獨立審計人員認知對審計信息系統采納的影響

孫玥璠 張成成 包娜

一、引 言

隨著信息技術的迅猛發展，云計算、大數據時代已經來臨。為適應時代變化，審計信息化的建設也必須向更高層次發展?！盎ヂ摼W+審計云”不僅是審計工作模式和產業運作方式的升級，更是社會發展的全方位進步。2017年6月30日，中注協公布了《會計師事務所信息化促進工作方案》，指出要用現代信息技術全面裝備注冊會計師行業，形成以信息化設施為基礎，以數據資源為核心，以技術支持和安全管理為保障，打造互聯化、移動化、智能化的注冊會計師行業信息化體系。會計師事務所要融合互聯網、云計算和大數據技術，建設智能審計作業系統和智能內部管理信息系統，增強數據分析應用能力，實現信息技術和數據技術并重發展。由于被審計單位財務軟件和信息系統日趨復雜，業務數據量急劇增長，傳統的審計方法已經不足以應對新形勢下的新要求。在現有審計業務中，審計師限于審計技術，多采用抽樣的方式檢查交易樣本，而在大數據時代下，則可以考慮通過數據分析工具將檢查范圍擴展至全部的總分類賬和數據庫。因此在大數據環境下，審計信息系統的全方位、全過程采納將在信息獲取渠道、抽樣方法、審計范圍、審計模式等方面帶來重大變革。

二、文獻回顧

到目前為止，國內已有許多研究從理論上肯定了審計信息化對當今審計變革的重要意義。雖然研究普遍說明了應用審計信息系統的優勢和開展不順暢的現狀（王智玉，2011；曹真臻，2008），但是對影響審計人員采納審計信息系統有關因素的實證研究卻很少。劉崇明、杜乾（2014）認為，大多數審計人員在處理審計工作時幾乎不使用計算機輔助審計，有些僅限于簡單地處理文本、編輯文件和存儲數據，計算機技術在審計方面的優勢并未充分發揮。國外一些學者通過調查問卷的方式，利用“技術采納模型”（Technology Acceptance Model，TAM）對審計信息系統的采納程度進行了實證研究。Braun and Davis（2003）研究發現，審計人員認為應用計算機輔助審計技術會帶來潛在好處是審計信息系統采納的一個重要原因。Ebimobowei et al.（2013）發現，績效期望、付出期望、社群影響和配合情況與審計人員應用計算機輔助審計技術顯著正相關。而國內關于審計信息系統采納的影響因素實證研究的文章很少，僅查閱到孫震等（2013）采用“技術采納模型”對央行內審信息化采納程度的影響因素研究，而針對我國獨立審計環境下審計信息系統采納的影響因素研究的數量亦極少。

對于我國獨立審計中審計信息系統采納的影響因素研究而言，審計人員個人對該技術的認知程度是一個相對較新的研究角度。以往的研究一直關注于計算機技術的專業性對審計人員造成的難度，而對于審計人員本身認知因素的實證研究數量較少。因此，本文以“技術采納模型”為基礎，通過調查問卷的方式研究獨立審計中審計人員認知對審計信息系統采納的影響，豐富相關研究。

表1 審計程序執行方面的影響因素量表及符號

表2 審計人員認知方面的影響因素量表及符號

三、研究概念與研究假設

審計程序的使用隨著審計階段的不同而變化。通常，審計信息系統采納主要集中在風險評估、符合性測試和實質性測試階段。Janvrin et al.（2009）在對計算機審計程序使用的影響因素研究中得出，在符合性測試階段，大多數的控制程序是嵌入被審計單位系統之中的，審計人員沒有選擇，只能使用計算機審計程序。因此本文主要探討風險評估階段和實質性測試階段審計信息系統采納的影響因素。本文對審計信息系統的定義為：審計活動中，運用審計軟件訪問被審計單位的數據庫，通過對數據的采集、編碼、預處理、篩選、排序和重新計算等方式來滿足審計工作需要的一系列計算機技術的總稱。

由于審計工作的實施主體始終是人，不可能簡單地全部由計算機替代，所以審計人員的主觀判斷、工作經驗等均是影響審計工作的重要因素。借鑒現有文獻，本文以審計程序作為被解釋變量，人員認知作為解釋變量，研究審計人員認知因素對審計信息系統采納的影響，并提出相應的研究假設。

（1）使用系統對工作有幫助的程度是指審計信息系統的采納可能為審計人員帶來更優的審計效果，在風險評估階段和實質性測試階段會減少審計人員的工作時間、節省審計預算以及提高審計效率。因此提出假設1：

H1a：使用系統對工作有幫助的程度與審計人員在風險評估階段采納審計信息系統呈正相關關系。

H1b：使用系統對工作有幫助的程度與審計人員在實質性測試階段采納審計信息系統呈正相關關系。

（2）一種新技術的最初學習階段往往伴隨著人們的畏難情緒，所需付出的努力程度會成為是否采用該技術的原因（Venkatesh et al.，2003）。審計信息系統的采納往往需要一定的計算機系統知識為基礎，而大部分審計人員的計算機水平有限，從而對他們采納審計信息系統造成了一定的負面影響?；诖颂岢黾僭O2：

