管理層風險偏好與審計意見購買

張鳳麗 陳嬌嬌

【摘要】基于審計意見購買模型，考察管理層風險偏好對審計意見購買的影響及其引發的經濟后果，結果發現：管理層風險偏好越強，上市公司越傾向于通過審計意見購買獲得更有利的審計意見;在審計師變更時機和變更方向上，審計意見購買在審計師晚變更、降級變更方面體現得更明顯;審計意見購買行為降低了審計質量。結論擴展了資本市場審計意見購買影響因素方面的研究，并為審計意見購買的經濟后果研究提供了經驗證據，對監管政策制定與利益相關者決策具有重要的參考價值。

【關鍵詞】管理層風險偏好;審計意見購買;審計師變更;審計質量

【中圖分類號】F239 ? ? ?【文獻標識碼】A ? ? ?【文章編號】1004-0994（2020）10-0085-9

一、 引言

審計意見購買會損害審計獨立性，誤導投資者，因此一直受到監管部門、實務界和學術界的高度重視。既有審計意見購買相關文獻多聚焦于審計意見購買行為的識別與治理，且研究結論尚未統一，一些研究發現上市公司存在審計意見購買行為[1-5] ，另一些研究則并未證實審計意見購買行為的存在[6-8] 。管理層風險偏好是影響行為人決策的重要心理因素，會對企業的經營決策產生重大影響。上市公司是審計意見購買行為的需求方，管理層風險偏好是否會影響公司審計意見購買行為尚缺乏相關經驗證據。鑒于此，本文基于上市公司管理層視角，考察管理層風險偏好對審計意見購買行為的影響。

審計師變更時機是研究上市公司行為動機的重要窗口，一般而言，不同動機下審計師變更的時機選擇也存在差異，通過審計師變更時機的分析可以推斷上市公司行為的潛在動機。那么，審計師變更時機選擇是否存在差異化的審計效應？有審計意見購買動機的公司也可能會在變更方向上做出選擇，不同變更方向上審計意見購買行為可能存在差異。本文以管理層風險偏好為切入點，細致刻畫客戶變更審計師的時機與變更方向特征，運用Lennox[1] 的審計意見購買模型研究管理層風險偏好是否會影響審計意見購買行為，以及不同審計師變更時機、變更方向上管理層風險偏好對審計意見購買產生的影響。研究發現：管理層風險偏好越強，上市公司越傾向于通過變更審計師進行審計意見購買，以獲得更有利的審計意見，審計意見購買在審計師晚變更、降級變更方面更明顯。進一步研究發現，審計意見購買降低了審計質量。

本文的研究貢獻如下：一是從管理層風險偏好的視角研究審計意見購買的影響因素，拓展了審計意見購買以及管理層風險偏好的研究文獻;二是通過細致刻畫審計師變更特征，基于審計師不同變更時機和變更方向細化考察審計意見購買問題;三是進一步考察審計意見購買對審計質量的影響，為審計意見購買經濟后果研究提供了經驗證據。本文的研究對監管部門制定監管政策、上市公司利益相關者進行決策具有一定的現實意義與參考價值。

二、 文獻綜述

（一）管理層風險偏好

行為經濟學認為，風險偏好是行為人對待風險的態度與非理性的主觀認知，是影響個體決策的重要心理因素。管理層風險偏好是管理者持有的風險態度，影響管理者的決策過程。現有文獻多基于管理層風險偏好與企業行為決策的視角展開研究，如公司的盈余管理決策、投資決策等。管理層風險偏好影響會計政策選擇[9] ，在某種程度上正向作用于公司的盈余管理，管理層風險偏好越強，公司的盈余質量越低[10] 。Grant等[11] 研究發現，管理層的風險偏好越強，選擇通過盈余管理進行利潤平滑的可能性越大。部分學者對管理層風險偏好與公司投資行為的關系展開研究。管理層風險偏好影響公司戰略投資決策[12] ，管理者團隊風險偏好異質性與戰略決策一致性呈U型關系。管理層的風險偏好越強，公司研發投資所占比重也越大[13] 。

