非持续经营审计报告范文
时间：2024-04-12 15:49:16
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篇1
【关键词】 持续经营不确定性审计意见（GCO）； 审计； 自我实现的预言
持续经营不确定性审计意见（going-concern opinion，以下简称GCO）是指由于被审计单位持续经营能力存在重大不确定性，导致注册会计师对其持续经营假设产生重大疑虑，从而出具的一种非标准审计意见。具体包括带强调事项段的无保留意见、保留意见、无法表示意见和否定意见等类型。
企业持续经营能力是财务报告使用者进行合理决策、规避风险的重要依据。对上市公司持续经营能力进行判断和评价是注册会计师审计时必须考虑的重要内容。持续经营审计意见日益成为资本市场令人关注的一个重要现象。
一、持续经营不确定性审计意见：国内现状
从1997年我国出现第一份对上市公司发表GCO审计意见的审计报告以来，GCO审计意见的审计报告在数量上呈上升趋势：从准则出台之前的零星，到1999年颁布《独立审计具体准则第17号——持续经营》后，GCO审计报告占非标准审计报告比例从百分之十几逐渐上升到百分之二十几；2003年对准则的修订导致这个比例直接跃升到50%左右；而《中国注册会计师审计准则第1 324 号——持续经营》正式颁布实施后，这个比例再次跃升到70%左右，个别年度甚至达到了80%。2011年，这个比例仍然保持在70%。根据中注协的上市公司2011年年报审计情况快报，截至2012年4月30日，证券资格会计师事务所共为2 362家上市公司出具了审计报告。其中，标准审计报告2 247份，带强调事项段的无保留意见审计报告91份，带其他事项段的无保留意见审计报告1份，保留意见审计报告19份，无法表示意见审计报告4份。在所有112份非标准报告①中，明确提及了持续经营不确定问题的有78份，占当年非标准意见的比例将近70%。
然而，另一组数据却令人疑惑，2007年实施审计准则1324号以来，期间终止上市的公司为28家，其中2007年10家、2008年1家终止上市的没有2007年以来的审计报告，剩余17家公司，除了ST本实（200041）因2005、2006年连续两年被出具无法表示意见审计报告一直被停牌，2007、2008年又连续两年被出具无法表示意见审计报告，并于2010年终止上市；ST东北高（600003）2007年被出具保留意见的审计报告并于2010年终止上市外，其余15家公司从2007年到其终止上市的2—4年内均收获了标准无保留意见的审计报告；即使是ST东北高（600003），2008年的审计意见同样是标准无保留的。我国的审计人员似乎并没有在警告社会公众关于上市公司经营风险上发挥应有的作用。是什么影响了审计人员对上市公司持续经营判断的质量呢？
二、持续经营审计决策：认知与动机
审计准则要求审计人员客观地、无偏地评价所有相关的证据。然而，大量心理学研究表明，人们在处理信息和作出具体决策，尤其是在处理复杂的信息时，决策者往往无法达到完全理性的状态。持续经营审计过程是一个需要在短时间内评价大量文件资料的多环节的信息处理和决策过程，因此，持续经营审计往往因为各种心理偏差，影响了审计人员如何看待和处理审计证据（Smith和Kida，1991）。
导致审计人员产生审计判断偏差的心理效应，也引起了研究者的关注，然而这些研究关注的是审计人员客观认知判断过程中的有限理性，如锚定效应、时近效应、框架效应和肯定性倾向等；强调客观因素，如证据的类别、证据的性质、证据的呈现方式等对审计人员判断的影响；强调即使决策者知道他需要理性或者努力想做到理性，但由于理性认知的限制，他们无法达到理性的状态（邢剑锋，2011）。然而，影响审计人员出具最终审计报告的，不仅仅是一个认知问题，它同时也是一个动机问题。
事实上，在持续经营审计决策的不同阶段，影响审计判断质量的因素也不同（于艳，2010）。在审计过程中，审计人员首先需要识别客户潜在的持续经营问题，这取决于审计人员的知识、经验、技能、审计判断模型及辅助工具、准则可操作性等因素的影响。在此基础上，审计人员需要决定是否应为存在持续经营问题的客户出具一份带GCO的审计报告，研究者往往从浅层的经济利益、审计风险角度加以分析，却忽视了其深层的动机形成过程。对动机的分析，在审计研究中还没有受到足够的重视（Guiral，2011）。
三、持续经营审计决策动机：一个基于自我实现预言的解释
自我实现预言（Self-Fullling Prophecy）效应，也称为罗森塔尔效应或皮格马利翁效应。相传塞浦路斯国王皮格马利翁擅长雕刻，决定永不结婚的他雕刻了一座美丽的象牙少女像并爱上了这个雕像。皮格马利翁把全部的精力、全部的热情、全部的爱恋都赋予了这座雕像。他像对待自己的妻子一样对待雕像，并最终感动了爱神，赐予雕像生命，与皮格马利翁幸福地生活在一起。人们借用这个故事说明人的期待效应。20世纪60年代末，哈佛社会心理学家R.Rosenthal（罗森塔尔）和L.Jacobson（雅各布森）对一所小学的学生进行了所谓的“预测未来发展”的测验（实为智力测试），而后不考虑测试成绩随机地在各班抽取20%的学生，并故意告诉教师，这些学生在学业上很有发展潜力。8个月后，对全校学生的再次智力测试进行一次测验，结果发现，那些所谓“具有发展潜力”学生的智力比其他学生有更大的发展。研究结果说明，教师对学生具有不同的心理预期，并且在无意识中把自己的预期传递给了学生，而最终结果，学生的行为与教师对他们的预期一致。罗森塔尔把这种现象称为“皮格马利翁效应”。
在持续经营审计决策中，研究者早就证明，审计人员能够识别陷入财务困境的公司（Kida，1980），所以审计人员是否决定披露GCO的原因可能超越了客户财务状况的因素，可能并非因为审计人员没有能力识别客户的持续经营问题，而是源于审计人员对GCO可能导致的经济后果的预期。
在持续经营审计中，自我实现预言效应表现为审计人员GCO可能导致客户企业终止业务的可能性增加。作为独立于上市公司和利益相关者的“第三人”而作出的审计意见，上市公司审计报告的意见类型为企业各方面的利益相关者所高度重视，并能对他们的决策行为产生重要的影响。上市公司破产之前被出具GCO审计意见，会被利益相关者视为审计人员向市场传递了公司财务困境方面的信息，财务报告使用者很可能对这个专业的意见作出反应，继而调整自己的行为来表示对这个专业意见的认可，从而导致股价下降以及企业财务状况的进一步恶化，并可能导致客户公司破产或加速破产。也就是说，审计人员的公开怀疑，加速了公司的结束。而这种自我实现效应对于审计人员的效应是：如果这种GCO自我实现，审计人员的未来经济租无法实现；或者，客户意识到GCO意见的逼近，先行更换审计人员，从而避免可能的GCO和潜在的GCO自我实现效应（Tucker，et al.，2003）；或者因为出具GCO而客户并没有发生经营失败带来的声誉损失或被辞退损失（廖义刚，2012）（图1）。
对于这种自我实现的效应，审计人员在一定程度上可能是有预期的（Mutchler，1984）。因此，基于对这种自我实现预言效应的预期，审计人员就可能产生对客户持续经营状态的先念偏好，使得审计人员有强烈的欲望去相信客户将持续经营，从而不愿意将公司持续经营不确定这样的预期传达给社会公众。这种方向性的目标偏好，会使得他们更倾向于通过参考其目标偏好来评价审计证据（Wilks，2002）。审计人员可能采取一定的证据加工（evidence-processing）策略。所有的证据都会以无偏的方式引起审计人员注意的假设，在这种情况下是无效的。审计人员可能将更多的权重分配到与其期望结果一致的证据上，而忽视或者轻视那些质疑客户生存能力的反面证据的存在（Guiral，2011）。其最终结果是，审计人员在可能并没有意识到的情况下，对持续经营假设作出无偏判断的能力大打了折扣。
四、结论
审计人员的审计过程是一个信息的加工处理和决策过程，审计人员的行为特征不可避免对其产生重要影响。审计报告的错误，除了审计人员有意认可企业当局的会计造假之外，主要原因在于审计人员认知与决策中的心理偏差，这已经成为了行为审计的核心内容。
从心理学角度看，审计人员对审计证据的信息加工和态度（认知的过程），可能受到他们自我实现预言效应的期望驱动（动机/激励因素）。对自我实现预言效应的预期，使得审计人员并非中立的决策者，而是目标导向的，他们会更重视与其预期结果一致的审计证据，从而影响其对客户公司持续经营能力的判断。
【主要参考文献】
[1] Guiral， A.， Ruiz，E. and Rodgers， W. To What Extent Are Auditors’ Attitudes toward the Evidence In？uenced by the Self-Fullling Prophecy Auditing： A Journal of Practice and theory，2011，30（1）：173-190
[2] Kida， T. An investigation into auditors’ continuity and related qualification judgments.Journal of Accounting Research，1980，18（2）：506-523.
[3] Mutchler， J. Auditor’s perception of the going-concern opinion.Auditing： A Journal of Practice & Theory，1984，3：17-30.
[4] Smith， J.， and T. Kida. Heuristics and biases： Expertise and task realism in auditing. Psychological Bulletin. 1991， 3： 472-489.
[5] Tucker， R. R.， Matsumura， E. M.， and. Subramanyam， K.R. Going-concern judgments： An experimental test of the self-fulfilling prophecy and forecast accuracy， Journal of Accounting and Public Policy，2003，22：401-432.
[6] Wilks， T. J. Predecisional distortion of evidence as a consequence of real-time audit review. The Accounting Review，2002，77（1）： 51-71.