表3 樣本基本信息的描述性統計

表4 觀測變量的描述性統計

H2a：使用系統需付出的努力程度與審計人員在風險評估階段采納審計信息系統呈負相關關系。

H2b：使用系統需付出的努力程度與審計人員在實質性測試階段采納審計信息系統呈負相關關系。

（3）審計環境的變化催生了計算機審計，而一種新技術的推進又離不開強大的外部環境支持。比起強調個人主義的歐美國家，我國審計人員在工作中可能更習慣于與整體保持一致，往往不太愿意去做區別于他人而可能使自己脫離整體的行為（張文秀，2012）。因此提出假設3：

H3a：周圍群體的影響程度與審計人員在風險評估階段采納審計信息系統呈正相關關系。

H3b：周圍群體的影響程度與審計人員在實質性測試階段采納審計信息系統呈正相關關系。

（4）一個審計項目的順利開展離不開事務所的支持，會計師事務所在信息化審計方面的投入，如提供信息化審計資源和IT專家咨詢等，可能影響到審計人員對信息化審計技術的應用（Dowling，2011）。

H4a：組織在相關技術、設備方面對系統使用的支持程度與審計人員在風險評估階段采納審計信息系統呈正相關關系。

H4b：組織在相關技術、設備方面對系統使用的支持程度與審計人員在實質性測試階段采納審計信息系統呈正相關關系。

此外，隨著審計工作年限的增長，審計人員可能更多地依靠經驗選擇審計方式。訾亞楠（2013）研究發現，從事審計工作低于4年的人員使用計算機輔助審計技術的比例明顯高于4年以上人員。孫震等（2013）指出，審計人員從事審計工作年限越久，傳統手工審計能力越強，從而會降低對信息化審計技術的應用。鑒于此，本文以審計人員獨立審計工作經驗作為控制變量。根據上述假設，本文研究模型及變量如圖1所示。

圖1 獨立審計中審計信息系統采納的影響因素研究模型

表5 結構方程模型的標準化路徑系數與假設驗證

表6 結構方程模型的擬合優度指數

四、研究設計

（一）量表開發

本文采用問卷調查法進行研究，通過Likert 5級量表衡量測項，1—5表示意愿程度逐漸增加。在量表設計時，本文研究了國內外涉及審計信息系統的多種審計準則和法規，最大程度將審計準則中描述的字句寫入問卷。基于準則對比和我國實際，設計了在審計程序執行方面的影響因素量表（表1）。

審計人員認知更多的屬于行為研究范疇，為了更好地使調查問卷結果擬合假設中的變量，本文中審計人員認知方面影響因素的量表及符號如表2所示。

（二）數據收集

本文的調查對象是有一定審計經驗的審計人員，實習生和新入職的審計助理不作為被調查對象。問卷主要利用熟人網絡，通過電子郵件的方式向事務所內部進行大規模發放。通過在較有代表性的“國際四大”——安永會計師事務所和“本土十大”排名靠前的瑞華會計師事務所小范圍的預測試后，對問卷中少數題項進行了調整與修正，然后確定了正式問卷。最終共收回問卷283份，剔除部分內容未填寫的不合格問卷11份，共得到有效問卷272份。為了更直觀地了解本次調查樣本的基本信息情況，本文將基本信息中的一些問題進行了二次編碼，數據分組統計百分比結果如表3所示。

從表3可看出，研究樣本中各個規模的事務所數量基本持平，“本土非十大”略高于“四大”。審計工作年限呈梭形分布，近65%的問卷對象工作年限高于3年，這也體現了本文在發放問卷時對調查對象的選擇。問卷男女比例近1：2，碩士與本科比例近1：3，這也與我國目前實際情況相吻合。此外，持有CPA證書人數占46%。

（三）量表檢驗

1.信度檢驗

信度是指采用同樣的方法對同一對象重復測量時所得結果的一致性程度。信度系數越大，表示測量的可信程度越大。本文采用目前最常用的信度系數Cronbach’s α進行檢驗。通常認為可接受的最低Cronbach’s α標準值為0.6。經過檢驗，Y1和Y2的信度系數分別為0.819、0.921，X1～X4的信度系數分別為0.798、0.862、0.682、0.720，均達到要求，信度水平良好，意味著收集到的問卷數據是可靠的。

2.效度檢驗

圖2 結構方程模型圖

采用探索性因子分析法進行問卷的效度檢驗。當用因子分析檢驗效度時，首先需要滿足因子分析的前提條件，即變量之間具有較強的相關性。通常用兩個檢驗指標反映，分別是KMO值（Kaiser-Meyer-Olkin）和巴特萊特球形檢驗值（Bartlett’s Test of Sphericity）。一般認為KMO值大于0.7時，模型更適合進行因子分析。當巴特萊特球形檢驗中P值小于0.01時，表示其在1%的顯著性水平上拒絕零假設，適合進行因子分析。經過分析，被解釋變量KMO值為0.859，P值為0.000，解釋變量KMO值為0.710，P值為0.000，說明問卷具有結構效度，適宜進行因子分析。