（二）審計意見購買

審計意見購買研究主要包括財務報告（簡稱“財報”）審計意見購買和內部控制（簡稱“內控”）審計意見購買。其中，財報審計意見購買主要基于會計師事務所層面變更、審計師個人層面變更以及審計費用三個角度展開，研究結論尚不統一。大量研究表明，企業進行會計師事務所變更后獲得了更有利的審計意見[1，3，4，14-16] 。然而，有學者研究認為，變更會計師事務所并未使公司獲得更有利的審計意見，后任的審計意見并不比前任的意見更“清潔”[6-8] 。審計費用與審計意見購買的相關研究也存在兩種結論：一是異常審計費用與審計意見改善顯著正相關[2，17] ;二是審計費用的增加對審計師非標準審計意見的出具并未產生顯著影響[18，19] 。在審計意見購買經濟后果方面，公司通過降級變更審計師提高了公司的盈余管理水平[20] 。李青原等[4] 對審計客戶財務重述后不同審計意見購買方式產生的經濟后果進行了研究，發現企業財務重述后通過提高審計費用收買現任注冊會計師比其他方式購買的審計意見更能幫助企業獲得較高超額市場回報和承擔較小市場波動。上述研究均立足于會計師事務所層面。Chen等[5] 基于我國制度背景，從簽字合伙人變更的個人層面研究了審計意見購買行為，研究發現簽字合伙人變更后被審計公司成功實現了審計意見購買，后任簽字合伙人出具“清潔”審計意見的可能性顯著高于前任簽字合伙人。

在內控審計意見購買方面，Newton等[21] 從審計市場競爭的視角檢驗了美國資本市場內控審計意見購買行為的存在性，研究發現審計市場競爭越激烈，上市公司越傾向于通過更換審計師獲得更有利的內控審計意見。張子健[22] 研究證實，上市公司存在通過變更審計師實現內控審計意見購買的行為。耀友福[23] 從新聞媒體的視角提供了我國資本市場內控審計意見購買及其經濟后果的經驗證據。

上市公司是審計意見購買行為的需求方，管理層風險偏好是影響管理層決策的重要心理因素，管理層風險偏好可能對審計意見購買行為產生一定影響。目前，尚未有文獻涉及管理層風險偏好對審計意見購買影響的相關研究。因此，本文擬從管理層風險偏好視角研究審計意見購買及其經濟后果，為審計意見購買的監管與治理提供經驗證據。

三、 理論分析與研究假設

資本市場的信號傳遞機制決定了公司管理層具有規避“非清潔”審計意見的動機。審計師“非清潔”審計意見的出具可能對上市公司的股票價格及管理層的薪酬等產生直接的影響，為了降低“非清潔”審計意見可能引發的市場負面反應，管理層可能會向審計師購買“清潔”的審計意見。管理層風險偏好是管理層對待風險的態度，是非理性的認知偏差，會左右管理層的行為決策。管理層風險偏好影響會計政策與會計方法的選擇，管理層通過會計方法選擇來進行盈余管理從而避免盈利下滑或虧損[24] 。管理層風險偏好越強，公司選擇的會計政策及方法可能越激進，如通過調整盈余來平滑利潤[11] ，降低公司的盈余質量[9，10] 。公司盈余質量越低，財報越容易被出具非標審計意見[25，26] ，而非標審計意見可能給公司帶來不利影響，為了避免不利的審計意見給公司帶來負面影響[27] ，管理層有動機通過審計意見購買獲取更有利的審計意見，向資本市場傳遞公司經營狀況和盈利能力良好的信號。會計盈余影響管理層的薪酬激勵，管理層有動機通過會計政策的選擇形成對自身有利的會計信息，達到期望的財務目標，從而實現自身經濟利益最大化。因此，管理層的風險偏好越強，越有動機規避非標審計意見給公司帶來的不利影響，越傾向于通過審計意見購買獲取更有利的審計意見。另外，公司的管理層具有審計師選擇以及審計定價等權力，在競爭激烈的審計市場中，審計師有可能為保留客戶資源而屈從于客戶的審計意見購買要求，與客戶合謀并幫助客戶實現審計意見購買。基于以上分析，提出第一個假設：

