非现场审计论文十篇
时间：2023-03-15 08:33:18
非现场审计论文篇1
Firth(1978)运用事件研究法检验了保留审计意见的信息含量，选取保留审计意见研究样本和无保留审计意见控制样本各247家，并将保留审计意见分为持续经营问题、资产计价、子公司保留、连续保留、偏离GAAP等五类，估计期和事件期的时间窗口分别设置为(-60，1)和(-20，20)。研究运用市场模型，分别计算保留审计意见样本和无保留审计意见样本、不同类型的保留审计意见样本在事件期(-20，20)的股票累计异常报酬率，实证结果表明：1持续经营不确定性和资产计价保留审计意见产生了显著的负的累计异常报酬率，其它类型保留审计意见的累计异常报酬率在统计上并不显著：2不同类型保留审计意见的信息含量存在差异，持续经营不确定性和资产计价两类保留审计意见具有显著的信息含量。
Elliot(1982)继续研究了不同类型保留意见的信息含量问题，其研究方法与Firth大体相同，选取了保留意见研究样本和无保留意见控制样本各145家，同样将保留意见分为五类，差异之处在于：一是运用市场模型时所选择的估计期和事件期的时间窗口不同，分别设置为(-60，0)和(-45，14)，且股票报酬率计算采用的是周报酬率。二是出于控制会计盈余的目的，将所有样本根据未预期盈余符号的不同区分为正的未预期盈余子样和负的未预期盈余子样，使得研究设计更科学，研究结论更令人信服。研究结果表明：1没有充分证据表明市场对保留审计意见的披露有显著的负面反应；2持续经营不确定性和资产计价两类保留意见子样本在其公开披露前第5周内股票市场有显著的负面反应。DoddandDopuch(1984)的研究进一步证实，在(-2，+2)以及(+1，+5)的时间窗口内，证券市场对持续经营不确定性审计意见的负反应程度明显强于其它类型保留审计意见的负反应程度。
PringleandCrum(1990)认为，既然持续经营不确定性审计意见在预测公司破产时有显著的作用，那么，持续经营不确定性审计意见的出具就会减少股票市场对公司后续提出破产申请行为的吃惊程度。他们以98家破产申请公司为研究样本，并根据公司申请破产前最近一次收到的审计意见类型将研究样本区分为“持续经营不确定性审计意见破产公司”和“非持续经营审计意见破产公司”两个子样本组，通过观察公司申请破产前最近一次收到的审计意见类型与公司提出破产申请后市场反应两者之间的关系检验持续经营不确定性审计意见的信息含量。事件研究的时间窗口为(-1，+1)，采用多元回归模型，以事件期窗口的股票累计异常报酬率为被解释变量。解释变量有4个：财务破产模型预测样本公司破产的概率；破产前股票市场对有关公司陷入财务困境的媒体信息披露的反应；审计报告披露前的股价变动率；是否为持续经营不确定性审计意见。实证结果表明：是否出具持续经营不确定性审计意见是显著的解释变量，最近一次披露持续经营不确定性审计意见的破产申请公司股票的负面反应程度要比最近一次披露非持续经营审计意见的破产申请公司股票的负面反应程度显著的低，结果支持持续经营不确定性审计意见对于预测公司破产具有重要作用。Chen。Church(1996)的研究也支持PringleandCrum的结论。Fleak，Wilson(1994)和Blay，Geiger(2001)还检验了持续经营不确定性审计意见是否能被模型预测所造成的市场反应差异性。结果显示，市场对“被预期”与“未被预期”的持续经营不确定性审计意见有着不同的反应，未能被市场预计到将会被出具持续经营不确定性审计意见的公司其意见的公开披露能够引起比较显著的负向市场波动，表明持续经营不确定性审计意见具有新的增益信息。
除了在股价反应方面的差异性外，在贷款决策方面，持续经营不确定性审计意见所发挥的作用也明显不同于非持续经营非标准审计意见。由于贷款决策数据获取较为困难，故这类研究大体上采用实验研究方法，研究的关键是尽最大限度地模拟现实贷款决策情形，以使研究结论更富有说服力。
