對內部控制偏差的評價，避免內部控制缺陷的披露對公司以及管理層自身造成的不利影響[16]。

內部控制審計是一場管理層與審計師的博弈。內部控制質量影響審計師變更，上期被出具了非標準內控審計意見的公司更可能主動解聘審計師[17]；當管理層預測現任審計師將發表非標準的內控審計意見時，可能另聘審計師以獲得符合其意愿的審計意見；內部控制效率越低的公司更換審計師的概率越大[18]；但在現代風險導向審計模式下會計師事務所也會根據客戶的內部控制質量調整審計費用或審計意見，甚至主動辭聘以放棄風險較高的客戶[19]；而變更了審計師的公司普遍存在審計師選擇偏好，內部控制質量與高質量審計師需求的概率呈倒U型關系[20]；審計師變更后，繼任審計師將披露更多的內控缺陷以降低審計風險[21]，但葉陳剛等(2013)[22]并未找到審計師變更會顯著影響內控缺陷披露的證據，不過將內控缺陷細分為公司層面缺陷和財務報告層面缺陷后，發現后任審計師確實更多地披露了財務報告層面的內控缺陷。

近年，隨著Lennox(2000)構建的審計意見估計模型的廣泛運用，頗多文獻證實審計師的更換有助于財務報表審計意見的改善[2][23][24]，甚至Newton等(2016)找到了美國上市公司購買內部控制審計意見的證據[3]。我國內部控制由自愿審計進入強制審計階段后，市場不能有效區分審計質量，管理層亦缺乏高質量的內部控制審計需求，此時信號傳遞機制失效，投資者無法準確判斷內部控制審計質量。當前，我國政府監管部門也未明確界定內部控制審計中審計師的法律責任使得提供低質量內控審計的審計師得以輕易逃避處罰。因此，我國上市公司管理層可能為了公司或個人私利，盡可能選擇與其合謀的內部控制審計師以獲得標準的內部控制審計意見，更有可能通過審計師更換以改善內部控制審計意見，故本文提出研究假設：我國上市公司存在內部控制審計意見購買行為。

三、研究設計與描述性統計

(一)樣本選擇

2010年4月，財政部、證監會等五部委聯合發布《企業內部控制配套指引》，要求自2012年1月1日起滬深主板上市公司進行內部控制審計，中小板和創業板上市公司擇機施行，故本文以披露了2013～2015年度內部控制審計報告的A股上市公司為研究樣本，且剔除金融保險類以及當年IPO或ST的上市公司。目前我國上市公司內部控制審計雖然處于強制階段，但有些上市公司仍未連續披露內部控制審計報告，如2014年有1699家上市公司披露了2013年度內部控制審計報告，但2015年其中有475家上市公司未連續披露2014年度內部控制審計報告(含7家上市公司的2013年度內部控制被出具了非標準審計意見)，故僅1269個觀測值符合要求。同理，2015年2078家上市公司披露了2014年度內部控制審計報告，但2016年其中有459家上市公司未連續披露2015年度內部控制審計報告(含8家上市公司的2014年度內部控制被出具了非標準審計意見)，故僅1611個觀測值符合要求，最終共獲得2014年和2015年這兩年的2880個觀測值。上市公司內部控制審計意見和相關財務數據均來自CSMAR數據庫(若有缺失值則通過手工收集以補充完整)，數據處理采用Stata12.0，且連續性變量在1%以下和99%以上都進行了Winsorize處理。

(二)內控審計意見與審計師變更的描述性統計

表1報告了樣本公司2013～2015年內部控制審計意見情況。

表1 上市公司2013～2015年內控審計意見情況

從表1可見，上市公司內部控制被出具非標準審計意見的比例呈上升趨勢，從2013年的3.54%上升為2015年的5.29%，說明隨著內部控制審計制度的逐步推行，內部控制審計逐漸規范，但總體上非標準內控審計意見比例仍不高，這三年來非標準內控審計意見比例僅占4.44%。

表2報告了2014年和2015年上市公司審計師變更情況：2014年有91家上市公司變更了審計師(其中11家上市公司的2013年度內部控制被出具了非標準審計意見)，2015年有149家上市公司變更了審計師(其中13家上市公司的2014年度內部控制審計意見被出具了非標準審計意見)，上市公司變更審計機構的比例從2014年的7.17%上升為2015年的9.24%。可見，伴隨著上市公司內部控制獲得非標準審計意見比例的逐年上升，上市公司也在不斷更換其內控審計師。

表2 上市公司審計師變更情況

表3為審計師變更與內控審計意見情況。我們發現在上一年度內部控制被出具非標準審計意見的114家上市公司中，其中變更審計師且內控審計意見得以改善的上市公司比例為58%(14/24)，而未變更審計師且內控審計意見得以改善的上市公司比例為54%(49/90)。可見，上市公司因變更審計師而內控審計意見得以改善的比例略高，從而找到了上一年度被出具非標準內控審計意見的上市公司通過更換審計師以購買內控審計意見的初步證據。