[7] 廖义刚.审计意见的决策有用性及其出具动因：研究框架与研究述评[J].审计与经济研究，2012，27（5）：49-56.
篇2
[关键词]上市公司；持续经营；不确定性；审计意见；分析
一、引言
企业持续经营的不确定性增加了注册会计师的审计难度，导致了审计风险。因此，企业持续经营审计问题也就引起了人们的普遍关注[1].我国自1997年出现首份对上市公司持续经营不确定性发表审计意见的审计报告以来①，这类审计报告大量出现。从1998年12月《独立审计准则第17号——持续经营》（以下简称《准则》）征求意见稿到2003年7月正式颁布实施《准则》修订稿[2]，几年来对持续经营不确定性发表的审计意见已发生了较大的变化。本文的研究根据《准则》修订前（1997～2001年）和修订后（2002—2004年）两个时间段，对我国上市公司持续经营不确定性审计意见展开研究。
二、上市公司持续经营不确定性审计意见的总体情况
（一）对持续经营不确定性发表意见的审计报告数量
根据笔者统计，我国从1997年第一份上市公司持续经营不确定意见审计报告出现以后，注册会计师对上市公司持续经营不确定性发表审计意见的审计报告的数量呈上升趋势，从1997年的3份，到2004年的68份，占各年非标准审计报告的比重由3.19％上升到50％左右②[3].其中两次较大幅度的增长出现在1998年和2003年。由1997年的3份增加到1998年的20份，明显地折射出1998年《准则》的对注册会计师出具持续经营不确定审计意见的影响。尽管《准则》对1998年的审计报告没有法定约束，但已产生实质性的影响。2003年关于持续经营不确定性的审计报告较2002有较大增长，而2002年相对于2001年则变化不大，这也部分地折射出2003年《准则》修订稿的颁布实施对注册会计师出具审计意见的影响。2003年独立审计准则修订稿颁布实施后，持续经营不确定性意见审计报告占当年非标准审计报告的比重高达52.34％。
（二）持续经营不确定性意见的类型
1997～2004年期间我国上市公司的审计报告中有298份出现关于持续经营不确定性意见，其中带解释说明段的无保留意见共107份，保留意见18份，带解释说明段的保留意见74份，否定意见4份，无法表示意见的95份。
通过对持续经营不确定性意见类型的进一步分析，有两个问题值得引起注意和思考。
一是出现了否定意见。重庆会计师事务所对渝钛白1997年度的财务报告出具了否定意见的审计报告，这成为我国第一份注册会计师对上市公司发表否定意见的审计报告，而这份颇具“勇气”的否定意见恰恰是关于持续经营不确定事项的。随后1998年、1999年、2000年各出现一份。其中代码600833的上市公司商业网点连续两年（1999、2000）被出具了否定意见，且均与持续经营不确定性事项有关。
笔者发现，关于持续经营不确定性的否定意见的审计报告在1997～2004年的8年问仅仅出具了4份，且均发生在2003年《准则》修订之前。值得思考的是，修订后的准则是否使越来越多的上市公司“逃离”了否定意见的条件范围，还是修订后的《准则》进一步明确了判定审计意见类型的条件，使注册会计师发表该种意见类型的比率大大降低了。
二是无法表示意见（拒绝表示意见）出现率居高不下。在带解释说明段的无保留意见、保留意见、带解释说明段的保留意见、否定意见与无法表示意见五种审计意见类型中，带解释性说明段的无保留意见占总数最多，其次就是无法表示意见类型。《准则》修订前上市公司因持续经营不确定性而被出具无法表示意见的审计报告所占当年持续经营不确定审计报告的比例较高，在1/3以上。
无法表示意见对注册会计师而言是比较乐意选择的，但这种意见在西方国家受到一定程度的批评和限制。
无法表示意见，无疑是承认注册会计师在经过一番劳动后并无收获，这是报告使用者所不愿看到的，但可以把关于持续经营不确定性的无法表示意见看成审计委托双方的一种计谋：对注册会计师而言，规避了一定的审计风险；对委托人而言，完成了委托、对报告使用者有了交代。
值得关注的是，审计中关于持续经营不确定性的无法表示意见，2002年较2000年和2001年有较大幅度的降低，且2002—2004年的出具情况稳定在23.21-27.94％之间，由此也可以推论，《准则》修订稿关于对出具无法表示意见的审计报告的修改对注册会计师的行为有了一定的指导作用。
（三）持续经营不确定性意见表述出现的位置
从注册会计师在审计意见中明确提及上市公司持续经营不确定性的情况来看，一方面注册会计师能够运用专业判断对上市公司的财务困境和经营困境等发表意见，但另一方面也看出注册会计师所发表的此类意见在意见类型上存在差异，在表述形式上也各有不同。有相当比重的持续经营不确定性的审计意见属于带解释说明段的无保留意见或带解释说明段的保留意见。
《准则》修订前，有55份审计报告在意见段之后提及了持续经营不确定性，占这一期间130份此类意见的42.31％。《准则》修订后，关于持续经营不确定性的表述在意见段之后的要远远多于在意见段之前的，有107份审计意见在意见段之后提及了持续经营不确定性，占这一期间168份意见的63.69％。
在注册会计师明确提及上市公司的持续经营不确定性问题上，由于通常把注册会计师以拒绝表示意见或保留意见类型出具的报告视为上市公司的持续经营存在重大不确定性，而如果仅仅出具了带解释说明段的无保留意见，或持续经营不确定性的说明段列于带解释说明段保留意见的意见段之后，那么很可能给信息使用者造成一些误解甚至误导。这种持续经营不确定性的审计意见表述差异可能由于被审计的上市公司在财务状况、经营状况上确实存在着差异，但也有可能是由于注册会计师以严重程度较低的意见表述方式向被审计上市公司妥协造成的。
以往文献对上述问题已经作出了一定的关注和研究。陈朝晖认为，在持续经营不确定性较大、财务报告又没有进行充分披露的情况下，发表保留意见或带说明段的无保留审计意见是不正确的[4].孙铮、王跃堂通过描述性分析提出，近年来我国注册会计师对上市公司出具的审计报告中确实存在着运用说明段改变审计意见性质的倾向，他们认为原因一方面来自于上市公司的要求和压力，另一方面是注册会计师主观上认为说明段为其改变审计意见的性质、推卸法律责任提供了途径[5].中国证券监督管理委员会首席会计师办公室也认为对于持续经营审计所存在的最大问题是“量刑不准”[6].如果对持续经营不确定性的审计意见表述形式不当，很可能对投资者准确理解会计信息造成误导，产生不利的经济后果。
由此，笔者认为《准则》在此方面的规范作用并不如所期望的那样。有必要在考察上市公司财务因素的基础上考察其他因素对注册会计师审计意见表述行为的影响，为审计报告使用者正确理解持续经营不确定性的审计意见类型的审计报告、进一步规范注册会计师对上市公司持续经营不确定性发表审计意见类型的审计报告行为提供必要的依据。
三、持续经营不确定性审计意见的来源
审计报告是审计的最终产品，注册会计师的审计意见在一定程度上反映了当前上市公司、会计准则或制度、审计准则及注册会计师执业过程中存在的一些问题。修订后的《准则》进一步明确了注册会计师考虑被审计单位持续经营假设合理性的落脚点，即充分关注可能导致对被审计单位持续经营能力产生重大疑虑的事项或情况。
这一变化贯穿于修订后的全部准则，具有更强的可操作性。为此，这里仍根据《准则》修订前和修订后两个时间段，分析检验修订后的《准则》在评价被审计单位持续经营能力方面的可操作性是否真正达到预期的效果。
（一）来自《准则》修订前的证据
通过对《准则》修订前的关于持续经营不确定性的审计意见类型的分析，笔者发现，这一期间因公司的财务状况恶化和公司停产而被注册会计师对公司的持续经营能力产生怀疑的情况占绝大多数，超过了60％，其余依次为：审计范围受到限制而无法对公司的持续经营能力发表意见，大股东及其关联公司占用资金或提供帮助的承诺、存在数额巨大的或有损失影响了公司的持续经营能力、子公司的持续经营能力存在不确定性、公司经营环境的变化影响了公司的持续经营能力，没有遵守银行贷款协议、公司的股权置换频繁、募集的资金未按规定使用以及严重违反有关法律法规或政策影响了公司的持续经营能力等③。
（二）来自《准则》修订后的证据
在进行《准则》修订后持续经营不确定性审计意见来源分析时，我们将来源按照修订后的《准则》中所列示的被审计单位存在的可能导致对其持续经营能力产生疑虑的事项或情况加以分类，更加具体地检验修订后的《准则》对注册会计师出具持续经营不确定性审计意见的帮助和指导作用。《准则》修订后上市公司被出具非标准审计报告是各种因素的综合结果，修订后《准则》仍以被审计公司的财务状况作为注册会计师需充分关注的中心，表明公司财务状况出现恶化是注册会计师在出具持续经营不确定性审计意见时考虑的主要因素。
笔者也注意到，因存在“对外巨额担保等或有事项引发的或有负债”事项而被出具持续经营不确定性意见的数量较之《准则》修订前大为增加④。修订前的《准则》将“存在数额巨大的或有损失”一项列为注册会计师应予以关注的“其他方面”，而修订后的《准则》将其作为“存在因对外巨额担保等或有事项引发的或有负债”列入“财务方面”需关注的事项，更加具体化了。
通过对持续经营不确定性审计意见的来源分析，有几点值得注意：
1.注册会计师比较注意分析资产质量，例如关注资产的获利能力。另外，因存在大量巨额担保或债务诉讼，被审计公司的资产冻结、抵押、质押现象较多，注册会计师对此表示关注也是重视资产质量的表现。这也可以进一步说明注册会计师的责任是尽可能“揭开现象看本质”。
2.上市公司不仅存在《准则》所提及的大股东长期占用巨额资金的现象，关联方占用资金的现象也较为严重，且存在一部分因应收关联方款项的收回的重大不确定性被注册会计师提出持续经营疑虑的审计报告。由此，笔者认为在今后的《准则》完善过程中应进一步关注关联方。
3.被审计单位各项资产的减值准备在持续经营不确定性审计意见段中被多次提到，说明存在着通过减值准备进行利润操纵的现象。