H1：管理層風險偏好越強，上市公司越傾向于通過審計意見購買獲得更有利的審計意見，即管理層風險偏好會強化審計意見購買行為。

客戶變更審計師的內在動機影響其變更審計師的時機[28] ，分析客戶變更審計師的時機，可由此推斷客戶變更審計師的潛在動機。由于審計意見類型通常在報告期相對較晚時才能推斷出來，客戶若預測到審計師將出具不利的審計意見，則可能產生審計意見購買動機。審計師變更的時機直接影響公司年報及時性與盈利可信性，相對于早變更審計師，晚變更審計師的公司年報及時性與盈利可信性較差[29，30] 。越晚變更審計師越可能是出于非正當變更理由或機會主義動機，以規避可能收到的不利審計意見[31] 。可見，早變更審計師可能是出于正當變更理由而并不存在審計意見購買行為，晚變更審計師更可能是出于審計意見購買目的。管理層風險偏好越強，公司越有動機通過晚變更審計師來購買審計意見，以掩飾財務困境、盈余操控，規避非標審計意見等。基于上述分析，提出第二個假設：

H2：在其他條件不變的情況下，與早變更審計師相比，晚變更審計師的公司更可能存在審計意見購買行為，且管理層風險偏好會強化審計意見購買行為。

存在審計意見購買動機的公司可能會在會計師事務所變更方向上做出選擇，不同變更方向下審計意見購買的實現程度可能不同。基于信號傳遞理論，上市公司選擇大規模會計師事務所能夠向資本市場傳遞高質量審計的積極信號。大所更加注重自身聲譽，不會輕易與客戶合謀而出具不當的審計意見，從而能夠提供更高質量的審計意見[32] ，所以選擇升級變更為大所可能并不能實現審計意見購買。相比大所而言，小所在激烈的市場競爭與生存壓力下，為了留住客戶，可能更容易滿足客戶的審計意見購買需求。而平級變更下上市公司購買審計意見的動機可能并不強。管理層風險偏好越高，越可能選擇降級變更為小所以實現審計意見購買。基于以上分析，提出第三個假設：

H3：在其他條件不變的情況下，與非降級變更（升級變更與平級變更）相比，降級變更下更可能存在審計意見購買行為，且管理層風險偏好會強化審計意見購買行為。

四、 研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以2012 ～ 2017年我國滬深A股主板上市公司為研究對象，并對樣本進行如下處理：①剔除金融類與保險類上市公司;②剔除ST與?ST公司;③剔除因會計師事務所合并、分立、更名等原因發生事務所變更的公司;④剔除財務數據缺失的公司;⑤為了防止極端值的影響，對所有連續變量在上下1%的水平上進行Winsorize處理。本文的財務數據、財報審計意見來源于國泰安（CSMAR）數據庫;審計師變更數據來源于中注協會計師事務所變更報備公布信息，并通過巨潮資訊網對數據進行了手工查補;審計師規模依據中注協網站公布的會計師事務所百家排名信息確定。

（二）變量定義

1. 管理層風險偏好（Exriskit）。借鑒Kalyta[33] 的研究，采用資本性支出作為管理層風險偏好的替代衡量指標，指標值越大，管理層風險偏好越強。考慮到不同行業的風險可能存在差異，本文對Exriskit進行了分行業標準化處理。具體計算方法如下：

其中，Excashit表示i公司t年度購買固定資產、無形資產以及其他長期資產的資本性支出，Assetit-1表示i公司第t-1期的總資產。

2. 審計師變更時機與變更方向。依據我國證券監管的相關規定，上市公司年報的披露期限為會計年度結束后的四個月內（4月30日之前）。通常而言，審計師一般在10月1日后開始預審。因此，本文界定審計師變更發生在當年10月1日之后至次年年報披露截止日之間的為晚變更，反之，審計師變更發生在當年度10月1日之前的為早變更。同時，本文考察審計師變更不同方向下管理層風險偏好對審計意見購買的影響，界定“十大”所審計師變更為“非十大”所審計師為降級變更;“非十大”所審計師變更為“十大”所審計師為升級變更;“十大”所與“十大”所之間、“非十大”所與“非十大”所之間的變更為平級變更。

（三）模型設定

本文借鑒Lennox[1] 的審計意見購買模型檢驗審計意見購買的存在性，進而考察管理層風險偏好對審計意見購買的影響。模型首先估計客戶變更審計師與繼續聘用現任審計師不同決策下獲取“非清潔”審計意見的概率，具體如下：

? ? ? ? ? ??