表3 審計師變更與內控審計意見情況

注：Inop為虛擬變量，若內部控制被出具非標準審計意見則取值為1，否則為0；Switch為虛擬變量，若發生內部控制審計師變更則取值為1，否則為0。

(三)變量定義與模型設定

借鑒陸正飛和童盼(2003)[23]、杜興強和郭劍花(2008)[25]等學者對我國上市公司財務報表審計意見購買行為的研究，從兩個角度檢驗我國上市公司審計師變更與內部控制審計意見的關系以驗證我國資本市場是否存在內控審計意見購買行為。

1.上市公司內控審計意見購買動機。首先，借助Logistic一元回歸方程(見式1)來檢驗上市公司內控審計意見與審計師變更的相關性：

Switchit=β0+β1Inopit-1+ε

(1)

其次，對上市公司內控審計意見與審計師變更之間關系進行X2檢驗。

2.上市公司內控審計意見估計模型。借鑒Newton等(2016)[3]的做法，基于Lennox(2000)審計意見購買模型估計上市公司收到非標準內控審計意見的Logistic回歸模型(見式2)：

Inopit=α0+α1Inopit-1+α2Switchit+α3Roait+α4Levit+α5Switchit*Inopit-1+

α6Switchit*Roait+α7Switchit*Levit+γ

(2)

根據式(2)獲得各個變量的估計值以求得上市公司在變更或不變更審計師情況下預期收到的內控審計意見的擬合值，再將此擬合值代入式(3)和(4)，計算出上市公司變更與不變更審計師情況下其獲得非標準內控審計意見的概率(式中q表示上期內控審計意見，若為標準審計意見則取值為1，否則為0)：

(3)

(4)

α5Cfoit+α6Lossit+α7Growthit+α8Shareoneit+α9Stateit+γ

(5)

其中，控制變量的具體定義見表4。

表4 控制變量設置

(四)相關變量的描述性統計

表5報告了相關變量的描述性統計。由表5所示：上期內控審計意見Inopit和當期內控審計意見Inopit的均值分別為0.039和0.044，可見，我國上市公司內部控制獲得非標準審計意見呈現微弱的上升趨勢但整體比重并不高。審計師更換Switch的均值為0.083，略高于上市公司獲得非標準審計意見的比重，說明上市公司有可能通過更換審計師以避免其獲得非標準的內控審計意見。

表5 變量的描述性統計

續表

變量MeanStd.Dev.Min25%Median75%MaxLoss0.1340.34100001Cfo0.0390.071-0.1790.0010.0380.0810.246Growth0.1080.474-0.593-0.0960.0320.1753.273Shareone36.04415.5278.21023.66534.09547.06577.070State0.5330.49800011

表6列示了關鍵變量的相關系數。審計師更換Switch與上期內控審計意見Inopit-1顯著正相關，說明收到非標準的內控審計意見的公司更有可能發生審計師更換；而審計師更換Switch與本期內控審計意見Inopit顯著正相關，又似乎表明本期審計師的更換反而提高了內部控制獲得非標準審計意見的概率。但實際上，審計意見是基于審計市場和公司的特定狀況得出的，不能僅僅以審計師變更前的審計意見作為對比，其基準應該是同一年度如果公司在是否變更審計師方面作出相反決策而得到的審計意見，故Lennox(2000)構建了審計意見估計模型。此外，上期和本期內控審計意見(Inopit-1、Inopit)之間存在顯著的正相關關系，說明內控審計意見存在一定的粘性。

表6 關鍵變量的相關系數

注：*、** 和*** 分別表示系數在1%、5%和10%的水平上顯著。下同。

四、實證檢驗結果

(一)上市公司內控審計意見購買動機

表7報告了審計師更換與內控審計意見之間的一元回歸結果：本期審計師更換Switch與上期非標準內控審計意見Inopit-1之間存在顯著正相關關系，說明上期被出具了非標準內控審計意見的上市公司更容易發生審計師更換，即上市公司存在購買內控審計意見的動機。

表7 審計師變更與內部控制審計意見的回歸關系

此外，審計師更換與上期非標準內控審計意見的X2檢驗表明，X2(1)=25.13，亦說明審計師變更與上期非標準內控審計意見顯著相關。

(二)上市公司購買內制審計意見的實現

表8的第1、2列呈報了內控審計意見估計模型的多元回歸結果，且第2列比第1列增加了審計師更換Switch以及其與解釋變量之間的交叉項。上期內控審計意見Inopit-1的估計系數在1%的水平上顯著為正，說明內控審計意見具有較強的粘性，即內控審計意見類型具有一定的持續性。此外，資產回報率Roa的系數顯著為負，表明擁有較高資產回報率Roa的公司更不容易被出具非標準的審計意見；而公司負債水平Lev不顯著影響其非標準審計意見獲得的概率。