四、审计报告存在的问题
通过以上的分析，对我国1997-2004年期间注册会计师明确提及上市公司持续经营不确定性的审计报告状况有了一个比较客观的认识。分析的目的是为了揭示问题，这里主要揭示《准则》修订征求意见稿公布以来的审计报告所存在的问题。
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（一）审计意见没有明确提及持续经营不确定性
笔者在收集2001-2004年期间我国上市公司审计报告资料过程中发现，上市公司的审计报告存在的问题是：通过审计意见表述，可以发现存在对被审计公司持续经营能力产生重大疑虑的事项或情况，注册会计师对事项作了说明，说明的理由完全符合《准则》规定的范围之内，但却没有明确提及持续经营存在不确定性，也未指明被审计公司是否对此进行披露。2001-2004年期间共有21份这样的审计报告，几乎包含了所有的意见类型，如带强调说明段的无保留意见、保留意见、带强调说明段的保留意见，同时还发现一例带强调事项段的无法表示意见。
意见的理由也非常充分，可以归纳为：（1）子公司正常经营业务停顿；（2）因巨额担保涉及诉讼引发的或有负债；（3）巨额逾期借款，且未办理展期手续；（4）连续三年亏损，遭受退市警告，股权置换；（5）资不抵债；（6）累计经营性亏损数额巨大、严重资不抵债，现金流量严重不足、无力偿还到期债务，存在因对外巨额担保等或有事项引发的或有负债；（7）主营业务萎缩，现金流量不足；（8）营运资金出现负数；（9）母公司长期占用巨额资金；（10）应收关联方欠款；（11）经营活动停顿。
如果注册会计师未对被审计单位按照持续经营假设编制会计报表的合理性做出评价，甚至连“持续经营”的字眼都没出现。笔者认为这是没有尽到注册会计师审计责任的表现。
（二）强调事项段的运用不符合要求
大多数注册会计师在无保留意见段之后增加强调事项段提及持续经营问题，但是笔者发现无论用修订前或修订后的《准则》衡量，有相当一部分带强调事项段的运用是不符合要求的。根据《准则》规定，强调事项段的表述应包括：（1）导致对持续经营能力产生重大疑虑的主要事项或情况以及持续经营能力存在重大不确定性的事实，以表述注册会计师的职业判断；（2）被审计单位在会计报表中进行了适当披露，这才能构成出具带强调事项段无保留意见的理由；（3）不应使用附加条件的措辞。这三要点缺一不可，但经过分析，笔者发现部分审计报告在这几方面做得却差强人意。
一是理由不充分，判断不明确。一些审计报告对上市公司存在的问题避重就轻或没有充分披露影响持续经营能力的重要事项；有的披露了部分重要事项或情况，而对其他重要事项或情况只字不提，给会计报表使用人提供的信息不完整。一些审计报告在强调事项段中没有对上市公司持续经营假设的合理性作出实质性判断，只是提及上市公司认为可以保证持续经营。
二是存在带有附加条件措辞的强调事项段。一些审计报告在强调事项段中使用了附加条件的措辞，例如，某带强调事项段的审计报告为：“……若未来上述担保事项无法妥善解决，往来占款不能及时收回，贵公司的持续经营能力将存在重大的不确定性。”还可以经常看到这样的措辞“除非能够获取财务支持，否则公司的持续能力存在重大不确定性”。这种假设对审计报告使用者没有任何意义。任何一家公司如果不采取有效的措施，持续经营都不能进行下去。而这样做的结果，只能使注册会计师对持续经营假设的合理性的判断变得模糊，使审计报告使用者更加疑虑，违背了对持续经营假设合理性评价的初衷。
（三）对管理当局相关披露的表述
根据《准则》的规定，被审计管理当局是否在会计报表中适当披露对自身持续经营能力产生重大疑虑的事项或情况成为注册会计师出具保留意见还是带强调事项段的无保留意见的分界点。其中有两点是要求注册会计师重点关注并作出明确表述的，一是被审计单位管理当局是否作了披露；二是所作的披露是否符合准则要求。
对于前一点的关注尤为重要，因为这将涉及审计意见类型的选择。如果被审计单位在会计报表中进行了适当披露，注册会计师应出具带强调事项段的无保留意见的审计报告；如果未作适当披露，则应出具保留意见或否定意见的审计报告，并在意见段之前的说明段中描述导致对持续经营能力产生重大疑虑的主要事项或情况以及持续经营能力存在重大不确定性的事实，同时指明被审计单位未在会计报表中进行适当披露。
由此，应关注意见段之后的强调事项段，是否存在管理当局在会计报表中未作披露却出具无保留意见的审计报告，以及未作披露应在保留意见段前说明却在强调事项段中评价的审计报告。另外，出具的保留意见中，是否存在没有在意见段前指明被审计单位未在会计报表中进行适当披露的现象。笔者在分析《准则》修订后带强调事项段的无保留意见与保留意见后发现，对于未在强调事项段中指明管理当局是否披露的情况，2002年共有10份，2003年7份，2004年仅有1份，而这一期间带有强调事项段的无保留与保留意见、且在意见段后表述持续经营情况的分别为28份、38份、46份，无论从数量还是比重来看，这种现象均呈好转之势。
笔者对《准则》修订后三年沪沪市强调说明段中对管理当局的表述情况进行了较为详细的统计分析，发现《准则》修订后沪市分别有4家、3家和2家上市公司的年报，虽发表了无保留意见，但经查阅会计报表，管理当局并未对持续经营事项作出披露。值得注意的是，2002年的4家中有1家注册会计师在强调事项段中指明管理当局已作披露，而2004年的2家也为同类情况。由此可以看出确实存在利用强调事项段改变意见类型的情况。这9家上市公司本应被出具保留或否定意见，如此的结果只能大大降低审计意见的质量。对带强调事项段的保留意见的情况分析中发现，2004年有了改观，4家上市公司应在保留意见段前的说明，却出现在强调事项段，这也呼应了上述问题中强调事项段的运用。
同时笔者也发现部分上市公司的会计报表虽然对持续经营情况作了披露，但是并不符合《准则》要求的“适当披露”。《准则》要求注册会计师应当提请管理当局在会计报表中适当披露：（1）导致对被审计单位持续经营能力产生重大疑虑的主要事项或情况以及管理当局拟采取的改善措施；（2）被审计单位持续经营能力存在重大不确定性，可能无法在正常的经营过程中变现资产、清偿债务。
可见需做出披露的有三要点：（1）影响持续经营能力的事项或情况；（2）改善措施；（3）明确指出自身存在的持续经营不确定性。此三点均具备，才能称之为“适当”。
部分披露不适当的原因是出于管理当局改善措施表述不当，有的没有任何改善措施，有的虽有改善措施却不能令人信服，形同虚设。例如，一被审计单位在会计报表中是这样披露的：“目前，虽然公司正在积极采取措施，如申请银行贷款核销，寻找目标公司拟进行资产重组，以便公司摆脱财务困境，为公司今后发展寻求出路。但是，基于上述事项的存在，本公司的持续经营将受到重大影响，持续经营能力存在重大不确定性，可能无法在正常的生产经营过程中变现资产，清偿债务。”大部分表述不当的情况是不能满足上述要点（3），对于这一点，可以理解，被审计单位当然不想主动承认自身在持续经营能力方面存在重大不确定性，但是这是被审计单位的会计责任，如果此方面揭示不当，无形之中扩大注册会计师的审计责任，审计风险加大。2004年注册会计师对管理当局的披露情况的说明情况较往年有了进步，但对其披露的质量的把关仍不能令人感到乐观。
同时笔者也对发表了带强调事项段的保留意见、但在意见段前发表持续经营意见的情况作了分析，《准则》修订后，此类意见并不多，其中2002年4份，2004年1份，2003年没有。5份中，2002年的3份未指明管理当局是否在会计报表中对持续经营情况作出披露，其余两例，均指明管理当局已在会计报表中作了披露。面对后面的情形，到底在意见段后表述还是在意见段前表示值得注意，审计意见的质量值得思考。
（四）评价持续经营假设合理性的表述
在关于持续经营审计意见的表述中，有两点是不能或缺的：一是出具持续经营不确定性审计意见的理由；二是对持续经营假设合理性的明确判断。在上述分析中，可以发现部分上市公司的审计报告在这两方面或多或少存在问题。
1.表述过于“委婉”。部分上市公司的审计意见在持续经营问题上表述得过于委婉，简单提及上市公司的会计报表编制基础，但又不直接触及持续经营问题，以至于审计报告使用者无法读懂注册会计师到底要告诉人们什么信息。人们要通过查阅会计报表才能知道这些审计意见是对上市公司的持续经营的重大不确定性进行说明。
2.无法表示意见的理由未作充分说明。在上面关于审计意见来源的分析中，将注册会计师出具审计意见的理由，根据对被审计单位持续经营能力在财务、经营、其他等方面的重大疑虑事项或情况作了详细的统计分析。
通过分析可以发现，虽有个别无法表示意见类型的审计报告充分说明了无法表示意见的理由，大多数审计报告在这方面也作了一定的说明，但因审计范围受到限制导致许多审计报告出具无法表示意见的理由不充分，不能令人信服。
审计报告行为的规范离不开《准则》的规范和约束，从本文的分析和研究可以发现，我国关于上市公司持续经营不确定性的审计意见还很不规范，应加强跟踪研究，并完善相关法律法规。
①本文的分析限于A股上市公司，所指的持续经营不确定性意见为注册会计师在审计报告中明确提及持续经营不确定性的审计意见。
②1997～2000年数据来源于李爽，吴溪。中国证券市场中的审计报告行为：监管角度与经验证据。北京：中国财政经济出版社，2003：147—150；2001～2004年持续经营不确定性审计意见数据是笔者根据上海证券交易所和深圳证券交易所上市公司资料查阅得到。
③1997—2000年数据来源于中国证券监督委员会首席会计师办公室、上海证券交易所编著。注册会计师说“不”——中国上市公司审计意见分析（1992-2000）。北京：中国财政经济出版社出版。2002年；2001年数据由笔者根据当年上市公司审计报告分析得出。
④笔者根据2002—2004年上市公司审计报告分析得出。
[参考文献]
[1]庄恩岳。中外审计准则比较[M].北京：中国审计出版社。2000.
