上市公司审计论文十篇

上市公司审计论文篇1

最早的审计市场结构研究出现在美国，上世纪七十年代，在美国民间审计市场上“”形成，引起了审计市场格局的变化，学术界希望对“”格局的形成是否形成行业垄断的问题做出合理的分析与解答，Zeff和Fossum(1967)［2］认为要深入了解审计市场竞争情况，必须研究事务所的成长、发展和自身特性，从而了解其市场行为，他们以1964年美国639家上市公司为样本，以客户收入、资产等在总和中的占比推断事务所市场份额，发现“”取得了垄断地位，但各事务所都呈现出了一定专业化。后来又有学者在他们的基础上进行改进，选取不同指标对不同事务所市场份额和专业性进行衡量，大多数研究都表明审计市场集中度在不断地提高，表现出寡头垄断的结构，比如:Rhodeetal(1974)［3］、Tomzyk和Read(1989)［4］、Pong(1999)［5］等。我国也有许多学者对民间审计市场结构进行了衡量，夏冬林等(2003)［6］以2001年上市公司披露的支付给事务所的费用为标准，使用行业集中度、利润水平和劳动生产率三个因素评判审计市场竞争度，我国审计市场竞争激烈的结论。审计行业自身的激烈竞争是造成我国事务所独立性不高，违规操作频频出现的原因之一。易琮(2002)［7］通过会计师事务所的收入资料对其市场份额进行分析，认为尽管我国审计市场集中度相比西方国家仍然较低，但在1997－2000年，集中度有不断提高的趋势。周红(2002)［8］通过分析认为我国大事务所太小，小事务所太少，建议在扶持大所发展的同时应鼓励小所发展，2005年通过分析发现国际审计市场的集中度有降低趋势，并从理论上说明了审计市场集中度应与股票市场集中度相适应。胡文霞、逄俊(2005)［9］用“贝恩分类法”对2002年业务收入排名前4、10、30位会计师事务所的业务收入、注册会计师人数占全行业总收入、总人数的比重分析，认为我国审计市场集中度较低，我国当前审计市场应属于竞争型。叶丰滢(2007)［10］以审计收费为度量基础，得出我国A股审计市场已出具多头垄断格局。王敏(2011)［11］对我国审计市场2005－2009的结构状况进行了分析，发现相比于西方国家，我国审计市场集中度较低。陈璐(2013)［12］认为我国审计市场发展较晚，且有着一定的特殊性，我国审计市场以行政力量占主导、市场化程度不高、市场集中程度较低。她利用审计市场经验数据对我国审计市场的结构和变化的诱因进行了分析，发现我国审计市场处于低集中寡占型的市场结构。国内外学者的诸多研究为本文的研究提供了基础和借鉴，本文将收集最新的市场数据对我国审计市场结构进行评价和分析。

2.实证研究

由于证监会要求会计师事务所对上市公司进行审计后才能披露年报，在我国，上市公司审计需求占审计总需求的绝大部分，且只有具备证券期货资格的会计师事务所才可能对上市公司进行审计。同时，考虑到数据的可获得性，本文主要从2011—2013年上市公司审计的角度进行审计市场的结构分析。数据主要来源于中国注册会计师协会公布的统计数据，数据处理使用了EXCEL2007。本部分先通过对民间审计数据、参与上市公司年报审计的事务所数量变化等，总体上分析市场结构变化;再以不同的指标为基础，分析审计市场集中度，从指标角度衡量市场结构特征;最后按事务所规模进行分类划分，分析何种规模等级的事务所效率高，对目前我国民间审计领域的竞争状况进行研究评价。

2.1审计市场总体结构分析

根据中国注册会计师协会公布的会计师事务所综合评价百强信息，整理得到了2011－2013分别综合评价前十的会计师事务所名称及其每年的业务收入情况。总体来说，会计师事务所的收入三年来呈递增趋势，入围十强的会计师事务所总体变化不大。2011年及以前，国际“四大”的中国分所，在我国审计市场上稳居前四强，且与中国本土所拉开了较大的差距，2012年中瑞岳华会计师事务所与国富浩华会计师事务所合并为瑞华会计师事务所，瑞华在当年进入行业前四，改变了国际“四大”在我国的格局，2013年，立信也跻身前四。国际“四大”的垄断格局被进一步打破。说明我国本土会计师事务所在近两年发展较快。从表2中可以看到，从2011年到2013年，我国上市公司总数呈现增加趋势，而参与上市公司年报审计的会计师事务所家数却不断减少，说明我国审计市场集中度在总体上呈现出不断集中的趋势。从注册会计师协会公布的信息中可以看出，参与审计的事务所数量减少主要是由于事务所合并加剧。为了分析我国会计师事务所的人均产出情况，计算了师均产出率(师均产出率=事务所总收入/注册跨及时人数)，发现“四大”的产出效率远远高于我国的会计师事务所，且有差距不断加大的趋势。

2.2市场集中度研究

2.2.1测算方法与数据选择集中度能最直观的体现市场的结构特征。行业集中率(CRn)①最为常用，但它不能反映出这个行业相关市场中竞争的企业的总数;赫芬达尔指数(HHI)②具有数学上绝对法和相对法的优点是较理想的市场集中度计量指标，它可以衡量企业的市场份额对市场集中度产生的影响。本文同时选用行业集中率(CRn)与赫芬达尔指数(HHI)反映市场的集中度。本文从中国注册会计师协会网站获得了会计师事务所审计上市公司的数目以及事务所业务收入的数据，分别以这两个指标为基础衡量市场份额，对审计市场集中率进行了描述性分析。

2.2.2研究结果根据贝恩对美国产业的垄断和竞争分析，我国审计市场目前呈现出中集中度寡占型的市场结构。以事务所业务收入为标准CR4三年来呈下降趋势，说明业务收入前四强的会计师事务所所占市场份额有所下降。CR8在60%左右波动，CR20呈略微上升趋势，总体来说以业务收入为基础的市场集中度三年来变化不大。HHI指数轻微下降，根据美国司法部的《合并指引》给出的标准，HHI位于1000以下，市场集中度较低。以事务所审计上市公司数目为标准，CRn指标都呈现出逐年上升，尤其是2011年—2012年上升非常明显，与2011年前十大事务所中中瑞岳华会计师事务所与国富浩华会计师事务所合并为瑞华会计师事务所，二者的客户数得到合并有很大的关系。从HHI指数来看，市场集中度有所增加但仍然较低。经历了长时间的发展的美国审计市场已经较为成熟，美国审计市场的集中度非常高，2013年CR8达到99%③，我国的审计市场集中程度与美国相比还存在很大差距。

2.3规模经济变化分析

2.3.1测算方法与数据选择产业组织理论中测定规模经济的方法主要有:生存竞争法、利润分析法、统计成本法和技术比较法(余东华，2004)［13］由于审计行业有成本、利润等相关数据不易获得的特殊性，故选择生存竞争法测算审计市场的规模经济。生存竞争法最早由施蒂格勒在20世纪50年代提出。他认为，不同规模的厂商会通过竞争促使行业筛选出效率最高的企业，进一步产生该行业的最佳规模经济。具体测定过程为:先按照一定规模标准对目标行业的厂商分类，然后计算不同规模等级的厂商在不同时期内所占市场份额比重;若某规模等级厂商所占比重呈现增加趋势，则该等级的厂商效率较高，存在规模经济效应;若某规模等级厂商所占比重呈现下降趋势，则该等级的厂商效率较低，规模经济效应不明显。本文在已有研究基础上，将会计师事务所的注册会计师人数作为事务所规模的衡量指标对2011－2013年审计市场进行进一步研究。将对上市公司进行审计的会计师事务所规模划分为:国际四大、CPA人数＞1000人、500人＜CPA人数＜1000人、以及CPA人数＜500人四个等级，通过是否连续3年对上市公司进行审计对事务所进行了筛选，共有40家事务所符合要求。

2.3.2研究结果表6和图1对近三年我国审计市场上不同规模的会计师事务所所占市场份额的变化进行了直观的描述，据此，得出以下结论:(1)国际“四大”对审计市场的占比最大，但呈现出比较明显的下降趋势。国际“四大”在审计市场上的占比从2011年的近50%，下降到了2013年的35.35%，下降近14%，效率下降，对市场的垄断地位已一去不复返。(2)国超内大所发展迅猛，规模经济提升显著。国内超大所(CPA人数＞150人)随着市场的发展，发展迅猛，市场份额日益提升，与国际“四大”的市场份额差距在逐年缩小，甚至有赶超“四大”的势头，呈现出了一定的规模经济特征，这与我国近年推动事务所做大做强的政策引导密不可分，也体现出我国本土会计师事务所的竞争能力不断加强，大型事务所见竞争加剧。(3)中小事务所规模效率较低，规模不经济。中小事务所的效率随事务所规模的减小而递减，CPA人数在500—1000人的事务所所占市场份额略微上升但几乎没有变化，CPA人数小于500的会计师事务所所占市场份额在逐步降低，说明市场需求对事务所的规模要求不断提高。

3.结论与局限性

上市公司审计论文篇2

摘要：独立审计是由于财务信息在经营者和所有者之间的不对称而产生的。所有者为了用最低的成本监督经营者，采取的方法就是由信息的非知情者——所有者委托注册会计师对信息的知情者——经营者进行审计。当前，大股东控制在目前中国的上市公司中具有普遍性。在大股东控制下的公司治理结构中，由于大股东掌握着公司的经营权，是公司财务信息的知情者，公司的主要矛盾已经不是所有者和经营者的矛盾，而是大股东和中小股东的矛盾了。由财务信息的知情者——大股东掌握对注册会计师的聘用权是中国上市公司会计信息失真的主要原因。在大股东控制下的公司治理结构中，如果我们仍然沿用传统的独立审计委托模式，则显然是不合适了。因此，在大股东控制下的公司治理结构中，对注册会计师的聘用权必须回归到财务信息的非知情股东——中小股东手中，才有可能保证独立审计的有效。

一、传统的两权分离条件下独立审计委托模式

从经济学的角度看，在两权分离条件下，独立审计是由于财务信息在经营者和所有者之间的不对称而产生的。经营者是企业财务信息的知情者，而所有者是企业财务信息的非知情者。所有者为了用最低的成本监督经营者，采取的方法就是由所有者委托注册会计师对经营者进行审计。

传统的两权分离条件下的审计制度安排，是建立在企业经营委托关系的委托方(财产所有权的所有者)和受托方(拥有财产经营权的经营者)是确定的基础上。这种委托方和受托方都清晰明确的前提条件是：投资者的人数有限且相对固定，投资者之间在对经营者实施监督和激励时容易达成一致。作为委托方的投资人和作为受托方的经营者有明确的委托协议或合同条款，投资者对经营者的监督在时间上和空间上不受限制且容易做到。建立在这些条件基础上才形成了传统的审计制度安排模式，即在企业财务报表审计业务的委托关系中，投资者是委托人、外部审计师(注册会计师)是审计人、经营者是被审计人，三者身份明确，并构建起环环相扣，严密闭合的审计三种人关系。

作为审计人的注册会计师是超然独立于作为委托人的所有者和作为被审计人的经营者之外的，从而保证注册会计师客观公证的发表审计意见。这种关系体现在公司法中，世界上具有代表性的美国、德国和日本的公司法都将审计委托权作为股东大会的权限之一。

可见，在传统的两权分离条件下独立审计委托模式中，独立审计是为了解决所有者对经营者的监督问题。

二、大股东控制下的传统独立审计委托模式的缺陷

通过对中国现在上市公司治理结构的分析，笔者发现，大股东控制在目前中国的上市公司中具有普遍性。在股权高度分散的公司治理结构中，公司存在的最主要的问题是内部人控制问题,是股东对内部人怎样进行有效的监督和约束的问题，内部人控制的仅仅是经营管理权。而大股东控制问题，是中小股东对大股东怎样进行有效的监督和约束的问题，大股东不仅控制公司的经营管理权，而且还控制了股东大会的表决权、董事会经营权、经理层管理权和监事会监督权等权利。在大股东控制下的公司治理结构中，按照现行的股东大会表决机制，大股东往往亲自或通过其人掌握或控制着公司的经营权和对注册会计师的聘用权。大股东集信息的知情者和聘用注册会计师的权力于一体。由此可见，在大股东控制下的公司治理结构中，公司的主要矛盾已经不是所有者和经营者的矛盾，而是大股东和中小股东的矛盾了。