Finh(1980)向408个贷款主管寄发调查问卷，有效问卷回收率48％，问卷模拟了现实贷款决策情形，要求贷款主管根据附有不同类型审计意见(无保留意见、持续经营问题、资产计价和违背GAAP的保留意见)的会计报表作出“最高贷款额”的决策。研究结论显示：1无保留意见公司被给予的“最高贷款额”显著大干持续经营不确定性和资产计价两类保留意见公司。2违背GAAP保留意见公司被给予的“最高贷款额”显著大于持续经营不确定性和资产计价两类保留意见公司。3持续经营不确定性和资产计价两类保留意见对“最高贷款额”的影响并不显著，贷款决策者并不区分这两种类型的保留意见。
Ljbby(1979)以预先安排的34家贷款主管为被调查者，向其提供披露持续经营能力具有不确定性的财务报表，而这些财务报表有的被出具标准无保留审计意见，有的被出具持续经营不确定性审计意见，调查问卷中涉及的被解释变量有两个：“贷款决策”和“利率”。研究结论表明：财务报表中披露持续经营不确定事项对贷款主管的风险评估有重大影响。当财务报表附注没有披露公司持续经营情况时，注册会计师出具的持续经营不确定性审计意见具有较强的信息含量，而当财务报表附注中提及注册会计师对被审计单位持续经营能力存在重大疑虑时，同时公布的持续经营不确定性审计意见对贷款决策的影响大为减弱。
Jennifer(2003)选取了9304家英国公司作为样本。其中431家公司被出具持续经营不确定性审计意见，1748家公司被出具非持续经营非标准审计意见，其余7125则被出具标准审计意见。研究以标准审计意见作为对照组，采用多分类的Logistic模型对持续经营不确定性审计意见与非持续经营非标准审计意见的影响因素进行了比较研究。研究表明，负债比率、上一年度审计意见类型与持续经营不确定性审计意见、非持续经营非标准审计意见均显著正相关；流动比率、亏损程度、不支付股利、或有负债比例与公司是否被出具持续经营不确定性审计意见显著相关，而这些因素与是否被出具非持续经营非标准审计意见则未发现有显著相关关系：资产规模则与非持续经营非标准审计意见正相关，而与持续经营不确定性审计意见负相关。Jennifer的研究结果显示，持续经营不确定性审计意见与非持续经营非标准审计意见在影响因素方面存在较大的差异性。
MelumadandZiv(1997)在总结已有的关于非标准审计意见和市场反应之间关系的研究文献的基础上，提出了可避性假设，即把非标准审计意见区分为事后可避(expostavoidable)与事后不可避(expostunavoidable)两种类型。可避审计意见因被审计公司与注册会计师之间存在分歧而产生，该意见可通过遵照注册会计师的意见对报告进行调整而避免出具。例如针对关联交易、资产处置、收入确认时机、减值准备计提充分程度以及其他违反公认会计准则的处理等事项而发表的审计意见。不可避审计意见是指被审计单位无法通过调整财务报告来避免注册会计师出具非标准审计意见，例如持续经营和财务危机问题。基于可避性假设，MelumadandZiv构建了审计意见与市场反应之间的理论模型，并据此推导出不同审计意见类型的市场反应程度与方向。MelumadandZiv的研究批驳了以往许多研究所沿用的“非标准审计意见市场反应为负”这一假说，并从理论模型上推定，不可避审计意见的市场反应为负，而可避审计意见既可能针对不利的内幕信息，又可能针对有利的内幕信息。因此，可避审计意见的市场反应具有不确定性，既可能为正，也可能为负。Dopuchetal(1986)的研究显示，市场对非标准审计意见的披露表现出强烈的负面反应，但其研究也表明尽管总体样本审计意见的市场负反应十分强烈，但约25％非标准审计意见的样本产生了市场正反应，这一研究结果符合MelumadandZiv就审计意见与市场关系而提出的可避性假设。
二、持续经营不确定性审计意见的特性研究