[2]中国注册会计师协会。中国注册会计师审计准则2004[S].北京：经济科学出版社，2004.
[3]李爽，吴溪。中国证券市场中的审计报告行为：监管角度与经验证据[M].北京：中国财政经济出版社，2003.
[4]陈朝晖。论持续经营不确定性[J].会计研究，1999（7）：15—22.
篇3
关键词：审计判断；专家系统；有效性；实验研究
中图分类号：F239．43 文献标识码：A 文章编号：1005-0892(2007)10-0113-04
近三十年来，审计判断问题一直是审计理论、实务和监管层关注的焦点问题之一，如何改进审计判断质量始终是各方努力的方向，将审计判断与计算机专家系统技术进行整合是探索提高审计判断质量的重要途径。国外已有学者在该领域的研究中取得了一定的成果，国内也逐步开始了试探性的研究并已开发出了个别专项审计判断专家系统，那么这种辅助审计软件是否能够帮助审计人员提高判断质量需要做进一步的分析。基于此，本文从审计判断质量评价标准的角度出发，以持续经营审计判断专家系统为例，通过实验室实验检验审计判断专家系统的有效性。
一、基于文献的审计判断质量评价标准
准确性是指通过特定的标准来衡量某项判断的精确性或者一致性。而这里所说的特定标准通常指的是一组经验丰富的审计人员或专家所做出的判断，正像Wrightt和Libby所指出的，准确率是将某一审计的专业判断与一组经验丰富的审计人员所作的同一判断进行比较来衡量的。当然，准确性评价最好的衡量标准应该是事实或者结果，但是许多审计判断任务中并没有一个可以用来评价质量的恰当结果。
此时，通常需要借助于意见一致性来判断，而一致性则被定义为个体决策者之间彼此的认同程度。在审计实务中，一致意见是指大多数审计师的意见。在研究一致性方面，大多数学者将注意力集中在内部控制判断。
审计人员进行的是有偿服务，他们必须考虑在保证审计判断准确性和一致性的前提下，还应该注意完成审计判断任务所需要的时间。审计人员在审计判断过程中要求得到好的判断质量，不但要做出恰当合理的判断，而且还应该尽可能的缩短做出审计判断所用的时间。因此，可以将审计判断是否高效作为审计判断质量的评价标准之一。
也有学者提出将一贯性、稳定性、“问题识别指标”、自我洞察力等作为审计判断质量的衡量标准。
二、实验设计
1．实验任务与研究假设
本文实验的主要任务有两项，第一项任务是在不提供专家系统的情况下，考察实验对象持续经营审计判断的准确性、一致性和效率程度；第二项任务是向实验对象提供GCES软件，再次考察实验对象持续经营审计判断的准确性、一致性和效率程度。
从国内外已有关于计算机辅助审计效果的研究来看，大多数的研究认为辅助审计技术可以帮助审计人员提高工作效率、改善工作质量。如Eining和Dorr在研究专家系统对审计新手经验学习的影响时发现，使用专家系统的主体在准确性和效率方面明显优于没有使用的主体。Trewin研究了ExperTax对三家事务所的影响，认为专家系统的使用改善了数据收集的效率、改变了工作的内容、加强了客户的理解，并提升了人员的相互影响。
据此，本文提出如下假设：
假设1：借助专家系统的审计人员，其审计判断的一致性程度高于那些没有使用专家系统的审计人员的审计判断的一致性水平；
假设2：借助专家系统的审计人员，其审计意见判断的准确率高于那些没有使用专家系统的审计人员的审计意见判断的准确率；
假设3：借助专家系统的审计人员，其审计判断效率高于那些没有使用专家系统的审计人员的判断效率。
2．实验对象与案例选择
实验初步选取的对象是某重点高校会计学专业(注册会计师专门化方向)大学四年级上学期的63名学生。之所以初步选择这些学生作为实验对象，主要考虑到这些学生已基本完成对会计和审计核心课程的学习，尤其是对审计专业课程的掌握较为扎实，对会计、审计具体准则和规范的把握比较清楚，这一点说明这些实验对象已具备基本的审计技能。
然而，尽管这63名学生同年级、同专业方向，接受的专业课程教育也相同，但他们之间未必具有非常相似的审计判断能力。因此，在确定最终的实验对象之前，首先利用五道较为简单的持续经营审计判断问题对63名学生进行了筛选。保留五道题中答对三道以上的学生共46名作为最终的实验对象，他们的判断准确率平均为4分，标准差为0.73分。将这46名学生平均分为两组，每组为23人，A组为对照组，B组为控制组。
我们选取沪深A股市场中4家上市公司的2005年年度报告作为实验案例，其中一家为被出具标准无保留意见的公司，其余三家分别为因持续经营能力存在重大不确定性而被出具带解释性说明段的无保留意见、保留意见和无法表示意见的公司，分别标示为案例甲、乙、丙、丁。将案例资料中的上市公司单位名称、股票代码等信息和注册会计师出具的审计报告有意识地隐去，只保留上市公司2005年度财务报告、前三年主要会计数据和财务指标、董监事会报告、重要事件等持续经营审计判断所必需的资料。
3．变量度量、控制及实验过程
对于两组实验对象，同时要求学生根据被提供的信息，说明以下事项：(1)他们认为每家案例公司在未来十二个月内持续经营问题的严重程度，采用“非常严重”、“严重”、“可能严重”、“不严重”及“非常不严重”五点法表示；(2)给出他们认为样本公司应该被出具的持续经营审计意见；(3)报告完成每个案例判断任务所耗费的时间。
环境控制的优劣程度对于保证实验的内部效度至关重要。本实验是在配备有较高性能的计算机房进行的，在23台电脑上安装了GCES软件，23台电脑没有安装该软件。为了控制因为信息提供方式和顺序对实验结果产生的影响，课题组为两组实验对象提供的案例公司信息均以相同的顺序通过电子文档的形式发给两个小组的每个学生。同时，要求实验对象之间必须独立做出判断，禁止相互交流。
整个实验过程主要分为这样几个步骤加以实现：(1)简要向实验对象说明要求；(2)发放纸质问卷；(3)按照甲、乙、丙、丁的顺序逐次向实验对象提供案例信息；(4)实验对象开始根据被提供的信息进行判断；(5)收回被完成的问卷，实验结束。
三、实验结果分析与讨论
1．持续经营审计意见判断的准确性
如前所述实验案例已通过认真审核并讨论，认为被出具的审计意见是恰当的。在此前提下，可以通过观察实验对象给出的审计意见是否与实际审计意见相一致来评价持续经营审计意见判断的准确性。进一步，
通过比较两组实验对象判断的准确率是否有较大差异来研究GCES在帮助审计人员实施持续经营审计意见判断时的作用。实验结果见表1。
分析上表中的实验数据，显然，B组学生所做的持续经营审计意见判断的准确率比A组有较明显的改善，说明专家系统的应用可以帮助审计人员出具更恰当的审计意见。另外值得注意的是，不同类型审计意见案例的准确率的增幅不尽相同，甲、丁案例的增幅较小，乙、丙案例的增幅较大。造成这种现象的主要原因在于，A组实验对象对乙、丙案例判断的准确率过低，致使B组的实际准确率绝对数的小幅变化，也表现为相对数的大幅提高。进一步分析A组实验对象对乙、丙案例判断的准确率较低的深层原因，可以发现在实际的审计判断工作中，当审计人员需要在“带解释性说明段的无保留意见”和“保留意见”中进行选择时，他们面对较多困难，容易混淆而出具不恰当的审计意见，致使判断的准确性降低。从这个角度讲，应用持续经营审计判断专家系统后对乙、丙案例判断准确率较大幅度的提高，说明该系统可以更好地帮助审计人员改善对易于混淆、较为困难的审计判断的准确性。
因此，假设1是成立的。
2．持续经营问题严重程度判断的一致性水平
对实验问卷关于“持续经营问题严重程度”所得的资料进行整理，“非常严重”、“严重”、“可能严重”、“不严重”及“非常不严重”分别用5、4、3、2、1替代，采用独立样本T检验的方法，考察对照组A和控制组B在判断持续经营问题严重程度方面是否存在显著差异，具体情况见表2。
从表2可以看出，B组和A组在持续经营能力不确定性严重程度的判断方面存在较大差异，对四个案例判断结果的检验均通过了1％水平的显著性检验，说明使用持续经营审计判断专家系统的学生的判断结果明显不同于没有使用该系统的学生的判断结果。但是，是否B组学生的判断的一致性高于A组，仍然需要进一步的分析。
如果将两组实验对象对四个案例的判断结果罗列起来，便形成了两个4×23的矩阵。计算每个矩阵中任意两列的Pearson相关系数，分别可以得到253个相关系数。相关系数越高说明两个实验对象相互之间对判断结果的认可度越高，一致性将就越高；反之，则一致性就越低。因此，比较两组判断一致性的差异只需比较各组中253个相关系数的分布情况和平均值即可。利用SPSSl3．0对实验数据加工整理并计算相关系数，具体情况见表3。
表3数据显示，B组实验对象两两之间的持续经营审计判断相关系数平均值0.73明显高于A组的0.32，说明B组的判断一致性水平高于A组。另外，B组的相关系数值大多分布在0.5-1之间，占72.73％，而A的相关系数值有一半以上分布在0-0.5之间，尤其在[0.75-1]区间，B组的相关系数个数是A组个数的两倍多，这说明B组判断的一致性程度较高，而A组判断的一致性程度明显较低。
通过对上述两表数据分析可见，使用GCES的实验对象的判断一致性水平和没有使用该系统的实验对象的判断一致性水平存在较大差异，且前者的一致性程度明显高于后者，说明审计判断专家系统的使用可以有效地提高审计判断的一致性。
因此，假设2成立。
3．持续经营审计判断效率的改进程度
根据实验对象给出的每个案例的判断时间，对比两组在耗费时间上是否有较大差异，同样采用两个独立样本T检验方法，具体情况见表4。
依据表4数据可知，两组实验对象在甲、乙、丙三个案例的判断中存在非常显著的差异(P值均小于0.01)，而对案例丁的判断时间不存在明显差异(p=0.124＞0.05)。如果单单以时间作为衡量判断效率的标准，那么上述实验数据的统计分析结果说明可以在一定程度上缩短审计判断时间，提高判断效率。至于案例丁(“无法表示意见”案例)的判断时间，虽然没有明显改善，但也有较小幅度的缩减(1.35分钟)。出现这种情况，可能是因为样本公司本身提供的信息资料有限，而专家系统希望获得较为全面的信息，此时实验对象的大部分判断时间花在了从案例资料中查找专家系统所需的信息上，以至于花费了较多的判断时间。