从独立审计的产生我们知道，独立审计是为了解决所有者对经营者的监督问题，并不是为了解决中小股东对大股东的监督问题。在大股东控制下的公司治理结构中，如果我们仍然沿用传统的两权分离条件下独立审计委托模式，则显然是不合适了。目前，根据我国法律的规定，对注册会计师的聘任权仍然是由股东大会（或董事会）掌握。

当前，在我国，由于大股东直接或间接地掌控了独立审计的委托权，对注册会计师的取舍有着决定作用。当会计舞弊是出于大股东的某些意图时，大多数注册会计师无法独立、客观、公正地对财务报表发表审计意见。根据笔者的调查分析，大部分造成严重后果的会计舞弊都源自于大股东的授意。因此，笔者认为，由财务信息的知情者大股东掌握对注册会计师的聘用权是中国上市公司会计信息失真的主要原因。

既然大股东和会计舞弊有着千丝万缕的联系，那么由大股东来控制独立审计的委托权显然不合适。

另外，在资本市场公开发行股票的上市公司，其所有者是一批经常变动的股东，并且股东人数成千上万，虽然法律赋予股东大会选择、委托注册会计师的权力，但很难落到实处。所以，在传统的注册会计师审计委托模式中，由所有者行使委托注册会计师审计的权力也变得不现实了。

因此，笔者认为，在大股东控制下的公司治理结构中，对注册会计师的聘任权必须回归到财务信息的非知情股东——中小股东手中，才有可能保证独立审计的有效。

三、中小股东掌握独立审计委托权的可行性

公司治理结构是一种对公司进行管理和控制的体系，是公司股东会、董事会、监事会、经理层,以及他们之间相互制约的机制。由于我国现有法律无法有效约束公司的幕后操控者———大股东,因此有必要设计一整套相互关联的法律制约机制来约束大股东。如何对大股东权力滥用进行有效制约呢?笔者认为,要解决这一问题,需要在公司治理中形成符合我国国情的权力制衡结构。基本思路如下：

经营管理决策权与监督权分开，这是权力制衡的基本要求。由大股东掌握公司的经营管理决策权，中小股东掌握公司的监督权，这种思路源于独立审计的起源。16世纪意大利出现了合伙制企业，尽管当时的合伙人都是出资者，但并不是所有的合伙人都参与企业的经营管理，出现了所有权与经营权的分离。那些不参与企业经营管理的人怎样监督参与企业经营管理的人就成了一个问题。当时解决问题的办法是：由不参与企业经营管理的人聘请注册会计师对参与经营管理的人进行审计，这就是独立审计的起源。沿着这个思路，笔者认为：股东大会的表决权、董事会的产生仍然遵循资本多数决原则，经理层也仍然由董事会聘任，这就自然使得大股东掌握了公司的经营管理决策权。但监督权必须要由中小股东掌握，那么它应当怎样产生呢？在回答这个问题之前，我们先来对大股东掌握的权力进行分析。虽然大股东掌握着股东大会的表决权，但股东大会的每一次表决，都是在公开、中小股东知情的情况下进行的，这时大股东的实际利益还没有得到，或者说中小股东的实际损失还没有发生，中小股东完全可以用脚投票来规避这个风险。由于中小股东不参与公司的经营管理，所以，在董事会、经理层与中小股东之间却存在着信息不对称，存在着内部人控制的问题。因此，制度安排中主要是要解决中小股东监督大股东控制的董事会、经理层的问题。笔者设想，监督权仍然由监事会掌握，但监事会的成员由中小股东选举产生。监事会不对股东大会负责，而对中小股东负责。监事会除了具有现行公司法规定的职权外，还应具有以下职权：

1、聘请或解聘会计师事务所的权利。现行制度安排中，会计师事务所由董事会聘任，同时董事会又是被审计人员，这种审计委托人与被审人员合一的状态，破坏了审计关系中三方（审计委托人、被审计人员和审计人员）有序的平衡关系，使独立审计的作用大打折扣。因此，必须剥夺董事会对会计师事务所的控制权。由于大股东实际控制了公司的经营管理权，同时又控制了股东大会、董事会和经理层，为了避免大股东既是审计委托人，又是被审计人员，会计师事务所聘请或解聘的权利必须由中小股东选举产生的监事会掌握。

2、独立董事任免权。由于监事只能列席董事会,对决策并无表决权,因此中小股东的监督权只是一种事后监督，具有较为显著的被动性特点。为了弥补这个不足，必须引入独立董事制度。独立董事的监督作用主要体现在董事会的决策过程中,这是一种事前和事中的监督。由于独立董事作为董事会的成员享有普通董事的所有权力,对董事会的决策享有表决权,并享有一些法定的特别职权。如重大关联交易的认可权；对上市公司的重大事项有发表独立意见的权力等等。这些职权确立了独立董事在监控大股东、监控上市公司及其关联企业、高管人员薪酬等方面的重要作用,使其可以监督公司高管人员是否串通损害股东利益,监控控股股东是否损害公司的利益。但是，独立董事实现这些权利的一个前提条件是自身必须具有“独立性”。由于独立董事所监督的是大股东及其所控制的董事会和经理层，因此这里的“独立性”主要是指与大股东的独立。

根据《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》,我国上市公司董事会、监事会、单独或者合并持有上市公司已发行股份1%以上的股东提出独立董事候选人,经中国证监会审核后,由股东大会选举产生。但在大股东控制股权结构下，独立董事实质上是由大股东决定的。而且上市公司独立董事的津贴标准由董事会制定,由股东大会审议通过,在我国大股东控制董事会、股东大会情况下,独立董事薪酬的多少实质上也是由大股东决定的。这一独立董事产生程序及其薪酬决定模式都严重动摇了独立董事的独立地位,使独立董事在履行职能的时候,很可能只会迎合董事会中的大股东的口味从而丧失其独立性、客观性和公正性。

由此可见，我国现行独立董事制度不能保证独立董事与大股东的独立，独立董事制度没有发挥应有的作用。为了避免大股东既是独立董事委托人，又是被监督人员，独立董事聘请或解聘的权利必须由中小股东选举产生的监事会掌握。中小股东掌握监事会这样一种制度安排，有以下几方面的作用：首先，它确保了大股东对经营管理决策权的控制。这符合股权资本多数决原则，能够调动广大投资者的积极性；其次，它能确保中小股东对大股东的监督。中小股东通过其控制的独立董事对董事会的决策过程进行监督，通过其聘任的会计师事务所对经营管理层的财务进行监督；最后，由于大股东的牵制，可以有效防止内部人控制问题的出现。

从上面的论述可知，在大股东控制下的公司治理结构中，中小股东掌握监事会这样一种制度安排，可以使中小股东从制度上对大股东进行监督。但如何定义中小股东？具体的监督权应如何组织实施呢？根据我国新公司法的规定，控股股东，是指其持有的股份占股份有限公司股本总额百分之五十以上的股东；持有股份的比例虽然不足百分之五十，但依其持有的股份所享有的表决权已足以对股东大会的决议产生重大影响的股东。笔者认为，可以将持有股份在一定比例以下，不参加公司董事会、高管层的股东界定为中小股东。在监督权的具体组织实施上，笔者建议在中小股东控制的监事会中设立审计委员会。审计委员会的主要职责是代表中小股东担任独立审计的委托人，而大股东对经营者的监督仍然由内部审计部门来完成。具体运作模式如下：

1、人员遴选。在股东大会日，从到会的中、小股东中依据其所持股份比例的多少自动生成中小股东代表5～7人，另随机选定中小股东代表2～4人。

2、工作概要。股东大会结束后，审计委员会举行审计大会，并邀请相关会计师事务所参加。当天，审计委员会选定2～4家会计师事务所作为参加竞标的会计师事务所代表。第二天，举行审计竞标会，最终选定审计人，并签署审计业务约定书。

3、领导体制及权利保障。审计委员会属于真正代表中小股东利益的独立机构，其审计监督权应通过《公司法》等法律形式予以明确。

上述模式操作方便，执行成本低廉，确保了中小股东的审计委托人地位——注册会计师可以毫无顾忌、名正言顺地为保护中小股东的利益而努力。同时，由于大股东要依赖内部审计部门对经营者进行监控，内部审计必定会在大股东的推动下得到发展。

参考文献：

上市公司审计论文篇3

上市公司审计风险面面观(1)韩守富（作者单位:河南大学财务处）我国资本市场的发展,为注册会计师及其会计师事务所的发展提供了广阔的天地和舞台,但随着我国资本市场规范化程度的提高,注册会计师在执行审计业务特别是上市公司审计业务时,面临着很大的审计风险。笔者结合近年来我国上市公司审计实务中出现的风险情况,暂将上市公司审计风险面面观(1) 韩守富 （作者单位:河南大学财务处） 我国资本市场的发展,为注册会计师及其会计师事务所的发展提供了广阔的天地和舞台,但随着我国资本市场规范化程度的提高,注册会计师在执行审计业务特别是上市公司审计业务时,面临着很大的审计风险。笔者结合近年来我国上市公司审计实务中出现的风险情况,暂将其归纳为十大审计风险。1 不合理关联交易中的审计风险。我国大多数上市公司利用与改组前母公司及其下属公司之间存在的关联方关系和关联交易,利用关联方购销、转嫁费用负担等手段调节其报告业绩。如低价向关联方购买原材料,高价向关联方销售产品;无偿占用关联方的资产;集团公司将获利能力强的优质资产以低收益形式让上市公司托管,以填充上市公司利润等。但上市公司在对关联交易的披露上大多简单含糊,故意避开实质性内容。对此,注册会计师首先应让上市公司提供关联方及其交易清单,并对其实施必要的审计程序,对已经发生的关联交易进行必要的内控检查和实质性测试,尤其应关注该公司是否已按会计准则的规定进行披露,否则注册会计师将要承担不必要的审计风险。2 非合理交易和非货币交易中的审计风险。在上市公司面临着连续三年亏损遭“摘牌”和要达到配股资格线的双重压力下,地方政府往往以“看得见的手”帮助上市公司通过不等价交换的资产转让及置换、税费返还、补贴收入等非合理交易方式改善报表形象。上市公司的非货币交易主要有:①转让土地、股权等收益,这些收益往往并无现金流入,与应收账款同时增加的只是账面转让利润;②对无法收回的投资和拆借资金仍然确认为投资收益、利息收入;③购买母公司优质资产的款项计入往来账中,且不计利息及资金占用费,上市公司既获得了优质资产的经营收益,又无须支付任何代价。如果上市公司非货币性收入占公司收入总额的比例过高,就难免令人对该公司的生产和获利能力产生怀疑。因此,大额的非常交易和非货币交易只要加以必要的关注并不难审查。注册会计师应重点关注这些交易的法律手续是否完备、协议约定的交易条款是否均已完成、产权是否已过户,在确认大额收益无现金流入时,应考虑谨慎性原则。大额非常交易和非货币交易应作为重大事项予以披露,注册会计师还需要根据具体情况选择不同的审计报告类型。3 主管收入萎缩,一次性收益骤增情况下的审计风险。有些上市公司的主营持续萎缩,主营业绩严重滑坡,经营难以为继。造成这种局面的原因是多种多样的,有的是因产业结构调整,全行业不景气,如纺织业;有的是因产品在市场上日趋饱和,市场竞争激烈,如商业零售业;有的是因公司管理混乱,导致主营业绩萎缩,公司亏损,等等。但为了不使会计报表太难堪,有的公司便设法虚计主营收入,或提前确认销售收入,或者在其他利润构成上煞费苦心,以期公司业绩一次性得到改观,如变卖家产,出售土地使用权、经营权,出让股权,以取得巨额收益;有的地方政府为维护本地上市公司形象,还会以各种手段进行补贴。目前,上市公司作为稀缺的“壳资源”,在危难时刻,母公司或上市公司往往会伸出“看不见的手”进行粉饰打扮,或由政府伸出“看得见的手”进行援助。注册会计师对此必须给予重点关注,尤其要关注以出售长期资产方式取得高额收益的行为,还要密切关注其协议中是否有回购条款,或虽无回购条款但存在回购可能性。4 资产重组和“报表重组”中的审计风险。资产重组在扩大企业经营规模、改善资产结构等方面有积极作用,但目前一些上市公司在实施了“突击重组”后就产生了立竿见影的丰厚收益,未免有“报表重组”之嫌,因此,资产出售和股权置换作为业绩提升最快的方式,颇受上市公司青睐。在资本市场上,资产出售是上市公司将盈利能力弱、流动性差的资产售出,以优化企业资产结构,促进公司新肌体的健康发展。但在我国上市公司资产重组的现实中,“魔术游戏”层出不穷,人为操纵痕迹明显,似乎企业在主业不景气、扭亏无望的情况下,舍此就无他途。对于资产重组事项,注册会计师应关注交易的法律手续是否完备,如是否进行资产评估及确认,有关部分是否获得批准,董事会、股东会是否表决通过并如实公告,涉及收益的,还应检查收入确认的条件是否已具备等。5 