表8 內控審計意見與審計師更換的估計

然而，第2列中的審計師更換Switch與上期內控審計意見Inopit-1的交叉項(Switch*Inopit-1)系數顯著為負，說明審計師的更換削弱了內控審計意見的粘性(因上期內控審計意見Inopit-1的系數顯著為正)，即審計師的更換提高了審計意見類型發生改變的可能性。

表8中第3、4列報告了模型(5)的回歸結果(其中被解釋變量為審計師更換決策Switch，而第4列中的關鍵變量則直接來自于式2的擬合值，即未經式3和式4的處理)?；貧w結果表明：獲得非標準內控審計意見的概率之差的估計系數分別為-0.770(P<0.01)和-5.701(P<0.05)，這充分說明公司通過更換審計師成功實現了內控審計意見的購買，這也印證了第2列中審計師的更換減弱了內控審計意見的持續性。公司的債務水平Lev和成長性Growth的系數顯著為正，說明資產負債率越高或成長機會越多，公司越容易發生審計師更換；但公司規模Size的系數顯著為負，說明公司規模越大越不容易發生審計師更換，可能因為規模越大的公司若更換審計師將吸引更多投資者關注，從而管理層為避免公司財務報告遭受證監會和投資者質疑而盡量不更換審計師。

此外，表8的第2列中的估計系數可以用來計算公司收到非標準內審意見的擬合值，再結合模型(3)和(4)可得到公司獲得非標準內控審計意見的概率(見表9)。在本研究樣本中，上期內部控制被出具標準審計意見的觀測值有2766個，被出具非標準審計意見的觀測值有114個。當上期內部控制被出具標準審計意見而本期變更審計師后其獲得非標準內控審計意見概率的均值為6.48%，而未變更審計師時其獲得非標準內控審計意見概率的均值為2.50%，說明上期內部控制被出具標準審計意見的公司變更審計師后其獲得非標準內控審計意見的概率反而較高。當上期內部控制被出具非標準審計意見的公司本期變更審計師后，其獲得非標準內控審計意見概率的均值為41.66%，而未變更審計師時其獲得非標準內控審計意見概率的均值為45.55%，說明上期被出具非標內控審計意見的公司變更審計師后獲得非標準內控審計意見的概率低于未變更審計師時其獲得非標準內控審計意見的概率，從而上期被出具非標準內控審計意見的上市公司有更換審計師以購買內控審計意見的傾向。

表9 非標準內部控制審計意見估計概率

五、結論與啟示

隨著我國證券監管部門對上市公司內部控制治理的加強以及投資者對內部控制質量的關注，上市公司管理層更加重視內部控制審計意見以解釋其受托責任的履行，從而上市公司內部控制審計意見類型將影響其審計師的續聘與否。自從我國上市公司逐步開展內部控制審計，會計師事務所迎來了發展的契機。但目前我國審計市場處于無序競爭，獲得大量審計客戶維系會計師事務所的生存與發展，因此，會計師事務所有可能為了獲得審計業務而與被審計公司合謀，出具虛假的審計意見誤導資本市場。

經過對我國上市公司2013至2015年度內部控制審計意見的經驗分析，發現我國上市公司內部控制被出具非標準審計意見的數量逐漸增多，但所占比例仍較低，更為重要的是出現了上市公司更換內部控制審計師的傾向。可見，當我國上市公司內部控制被出具非標準審計意見后，有強烈更換審計師的意愿；通過更換審計師降低了上市公司內部控制被出具非標準審計意見的概率，即我國上市公司存在內部控制審計意見購買行為。

本研究的啟示在于：內部控制審計意見具有豐富的信息含量，也是廣大投資者決策的一項重要參考指標，但需要警惕上市公司管理層向審計師購買低質量的內控審計意見，從而誤導投資者決策，擾亂正常的資本市場秩序。因此，我國證券監管部門和審計準則委員會等應不斷完善內部控制審計指南，避免上市公司與審計師合謀出具虛假的審計意見，尤其在上市公司更換其內控審計機構時需要將此作為重大事項向投資者及時發布公告且作出說明以減少其購買審計意見的機會。本文可能的局限在于未將財務報表審計意見納入分析框架。目前，我國監管部門尚未明確要求上市公司采用整合審計模式，即實踐中整合審計與非整合審計模式并存，故可以探討審計模式的選擇是否影響審計意見的購買，或檢驗上市公司是否同時購買財務報表審計意見和內部控制審計意見或僅僅其中某一項審計意見，這些都可作為將來進一步的研究方向。

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