Pr（ ? ? ? ? ）表示上市公司i在t期收到“非清潔”審計意見的可能性。其中，q表示前期的審計意見類型，當上市公司收到“非清潔”審計意見時q=1，收到“清潔”審計意見時q=0，S表示審計師變更決策，變更現任審計師時S=1，不變更時S=0。i公司t期間審計師變更（Sit）與“非清潔”審計意見的概率之差（shoppingit）呈負相關關系時，表明上市公司存在審計意見購買行為。

為了檢驗管理層風險偏好對審計意見購買的影響，本文在模型（2）的基礎上加入管理層風險偏好（Exriskit）及其與“非清潔”審計意見概率之差（shoppingit）的交互變量（riskshopit，riskshopit=Exriskit×shoppingit），得到模型（3）：

如果模型（3）中的γ4<0，即審計師變更（Sit）與管理層風險偏好（Exriskit）和“非清潔”審計意見概率之差的交互變量（riskshopit）之間顯著負相關，則表明管理層風險偏好強化了審計意見購買;如果γ4>0，則表明管理層風險偏好會抑制審計意見購買行為。

本文借鑒Chen等[5] 、翟勝寶等[15] 的研究，控制了上市公司以及審計師特征Xit，包括公司規模、財務杠桿、現金流量、盈虧情況、股權特征、審計師規模、事務所任期、盈利能力等變量。

本文所涉及變量的定義如表1所示。

五、 實證分析

（一）描述性統計

表2列示了審計意見類型、審計師變更方向與變更時機的描述性統計結果。在7319個觀測樣本中，有282個觀測值t年度為“非清潔”審計意見，303個觀測值在t-1年度為“非清潔”審計意見，表明t年度樣本公司審計意見得到一定程度的改善。另外，樣本中635個觀測值發生了審計師變更，從變更方向來看，非降級變更的比例顯著高于降級變更的比例;從變更時機來看，樣本中390個觀測值t年度審計師變更為晚變更，245個觀測值為早變更，晚變更的比例顯著高于早變更的比例，表明上市公司通常傾向于選擇晚變更審計師。

表3列示了主要變量的描述性統計結果。審計師變更Sit的均值為0.0868，可見我國上市公司審計師變更的頻率并不高，表明運用Lennox[1] 的審計意見預測模型研究審計意見購買問題是合理的，因為該模型全面考慮了客戶通過變更審計師與繼續聘任現任審計師兩種條件下進行審計意見購買的可能性。i公司t年度財報被出具“非清潔”審計意見的概率Qit的均值為0.0385，t-1年度財報被出具“非清潔”審計意見的概率Qit-1的均值為0.0414，表明t年度“非清潔”審計意見的比率有所降低，但是總體上該比率較低，上市公司可能通過變更審計師或繼續聘用現任審計師購買有利的審計意見。管理層風險偏好Exriskit的最大值為10.1665，最小值為-1.1953，表明不同公司之間管理層風險偏好存在較大差異。

（二）回歸分析

表4第（1）列和第（2）列分別報告了模型（2）、（3）的回歸結果。從模型（2）的回歸結果看，“非清潔”審計意見概率之差（shoppingit）的系數為-2.3613，與審計師變更（Sit）在1%的水平上顯著負相關，表明如果變更審計師能夠降低上市公司“非清潔”審計意見的概率，那么上市公司會選擇變更審計師以獲取更有利的審計意見，否則上市公司會選擇繼續聘用現任審計師來獲取更有利的審計意見，即我國資本市場存在審計意見購買行為，此研究結論為本文后續的研究奠定了基礎。從模型（3）的回歸結果看，管理層風險偏好（Exriskit）的系數為0.0588，與審計師變更（Sit）在5%的水平上顯著正相關，表明管理層風險偏好越強，越傾向于通過變更審計師來購買審計意見。管理層風險偏好（Exriskit）與“非清潔”審計意見概率之差（shoppingit）的交互變量（riskshopit）的估計系數為-0.8735，與審計師變更（Sit）在1%的水平上顯著負相關，表明如果變更審計師會降低公司獲得“非清潔”審計意見的概率，那么管理層風險偏好會促使公司通過變更審計師來獲取更有利的審計意見;如果變更審計師會增大公司獲得“非清潔”審計意見的概率，管理層風險偏好會促使公司繼續與現任審計師合作來獲取更有利的審計意見。H1得到驗證。