上市公司审计论文篇4

论文关键词：内部控制，内部控制鉴证报告，委托理论，保险理论，信号理论

 

近年来的会计信息失真问题引起了全社会的普遍关注，上市公司的经营者为了私利的最大化对财务报告进行包装，以完美的财务报告来取悦投资者，不仅挫伤了广大投资者的积极性保险理论，而且使投资者对财务报告产生了一种不信任的感觉。财务报告信息失真，其中一个很重要的原因是上市公司内部控制的严重缺位和失灵。在目前我国证券市场还不够成熟的情况下，投资者开始关注上市公司内部控制的情况，并认识到内部控制是影响会计信息可靠性的重要因素；上市公司的经营者和管理者同样注意到仅仅披露财务报表不能给投资者提供更加真实和具有说服力的信息，从而企业自愿披露内部控制鉴证报告来满足各方使用者的需要。

任何事物都有某种客观需要，在特定条件下产生并遵循一定的规律向前发展演进的，作为社会经济生活中重要组成部分的审计亦是如此小论文。审计动因是指审计产生、存在与发展的动力和原因。主要的审计动因理论包括信息理论、理论、委托责任理论、保险理论、冲突理论。其中，保险理论认为审计动因是风险的分担；理论认为审计动因在于促进股东利益和企业管理者人员的利益达到最大化并缓解两者之间的矛盾；信息理论认为审计动因在增进财务信息的价值，提高财务信息使用者决策人员的利益达到最大化。本文从理论假说、保险理论假说、信息理论假说角度来研究上市公司自愿披露内部控制鉴证报告的动因。

一.理论假说

财产所有权与经营管理权的分离保险理论，这种分离必然形成了所有者与管理者之间的委托和受托这样一种经济责任关系，也就是委托人和人的关系。由于委托人和人的目标不一致，导致了委托问题。正是由于委托人与人存在着利益冲突，使得委托人往往倾向于通过与人达成的契约来解决因目标差异而产生利益冲突。对行为责任的履行情况进行报告正是所有者能够用以监督管理人履行契约关系的一种手段或途径，而管理者则有责任和义务是如实地向所有者反映行为责任的落实与执行情况小论文。由此可见，信息披露制度是缓解管理者和所有者冲突的有效的制度设计之一，也说明了理论为信息披露制度提供了理论依据。

就上市公司自愿披露内部控制鉴证报告而言，管理者有责任确保公司内部控制的合理完整有效，保证公司的正常有序高效的运转保险理论，从而披露内部控制鉴证报告有利于管理者证明其工作并检验其对公司的诚信；所有者不仅仅通过财务报表了解公司的财务情况更要通过注册会计师的内部控制鉴证报告的披露了解公司的业务运转情况和财务信息是否得到有效合理的处理和反映。上市公司内部控制鉴证报告的披露合理有效的缓解了管理者和所有者之间的矛盾使两者利益最大化。

二.保险理论假说

上市公司披露财务报告信息需要注册会计师的审计，一方面各方报表使用者可以理智的获取信息，另一方面上市公司通过注册会计师的审计可以规避风险，对自身的财务信息进行审核并做出正确的披露，给信息使用者一个透明的信息。但在一些列虚假财务报表曝光使信息使用者对其上市公司丧失信心的时候，上市公司开始注意到仅仅通过财务报表的披露是远远不够的，逐渐认识到内部控制对于财务信息的重要性，为了重塑披露信息在证券市场上的重要地位，各大上市公司开始寻求资深注册会计师对公司的内部控制进行鉴证和披露保险理论，从而降低信息使用者的风险，有利于提高企业形象和分散风险的作用。但目前，有人认为保险理论在我国并不能做到，由于证券体制的不健全和使用者取证难的现实状况，保险理论在我国难以实现。

三.信息理论假说

自愿审计动机与信号假说有着天然的联系。审计是一项有成本的行为，在有关法律、法规未作强制审计要求的情况下，上市公司之所以愿意负担审计成本，自愿聘请注册会计师对其内部控制进行审计，其动机很可能是向财务信息使用者发送信号小论文。事实上保险理论，上市公司自愿聘请注册会计师对其内部控制进行审计这一行为本身就是信号，意在向外界表明自己提供的财务信息可靠，增加信息的可信性。

1.会计信息与内部控制相关性需要披露内部控制鉴证报告

由于公司的会计信息与内部控制密切相关，注册会计师进行内部控制鉴证有助于发现公司内部控制的缺陷；注册会计师进行内部控制鉴证有助于寻找并改善内部控制的薄弱环节；注册会计师进行内部控制鉴证有助于促进企业内部控制的健康发展。

上市公司聘请注册会计师对公司进行内控控制鉴证，首先，避免了企业内部审计师作为公司员工的关系，内部审计师对公司的内部控制状况有所隐瞒，或者碍于内部管理人员个人之间的关系不愿按原则披露；其次，内部审计师所接触和了解到的企业内部控制状况不如外部注册会计师了解该行业及企业内部控制状况全面保险理论，外部注册会计师更加熟悉和掌握企业内部控制流程及有效合理性；最后，注册会计师较企业内部审计师更加注重其在审计市场中自身的声誉，注册会计师在审计过程中会更加严谨，以便提供给报告使用者以清晰透明的企业内部控制鉴证报告。

任何一个企业有序高效的运作都离不开有力的内部控制机制。会计信息与内部控制的关系就如同水与过滤系统的关系，水在经过各各过滤环节都会有效的去除杂质最终得到纯净水，如果某一过滤环节出现问题最终不会得到我们想要的纯净水。内部控制在上市公司中它设计的是否完整、是否合理、是否有效都将影响会计信息的真实有效性。仅仅通过财务报表的披露并不能让信息使用者更加清晰了解上市公司的整体情况，只有通过内部控制信息的有效披露才可以让使用者了解企业，达到信息披露的目的。

可见，上市公司聘请注册会计师对公司进行内部控制鉴证保险理论，加强内部控制制度建设，从而提高会计信息的质量，并完善内部控制制度，有利于上市公司会计信息披露质量的提高小论文。

2.上市公司的筹融资动机需要披露内部控制鉴证报告

对于有新发行证券再融资的公司来说，银行等金融机构会要求借贷款企业提供近三年的财务报告和最近的中期报告，并对企业年度报告进行审计要求，对企业的内部控制报告并没有要求但我国近几年也要求一些金融企业提供内部控制鉴证报告而其他企业没有相关规定；并且，在筹融资的过程中，存在信息不对称的问题保险理论，一类是签订贷款契约之前的信息不对称导致的逆向选择问题，另一类是签订贷款契约之后的信息不对称所导致的道德风险问题。诸如上述问题归根结底就需要有一个良好资金流向监管，而它则需要上市公司有着有效的内部控制做保证，从而上市公司内部控制鉴证报告的披露势在必行。

3.审计声誉和审计质量促使上市公司自愿披露内部控制鉴证报告

声誉常指获得社会公众信任和赞美的程度，通常由知名度、美誉度和信任度构成。高质量审计的声誉则可以认为社会公众对会计师事务所的审计质量予以信任和赞美的程度。既然审计质量可以理解为审计师发现并报告客户财务报告错报的概率，如果一个会计师事务所想要获得高质量审计的声誉，他就必须提供高质量的审计服务，比如发现并且报告更多客户财务报告的错报。

我国注册会计师协会每年对我国的注册会计师进行职业培训和监管并且对一些违规注册会计师进行处罚，说明我国政府为力求塑造一个良好的审计市场不断努力；上市公司也力求四大会计事务所和具有良好声誉的注册会计师进行鉴证。相信我国审计市场的良好声誉渐渐形成。对于投资者来说保险理论，会偏重相信那有良好声誉的审计师所做的鉴证报告，这就促使上市公司寻求具有良好声誉和良好审计质量的审计师进行审计，期望通过审计师的审计对该公司的内部控制做出正确的评估和内部控制进一步的改善，并提供给投资者透明的信息，从而给上市公司带来融筹资的机会小论文。可见，无论从投资者的角度还是从上市公司的角度都倾向于相信具有良好声誉的注册会计师，从而上市公司会自愿寻求审计声誉良好的注册会计师对其进行内部控制鉴证。

4.企业的规模和企业的形象可促使上市公司自愿披露内部控制鉴证报告

大部分上市公司其涉足的领域较多，例如原本以房地产经营为主的上市公司，由于企规模的扩大不断涉足其他行业比如食品加工保险理论，外贸等行业，这就造成投资者和其他相关信息使用者怀疑该上市公司的经营管理能力和企业的运作状况。上市公司渐渐意识到在资本市场上筹融资的重要性，让投资者更加对企业有信心就有必要提供给投资者更加可信和透明的企业内部控制信息，使其相信企业具有良好的运作情况和内部控制机制，确保给投资者以更大的回报。上市公司的内部控制鉴证报告便成为信息使用者较为可信的信息来源，这就促使上市公司自愿披露内部控制鉴证报告。并且,最近财务丑闻不断出现，企业信誉也成为考量企业的一把尺子，财务报表的披露已不能满足信息使用者的需要;信息使用者逐渐意识到内部控制信息的披露更加重要，更为可靠。上市公司同样逐渐意识到内部控制信息的披露有助于提高企业良好运转的形象，并有助于企业改善内部控制使其健康发展。可见，企业的规模和企业形象可促使上市公司自愿披露内部控制鉴证报告。

通过从理论、保险理论、信息理论的研究分析，可见，在国家法规的不断完善、监管力度的加大及信息使用者对信息质量要求不断提高的情况下，上市公司不断意识到披露内部控制鉴证报告不仅有利于信息使用者，也有利于上市公司自身的完善和发展。

参考文献：

1.喻少华.2008.自愿审计动机与质量研究大连出版社

2.周莉.2010.信息理论与自愿审计动机探究科技创业第7期

上市公司审计论文篇5

【关键词】 博弈论 财务报表保险制度 独立性

一、引言

2007年，由次级房屋信贷危机引发的金融危机从美国开始爆发，并逐渐在全球范围内对各国金融市场、实体经济产生消极影响，使世界经济面临近60年来最为严重的金融危机。一时间，金融海啸、违约风险、信用危机等词汇受到广泛关注。在这个背景下，在审计领域，实务界和理论界对审计风险的控制给予了前所未有的重视，开始对现行财务报表审计制度进行更深入的思考。

现行的财务报表审计制度起源于上市公司所有权与经营权的分离，注册会计师独立审计中的经典“委托―”理论在独立审计发展过程中一直占据着核心地位：上市公司的所有者――股东（或股东大会）聘请审计师，对公司的经营者（人）的经营情况进行审计，审计师作为独立的第三方，对经营者的业绩发表真实、公允的意见。从理论上来说，基于“委托―”理论的财务报表审计制度似乎不存在制度缺陷。但是，在我国的现实情况是上市公司的管理层和治理层界线模糊，“内部人控制”现象严重。面对上市公司的各种财务舞弊行为，注册会计师的独立性受损，无法真实、公允地发表审计意见。

国内外的若干重大财务造假和舞弊案件均表明，除了上市公司主观动机，注册会计师的独立性受损是导致舞弊发生的重要原因。2002年，在美国相继爆出安然、世通、施乐等重大财务丑闻之后，美国纽约大学的会计学教授Joshua Ronen指出现行的财务报表审计制度中存在固有缺陷，他提出建立财务报表保险制度（Financial Statement Insurance，简称FSI），替换现有的财务报表审计制度，从根本上增强审计师的独立性。财务报表保险制度下，上市公司不再直接聘请会计师事务所对财务报表进行审计，而是向保险公司投保财务报表舞弊保险，保险公司根据对上市公司的风险评估结果，决定承保金额、免赔额和保险费率，再由保险公司聘请会计师事务所对投保的上市公司进行财务报表审计。这种制度安排从源头上切断了注册会计师和上市公司的利益关联，提高注册会计师的独立性。