在此基礎上，本文采用主成分分析法，利用方差最大旋轉方式，分別提取出被解釋變量與解釋變量指標特征值大于1的因子。

其中，被解釋變量共提取出2個公共因子，總方差解釋率達到58.714%，涵蓋了大部分變量信息。被解釋變量旋轉后的因子載荷矩陣中各公因子較高的載荷都很有規律地分布在若干個關鍵評價指標上，說明它們與評價指標之間具有明確的結構關系。按各主因子中載荷量較高的變量所具有的共同特征，進行主因子命名：Y1_1～Y1_6在因子2上載荷系數均大于0.6，說明反應一個因子，命名為“風險評估階段采納審計信息系統”。Y2_1～Y2_9在因子1上載荷系數均大于0.7，命名為“實質性測試階段采納審計信息系統”。

同理，解釋變量共提取出4個公共因子，總方差解釋率為70.129%。X1_1～X1_3在因子2上載荷系數均大于0.7，命名為“使用系統對工作的幫助程度”；X2_1～X2_3在因子1上載荷系數均大于0.8，命名為“使用系統需付出的努力程度”；X3_1～X3_3在因子4上載荷系數均大于0.6，命名為“個人受周圍群體的影響程度”；X4_1～X4_3在因子3上載荷系數均大于0.7，命名為“組織對系統使用的支持程度”。

綜上所述，觀測變量的信度和效度良好，問卷數據可以較好地用于本次實證研究，且可靠性和有效性較高。

五、實證結果

（一）描述性統計

通過SPSS軟件對觀測變量X和Y進行描述性統計分析結果見表4。觀測變量Y和觀測變量X的所有題項最小值均為1或2，最大值均為5，均值保持在4上下，標準差都在1之內，屬于正常的范圍。

（二）模型估計結果

本文的結構方程模型圖見圖2。共設置了4個外生潛變量（X1～X4），分別對應1 2個外生觀測變量（X1_1～X4_3），以及2個內生潛變量（Y1，Y2），分別對應15個內生觀測變量（Y1_1～Y2_9）。

結合結構方程模型圖及調查問卷的觀測變量，通過AMOS21.0軟件對路徑系數進行估計，結果見表5。除了假設4a與4b沒有得到支持外，其余假設均得到驗證。

（三）模型擬合評價

為了從各個方面評價結構方程模型是否能解釋調查問卷的原始數據，本文列出結構方程的多種擬合優度評價指數，詳見表6。其中：CMIN/DF被稱為相對卡方或規范卡方，理論期望值為1，實際研究中，一般在2到3之間就認為模型擬合較好。GFI是擬合優度指數，CFI是比較擬合指數，IFI是增值擬合指數，這些值均位于0到1之間，越接近1表示擬合越好。RMSEA是近似誤差均方根，一般認為RMSEA低于0.1表示好的擬合，低于0.05表示非常好的擬合。RMR是殘差均方根，一般來說如果RMR小于0.08，則認為模型擬合較好。

綜合各項指標可以看出，結構模型與數據的擬合程度是可以接受的。模型基本擬合了數據，相對較真實地反映了調查數據變量之間的關系。

六、研究結論

本文運用結構方程模型，分析了獨立審計中審計人員認知對審計信息系統采納的影響，主要得出以下結論：

第一，使用系統對工作的幫助程度對審計信息系統的采納有正向影響。在風險評估階段與實質性測試階段，結果均支持研究假設。審計人員通過使用審計信息系統往往能更高效、快速、準確地完成工作。審計信息系統能帶來傳統手工審計所不具備的優勢，例如全樣本檢驗代替抽樣、應收賬款賬齡的重新計算等工作，從而更可能被審計人員所采納。

第二，使用系統需付出的努力程度與審計信息系統的采納負相關。在風險評估階段和實質性測試階段，均驗證了假設。審計人員的計算機水平參差不齊，審計信息系統的功能要得到充分使用，需要一定的專業基礎和實踐經驗。然而審計人員對于學習使用審計信息系統需付出的努力越多，越會成為其應用該技術的阻礙。

第三，受周圍群體的影響程度與審計信息系統采納呈正相關關系。在風險評估階段和實質性測試階段，均驗證了假設。外部環境的改變促使審計方式從傳統手工審計向計算機輔助審計轉變，同樣在工作中，特別是像審計這種需要專業團隊配合的工作，上級推薦、同事推薦、同行好友建議等都可能對審計信息系統的采納產生一定影響。

第四，組織在相關技術、設備方面對系統使用的支持程度在風險評估階段和實質性測試階段的假設沒有得到支持。究其原因，可能是由于目前我國較少有會計師事務所為審計人員提供IT專家之類的團隊來解決審計信息系統應用的技術問題，而在國外，IT專家早已普遍被使用。雖然被審計單位多少都使用計算機系統進行財務工作，但是財務軟件以及審計軟件的多樣性造成了對接難度，最終影響了審計信息系統的采納。

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