从判断时间的缩短来考察审计判断专家系统是否对审计人员的判断效率有所改进，仅是一个方面。另一方面，可以分析在保证判断准确的前提下判断时间的节约程度，从这个角度，本文将实验数据作进一步归类整理，分别比较A、B两组中出具了准确的持续经营审计意见的实验对象所耗费的时间是否有显著差异，仍然采用独立样本的T检验方法，具体情况见表5所示。
分析表5数据反映的信息，可以发现，针对案例甲和丙的正确判断，在消耗时间上A、B两组有明显差异(T值的相伴概率小于0.01的显著性水平)，在保证准确率的情况下B组花费的时间比A组节约近三分之一。然而，就案例乙和丁而言，准确判断的耗时似乎不存在明显的差异(T值的相伴概率大于0.05的显著性水平)。尤其是案例丁，几乎是不存在差异的(0.3214分钟几乎是无法感觉到的)，统计检验也给予了说明(T值=0.264的相伴概率p=0.795远远大于0.05的显著性水平)，导致这种现象的原因同前述分析。
因此，可以推断假设3在被审计单位提供较为全面信息的情况下是成立的，即假设3有条件成立。
四、研究结论及局限性
通过前述实验研究，验证了持续经营审计判断专家系统的有效性程度，具体从审计判断的准确性程度、一致性程度和高效性程度三个方面加以考察。研究发现，基于中国具体审计准则、证券市场实际资料和本土注册会计师经验而开发的持续经营审计判断专家系统，无论在准确性上还是在一致性上，均有效地提高了审计人员的判断质量。借助该系统，审计人员可以出具更趋于恰当合理的持续经营审计意见，同时也可以增进审计人员之间的持续经营审计判断的彼此认可程度，改善判断的一致性水平。另外，在审计判断证据和信息充分的情况下，借助持续经营审计判断专家系统可以大大改善审计人员的判断效率，节省判断时间，进而提高审计信息的及时性。因此，可以说，在一定程度上，审计判断专家系统对改进审计人员的判断质量是有效的。
篇4
关键词： 审计风险 规避
如果被审计单位在财务经营等方面出现一些不合理迹象，存在重大遗漏，而审计人员在审计中又未能予以充分关注，审计部门就要承担审计风险。本文就审计中产生的经营审计风险的原因及规避风险的做一探讨。
一、审计风险产生的原因
审计风险：一是指审计人员认为是公允的财务报表，但实际是错误的；二是审计人员认为是错误的财务报表，但实际上是公允的。上述定义均是就财务审计而界定的审计风险，但实际也揭示了审计风险的本质———审计结论与“事实”发生离异的可能性。
（一）主观原因产生审计风险
1.审计人员素质不高其胜任能力跟不上企业经营业务活动的需求。随着的迅速发展，现代企业的经营规模越来越大，企业经营活动越来越复杂，各种高新技术的产业化，经营结构组织的多元化，各种创新工具的被广泛运用，使得企业的经营活动和财务报表编报和披露的复杂程度远远超出了审计人员传统的审计方法和知识结构。这些发展，大大提高了审计人员审计的难度，而对传统的滞后的审计方法和审计人员的胜任能力提出了新的挑战。审计人员不断提高自身的业务素质，包括知识结构和行业经验，以不断满足企业经营活动日益发展的需求。
2.审计方法跟不上经济环境的发展。现代企业经济的迅速发展，企业管理部门弄虚作假时有发生，而且造假的手段越来越高明。客观上要求审计人员必须要采取相应的审计方法，以发现和披露企业财务报表中存在的重大错报和漏报，有效规避审计风险。当今，国际审计在全球范围内普遍推行和采用风险导向审计这一新方法。而我国审计人员仍采用传统的账项基础审计方法，审计取证依赖于账薄、会计报表，以期发现错报和漏报，是一种事后审计。制度基础审计方法由于审计人员对此方法不熟练，而且很少使用。而风险导向审计方法，尚处于吸收理解之中，未能立即采用，从而制约了防范审计风险的能力。
（二）客观原因产生的审计风险
1.被审计单位提供会计资料不完整。一些被审计单位对收入、成本支出的会计资料提供的较为完整，执行财经纪律的情况也比较好。而实际上，这些单位的一些其他的收入、下属单位上缴的管理费等并没有纳入财务账，而是入了私设的“小金库”，而这些会计资料通常是不会向审计人员提供的。会计资料的不全面，留下了审计风险的隐患。
2.被审计单位的会计资料不真实。一些部门、单位为掩盖经营中存在的问题，在会计资料上大做文章，记假账、报假账的事时有发生，其中个别支出原始凭证的填制存在明显的不真实性问题，例如使用普通收支凭证而无正式的发票、无填制单位或填制人签章，审查起来无从下手，严重到审计成果的真伪，这无形中给审计部门带来了审计风险。
（三）社会原因产生的审计风险
在我国，随着法制不断健全，审计风险产生的社会原因也必将被审计工作者所认识。20世纪90年代初，深圳原野公司和北京长城公司恶性事件发生所带来的对深圳特区会计师事务所和北京中诚会计师事务所审计责任的追究使人们对审计风险有了认识，而银广夏等一系列上市公司欺诈舞弊案件把相关联的会计师事务所和执业会计师推上了被告席，使我们对审计风险的认识提高到一个新高度。
审计责任和审计风险同在，忽视审计责任就会导致严重的审计风险，审计责任的追究就会导致审计风险的产生。审计风险是客观存在的，只要我们树立风险意识，在执业过程中遵循独立、客观、公正的职业道德，严格执行审计程序，审计风险是可以防范和降低的。
二、要防范审计风险，必须树立审计风险意识，在审计过程中规避审计风险
（一）加强，不断提高审计人员的业务水平
1.提高审计人员素质。我们处在变革，我们的业务知识，审计工作、审计范围都受到环境和经济环境的。因此，每一个审计人员除具有良好的职业道德外，还要更多地学习专业知识，包括学习审计基本准则，严格按照审计程序工作。首先要在审计程序上合法规避审计风险。其次要学习好专业知识，随着市场经济的不断完善和，多元化经济成分日益增加，国家宏观调控的、法规、规章不断出台，我们要随时学习和掌握这些知识，以不断提高自己的业务水平。同时要学习和掌握新的审计———风险导向审计。我们要善于将风险导向审计与传统的账项基础审计有机结合，强调、评价。对评价出的高风险领域实施详细的账项基础审计，合理有效地利用审计资源有效控制审计风险。
2.选择适当的审计方法。审计人员可以根据被审计单位的系统会计处理的特点及审计的目的等合理配置审计力量，选择适当的审计方法和技术，获取充分的审计证据。在取证时，审计人员绝不能满足于客户自行提供的资料，要获取强有力的外部证据，多角度地取证、印证。比如，债权的函证，一定要按照审计程序由审计人员亲自函证，存货的盘点必须按重要性原则进行现场抽盘、监盘，不能依赖于客户提供的盘点记录。并根据审计过程中取证结果，对审计风险的评估作出评价，考虑审计取证是否充分，是否能满足规避所有重大的风险，能否支撑所出具的审计报告。
（二）建立承诺制度，进一步明确责任
审计人员在对经营审计时，要求被审计单位负责人作出书面承诺，保证所有的会计资料真实、完整、安全、可靠，尤其是所提供的呆账、坏账、资产盘亏、盘盈、报废损失成本、费用、收益等资料真实、合法。以明确被审计单位的责任和审计责任，避免由于被审计单位不明白自身责任给审计人员带来的风险。
（三）树立风险意识，加强内部质量控制，提高审计水平
1.建立系统的审计职业道德规范体系。随着经济的发展，社会对审计质量的要求不断提高；另一方面，我们审计人员业务素质和道德素质水平又参差不齐，为此，强化，提高人员素质，提高从业“门槛”是加强审计职业道德建设的一项重要。在聘任审计人员时，也应将“职业道德”作为评价应聘人员是否合格的重要尺度。要求并督促在职审计人员遵守职业道德规范，强化风险意识，训练员工的专业能力，确保全体员工达到并保持履行其职责所需的专业胜任能力。
篇5
关键词： 审计独立性；重要客户；审计意见购买；强制性审计师变更
中图分类号：F239.4文献标识码：A文章编号：1001-6260(2008)05-0123-09
一、问题的提出
独立性是审计职业的基石，也是财务报告的使用者信任财务报告的基础（Mautz and Sharaf, 1961）。近年来，国内外爆发的大量上市公司审计失败案使注册会计师的审计独立性受到了社会公众的普遍质疑。审计独立性的经济理论（Watts and Zimmerman, 1981; DeAngelo，1981）认为审计师牺牲独立性的动机与客户的重要性有关，即与审计师从特定客户处获得的准租占审计师能够获得准租总额的比例有关。《中国注册会计师职业道德规范指导意见》也指出，“收费主要来源于某一鉴证客户”可能会损害审计的独立性。
目前，学术界就“重要客户是否损害审计独立性”进行了大量的研究（Frankel, et al，2002； Chung and Kallapur, 2003；DeFond, et al，2002），但针对中国市场环境的相应研究还很缺乏。同时，这些研究一般用可操控应计项目或是否出具保留审计意见来衡量审计独立性是否受到损害。DeFond等（2002）1250质疑了用可操控应计项目衡量审计独立性是否受到损害这种方法的恰当性，①他们认为，审计师对客户盈余特征（如可操控的应计项目、达到盈利预测目标的倾向等）的影响是间接的，并且衡量可操控应计项目存在许多计量方面的问题。此外，本文认为，以审计师是否出具保留审计意见来衡量审计师独立性是否受到损害的方法存在以下两个问题：（1）研究者并不知道注册会计师出具的保留审计意见是否是恰当的。（2）没有考虑不同的审计师具有不同的审计报告谨慎性。因此，本文基于中国证券市场，以注册会计师是否从事了审计意见购买行为来衡量审计独立性，对“重要客户是否会损害审计独立性”这一问题进行实证研究。
二、文献回顾
现有文献主要是以审计师收取的服务报酬来衡量客户的重要性，研究客户重要性与衡量审计独立性的因变量（主要包括审计意见和盈余管理变量）之间是否存在显著的关联。
Reynolds和Francis (2001) 研究发现，审计师面对大客户时出具的审计报告更加谨慎，即重要客户并没有损害审计独立性。Craswell 等(2002) 的研究结果发现，无论是在事务所层面还是在事务所分支机构层面，重要客户对审计师是否发表保留意见都没有显著影响。DeFond等 (2002) 的研究结果并没有发现非审计服务收费与持续经营审计意见之间存在显著相关关系。