二、相关文献回顾

财务报表保险制度在审计理论领域尚属于新生事物，但有关财务报表保险制度的研究方兴未艾，国内外不少学者对制度的设计和推行进行了探讨。国外的研究以Joshua Ronen教授为代表，有关的研究主要是对财务报表保险制度的基本原理、基本特征和执行的基本程序等的分析。以保险公司对投保上市公司进行风险评估作为起点，Joshua Ronen（2002）将财务报表保险制度的实施的具体程序细分为七个步骤，包括对上市公司的风险评估、保险公司递交投保建议书、股东大会决定投保金额、保险公司聘请会计师事务所对投保公司进行审计、保险公司根据审计结果决定是否承保和承保金额、投保公司披露保险合同的主要内容、如果发生保险事故，保险公司根据合同进行赔偿等。财务报表保险制度改变了现行审计制度中的委托关系，是一种以市场机制为基础的、针对审计失职和财务舞弊的制度。

国内学者主要从理论层面对财务报表保险制度进行了研究。张婷、余玉苗（2005）从契约设计的角度分析了财务报表保险制度的有效性。王利，张中明（2009）对财务报表保险制度中的风险评估问题进行了研究。吕先锫等（2007）对财务报表保险制度进行了博弈分析，对财务报表保险制度中多元委托关系中各方的行为选择及效用函数作了研究。

在相关文献研究的基础上，本文放宽有关博弈的假设，使财务报表保险制度的设计更符合实际情况；同时考虑上市公司、保险公司和会计师事务所之间的有限重复博弈，在此基础上分析财务报表保险制度在设计上的可行性。

三、财务报表保险制度的博弈分析

本文博弈分析的思路按照Joshua Ronen教授设计的财务报表保险制度的基本程序展开，财务报表保险制度主要包括四个参与主体：上市公司的管理层、股东大会、保险公司和会计师事务所。在保险公司对上市公司进行风险评估之前，上市公司管理层首先进行策略的选择，即管理层选择对财务报表进行舞弊或者不舞弊，假定管理层进行财务舞弊的概率为P1，则不进行财务舞弊的概论为（1－P1）；接着由保险公司对上市公司的财务舞弊风险进行评估。本文认为，保险公司的风险评估能力不可预计，因此，保险公司的评估也可能出现两种结果：一是风险评估符合上市公司的实际情况，二是风险评估失败，不符合上市公司的实际情况。假设保险公司的风险评估获得成功的概论为P2，则风险评估失败的概论为（1－P2）。至这一阶段，上市公司管理层和保险公司之间的博弈如图1所示。

从图1可以看出，保险公司对上市公司进行风险评估之后，将出现四种状态。其中A结点表示保险公司评估出上市公司的财务舞弊行为，将拒绝上市公司承保或者降低承保金额、大幅度提高保险费；B结点表示保险公司未能评估出上市公司的舞弊行为，将与上市公司签订较低的保费合同；C结点表示上市公司未出现财务舞弊，保险公司评估成功，将对投保的上市公司给予较低的保费合同；D结点表示上市公司虽然不存在舞弊行为，但保险公司的风险评估失败，将拒绝承保或者大幅提高保险费。若保险公司拒绝承保，则博弈至此结束，本文重点分析保险公司继续承保的情况。显然，A、C两个结点是较为理想的状态，上市公司的舞弊行为能够被保险公司监测到，从而做出正确的决策。

在上述的四种状态下，假设保险公司均继续承保，根据风险评估结果，保险公司向投保的上市公司递交投保建议书并由股东大会发表决议，股东大会通过之后，由保险公司聘请会计师事务所对上市公司进行财务报表审计。假设保险公司制定的低额保费为L，高额保费为H；上市公司的所有者（股东）权益为E；若上市公司的管理层舞弊，则管理层获益S，股东相应损失S；若上市公司不舞弊，上市公司管理层和股东均获益为0；上市公司通过保险公司间接支付给会计师事务所的审计费用为F；保险公司对应低额保费的赔偿额度为CL，对应高额保费的赔偿额度为CH，显然H>L且CH>CL，而且从保险公司经营的赢利性目的来看，收取的保费差额应大于赔偿额度的差额，即H上式中，将保险公司的期望收益对P2求导，整理得：

这个结果的含义是保险公司的单位风险评估水平提高之后获得的收益增加值。可见，在合同规定了高额保费、低额保费以及对应的赔偿额度时，保险公司提高其风险评估水平所获得的收益增加就成为上市公司管理层舞弊概论P1的函数。当上市公司完全不舞弊时，保险公司获得最大的边际收益增加值，此时保险公司增强自身对上市公司的财务风险的评估能力的动机最强；而当上市公司肯定进行财务舞弊时，保险公司反而获得最小的边际收益增加值，增强自身对上市公司的财务风险评估能力的动机最弱。可见，保险公司的风险评估并不能对上市公司的舞弊行为起到牵制作用。

保险公司聘请会计师事务所后，事务所对上市公司进行财务报表审计，虽然在制度设计上，事务所和上市公司之间的利益关系被切断，事务所的独立性得到增强，但是从上市公司的角度出发，如果上市公司存在舞弊行为，一旦被审计师发现并向市场上传递有关上市公司进行财务舞弊的信号，那么管理层的声誉将受到严重影响，因此，如果上市公司的管理层存在舞弊行为并继续投保，事务所对其进行审计时，上市公司的管理层仍然具有与事务所合谋的动机。假设管理层与事务所合谋需向事务所支付T，事务所由于合谋而造成的声誉损失及其他外部惩戒为R，则在前述博弈的基础上，会计师事务所获得的期望收益为：

E（Audit）=P1（T+F-R）+（1-P1）F

整理得：E（Audit）=F+P1（T-R）。若会计师事务所不接受与事务所的合谋，真实、公允地发表审计意见，则可以固定地获得大小等于F的审计费用。从事务所期望收益的计算结果可知，要使事务所参与与舞弊上市公司的合谋，则至少要使P1（T-R）>0，这意味着，即使财务报表保险制度希望在制度上切断事务所与上市公司的联系，但作为理性的经济人，事务所出于自身利益的最大化，如果获得的合谋收入足够大，由此带来的损失足够小而且上市公司进行财务舞弊的概论不等于0，事务所就会选择与上市公司合谋。可见，财务报表保险制度本身并不足以完全使事务所保持独立，事务所的违规成本不高，使其仍然具有串谋的动机，在财务报表保险制度下，同样需要外部监管来解决事务所与上市公司合谋的问题。

下面考虑这个博弈的均衡路径。在财务报表保险制度下，上市公司、保险公司和会计师事务所之间的博弈是一个完全但不完美信息动态博弈。保险公司不可能知道上市公司的管理层是否进行了财务舞弊，只是了解上市公司的管理层可能进行舞弊或不舞弊。根据前面的分析，若存在外部监管措施，会计师事务所与上市公司合谋所受到的惩罚足够大，使得R远大于合谋收益T，那么会计师事务所在博弈中就不会采取与上市公司进行合谋的策略，而选择真实、公允地发表审计意见。在这种情况下，审计师发表审计意见之后，上市公司是否进行财务舞弊的情况就会成为完全信息，保险公司也可以根据审计师发表的审计意见来判断自身的风险评估是否正确。在下一次进行重复博弈时，保险公司就可以根据前一次审计师的审计结果来判断上市公司是否具有舞弊的动机，从而更合理地对上市公司进行风险评估，决定是否承保或制定出对应的保险费率。对于上市公司而言，若在前一次审计中进行了财务舞弊，则这种行为必定会被审计师发现，舞弊行为披露之后，管理层将遭受巨大损失，因此，从理性经济人的角度来看，管理层会选择不舞弊；若在前一次审计中未进行财务舞弊，则在下一次审计中有进行舞弊的动机，但管理层若进行了财务舞弊，由于上市公司与保险公司、会计师事务所之间是有限重复博弈，继续重复博弈又会使上市公司的舞弊行为被审计师发现，管理层会受到惩罚，从而在下一次博弈中选择不舞弊。可见，在会计师事务所保持完全独立、真实公允地发表审计意见的前提下，经过有限重复博弈，财务报表保险制度下的上市公司、保险公司和会计师事务所可以达到均衡，即上市公司选择不舞弊、保险公司风险评估成功、会计师事务所保持独立，但这个均衡成立有一个外在前提条件，即存在对会计师事务所的外部监管，事务所接受上市公司贿赂的惩戒成本较大。本文采取动态博弈和重复博弈分析的结果与吕先锫等人（2007）的研究结果基本一致，财务报表保险制度的实施虽然切断了上市公司管理层和注册会计师的联系，但是不能有效阻止两者在审计过程中的合谋。要使财务报表保险制度有效运行必须从外部监管上采取措施，外部监管要给上市公司管理层和注册会计师一种进行舞弊则后果严重的信号，事务所的合谋行为一旦被发现，声誉损失和其他惩戒对其而言将是极大的打击，因而事务所的独立性才能得到充分的保证，这三者之间的有限重复博弈才能达到均衡。

四、研究结论与展望

通过对财务报表保险制度下的上市公司、保险公司和会计师事务所之间的三方博弈，可以看出，财务报表保险制度并不能通过制度设计而自发地提高审计师的独立性。如果完全没有外部监管，从理性的经济人角度出发，上市公司倾向于选择舞弊，会计师事务所倾向于选择与上市公司合谋。前面的分析指出，保险公司的风险评估对上市公司是否进行财务舞弊并没有牵制作用，因此，保险公司倾向于拒绝承保或者收取高额保费，财务报表保险制度将逐渐失去作用。可见，外部监管对财务报表保险制度的实施至关重要，尤其在我国。我国证券市场较西方发达国家起步晚、完善程度更低、法制水平较不健全，财务报表保险制度的实施更需要外部监管力量的引导，而不能一开始就完全依靠市场机制对财务报表保险制度的实施进行调节。此外，由于在首次博弈的过程中，保险公司的风险评估并不能牵制上市公司管理层的财务舞弊行为，从保险公司利益最大化和提高风险评估水平的角度出发，保险公司可以将首次签订保险合同时的风险评估外包给其他专业风险评估机构，一方面可以提高评估的准确程度，另一方面，因为保险公司缺乏提高风险评估能力的直接动力，保险公司可以减少这方面的资金投入。综上所述，本文设计了我国实施的财务报表保险制度的框架，如图2所示。

在我国推行财务报表保险制度，应该分阶段，采取渐进式的思路进行推广。财务报表保险制度本身就是一种以市场机制为基础的制度安排，由于我国证券市场尚不完善，不能一开始就完全借助市场的力量来推行财务报表保险制度。因此，在推行财务报表保险制度的初期，政府设置的外部监管需要发挥监督管制作用，对接受财务报表保险制度的上市公司和其关联的事务所、保险公司进行政策上的牵制和引导，使财务报表保险制度真正起到强化注册会计师独立性的作用。而在财务报表保险制度的市场机制作用下，不存在舞弊动机、财务信息质量高的上市公司倾向于接受这种制度安排，因为可以向证券市场传递积极的信号；反之，存在舞弊动机、财务信息质量低的上市公司若接受制度安排，则会向市场传递消极的信号，在重复博弈中自然被市场淘汰。因此，在外部监管和市场机制的双重作用下激发上市公司管理层自觉杜绝舞弊，提高公司财务信息质量的内在动机。财务报表保险制度对比现行的审计制度，确实具有显著的优点，但也有其局限性，在实施的过程中需要结合法律、外部机构监管等措施，使财务报表保险制度真正发挥其作用。

【参考文献】

[1] 张婷、余玉苗：论财务报表保险制度的契约设计及其有效性[J].经济评论，2005（3）.

[2] 吕先锫、李明明：财务报表保险制度下的博弈分析[J].财会通讯学术版，2007（2）.

[3] 王利、张中明：财务报表保险制度中风险评估问题研究[J]. 中国管理信息化，2009（1）.

[4] 易琮：财务报表保险制度――解决审计独立性的新思路[A]. 中国注册会计师行业发展研究资料[C].经济科学出版社，2004.

[5] 谢识予： 经济博弈论[M].复旦大学出版社，2007.