表5列示了不同變更時機下的公司審計意見購買行為以及管理層風險偏好對審計意見購買影響的回歸結果。第（1）、（3）列分別列示了不同變更時機下模型（2）的回歸結果，第（2）、（4）列分別列示了不同變更時機下模型（3）的回歸結果。從模型（2）的回歸結果來看，晚變更情況下“非清潔”審計意見概率之差（shoppingit）的系數為-1.7127，與審計師變更（Sit）在1%的水平上顯著負相關，表明晚變更情況下上市公司實現了審計意見購買;早變更情況下“非清潔”審計意見概率之差（shoppingit）的系數為1.1977，與審計師變更（Sit）在5%的水平上顯著正相關，早變更的上市公司并未實現審計意見購買，表明公司選擇早變更審計師可能是基于正當理由而非出于審計意見購買動機。從模型（3）的回歸結果看，晚變更情況下管理層風險偏好（Exriskit）與“非清潔”審計意見概率之差（shoppingit）的交互變量（riskshopit）的估計系數為-0.9359，與審計師變更（Sit）在1%的水平上顯著負相關，表明管理層風險偏好強化了審計意見購買;早變更情況下，管理層風險偏好（Exriskit）與“非清潔”審計意見概率之差（shoppingit）的交互變量（riskshopit）的估計系數為-0.4117，且與審計師變更（Sit）在10%的水平上顯著負相關，說明管理層風險偏好減緩了審計意見的惡化，其原因可能在于，早變更審計師的公司可能不存在審計意見購買需求，且并未實現審計意見購買，但管理層通過對企業經營決策的影響，形成對自身有利的信息披露，管理層風險偏好有助于減緩審計意見惡化。上述研究結果表明：與早變更審計師相比，晚變更審計師的公司存在審計意見購買行為，管理層風險偏好越強，越可能做出對自身有利的行為選擇，通過晚變更審計師來購買對自身有利的審計意見。H2得到驗證。

表6列示了不同變更方向下審計意見購買行為及管理層風險偏好對審計意見購買影響的回歸結果。第（1）、（2）列分別列示了降級變更情況下模型（2）和（3）的回歸結果。從回歸結果看，降級變更情況下“非清潔”審計意見概率之差（shoppingit）的系數為-1.0228，且在5%的水平上顯著，表明降級變更情況下上市公司成功實現了審計意見購買，管理層風險偏好（Exriskit）與“非清潔”審計意見概率之差（shoppingit）的交互變量（riskshopit）的系數為

-0.6425，且在10%的水平上顯著，表明管理層風險偏好強化了審計意見購買行為。上述回歸結果表明，降級變更的公司成功實現了審計意見購買，且管理層風險偏好強化了審計意見購買行為。第（3）、（4）列分別列示了非降級變更情況下模型（2）和（3）的回歸結果。從回歸結果看，“非清潔”審計意見概率之差（shoppingit）的系數不顯著，表明非降級變更情況下上市公司并未成功實現審計意見購買，管理層風險偏好（Exriskit）與“非清潔”審計意見概率之差（shoppingit）的交互變量（riskshopit）的系數為-1.1204，且在1%的水平上顯著，表明管理層風險偏好強化了審計意見購買行為。上述回歸結果表明：上市公司傾向于選擇降級變更來進行審計意見購買，在激烈的市場競爭與生存壓力下，小所更容易滿足客戶的審計意見購買需求;管理層風險偏好越強的公司對“清潔”審計意見的需求越迫切，管理層風險偏好強化了審計意見購買。H3得到驗證。