Frankel 等 (2002)的研究结果发现，非审计收费与盈余管理变量之间正向相关，而审计收费与盈余管理变量之间负向相关。他们将检验结果解释为审计客户向审计师购买的非审计服务越多，审计独立性越差。但随后一些类似的研究却不支持Frankel等(2002)的研究结论，如：Larcker和Richardson（2004）、 Reynolds 等（2004）、 Ashbaugh 等（2003）、Chung和Kallapur（2003）。
从国内的研究来看，方军雄等（2004）研究了经济依赖性对注册会计师审计报告行为的影响。研究结果发现，单个客户的审计收费所形成的经济依赖性并没有给审计师带来负面影响，相反，对于收入比重越大的客户审计师越谨慎，越是倾向于出具非标准审计意见。
从现有的研究结果来看，并没有一致和充分的证据证明重要客户是否会损害审计独立性，本文对此问题进行进一步的研究。
三、重要客户与审计独立性：理论分析与研究假设
（一）以重要客户来衡量审计师牺牲独立性的动机
一家会计师事务所的价值由两部分组成：与某一特定客户有关的未来准租（quasi rents）的现值（以QRs表示）和从该特定客户之外的其它客户处获取的未来准租的现值（以QRo表示）。即会计师事务所的价值V可以表示为：V=QRs+QRo
假定审计师发现了某一特定客户的错报，他面临着报告还是不报告这个错报的选择。如果报告了这个错报，则该审计师有被客户解聘的风险，而一旦被解聘，该审计师就会丧失与该特定客户有关的所有的未来准租。如果用Pf表示客户由于审计师报告了错报而解聘审计师的概率，并且假定QRo保持不变，那么，如果审计师报告了客户错报，其期望财富将变为（1- Pf）QRs + QRo。相反，如果不报告已经发现的错报，审计师会保住这个客户以及与该客户有关的所有的未来准租。但是，审计师不报告错报的行为有可能在事后被监管机构、新闻媒体以及证券分析师发现。审计师丧失独立性的行为将会使其声誉受到损失，其它客户由此可能解聘审计师（DeAngelo，1981）。如果用Pd表示被发现的概率，用L表示被发现后审计师从其它客户处损失的准租的比率，以财富最大化作为目标的审计师只有在预期收益大于预期成本时，即在如下条件成立时才会牺牲其独立性：
这个结果有两层含义：（1）如果从某一特定客户处获取的准租现值与审计师从其他来源获取的准租现值的比值较大时，审计师会牺牲其独立性，即审计师牺牲独立性的动机与客户的重要性有关；（2）当PdLPf足够大时，审计师不会为任何一个特定客户牺牲其独立性，因此，审计师是否会牺牲其独立性是一个实证性问题。
（二）本文的研究方法
现有研究主要是用可操控应计项目或是否出具保留审计意见来衡量审计独立性是否受到损害。DeFond 等（2002）质疑了用可操控应计项目衡量审计独立性是否受到损害这种方法的恰当性。因此，本文不采用可操控应计项目来衡量审计独立性是否受到损害。
本文认为，以审计师是否出具保留意见来衡量审计师独立性是否受到损害的方法至少存在以下两个问题：（1）研究者并不知道审计师出具的保留审计意见是否是恰当的。我国学者的一些研究发现，近年来我国注册会计师对上市公司出具的审计报告中存在着用说明段改变审计意见性质的倾向，尤其表现在将保留意见变通为无保留意见加说明段（孙铮、王跃堂，2000；陈关亭、高晓明，2004）。审计意见的变通行为本身就意味着审计师的独立性受到一定程度的损害，因此，用是否出具非标准审计意见本文将所有审计意见分为标准无保留审计意见和非标准审计意见两大类型，非标准审计意见指标准无保留意见以外的其他所有审计意见类型，包括无保留加说明、保留、拒绝和否定意见。来衡量审计独立性是否受到损害的方法，其恰当性是值得怀疑的。Simnett和Trotman（2002）认为，在评价审计意见是否恰当时，应比较的是客户应当收到的审计意见与客户实际收到的审计意见，Lennox(2000)的研究结果为他们的这一论点提供了很好的例证。（2）这种方法的没有考虑不同的审计师具有不同的审计报告谨慎性，即对于不同的审计师，其出具保留意见的倾向并不相同。已有的研究结果表明，不同的会计师事务所具有不同的审计报告谨慎性（Krishnan，1994；Krishnan and Stephens，1995；Francis和 Krishnan，1999）。 因此，不考虑审计师在审计报告谨慎性上的差别，而简单地用是否出具非标准审计意见来代表审计独立性水平的研究方法是不严谨的。
本文针对上述两个方面的缺陷，对现有的衡量方法作如下改进：（1）由于在我国存在着审计师对非标准审计意见进行变通的倾向，因此，本文将研究对象限定在研究期间内收到标准无保留意见的上市公司。（2）在考虑了事务所各自的审计报告谨慎性水平后，考察这些收到标准无保留意见的公司是否应当收到非标准审计意见。（3）如果应当收到非标准审计意见的公司实际上收到的是标准无保留意见，本文认为存在审计独立性受到损害的情况，并将这种情况称为“审计意见购买”Teoh(1992)指出，管理层影响审计师审计报告行为的方式有两种，一是通过故意变更审计师，聘用较不可能对自己出具保留意见的审计师；二是通过对现任注册会计师施压，现任注册会计师屈从于压力而不出具保留意见的审计报告。本文中的“审计意见购买”是指这里的第二种情形。。如果公司应当收到并且实际收到了标准无保留意见，本文认为审计独立性没有受到损害，即不存在审计意见购买行为。
（三）研究假设
审计独立性的经济理论（Watts and Zimmerman, 1981; DeAngelo，1981）及本文的模型均指出：审计师牺牲独立性的动机与客户的重要性有关。而且，从我国审计市场的现状来看，我国监管机构近年来一直将非标准审计意见作为监管的重点，在未受到监管机构重点关注的情况下（例如上市公司没有发生审计师变更行为），审计师出具不恰当的标准无保留意见的行为在事后被发现的概率很小，从本文的模型可知，此时审计师牺牲独立性的预期收益将大于预期成本。
据此，本文提出如下研究假设：
H1：客户越重要，审计师从事审计意见购买行为的可能性越大。
由本文的模型可知，当丧失独立性的行为被发现的概率Pd较大时，尽管重要客户会对审计师的报告行为施加较大的压力，审计师仍会保持较高水平的审计独立性。在我国的证券审计市场中，当受到监管机构的重点关注时（如上市公司变更了会计师事务所），审计师丧失独立性以保住重要客户的行为在事后被发现的可能性也较大，此时，审计师牺牲独立的预期收益将小于预期成本。据此，本文提出如下研究假设：
H2：当预期到其丧失独立性的行为在事后被发现的可能性较大，即受到监管机构的重点关注时，审计师从事审计意见购买行为的可能性较小。
四、研究设计
（一）识别存在审计意见购买行为的上市公司
识别过程分为以下三个步骤：
第一步，建立一个非标准审计意见的预测模型。该预测模型可以利用上市公司的财务状况、经营业绩以及其它市场公开信息来建立从理论上讲，无论上市公司的财务状况和经营业绩如何，只要财务报告的编制遵循了合法性、公允性以及会计处理方法的选择遵循了一贯性原则，注册会计师就应当发表无保留意见的审计报告，审计意见与公司的财务状况之间不应存在对应关系。但国外学者的实证研究结果表明，可以根据公司的财务状况来预测公司未来的审计意见；在我国，一些经验证据也表明审计意见与公司财务状况之间也存在着一定的对应关系。。
本文选取1998―2000年间第一次收到非标准审计意见的152家中国上市公司，并随机选取了能够配合非标准审计意见样本时间维度的152家收到标准无保留意见的上市公司作为研究样本，建立如下非标准审计意见的预测模型：
LnP(op=1)1-P(op=1)=-4.499+5.278RECTA+2.528CYLOSS+0.385BLTI+0.019ALAG+0.19TLIST
其中，RECTA定义为：（应收账款+其他应收款-坏账准备+预付账款）/资产总额；CYLOSS为虚拟变量，当样本公司当年的利润总额为负数时，其值为1，否则为0；BLITI定义为：（当年利润总额-当年营业利润）/当年利润总额；ALAG定义为：审计报告日和财务报告期期末之间的日历天数；TLIST定义为：（报告期期末-股票上市日期）/365。
该预测模型的χ2值等于92.611，在p
第二步，计算会计师事务所的审计报告谨慎性水平。本文沿用Krishnan(1994)的思路，即用会计师事务所出具非标准审计意见的倾向来代表审计报告谨慎性水平。
具体的计算过程是：首先，将估计样本中的各家公司按其主审会计师事务所分类；其次，确定估计样本期间内各家会计师事务所实际出具了非标准审计意见的公司；再次，根据已经建立的非标准审计意见预测模型计算出这些实际收到非标准审计意见公司应当收到非标准审计意见的概率；最后，依据第三步计算出的概率值，以计算出的各家会计师事务所出具非标准审计意见概率的算术平均值来衡量审计报告谨慎性水平。
第三步，利用已经建立的非标准审计意见预测模型，计算本文研究样本本文研究样本为2001―2002年所有收到标准无保留意见的上市公司，而用来计算会计师事务所的审计报告谨慎性水平的估计样本则选择的是1998―2002年期间所有收到非标准审计意见的公司，这样选择估计会计师事务所的审计报告谨慎性水平的样本期间，是因为，如仅选择2001和2002年作为估计样本期间，则每一家会计师事务所出具非标意见的数量较少，无法保证数据的估计精确度。中收到标准无保留意见的公司应当收到非标准审计意见的概率。如果此概率值大于该公司主审会计师事务所审计报告谨慎性水平的概率值，本文认为这家公司的主审会计师事务所从事了审计意见购买行为。如果此概率值小于等于该公司主审会计师事务所审计报告谨慎性水平的概率值，本文认为这家公司的主审会计师事务所没有从事审计意见购买行为。
具体计算结果见本文研究样本选择部分。
（二）样本选择和数据来源
本文选取2001―2002年间沪深两市所有收到标准无保留意见的A股上市公司作为初始样本，并执行如下筛选程序：
1.剔除金融保险行业公司。这是因为金融保险行业企业在财务状况、经营业绩和现金流量方面的衡量与非金融企业存在重大差异。
2.剔除当年度新上市的公司。这是因为：在上市初期，名义上属于某一会计年度的审计费用可能包含了上市之前三年和上市三期的审计或其他服务报酬，或仅仅包含了上市当年的审计报酬。审计费用信息披露的不充分使本文无法完全识别上述不同情况，因此，这些公司不宜纳入研究样本。