上市公司审计论文篇6

【关键词】内部控制审计 整合审计 财务信息质量

近年来，我国资本市场频频出现财务舞弊事件，科龙、绿大地、紫鑫药业等上市公司财务造假事件，已经暴露出我国公司的内部控制环境相当薄弱。为了加强和规范公司内部控制，提高公司经营管理水平和风险防范能力，财政部等五部委分别于2008年5月和2010年4月联合了《企业内部控制基本规范》及其配套指引，首次要求上市公司聘请会计师事务所对其内部控制进行审计。内部控制审计制度自2011年起在境内外同时上市的公司施行，2012年进一步扩大施行范围，在上海证券交易所、深圳证券交易所主板上市的公司施行。不同于美国，我国并未要求进行整合审计，只是提到注册会计师可以单独进行内部控制审计，也可将内部控制审计与财务报表审计整合进行（刘玉廷，2010）。在此制度背景下，本文旨在研究：我国现行内部控制审计制度施行后是否有效地提高了上市公司财务信息质量？内部控制审计执行中整合审计开展的情况，整合审计是否能提高上市公司财务信息质量？

一、研究假设

1.内部控制审计与财务信息质量。Kothari（2004）、Bedard（2006）、Denial等（2008）、Chen等（2013），在“萨班斯法案”施行后，研究了内控审计实施的市场效应，发现内控审计的实施能够显著提高会计盈余质量。但“萨班斯法案”的实施成本与效益问题，受到质疑。一些实务界人士提出，内控审计并未能实际给公司带来效益，反倒给公司带来了财务负担。“萨班斯法案”亦推动了我国的内控审计发展，王军只（2009）配对分析了2007年上交所上市公司首次内控审计对盈余质量的影响，实证结果显示，无论是分行业还是以全样本，首次实施内控审计的公司盈余质量得到了明显改善。

2.整合审计与财务信息质量。财务报表审计与内部控制审计整合开展是目前内部控制审计推行的主要趋势，美国、加拿大、日本等国家在推行内部控制审计时，明确要求进行整合审计。2007年6月，美国公众公司会计监督委员会（PCAOB）修订颁布了AS 5《与财务报表审计结合的针对财务报告内部控制的审计》，明确表明，财务报表审计应与内部控制审计相整合，以降低审计成本，提高审计质量。毋庸置疑，整合审计将产生范围经济，降低内控审计成本（王爱华、刘扬，2012）。安永（2008）的调查结果显示，执行AS 5第二年的审计成本下降46%，其中两项审计工作更好地整合是一个主要原因。但整合审计是否会影响审计独立性，从而影响审计结果，降低财务信息质量？对此，美国审计质量中心（2009）指出，不同于审计业务与咨询服务之间存在独立性的冲突，会计师事务所需要分别对年报审计报告和内控审计报告的意见类型承担责任，不存在为了获得一项业务而牺牲另一项业务的审计独立性问题（刘玉廷，2010）。我国内部控制审计指引对于整合审计并未作出强制规定，注册会计师可以单独进行内部控制审计，也可将内部控制审计与财务报表审计整合进行。

3.研究假设。PCAOB（2004）在AS 2中提到，有效的内部控制可以提高财务报告的可靠性与公允性，而内部控制审计将为财务报告使用者提供一份具有保证性的可靠的财务报告。在2011年前，内控审计在我国尚属于自愿，相较于内部控制自评报告，自愿披露内控审计报告的上市公司较少（郑丹，2011），并且基于信号理论，自愿披露内控审计报告上市公司的内控质量可能较好。我国目前资本市场尚属于半强有效市场，需要独立的第三方对上市公司内部控制的有效性和自评信息进行鉴证，以督促上市公司完善内部控制，提高财务信息质量，促进资本市场健康有序的发展。基于此，本文提出假设一。

H1：内部控制审计实施后，相较于实施前，上市公司的财务信息质量得到显著提高。

知识溢出效应指出，如果由同一服务提供者提供多种服务，可以利用相同的契约资源（商标、信誉、客户信任）降低交易成本，提高服务质量。同一会计师事务所同时提供内控审计与年报审计，将产生知识溢出效应，提高其年报审计的质量。审计质量的提高，自然将对年报的可靠性和财务信息质量产生重要影响。基于上述分析，提出假设二。

H2：整合审计有助于提高财务信息质量。

二、研究设计

1.财务信息质量度量指标。公司盈余管理的程度可作为衡量财务信息质量的一个指标，并且在实证会计研究中得到广泛应用。对盈余管理水平的度量，现有实证研究中，有四种主要模型：希利模型、迪安龙模型、琼斯模型和行业模型。琼斯模型应用最为广泛（Bartov，2001； Kothari，2005），所以本文选用调整后的琼斯模型计算出可操控性应计数，衡量财务信息质量。具体计算过程如下：首先，用不同行业数据对模型1进行回归，获取参数ai：

2.样本选择。对于假设一，本文将对2012年首次执行内控审计的上市公司进行配对分析，所以选择以2012年沪深主板上市公司为初选样本，并对样本总体进行处理，由于2012年前，已有境内外同时上市的公司按要求以及部分公司自愿进行了内控审计，而假设一是验证2012年内控审计在沪深主板首次强制施行后对上市公司财务信息质量的影响，所以假设一只选取2012年首次执行内控审计的上市公司，即剔除2011年已进行了内控审计的上市公司；操纵性应计数的计算涉及以前年度（2011年、2010年）的资料，剔除以前年度数据缺失的上市公司；由于上市商业银行早于2000年即有要求会计师事务所对其内部控制评价进行鉴定，并且金融业上市公司的资产等方面具有特殊性，所以将金融业的上市公司予以剔除；考虑到ST，ST*上市公司财务信息的特殊性，剔除ST，ST*上市公司。考虑这些因素后，选取上市公司650家。对于假设二，本文选择2011年已执行内控审计的上市公司为样本，研究其中整合审计对财务信息质量的影响。考虑相关因素，亦剔除以前年度数据缺失，金融业ST、ST*的上市公司，最终选取182家上市公司。上市公司的财务数据从CSMAR中取得，其他相关数据来自中注协年报审计快报以及笔者手工翻阅报告。

3.模型设计和变量选择。参考赵文娟（2011）的研究方法，结合本文的研究需要，本文构建模型四对假设二进行检验：

AQi = β0 + β1×INTERVALi + β2×GROWTHi + β3×LEVi

+ β4×AUDITORi + β5×OCFi + β6×ROEi

+ β7×LOSSi + β8×SIZEi + εi 模型4

被解释变量选择AQ。自变量INTERVAL代表整合审计变量。2011年10月中注协颁布的基于整合审计框架下的《企业内部控制审计指引实施意见》，其中在对于整合审计特殊考虑中提到“注册会计师在完成内部控制审计和财务报表审计后，应当分别对内部控制和财务报表出具审计报告，并签署相同的日期”。考虑到这并非强制性要求，只是指导意见，实务中可能仍存在日期不一致的现象，所以本文选取两项指标综合衡量整合审计。

公司某些经营特征对盈余质量也产生影响，主要包括公司成长性、财务状况、经营情况、公司特征和审计师类型等（Becker，1998；Klein，2002；Vander Banwhede，2003；夏立军，2003；张龙平等，2010）。在研究内控审计对财务信息质量的影响时，控制公司这些关键特征很重要。各变量的具体定义如下：

被解释变量：AQ（表示财务信息质量）。

控制变量：GROWTH（表示成长性，为公司总资产增长率）；LEV（表示财务状况，为公司资产负债率）；AUDITOR（表示审计师类型，如果是四大则取值1，否则取值0）；ROE（表示经营状况，为公司净资产收益率）；OCF（表示经营状况，为公司经营活动现金流/总资产）；LOSS（表示经营状况，公司本期亏损则取值1，否则取值0）；SIZE（表示公司规模，为公司Ln，总资产）。

三、实证分析

1.配对变量分析。对于假设一，本文从纵向角度对上市公司实施内控审计前后的财务信息质量进行配对，验证其实施前后有无显著差异。在分析中，选择2011年|CAt|和2012年|CAt|作为配对变量，以检验内控审计的执行对上市公司财务信息质量的影响。分析显示实施内控审计后上市公司的平均操纵性应计数得到降低，由0.074 5降至0.053 5。内部控制审计前后t检验结果显示，Sig（双侧）T检验的显著性概率为0.000，即小于0.001。由于P小于0.01，可以得出结论：实施内控审计后上市公司的操纵性应计项得到显著降低，即内控审计可以有效地提高上市公司财务信息质量，原假设成立。

2.描述性统计与相关性分析。从描述性统计结果可以发现，2011年进行内控审计上市公司的操作性应计数之间差异不大；进行整合审计的上市公司均值达到0.91，表明大多进行内控审计的上市公司选择了整合审计。本文选择Pearson和Spearman相关系数矩阵分析了各变量间的相关系数。

3.回归分析（限于篇幅，有关统计结果的数据表已略，编者）。整合审计与财务信息质量的回归分析显示AQ与INTERVAL之间有正相关关系，但不显著，与假设二不一致。与AQ显著相关的控制变量包括GROWTH、AUDITOR、ROE和OCF，说明在检验整合审计对财务信息质量的影响时，有必要控制相关因素。模型4的多元回归结果。模型的R2为54.8%，模型总体解释能力较好。在控制了公司相关特征后，INTERVAL与 AQ回归系数为正，但不显著，假设二未得到验证。GROWTH、ROE的回归系数显著为正，而LEV、OCF与AQ的回归系数显著为负，其中LEV、ROE与AQ的关系与以前研究结论不同，GROWTH、OCF与AQ的关系与以前研究结论一致。GROWTH与AQ的回归系数显著为正，表示公司资产增长速度越快，公司的操纵性应计数越大，财务信息质量可能越差。OCF与AQ的回归系数显著为负，表示公司的经营性现金流量持有越少，公司的可操纵性应计数越高，财务信息质量越差。

四、结论与政策建议

通过研究内控审计、整合审计与财务信息质量之间的关系，可以发现：（1）2012年内控审计在沪深主板上市公司施行的第一年，首次实施内控审计上市公司的可操控性应计数较前一年有显著性降低，即内控审计实施后，上市公司的财务信息质量得到明显提高。这与之前规范研究中的结论一致，亦证明我国有继续推行内控审计的必要性。（2）整合审计与财务信息质量之间没有显著的关系，即整合审计未能显著改善上市公司财务信息质量，这与已有的规范研究结论有差别。

2011年进行内控审计的上市公司中，整合审计的施行没能有效提高上市公司财务信息质量，可能是由于整合审计的施行过程没有实际有效的操作性指南，会计师事务所对于“整合审计”这一新鲜事物尚处于适应阶段，未能有效整合年报审计与内控审计两者的资源，充分实现有效合作，保证两个业务的充分独立性。目前我国对于整合审计并未强制要求，可能也是意识到审计市场中“整合审计”实力不足这一现象，但整合审计是未来内控审计发展的一大趋势，对此相关部门和市场主体应该各自为整合审计的有效推广作出相应的努力。

截至2013年4月30日，2012年沪深主板1 415家上市公司，仅有913家上市公司披露了内控审计报告。可见，仍有部分上市公司未能按要求施行内控审计。内控审计有助于增强上市公司财务报告的可靠性，改善资本市场环境，所以我国相关监管部门应该继续推进内部控制审计，督促所有上市公司早日按要求施行内控审计。

参考文献

[1] KOTHARI D.Differential information and the small firm effect[J]. Journal of Financial Economics，2004（2）.

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[10] 全面提升企业经营管理水平的重要举措――财政部会计司司长刘玉廷解读《企业内部控制配套指引》[EB/ OL].[2010-07-01]. http：///.