六、 進一步分析

存在審計意見購買行為的公司是否具有顯著更差的審計質量？本文進一步對審計意見成功購買的經濟后果進行檢驗。借鑒chen等[5] 、耀友福[23] 的研究定義簽字審計師變更后成功實現審計意見購買的公司（shoppingclientsit）。具體界定為：當公司有動機通過變更審計師實現審計意見購買（shoppingit≤-1%），且公司變更審計師后獲得了“清潔”的審計意見時，shoppingclientsit取值為1，否則為0。

參考王春飛等[34] 、耀友福[23] 的研究，利用基本Jones模型[35] 、修正的Jones模型[36] 、業績調整的Jones模型[37] ，采用分年度、分行業估計的可操控性應計利潤絕對值衡量審計質量，分別表示為aDA_baseit、aDA_modifiedit與aDA_roait。控制以下變量：公司規模（lnassetit）、財務杠桿（levit）、經營現金流（cfoit）、虧損狀況（lossit）、是否由國內十大審計（big10it）、 控制權性質（stateit）、公司第一大股東持股比例（share1it）、董事會規模（boardit）、是否有外資持股（fshareit）、是否發生并購行為（M&Ait）等。回歸模型如下：

表7報告了審計意見購買對審計質量影響的回歸結果。表7中第（1） ～ （3）列分別列示了模型（4）中基本Jones模型（aDA_baseit）、修正的Jones模型（aDA_modifiedit）、業績調整的Jones模型（aDA_roait）的回歸結果，其中shoppingclientsit的系數均在1%的水平上顯著為正，表明上市公司審計意見的成功購買降低了審計質量。

七、穩健性檢驗

（一）管理層風險偏好的替代衡量

改變管理層風險偏好連續變量為管理層風險偏好強弱啞變量（Exrisk1it），當i公司t年度管理層風險偏好高于同行業平均值時取值為1，否則為0。另外，借鑒Cen等[38] 、程惠霞等[39] 的研究，用財務杠桿、風險資產占全部資產的比重來衡量管理層的風險偏好（Exrisk2it）。考慮到不同行業的風險資產存在差異，本文對管理層風險偏好進行了分行業標準化處理，該指標越大表明管理層風險偏好越強。具體計算如下：

Exrisk2it=[風險資產總和資產總和]

=[短期風險資產+長期風險資產資產總和]

[交易性金融資產+應收賬款+可供出售金融資產+持有至到期投資+投資性房地產資產總和]

改變管理層風險偏好度量方式后模型（3）的回歸結果顯示，管理層風險偏好（Exrisk1it與Exrisk2it）與“非清潔”審計意見概率之差（shoppingit）的交互變量（riskshop1it與riskshop2it）的系數均顯著為負，表明管理層風險偏好強化了審計意見購買。本文的主要研究結論不變（限于篇幅，具體回歸結果略）。

（二）改變審計意見購買度量方法

本文借鑒Lennox[1] 的方法，用 ? ? ? ? ? ? ? [記為shoppingit，Pr（ ? ? ? ?）=φ（ ? ? ?）]替代shoppingit重復進行上述研究步驟。在估計了模型（1）的參數后，分別計算出 ? ? ? ? ? ? ? ，代入模型（2）中，得到模型（5）。在模型（5）中，若θ1 ? >0，則表明公司成功進行了審計意見購買（θ1<0），并且審計意見的持續性更差（ ? <0）。

模型（5）

改變審計意見購買度量方法后模型（2）的回歸結果顯示，θ1在1%的水平上顯著為負。改變審計意見購買度量方法后模型（5）的回歸結果顯示 ? <0，θ1 ? >0且在1%的水平上顯著為正，表明公司成功進行了審計意見購買; ? <0，表明審計意見的持續性更差。改變審計意見購買度量方法后模型（3）的回歸結果顯示管理層風險偏好（Exriskit）與“非清潔”審計意見概率之差（shoppingit）的交互變量（riskshopit）的系數γ4在1%的水平上顯著為負，表明管理層風險偏好強化了審計意見購買。本文的主要研究結論不變（限于篇幅，具體回歸結果略）。

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