3.剔除1998―2002年间出具非标准审计意见的份数不足5家的会计师事务所担任主审审计师的上市公司样本。这是为了保证估计出的会计师事务所审计报告谨慎性水平的数据精确度。
4.剔除69家2001―2002年期间年度审计费用无法确定的上市公司样本。年度审计费用无法确定的情形主要有：（1）公司未披露审计费用；（2）无法确定公司披露的审计费用的期间归属；（3）公司合并披露境内、境外会计师事务所的审计费用数，无法确定公司境内会计师事务所审计费用数。
经过上述筛选，本文的最终研究样本包括1297个年度观察值。按照上述识别审计意见购买行为的步骤，我们识别出175家进行审计意见购买的样本公司。
审计费用数据、审计意见和审计日期数据来自于对上市公司年度报告的逐一整理。上市公司的当年年度报告的财务数据、上市时间数据来自于CSMAR中国股票市场研究数据库。本文数据处理使用SPSS 13.0软件。
（三）检验模型和变量设计
本文构建如下logistic模型来检验重要客户与审计独立性之间的关系：
模型中各变量的含义如下：
1.因变量OS
当存在审计意见购买行为时，OS=1，否则为0。本文根据上述“识别存在审计意见购买行为的上市公司”的结果为因变量OS赋值，在本文的样本中，有175家公司的OS值取1，其它1122家公司的OS值取0。
2.实验变量
Auditeesize定义为上市公司支付的费用（审计费用+非审计费用）占事务所当年收入总和（审计费用+非审计费用）的比例。为了检验研究假说一，本文用变量Auditeesize来衡量客户的重要性，DeAngelo（1981）、Stice（1991）、Lys和Watts（1994）、Chung和Kallapur（2003）也使用该指标来衡量客户的重要性。本文预期该变量与审计意见购买变量之间为正相关关系。
Mchange为虚拟变量，当上市公司发生强制性审计师变更时，Mchange的取值为1，否则为0。为了检验研究假说二，本文用变量Mchange衡量样本公司后任审计师预期其丧失独立性的行为在事后被发现的可能性较大。强制性审计师变更是指：当审计服务供给方受到行政处罚而丧失了执业行为能力时，审计服务需求方变更审计师的行为。在2001年度的中国证券审计市场中，中国证券监督管理委员会对8家会计师事务所采取了严厉行政处罚措施。在处罚中，这8家会计师事务所丧失了执行2001年度上市公司年报审计业务资格，致使在2001年度有173家A股上市公司因原主审会计师事务所执业资格的丧失而发生了强制性审计师变更。强制性审计师变更通常涉及了监管部门对前任审计师执业质量的不认可，后任审计师的执业质量因此会受到监管部门较多的关注和重视，并成为明确的监管重点。因此，后任审计师会预期到其丧失独立性的行为在事后被发现的可能性较大。本文预期变量Mchange与审计意见购买变量之间为负相关关系。
3.控制变量
从本文模型可知，当丧失独立性的行为被发现后，会计师事务所的声誉将遭到破坏，这会导致事务所失去大量客户或审计价格下跌（Wilson，et al,1990；Davis，et al, 1992；朱等，2004）。Ibig5和Dbig10是虚拟变量，用来控制声誉卓著的事务所丧失独立性的行为被发现后，事务所从其它客户处损失的较大的准租比率，L，对审计独立性的影响。如果负责公司当年年度报告审计的事务所是国际五大的国内合作所，那么Ibig5取值为1，否则为0在本文的研究期间，由于安达信的解散，国际五大变为四大，但为了表述方便，本文仍使用“国际五大”指代最大的国际会计师事务所。由于没有足够的数据用来估计部分国际五大合作所在1998―2002年期间审计报告谨慎性水平的概率均值，本文样本中实际上只包含安达信华强、德勤华永和普华永道中天这三家国际五大的国内合作所。；如果负责公司当年年度报告审计的事务所是国内十大事务所，那么Dbig10取值为1，否则为0，我们使用事务所当年上市公司年度报告审计的客户总资产之和来确定国内十大事务所名单本文对按事务所当年上市公司年度报告审计的客户家数来确定国内十大事务所名单的方法进行敏感性测试，研究结论不变。。
当收到非标准审计意见具有重大的不利经济后果时2001年12月，中国证监会制定并了《公开发行证券的公司信息披露编报规则第14号――非标准无保留意见及其涉及事项的处理》，加大了上市公司收到非标准审计意见的不利经济后果。，公司的财务状况越差，重要的客户为了避免收到非标准审计意见向审计师施加的压力也就越大。此时，审计师因报告已发现的客户错报而被解聘的概率Pf也就越大。LnTA、Leverage、OITA 和Curratio用来控制当公司陷入财务困境时，审计师报告已发现的客户错报时被客户解聘的概率Pd对审计独立性的影响。LnTA为上市公司资产总额的自然对数；Leverage为上市公司的资产负债率；OITA为上市公司主营业务利润与其资产总额的比值；Curratio为流动资产与流动负债的比值。已有的研究发现，公司规模、资产负债率、流动比率、主营业务利润与资产总额的比值同公司陷入财务困境的概率存在着相关关系（吴世农、卢贤义，2001；张鸣、张艳，2003；陈晓、陈治鸿，2000）。
五、实证检验结果及分析
（一）描述性统计
从表1可以看出，在本文的样本期间，约有13.5%的上市公司成功地实现了审计意见购买行为。上市公司支付的审计和非审计费用占主审事务所当年收取的上市公司审计和非审计费用之和的平均比例为5%。样本期间发生强制性审计师变更的公司约占样本总额的8%。上市公司聘任国际五大的国内合作所的比例为4%，聘任国内十大事务所的比例为38%。
（二）单变量分析
表2报告了单变量分析结果。本文用t检验和Wilcoxon Z检验比较了Panel A中每一个变量在审计意见购买组和非审计意见购买组之间平均值的差异，这两种检验的结果没有明显差异。除了变量Auditeesize外，Panel A中所有变量的平均值在审计意见购买组和非审计意见购买组之间均存在显著差异。审计意见购买组的公司其财务健康状况显著差于非审计意见购买组的公司，这表现审计意见购买组的公司的资产总额较小、资产负债率较高、主营业务利润与资产总额的比值较小和流动比率较低，这意味着当报告已发现的客户错报被解聘的概率较大时，审计师更有可能从事审计意见购买行为。Panel B报告了虚拟变量的χ2检验结果。变量Mchage的χ2检验结果在0.10的水平上显著，这表明当后任审计师的客户为当年发生了强制性审计师变更的公司时，审计师较不可能从事审计意见购买行为。变量Ibig5和变量Dbig10的χ2检验结果均不显著。
（三）多变量分析
对模型中有关变量之间的Pearson相关分析发现（限于篇幅，未报告），变量Auditeesize与控制变量之间的相关系数最大不超过0.343，变量Mchange与控制变量之间的相关系数最大不超过-0.103。检验模型的控制变量之间最大的相关系数不超过-0.388。本文计算出的方差膨胀因子均小于1.5，表明在模型估计时不必关注多重共线性问题（Greene, 1999）。
表3报告了Logistic检验模型的回归结果。检验模型的χ2值在p
实验变量Auditeesize的系数为正且在0.01的水平上显著，这表明，在控制了其他变量的影响后，当客户支付的审计和非审计费用在审计师的收入总额中所占比例较大时，审计师更有可能从事审计意见购买行为。这支持本文的研究假设一。
实验变量Mchange的系数为负且在0.01的水平上显著。这表明，当控制了其它变量的影响后，在上市公司发生强制性审计师变更的当年，其主审审计师从事审计意见购买行为的可能性较小。这支持本文的研究假设二。表3
控制变量Ibig5和Dbig10系数符号与预期符号相反，并且控制变量Ibig5与审计意见购买行为在0.01的水平上显著正相关，这说明，国际五大的国内合作所以及国内十大事务所的审计独立性可能并不比国内其它事务所高，这与陈信元、夏立军（2006）的研究结果类似。这表明：从事审计意见购买行为可能给审计师带来的声誉损失并没有为审计师提供足够的动机去保持审计独立性。这可能是因为：在我国证券审计市场中缺乏对高质量审计的需求，会计师事务所并不能靠良好的声誉来吸引客户，与客户保持良好的关系可能比维持良好的声誉更有利于事务所保住重要的审计客户。
控制变量LnTA、Leverage、OITA和Curratio系数符号与预期符号一致，除变量Curratio以外，其余三个变量均在0.01的水平上显著。这表明：当审计师报告已发现的客户错报被解聘的概率较大时，审计师会为了保住重要客户而牺牲其审计独立性。
（四）可靠性分析
本文还执行了以下敏感性分析程序：（1）为了检验本文的研究结论是否受客户重要性衡量方法的影响，本文按照Craswell等(2002) 、Ashbaugh等（2003）、Fancis和Reynolds（2002）的做法，分别使用 “上市公司的审计费用占主审事务所当年审计费用总和的比例”以及“客户支付的审计和非审计费总额的自然对数” 来衡量客户的重要性；（2）为了确定本文的研究结论是否受主审事务所是小规模会计师事务所的观察值的影响，本文按照Reynolds和Francis (2001)的方法，从样本中剔除事务所的客户家数小于10家的观察值，并重新估计了模型。敏感性分析结果均显示，本文的主要研究结论不变。
六、研究结论和启示
在控制了声誉卓著的事务所由于丧失独立性的行为而损失的较大的准租比率以及审计师被客户解聘的概率后，本文的研究发现：在中国证券市场中，重要客户的确对审计独立性造成了损害，而当预期到其丧失独立性的行为在事后被发现的可能性较大时，审计师从事审计意见购买行为的可能性较小。
上述结果表明，当审计师的审计行为受到监管机构的重点关注时，审计师从事审计意见购买行为的可能性较小，因此，监管机构应加强对各家会计师事务所的重要客户审计情况的监管关注，以减轻重要客户可能对审计独立性所造成的损害。此外，近年来我国监管机构将监管重点主要放在非标准审计意见的监管上，但本文的研究表明，存在相当一部分审计师为了保住重要客户，以及为了躲避监管机构对非标准审计意见的关注，可能直接为其客户出具不恰当的标准无保留意见。因此，监管机构应注意加强对标准无保留意见的监管。