上市公司审计论文篇7

【关键词】　公司治理结构；审计费用 ；负相关

中图分类号：F270文献标识码：A文章编号：1006-0278(2012)03-055-01

一、理论分析：审计费用和公司治理影响因素分析

公司治理结构是在公司管理权和所有权分离的大背景下，合理地规划管理层和股东的权利及利益，在保障双方利益的同时达到企业利益最大化。审计费用，顾名思义是会计事务所根据审计计划对被审企业进行审计而收取的费用。审计费用的高低一般是由审计业务量的大小决定的。业务量包括公司的规模、子公司的数量、公司的风险程度、审计报告的用途、注册会计师的人数和工作技能经验、审计时间、公司内部程序的完整性和条理性。

首先从现在上市公司大部分有的一种治理结构——董事会分析，董事会最重要的是其特殊的独立性。董事会可以达到有效抑制公司管理层的自利举动，也可减少公司错报的可能，降低公司审计风险。从实际情况来说，大部分注册会计师会根据公司董事会结构和情况来认定公司固有风险的高低，从而决定了审计费用的高低。 其次从监事会角度，在公司治理上，其实监事会和董事会的作用大体相同。最后从管理层持股情况分析，当公司高管成了所有者，本着自利原则，保证企业长期盈利是首要目标。而要达成这一目的，保证企业内部运营就不容忽视，企业运营的好，审计风险自然就低，审计费用也将降低。

不过这只是理论分析，真正是不是这样的结构，还要看后面的实证研究。

二、实证研究

（一）研究假设

假设1:高管持股与审计费用高低关系不确定，有待检验。

假设2:董事会人数与审计费用高低关系不确定，有待检验。

假设3:监事会人数与审计费用高低关系不确定，有待检验。

（二）指标选取与模型建立

要研究审计费用和公司治理的相关关系，首先需要的指标是审计费用，用字母Y表示。然后就是代表公司治理的指标，根据公司治理的定义，内部治理的结构的优劣是受高管持股数（%Z）、董事会人数（%[）、监事会人数（%\）。据此建立模型：Y=C+%ZD+%[B+%\S（%Z、%[、%\）。

（三）样本选择和数据来源

本文样本全部来自2011年A股上市公司。剔除了缺失2011年的年度审计费用的上市公司和相关实证指标无效或缺失的上市公司。筛选过后，我们最终获取有效样本100家。其中上市公司的审计费用、公司名称和代码数据来自《国泰安数据库》，另外上市公司高管的持股数、董事会人数、监事会人数的数据来自于巨潮网（省略），数据分析软件是SPSS BaseV17.0。

（四）研究结果

由统计数据得出公式：Y=-126877.626+0.024%Z+199119.511%[+65215.271%\ ，Y与%Z、%[、 %\ 的相关性分别是0.081、0.005、0.639。

三、实证研究结论分析和相关建议

通过我们的实证研究，由于现实每家上市公司的不同特色加上现实国家法律不够完善，配合上我国市场经济体制不够健全，使得现实实证数据的相关性大大减低。可是数据研究的大体方针上还是倾向于公司治理结构的好坏与审计费用的高低是呈负相关的，其中最具相关性的是管理层持股比例高低，在这几组研究数据中对审计费用有一定的负相关。

从理论上，我们认为公司治理结构与审计费用存在不显著的负相关的关系。审计费用是一个反映注册会计师对一家上市公司内部审计风险的评价指标，而审计风险从一个侧面又是反映企业内部治理情况优劣的风向标。所以对被审计公司而言，建立健全公司治理结构，能够降低企业的经营风险和财务风险，从而降低公司被注册会计师出具非标准审计意见的概率，降低审计费用，有利于公司的发展。

另外值得关注的现今我国的市场经济体制日趋完善，法律方面也更加完备，审计费用与公司治理情况好坏的负相关应该会日益显著。同时不可忽视的是，管理层激励与审计费用的相关性极高，可以反映出成本的提高去企业的内部治理情况有一个极大的帮助，对降低企业内部风险是一个助动力，当然也是提高企业运营绩效的好方法。

参考文献：

[1]孙合珍.关于公司治理结构和企业内部控制关系的思考[J].内部控制,2009(9)50-51.

[2]王坤.异常审计收费与审计意见收买的相关性研究[D].江苏大学,2008.

上市公司审计论文篇8

关键词：公司治理 审计绩效 股权结构 董事会特征

一、引言

随着我国市场经济的持续稳定发展，资本市场对注册会计师提高审计绩效的需求与日俱增。然而近年来国内外证券市场上爆发的一系列重大财务舞弊案，已经危及证券市场的正常运转，影响到投资者对会计信息、审计公信力的信心。审计质量的降低也直接导致了审计绩效的下降。行业监管部门为提高行业整体绩效水平，提出并实行了审计师强制轮换、开展风险导向审计、完善会计师事务所内部治理、提高独立性等许多的措施与建议，试图借助这些措施来提高审计质量，提高审计绩效。但是，由于我国不完善的审计体制，这些措施的推行并没有真正触及问题的本质。可以认为，审计绩效的提高与上市公司治理结构的改善有密不可分的联系，即上市公司的股权结构的改善，降低国有股比例，提高流通股比例；避免董事会被内部人控制，保障监事会实际效力。

二、研究设计

（一）理论分析 （1）公司治理结构的涵义。公司治理的思想起源于亚当·斯密的著作《国富论》，解决的核心问题是由所有权和控制权分离而导致的委托—问题。公司治理结构是世界范围内通行的管理理念，多年来备受学术界关注，理论界和实践界都希望能找到相对固定和合理的公司治理结构，但是由于环境的不同以及分析角度的不同，各国学者对于公司治理结构的涵义界定有很多种。结合现有研究中比较有代表性的几种观点，本文认为，公司治理结构有狭义和广义之分。李维安教授认为，狭义意义上的公司治理结构是指委托人对受托人进行监督和制衡的机制，即通过一系列的制度和安排去合理地配置委托者与受托者之间的权利与责任关系。一般认为，公司治理的目标之一就是通过合理的治理结构来降低成本。狭义的公司治理结构主要是指由股东大会、董事会、监事会及管理层构成的公司内部治理。而广义的公司治理结构并不局限于所有者和经营者之间的利益分配关系，所涉及的利益相关者相对广泛。本文采用狭义的公司治理结构进行研究。（2）审计绩效的涵义。从系统论的观点来看，审计是一个多层次要素的复合体。主要包括审计主体和客体、审计对象、审计目的、审计政策、审计职能、审计特征、审计本质几个要素。被审计单位作为审计的客体，审计的内容包括对被审计单位经济活动的真实性、合法性、有效性和被审计单位履行的经济责任情况的审核监督。审计是以确保受托经济责任全面履行为目的。审计最为突出的特性是独立性。审计的本质一直有多种说法，从最初的“查账论”到现在的“免疫系统论”都在不同程度的对审计的职能、特性等进行完善。综上所述，审计是由专职机构和人员基于确保受托经济责任全面履行的目的，依法对被审单位的财政财务收支及有关经济活动的真实性、合法性和有效性进行审查，同时对被审计单位履行经济责任情况进行监督，规范优化其假设、原则、方法、程序的独立的经济控制免疫活动。根据《辞海》的解释，绩是指功业、成绩，效即效果、功用，是由行为产生的有效地结果。绩效应该是由一定行为产生的有效的结果和成绩。但在社会经济管理活动中，对于绩效有许多不同的理解，大致可以分为三种：绩效是在一定时间内，由一定活动产生的结果；绩效是在实现组织目标的工作过程中自行控制、调整的行为活动；绩效是为实现目标过程中的一系列行为活动及其结果。本文认为，绩效是由特定的行为产生的，对组织目标在数量、质量和效率上的完成情况。我国的审计，主要包括国家审计、社会审计和单位内部审计三种审计组织从事的审计活动（2001，张以宽）。本文主要研究公司治理结构对社会审计即注册会计师审计效果的影响。因此，本文所指的审计绩效是由注册会计师对上市公司实施审计的完成质量和完成效果。（3）公司治理结构与审计绩效的关系。受托经济责任是指按照特定要求或原则经管受托经济资源并向委托人报告其经营状况的义务。受托经济责任的基本内容包括行为责任和报告责任两个方面，行为责任的主要内容是按照保全性、合法（规）性、经济性、效率性、效果性和社会性以及控制性等要求经管受托经济资源；而报告责任的主要内容是按照公允性或可信性的要求编报财务报表。根据信息不对称理论，管理权和经营权的分离，使得掌握了更多信息的管理者在履行责任的时候有可能出现如管理舞弊行为的“道德风险”，从而阻碍了受托经济责任的有效履行。我国上市公司治理结构存在的“一股独大”、“产权虚置”等问题，同样影响着受托经济责任的履行。对受托经济责任进行监督是审计的基本职能。股东、债权人等委托层与受托管理层存在不同的利益冲突，为协调两方的冲突，需要有独立的第三方来监督和鉴证管理层的经营管理状况。因此，保障受托经济责任履行的独立审计在一定程度上可以有效的减少或消除委托中的道德风险，即可以通过审计职能的实现提高财务报表信息质量，减少信息不对称。公司治理结构与审计绩效的关系是由受托经济责任联系起来的。审计产生的最初重心在于查错防弊，独立审计的实施则可以起到保障受托经济责任有效履行的作用。然而，公司治理结构的缺陷等因素一方面阻碍了受托经济责任的有效履行，另一方面也增加了外部识别其履行情况的难度。其次，审计理论与实务的不足也是导致审计绩效不高主要原因之一，审计师作为理性经济人，也有可能在充分考虑审计成本收益的情况下进行审计。公司治理结构越不合理，出现管理层舞弊的风险就越大，利益相关者的损失就越明显，对审计的要求就越高，也就越需要审计师提高审计绩效。由此可知，受托经济责任不可或缺的联系了公司治理结构与审计绩效。从理论研究的角度来说，本文从独立审计的立场出发，针对目前我国研究成果较少的审计绩效，参考前人研究成果，结合本文研究的问题，对审计绩效进行层次性分析论证，对其涵义做出界定。从实证研究的角度来说，本文联系长期备受关注的公司治理结构问题，选取合理的样本，通过回归分析的方法研究了公司治理结构与审计绩效的相关性，为合理改善公司治理结构，提高我国审计绩效，促进我国独立审计行业的发展提供一点依据。

（二）研究假设 股权结构是公司治理的重要组成部分，被视为公司治理的产权基础。许小年、王燕（ 1997） 的实证研究结果表明， 股权结构影响公司治理效率，通过公司的经营绩效表现出来。因此认为，通过改善公司治理结构提高审计绩效这一问题上，合理的股权结构是一个重要的方面。董事会治理是公司治理结构中的重要环节，现阶段，董事会治理与审计绩效的关系问题越来越受到重视。董事会的治理特征决定了其治理效果，进而影响到审计绩效。

（1）国有股比例。Fama and Jensen（1983）提出公司治理研究的是所有权和经营权的分离情况下的委托—问题，所有者会监督经营者以达到最大限度的降低成本的目的。所有者通常会选择独立的第三方对经营者进行审计。我国上市公司有很大一部分是由国有企业改组而成，根据《2000 中国证券期货统计年鉴》，我国上市公司股本结构中，国有股所占比重最大，超过40%，这就比较容易造成“产权虚置”和“所有者缺位”的问题。国有股股东只能通过政府委托的人员进行经营管理，人则有可能为了自身的利益，降低对审计绩效的要求。因此提出假设 ：

假设1：国有股比例与审计绩效负相关

（2）流通股比例。刘立国、杜莹（2003）指出我国上市公司中，流通股比例过低，流通股股东难以通过股东大会左右管理层行为。肖珊（2006）指出，股东大会流于形式，中小股东的利益无法通过股东大会内部“ 用手投票”的方式得到保护。但是，流通股股东具有“用脚投票”的特权，可以拒绝购买或抛售上市公司股票，这在一定程度上制约了内部人的行为。同时，流通股比例的提高必然使得国家股及国有法人股比例的下降，而缓解“所有者缺位”、“经理人篡位”的问题，从而提升人对审计绩效的要求。因此提出假设 ：

假设2：流通股的持股比例与审计绩效正相关

（3）董事会规模。对于董事会和审计绩效的关系，理论界尚未达成共识。根据“资源依赖理论”，认为有效的董事会的作用是随环境的变化而改变的，董事会所面临环境的变动性对董事会效率有重要的影响。在市场经济下，企业处于高度不确定的经营环境中，一个能够应对复杂环境及时做出决策的董事会，对企业的公司治理效果和经营业绩起着至关重要的作用。因此，大规模的董事会能够有效履行受托责任，追求真实有效地会计信息，从而提高对审计绩效的要求。根据“理论”，认为经营者拥有的信息比董事会多，并且这种信息不对称会逆向影响董事会有效地监控经营者是否适当地为其利益服务。Lipton and Lorsch（1992）以理论为依据指出：大规模董事会会导致董事会内成员沟通困难以及互相推诿责任的问题，影响对经营者的监督，严重的可能被经营管理层控制，成为他们的代言人，这就使得注册会计师审计的委托人和审计对象界限不明，降低审计的独立性，从而降低审计绩效。因此提出假设：

假设3：董事会规模与审计绩效存在相关关系，但方向不明确

（4）内部人控制度。内部人控制是指在现代公司所有权和控制权相分离的情况下，公司内部管理人员或内部职工掌握了公司的实际控制权，从而在企业的重大战略决策中内部人的利益得到比较充分的体现。公司董事一般包括内部董事和外部董事。何浚（ 1998） 引入“内部人控制度”这一概念，将其定义为公司内部董事人数与董事会人数之比。因此提出假设：