参考文献：
陈关亭,高晓明. 2004. 审计意见及其变通行为分析：来自2001―2002年的经验证据［J］. 审计研究（3）.
陈晓,陈治鸿. 2000. 中国上市公司的财务困境预测［J］. 中国会计与财务研究（第2卷）（3）.
方军雄，洪剑峭，李若山. 2004. 我国上市公司审计质量影响因素研究：发现和启示［J］. 审计研究（6）.
孙铮，王跃堂. 2000. 说明段与变更审计意见的实证分析［M］//孙铮，李增泉.中国证券市场财务与会计透视. 上海：上海财经大学出版社：33-43.
吴世农，卢贤义. 2001. 我国上市公司财务困境的预测模型研究 ［J］. 经济研究（6）.
张鸣，张艳. 2003. 公司财务困境多期预测研究［J］. 中国会计与财务研究（第5卷）（4）.
朱，夏立军，陈信元. 2004. 转轨经济中审计市场的需求特征研究 ［J］. 审计研究（5）.
ASHBAUGH H, LAFOND R, MAYHEW B. 2003. Do nonaudit services compromise auditor independence? further evidence ［J］. The Accounting Review, 78 (3): 61-639.
CHUNG H, KALLAPUR S. 2003. Client importance, nonaudit services, and abnormal accruals ［J］.The Accounting Review, 78: 931-955.
CRASWELL A J, STOKES D J, LAUGHTON J. 2002. Auditor independence and fee dependence ［J］. Journal of Accounting and Economics, 33: 253-275.
DAVIS L R, SIMON D T. 1992. The impact of SEC disciplinary actions on audit fees ［J］. Auditing: A Journal of Practice and Theory, 11(1).
DEFOND M, RAGHUNANDAN K, SUBRAMANYAM K R. 2002. Do nonaudit service fees impair auditor independence? evidence from going concern audit opinions［J］. Journal of Accounting Research, 40 (4): 1247-1274.
DEANGELO L E. 1981. Auditor size and audit quality ［J］. Journal of Accounting and Economics, 3: 183-199.
FRANCIS J R, KRISHNAN J. 1999. Accounting accruals and auditor reporting conservatism ［J］. Contemporary Accounting Research, 16(1), 135-165.
FRANKEL R M, JOHNSON M F, NELSON K K. 2002. The relation between auditors' fees for nonaudit services and earnings management ［J］. The Accounting Review, 77(supplement): 71-105.
KRISHNAN J. 1994. Auditor switching and conservatism ［J］. The Accounting Review, 69 (January):200- 15.
KRISHNAN J, STEPHENS R. 1995. Evidence on opinion shopping from audit opinion conservatism ［J］. Journal of Accounting and Public Policy, 14, 179-201.
LARCKER D F. RICHARDSON S A. 2004. Fees paid to audit firms, accrual choices, and corporate governance ［J］. Journal of Accounting Research, 42(3): 625-658.
LENNOX C. 2000. Do companies successfully engage in opinion shopping? evidence from the UK ［J］. Journal of Accounting and Economics 29: 321-337
LYS T, WATTS R. 1994. Lawsuits against auditors ［J］. Journal of Accounting Research, 32 (Supplement): 65-93.
MAUTZ R K, SHARAF H A. 1961.The philosophy of auditing ［M］. Sarasota, FL: American Accounting Association (Monograph no. 6).
REYNOLDS J K, DEIS D R, FRANCIS J R. 2004. Professional service fees and auditor objectivity ［J］. Auditing: A Journal of Practice and Theory, 23(1): 29-52.
REYNOLDS J, FRANCIS J. 2001. Does size matter? the influence of large clients on officelevel auditor reporting decisions ［J］. Journal of Accounting and Economics, 30 (December): 375-400.
SIMNETT R, TROTMAN K T. 2002. Research methods for examining independence issues: experimental and economicsif auditing approaches［J］. Australian Accounting Review, NO.V,12(3).
STICE J D.1991. Using financial and market information to identify preengagement factors associated with lawsuits against auditors ［J］. The Accounting Review, 66 (3): 516-533.
TEOH S H. 1992. Auditor independence, dismissal threats, and the market reaction to anditor switches［J］. Journal of Accounting Research, 30：1-23.
WATTS R, ZIMMERMAN J. 1981. The markets for independence and independent auditors［R］. Working Paper, University of Rochester.
WILSON T E , Grimlund R A. 1990. An examination of the importance of an auditor's Repuation ［J］. Auditing: A Journal of Practice & Theory, 9:43-59.
Do Client Importance Impair Auditor Independence：
Evidence from Chinese Stock Market
HU Benyuan
(School of Accountancy, Xinjiang University of Finance & Economics, Urumchi 830012 )
Abstract: The economic theory of auditor independence (DeAngelo 1981) suggests that auditors' incentive to compromise their independence are related to client importance. Using auditor's behavior of opinion shopping as a proxy for auditor independence, we analyze the relationship between client importance and auditor independence based on a sample of 1297 clean opinion audit reports for Chinese listed companies from 2001 to 2002. We find that client importance impairs auditor independence in China, and that auditors facing important clients are less likely to compromise independence when they expect that the risk of being detected is high.