假设4：内部人控制度与审计绩效负相关

（三）变量定义和模型建立 本文关键的变量是公司治理和审计绩效，其中公司治理是解释变量，审计绩效是被解释变量，控制变量的选择则参照以前学者的相关研究。被解释变量审计绩效是指审计的效率和效果，审计绩效包含的范围较广，难以用某一单一变量作为替代进行实证研究。本文借鉴管亚梅、李银娜（2010）等的研究成果，将对于上市公司的审计意见作为审计绩效的替代变量。对于上市公司的审计意见（OPTION）可分为标准审计意见和非标准审计意见两种，国内有学者实证研究表明，当审计师出具非标准的审计意见时，审计绩效较高，当审计师出具标准审计意见时，取1，当审计师出具非标准审计意见时，取0，解释变量和控制变量定义如表（1）所示。

为了检验公司治理和审计绩效的关系，本文选择了如下模型：OPTION=α0+α1 PERCENT+α2 CHAIR +α3 TOP4+α4 SIZE +ξ

（四）样本选取与数据来源 本文收集了2010年和2011年信息技术行业上市公司的数据作为样本，资料来源于CSMAR国泰安“中国上市公司治理结构研究数据库”和“中国上市公司财务报告审计意见研究数据库”。由于模型中数据的需要，对初始样本做以下剔除：（1）剔除所有数据不全的公司；（2）剔除业绩过差的ST、PT公司。这类公司一般都有很大的亏损，社会公众和监管当局往往会对其予以额外的关注，同时，审计师考虑到此类公司所具有的特殊的审计风险，也会对其区别对待。经过上述筛选之后，最终得到2010年的49家和2011年的51家上市公司的样本数据。

三、实证检验分析

（一）描述性统计 由表（2）描述性统计结果可以发现，2010年国有股比例平均值约为21.08%，最大值约为70%，最小值为0%；流通股比例平均值约为58.6%，最大值为100%，最小值约为3.9%；董事会规模的平均值为8.55，最大值为15，最小值为5；内部人控制度的平均值为62.33%，最大值为66.66%，最小值为42.85%，说明样本公司内部人控制度都比较高。两职合一的均值为0.29，相对较小。具体来讲，2010年的49家样本公司中，董事长兼任总经理的公司14家，占总数的28.57%。由表（3）描述性统计结果可以发现，2011年国有股比例平均值约为15.54%，较2010年有所下降，最大值约为79%，最小值为0%；流通股比例平均值约为57.3%，较上年有所下降，最大值为100%，最小值约为20%；董事会规模的平均值为8.04，最大值为14，最小值为5；内部人控制度的平均值为60.79%，最大值为66.66%，最小值为28.57%，说明样本公司内部人控制度较上年有所下调。两职合一的均值为0.39，较上一年有所增加，说明董事长兼任总经理的比例有所上升。具体来说，2011年51家样本公司中，董事长和总经理为同一人的有20人，占总数的39.21%。

（二）回归分析 由表（4）回归结果可以看出，变量STATE 的系数是-0.325，Sig.是0.109，在10%范围内显著为负，说明国有股比例是影响审计意见类型的显著因素。国有股比例越高，审计绩效越低，相应的也验证了本文的假设1。由表（5）回归结果可以看出，变量TRADABLE的系数是0.061，Sig.是0.016，显著为正，说明流通股比例也是影响审计意见类型的因素。流通股比例和审计绩效成正比，验证了本文的假设2。为了检验董事会结构与审计绩效的关系，将变量DIRECTOR和INSIDER代入模型中，得到模型3：OPTION=α0+α1DIRECTOR+α2 INSIDER +α3 CHAIR+α4 TOP4 +α5SIZE+ξ。由表（6）回归结果可以看出，变量INSIDER（内部人控制度）系数是 -0.128，Sig.是0.215。说明公司的内部人控制度虽然在一定程度上影响审计意见类型，但并不是影响审计意见的显著因素。除此以外，表示上市公司董事会规模的变量DIRECTOR不是影响审计意见的显著因素，没有通过显著性检验。

四、结论与建议

本文通过分析，得出以下结论：在公司治理股权机构方面，国有股比例与审计绩效呈显著负相关，流通股比例与审计绩效呈正相关。在公司治理董事会结构方面，内部人控制度对审计绩效有一定的影响作用，但影响不明显。因此提出如下建议：完善公司治理机制，加大对管理层的监督，将会在一定程度上降低独立审计工作的难度，有利于其提高审计绩效；进一步规范独立审计，加强行业监管，实现法规系统化；提高注册会计师的职业能力，健全相关法律法规，明确责任。

*本文系湖南省自然科学基金“集团公司企业绩效与经营者业绩关系实证研究”（项目编号：06JJ4082）阶段性成果

参考文献：

[1]李有根、赵西萍、李怀祖：《上市公司的董事会构成和公司绩效研究》，《中国工业经济》2001年第5期。

[2]刘立国、杜莹：《公司治理与会计信息质量关系的实证研究》，《会计研究》2003年第2期。

上市公司审计论文篇9

【关键词】 审计准则； 非标准审计意见； 市场反应

独立审计准则又称独立审计标准，它是注册会计师在执行独立审计业务过程中应当遵循的行为准则，是衡量注册会计师审计工作质量的权威性标准，注册会计师的审计意见分为标准审计意见和非标准审计意见。我国独立审计准则经过了两次比较大的修订，1996年1月《独立审计具体准则第7号——审计报告》开始施行；2003年4月第一次修订；2006年第二次修订，并从2007年1月1日开始施行。

一、相关文献综述

国内有很多专家学者通过分析上市公司的审计报告来测量其市场反应。如陈龙春、郭志勇（2008）通过运用多元回归法和事件研究法等方法研究发现，市场对上市公司被出具非标准审计意见报告具有显著的市场反应。张天西、黄秋敏（2009）对我国出具持续经营不确定性审计报告的上市公司在2003—2007年间的市场反应进行了实证研究，结果发现：市场对上市公司被出具持续经营不确定性审计报告会作出一定的市场反应。国外研究学者Melumad和Amir（1997）却运用M-Z模型研究市场对被出具非标准审计报告的上市公司的反应时，得出上市公司出具的非规范和非标准审计意见报告对市场有显著性影响。Baskin（1972）是最早研究市场是如何对公司审计报告作出反应的学者，他指出市场对违反一贯性原则的财务报告没有显著的市场反应。David和Krishnagopal （2010）研究发现，投资者对被出具持续性非标准审计意见报告的上市公司给予较大的负面反应。

本文针对审计准则变革前后的实际情况，通过上市公司对非标准审计意见报告的市场反应进行实证研究，为资本市场上决策部门、投资者、注册会计师行业和社会公众谨慎使用非标准审计意见报告信息提供决策参考。

二、模型实证研究设计

（一）研究思路

审计准则的制定和几次修订完善，反映了政府的监管体制逐步规范，本文从审计准则的变迁角度出发，在选择一段较长的时间跨度的基础上，研究市场对上市公司的独立审计报告的市场反应，从而为审计准则的进一步规范化提供对策建议。

（二）研究假设

出具不规范或者不符合标准的审计报告，对上市公司是很大的一个负面消息，在得知这种消息的情况下，对于理性投资者而言，经过不同途径的扩散导致市场认为企业投资和经营存在风险，因此提出假设1。

假设1：不规范或非标准审计意见报告的出台前后对市场反应是负面的。

中国注册会计师协会1995—2004年间先后制定六批独立审计准则，共48项，标志着我国形成了独立审计准则体系。2006年，财政部再次了独立审计准则。这两次对审计准则的改革对资本市场产生了重要影响，主要体现在以下几方面：第一，增加了风险导向审计准则，以规范企业风险控制。在独立审计准则中明确提出了风险导向对审计风险的控制，而不仅仅是对审计证据的关注。第二，对审计结论监管性明显加强。在最新的审计准则改革中明确提升了审计结论监管性的重要程度，使得会计师事务所的审计结论对企业财务说明具有说服力，对投资者和企业经营本身有效，使得对企业审计过程有必要实时监控。第三，提高审计人员职业道德认可。审计准则的变迁进一步要求审计人员要有高度的职业认同感，审计结论原则由谨慎性上升到怀疑执业度，即要求审计人员要以一种职业怀疑的态度对企业财务报表进行审计，提高执业过程中的警觉性。第四，从企业外部市场看，审计市场更加趋于规范和严谨，提升了投资者对审计报告的重视程度不断加大，使得资本市场对审计结论更加信任和关注，审计报告的这种变化与市场变化更加贴近。根据这种情况的出现，提出假设2。

假设2：市场对审计准则修订后的非标准审计报告比修订前非标准审计报告反应更为强烈。

根据上面两个假设建立超额收益估计模型和多元回归模型来验证。

（三）模型建立

1.超额收益估计模型的建立

（1）日超额收益率的公式如下：

（2）日平均超额收益率的公式如下：

（3）累计超额收益率的公式如下：

2.多元回归模型方程

上面建立的超额收益法还不能完整地解释审计准则变革前后的审计报告对上市公司市场反应的影响差异，因此，本文采用多元回归方法，添加相关影响因素进一步对审计报告进行实证分析来印证上市公司对市场产生反应的特征。

上面估计模型中：CARi是不同股票的累计超额收益率；D1i是第一个虚拟变量（其中：i=0或1，0代表标准审计报告；1代表非标准审计报告）；D2i是第二个虚拟变量（审计准则变革后的年份为1，否则为0）；Si为上市公司年度每股收益：每股收益=净利润-总股数；Zi为总资产增长率：总资产增长率=（期末总资产-期初总资产）÷期初总资产。

（四）模型中样本选取及数据来源

本文研究样本来自2002到2010年间沪市A股中出具不规范或者不符合标准审计报告的上市公司。数据资料来自上海证券交易所对上市公司提出的审计报告，财务数据来自每个上市公司年报中的数据。

研究样本的筛选过程如下：一是研究样本是选取2002—2010年605个沪市A股上市公司中这8年间出具了非标准或非规范的审计意见报告；二是如果该上市公司连续停牌超过3天以上也剔除出研究样本，这样则剩下389个研究样本；三是对因出现不良事件而被出具有违规公告的上市公司也进行剔除，则剩余378个研究样本；四是对日收益率变化异常的上市公司也剔除，最终剩下333个符合研究要求的样本。

三、对上市公司非标准审计报告的市场反应模型实证分析

通过自2002到2010年间符合研究样本的数据，采取超额收益模型方法进行计算，得出控制样本和研究样本的CAR均值变化趋势，如图1。

以上市公司出具审计报告当天为0点，时间范围为审计报告出具的前后15天为例，从图1的变化趋势可以看出，从-15天至-5天期间，控制样本与研究样本的CAR均值趋于平稳并且相差很小，但从-5天开始，对于出具了非标准审计报告的研究样本CAR均值显著下降，CAR均值从-5天开始下降应该是由于审计报告信息泄露造成的，从而引发了该股票价格的下跌。为了研究结果的可靠性，分别对控制样本和研究样本进行了T检验，发现在（-15，15）范围内，控制样本CAR均值大于研究样本的CAR均值，并在1%的水平上显著。从而验证了笔者提出的假设1的观点。

根据审计准则变革的这两次历程，实证分析变革前后对被出具非标准审计意见报告的上市公司的市场反应。对于2002—2004年的审计准则变革，本文利用多元回归模型对（-15，15）和（-5，7）两个时间范围进行回归分析，得出的结果如表1。

从表1结果得出，在2002—2004年第一次审计准则改革期间，研究样本中的变量对CAR均值显著性不强，对上文提出的假设2证明性不强。但是在2004—2010年期间，即第二次审计准则改革对研究样本进行多元回归分析，结果如表2所示，不论是在（-15，15）范围还是（-5，7）范围，出具的非标准审计报告和审计准则改革对CAR均值显著性很强。得出的实证结论表明非标准审计报告对CAR具有明显的负面影响，并且在（-5，7）范畴中更加显著，这说明在较短的时期内，审计报告传递的信息更为显著，如果把估计回归范围扩大，则向市场传递的信息变弱。

从这两次的回归结果（审计报告对CAR影响显著性变化）可以看出显示，审计准则的变革在第二次时市场对政策变化的反应更为灵敏，即假设2在审计准则第二次变迁过程中具有显著性。

四、研究结论与启示

1.通过分析2002—2010年沪市A股中被出具非标准审计意见报告的333个研究样本对审计准则两次变迁的市场反应可以看出，伴随着审计准则的修订，审计报告对市场发挥越来越大的正面影响，相信对证券市场秩序的规范将起到重要作用。

2.从理论和实证研究可以发现，非标准审计意见报告对投资者的投资决策有明显的负面效应，出具非标准审计意见报告的上市公司相比于出具标准规范的审计意见报告有更大的负面累计超额收益率。

3.审计准则变革背景下上市公司被出具了非标准审计意见报告对公司的股价波动具有更大的负面效应，说明投资者对审计报告的关注增加，更注重审计报告对企业的客观评价和审计意见。

总之，通过本文的理论研究和实证研究，笔者发现审计准则变革有助于证券市场和审计的规范，投资者在投资决策的过程中更加注重审计报告的意见。

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[2] 梁杰，韩放，姜兴利，赵江涛.基于审计准则变迁的市场反应考察——来自沪市A股上市公司的经验证据[J].财会月刊，2012（10）.

上市公司审计论文篇10

本文还以琼民源为例进行实证分析,并对加大造假成本,加强监管提出治理对策。在上市公司信息披露中,主体是上市公司和审计机构两个方面。由于对每个理性的经济个体来说,其行为动机和目的,都是使自身的预期效用最大化。无论是中国的琼民源、银广夏,还是美国的安然(Enron)、世通公司(WorldCom)等,产生虚假会计信息的根本原因,在于这种行为能满足行为主体(上市公司和审计机构)两方某一方面的需要,能为其带来预期的经济利益。我们称这部分经济利益为虚假信息的“租”。上市公司会从提供虚假信息中受益,然而却不能独占这部分“租”。这是由于无论审计机构默认其造假行为还是与其串谋造假,都存在着要承担诚实执业之外的风险,这种额外风险使得审计机构必然会向上市公司要求额外的“回报”,因此存在上市公司与审计机构共同分割虚假会计信息的“租”的问题,两个主体之间会产生某种程度的利益冲突和对抗,从而产生博弈。本文依据博弈理论(GameTheory)分析会计信息披露的两主体在一定环境条件约束下,从各自允许选择的行为策略中进行选择并加以实施的过程,进而探讨有效的治理方案。

1博弈模型的建立

1•1前提假设

1)假设上市公司与审计机构均为理性的经济人,且均为非风险偏好型。

2)上市公司作为一个整体,即上市公司管理层与公司股东利益完全一致。

3)上市公司与审计机构之间具有完全信息,即对于上市公司的会计造假行为,审计机构完全有能力检查出来,不存在能力、知识和经验的不足。

4)只有当上市公司存在着披露虚假财务报告的企图时,审计机构才有可能默认其造假行为,或与之串谋进行造假。当即上市公司准备诚实地对外提供会计信息时,审计机构不会主动要求造假。

5)设W为外界约束,即为监管部门对造假查处的力度,包括发现的概率及处罚的力度。

6)设A、B分别代表上市公司和审计机构。

7)设ΔG为对外提供虚假会计信息的额外收益,即虚假会计信息的“租”。

8)设ΔGm为上市公司支付给审计机构的虚假信息租,也即审计机构的额外收益。

9)设W为企业不诚实即提供虚假会计信息,而审计机构诚实执业时,企业给审计机构的“惩罚”(比如解雇审计机构)所带来的负效用。

10)设P为造假被发现的概率,且0≤P≤1。

11)设Ⅰ表示当造假被发现时,有关监管部门给予上市公司的处罚。

12)设F表示当造假被发现时,有关监管部门对审计机构的处罚。上述模型中,A表示上市公司,B表示审计机构。在终结点的支付向量中,括号中第一个数字为上市公司的额外收益,第二个数字为审计机构的额外收益。上市公司的战略选择有两种,即(诚实)与(不诚实),而审计机构的战略选择有三种,即(诚实,诚实)、(不诚实,诚实)、(不诚实,不诚实)。

1•2模型讨论此博弈树存在着三个均衡战略组合:(诚实,诚实)、(不诚实,诚实)、和(不诚实,不诚实)。

上市公司是否提供虚假会计信息,取决于能否获得额外收益,即(ΔG-ΔGm)(1-P)-IP>0时,便会有造假的冲动。且企业允许审计机构分割的信息租为:ΔGm-W。此时,要求分割的信息租为:ΔGm>FP-W1-P(2)令ΔG*m2=FP-W1-P,即为当上市公司要求审计机构默认或与其合谋造假时,上市公司给审计机构向报酬的最低限值。低于此值,审计机构便会选择诚实执业,拒绝造假。因此,当ΔG*m1>ΔG*m2时,只要上市公司可以给予审计机构的利益的最大值大于审计机构要求利益的最小值时,博弈的最优战略组合为(不诚实,不诚实),此时,存在审计机构与上市公司合谋造假的可能性。换言之:ΔG*m1-ΔG*m2=ΔG-IP1-P-FP-W1-P=ΔG-(1+F)P-W1-P(3)

当(3)式值大于0时,便会有提供虚假会计信息的动力。此差值越大,合谋进行信息造假的动力便会越强;差值为0时,双方均无虚假信息披露的动力,从而(诚实,诚实)便为最优战略选择。

1•3模型的政策启示

公式(3)得出,ΔG即虚假会计信息“租”的值不变情况下,可采取以下措施提高(3)中第二项数值,来减少ΔG*m1-ΔG*m2的差,从而减少会计造假行为的发生:第一,加大对上市公司提供虚假会计信息的处罚力度,即增大(3)中的Ⅰ值;第二,加大对审计机构出具虚假审计报告的处罚力度,即增大(3)中的F值;第三,加大对会计报告质量检查的力度,即增大虚假信息被发现的概率,表现(3)中的P值,增大IP值同时增大;第四,减小(3)中W值,使第二项变大。W值为当上市公司意欲进行会计造假而审计机构坚持诚实执业时,上市公司给予审计机构“惩罚”(如解雇等)带来的负效用。减小W值也就意味着减小上市公司对审计机构的控制力,增强审计机构的独立性。从我国目前情况来看,上市公司审计的实际委托人是上市公司的经营管理者,即公司管理层自己聘请审计机构“监督”自己的行为,上市公司由于掌握着审计机构的聘用、续聘与审计费用标准制定等权力,是审计人员的“衣食父母”,明显处于主动控制的地位,审计机构明显处于被动地位。审计机构在同业竞争的压力下对上市公司做出让步,默认、迁就上市公司,甚至与上市公司串谋进行会计造假活动就成为可能。

2模型检验

由于琼民源事件已经有了一个“结局”,而银广夏、安然(Enron)、世通公司(WorldCom)等事件尚在处理之中,因此,本文以琼民源事件为例对上述博弈模型进行检验:

2•1琼民源事件梗概

1993年4月30日,琼民源在深交所上市(0508)。1994年净资产收益率仅为0•03%,1995年每股收益尚不足1厘,是一只名符其实的垃圾股。1995年报公布时(1996年4月30日)股价为3•65元。到1997年1月22日,琼民源率公布1996年年报,称其每股收益为0•867元,比上年增长了962•33%,1996年实现利润5•7亿元,同比增长1290•68倍,资本公积金增加6•5亿元。同时,股价也从1996年4月30日3•65元飚升至1997年1月22日的26•18元[1]。经监管部门查实:琼民源1996年年报是公司的高层管理与审计机构海南中华会计师事务所串谋捏造出来的,共计虚增利润5•4亿元、虚增资本公积金6•57亿元。控股股东民源海南公司利用公司编造虚假利好消息,与深圳有色金属财务公司联手非法操纵本公司股票,民源海南公司非法获利6551万元,深圳有色金属财务公司非法获利6630万元,中国证监会对此事件涉案人员已作处罚:对公司原董事长马玉和判处有期徒型3年,判处原总会计师班文绍有期徒刑2年,缓期2年执行;对民源海南公司和深圳有色金属财务公司处以警告、没收其非法所得6651万元和6630万元,分别罚款200万元;对出具无保留审计意见的海南中华会计师事务所处以警告、暂停其证券业务资格6个月、暂停签字注册会计师证券从业资格3年。

2•2模型检验

在模型检验之前,需要说明的是,由于媒体和官方披露的琼民源事件资料有限,有必要做假设如下:(1)由于1995年—1997年间审计机构的具体收入数字尚无详尽的报道,因此,经咨询业内资深人士后作假设如下:如果审计机构诚实执业,其正常收益约为15万元,如果审计机构与上市公司合谋造假,其收益约为20万元。这就意味着上市公司分给审计机构的信息租ΔGm=5万元。(2)如果上市公司有造假意图而审计机构坚持诚实执业,上市公司将于第二年解雇该审计机构,这就意味着该审计机构将会永远失去上市公司这个客户,审计机构损失的将是一个永续年金,设市场利率为2%,则由于上市公司给予审计机构的制裁而使审计机构遭受的损失为:W=15÷2%=750(万元)关于会计造假被发现的概率P。可作如下假设:我国现有上市公司1100余家,在过去多年间累计对外提供的资产评估报告、招股说明书、上市公告、投资价值分析报告、年报、中报、季度报告等会计信息资料约有2万份。据新华社报导,国家审计署2001年组织的对上市公司财务报表的抽查发现,总样本为32份的上市公司年报中有23份严重失真,造成财务会计信息虚假金额达71•43亿元[2]。按此比例,上市公司造假的概率P=23÷32×100%=71•9%。截止2001年底,我国共查处会计信息造假案37例。其中1997年及之前仅有5例,1998年8例,1999年8例,2000年10例,2001年8例[3]。据以上资料,可推断目前造假被发现的概率P=37÷(20000×71•9%)=0•26%也就是说,造假不被发现的概率为:1-P=1-0•26%=99•74%另外,琼民源会计造假的信息租ΔG可计算为:ΔG=上市公司额外收益+审计机构额外收益式中,上市公司额外收益=(股价增加值×流通股数)+非法获利可计算琼民源会计信息造假案中虚假会计信息的租为:ΔG=(26•18元/股-3•65元/股)×18742•35万股+6651万+5万=428921•14万元

可见,如果造假成功,琼民源公司与海南中华会计师事务所的额外收益是巨大的,即近43亿元人民币。琼民源会计造假被发现后,监管部门处罚为200万元。设经刑事处罚后,该马某和班某将不得再担任原来类似的职务,年薪原是5万和3万,损失也是年金,仍设市场利率2%,他们受处罚的损失现值=(5万+3万)×(P/A,2%,20)=8×16•3514=130•81(万元)可计算Ⅰ值为(已知对其罚款200万元):Ⅰ=200万元+130•81万元=330•81万元设监管部门对审计机构—海南中华会计师事务所的处罚为F:F=对会计师事务所的处罚+对签字注册会计师的处罚如果海南中华会计师事务所原本一年可承接上市公司的审计业务10笔,并设这10笔业务仅为中报和年报审计,且每笔业务诚实执业的收益均为15万元。并设每笔业务收益在事务所与注册会计师之间分配的比例约为7∶3,即这15万元审计费中会计师事务所收益为10•5万元,注册会计师个人所得为4•5万元。设该会计师每年只能进行一家上市公司的审计业务,据前可知其年业务收入为9万元,并设其非上市公司业务一年所获得的收入为4万元,则在造假被发现之前,该签字注册会计师年收入为13万元。由于监管部门处罚给海南中华会计师事务所带来损失(仍设利率2%):F=(15×10×0•7)÷12×6+13×(P/A,2%,3)=52•5+13×2•9410=90•73(万元)模型中的ΔG*m1-ΔG*m2值计算为:ΔG*m1-ΔG*m2=ΔG-(1+F)P-W1-P=428921•14-[(330•81+90•73)×0•26%-750]÷(1-0•26%)=429671•99(万元)(这一数值远远大于0)可见,在现有环境约束下,要想杜绝信息披露中的造假行为是非常困难的。也就是说,监管部门公司治理相关政策在减少造假方面是无效的(需要修订)。这也就是我国继琼民源之后银广夏、麦科特等,美国继安然、世通公司后,会计造假行为仍层出不穷的原因。

本文建议:加大对上市公司会计造假行为的处罚力度,对于其利用虚假消息而获得的非法收入处以相当于其非法所得额3倍的罚款;由于公司退市而对股民造成的经济损失,应引入民事赔偿制度;加大对审计机构共谋造假处罚力度,一经发现信息披露造假,便吊销该签字注册会计师和师事务所的证券业务资格;审计机构的罚款应为非法所得的10倍;加大对公布会计信息的检查力度,即增加发现信息披露造假的概率。如上例,若将P提高到75%,则上述模型结果将不同,上述数据代入ΔG*m1-ΔG*m2式为:ΔG*m1-ΔG*m2=428921•14-[(137729•8+5741•15)×75%-0]÷(1-75%)=-1491•71万元<03