Mckeown(1991)和Carcello(20(30)考察了公司规模大小对持续经营不确定性审计意见的影响，结果显示公司规模大小与公司被出具持续经营不确定性审计意见的可能性显著负相关。他们的解释是：公司规模越大，出现经营失败的可能性就越小。同时，注册会计师对大公司出具持续经营不确定性审计意见也更加犹豫不决。因为生怕失去客户从而丢掉可观的审计费收入。Goodmanelal(1995)研究了反映管理层能力的非财务因素对持续经营不确定性审计意见的影响。研究表明，由反映公司管理层能力的指标和财务指标构成的模型在判断正确率上显著高于单纯由财务指标构成的判断模型。国内外的持续经营审计准则均明确规定：“审计人员在对被审单位持续经营能力进行审计的过程中，不仅仅要关注被审单位财务、经营及其他方面存在的可能导致对持续经营假设产生重大疑虑的事项或情况，而且还要关注管理层对持续经营能力的评价以及管理层为缓解持续经营重大不确定性所提出的应对计划的可行性和有效性。”Behn(2001)研究了管理层应对计划对持续经营不确定性审计意见的影响。Behn选取148家被出具持续经营不确定性审计意见的公司作为研究样本，另选取同行业、同规模的148家公司作为控制样本，将公司的负债能力、盈利能力、公司规模以及会计师事务所规模作为控制变量，解释变量是管理层提出的各种应对计划。回归结果表明，获得新投资和取得新的借款对注册会计师出具持续经营不确定性审计意见有显著的影响，而削减成本和处置资产对是否出具持续经营不确定性审计意见的影响并不显著。
CarcelloandNeaI(2000)还研究了公司审计委员会的成员结构与持续经营不确定性审计意见之间的关系。研究采用Logistic回归模型，将债务违约、上期的审计意见类型、公司规模、公司的发展阶段等指标作为研究控制变量。回归结果表明，审计委员会的独立性对注册会计师出具持续经营不确定性审计意见有显著影响，审计委员会成员与公司关系越密切，公司被出具持续经营不确定性审计意见的可能性就越小。
三、国外研究的评述与启示
以上文献综述表明，国外研究逐渐显现出对持续经营不确定性审计意见与非持续经营非标准审计意见进行区分并分别研究的趋势，这些研究文献对国内研究无疑具有较强的借鉴与启示意义。当然，无论就学术意义还是提高持续经营不确定性审计意见的决策有用性而言，上述研究文献仍存在一些不足之处，仍需进一步研究和探讨。
(一)持续经营不确定性审计意见异质性的理论分析亟需加强
注册会计师审计不仅是一种技术性活动，也是协调资本市场各种利益冲突的一种制度安排，审计意见是利益相关者反复博弈的结果。对于持续经营不确定性审计意见而言，无论是企业管理层或注册会计师，还是投资者或政府监管层，他们的行为和动机明显不同于非持续经营非标准审计意见下的情形。然而，现有的研究文献对此似乎并没有给予充分关注。如当其验证发现持续经营不确定性审计意见在市场反应方面与非持续经营非标准审计意见之间存在显著差异，指出投资者应该区别对待时，经验证据背后所蕴含的理论意义却被忽略了。脱离理论的引导，研究只能止步于现象，研究结论也显得比较局限和表象化。因为如果没有理论基础的支持，回归模型得到的就仅仅是相关关系而不是因果关系。因此无庸讳言，构建一个逻辑一贯、系统全面的持续经营不确定性审计意见异质性理论框架作为研究基础，不仅可以对持续经营不确定性审计意见的本原属性进行系统的认识和完整的把握，而且可以拓展对审计意见的研究视角，得出新的有价值的研究结论。
(二)研究方法上亟待实现从静态化到动态化的转变
国外文献对持续经营不确定性审计意见的研究基本上采用传统的横截面统计方法，以“单期”与“静态”为特征，如多元判别分析、Probit模型和Logistic模型等。上述模型的一个重要不足是忽略了企业持续经营不确定性审计意见的时间特征。在这些模型中，将是否出具持续经营不确定性审计意见看作一个二分法变量表示的离散事件。但事实上，企业持续经营能力问题并不单纯是一种静止状态，持续经营存在重大不确定性是一个动态连续的事件，往往包含了几个阶段。Boritz(1991)提出了持续经营不确定性的过程观，他认为企业的经营失败是一个发展过程，企业在走向经营失败的历程中所处的不同阶段对应着经营活动不正常的水平，从而可据以判断持续经营的不确定性程度。依赖会计年度截面数据所得到的模型无法体现以往公司绩效的相关信息及数据的变化趋势，无法体现出持续经营不确定性审计意见生成和发展这一动态过程，所得到的模型变量系数具有不稳定性，难以对持续经营不确定性审计意见的形成和发展做出准确的判断和预测。可见，在研究方法上，亟需实现从静态化到动态化的转变。
(三)持续经营不确定性审计意见经济后果的研究有待进一步拓展
国外研究文献对持续经营不确定性审计意见经济后果的研究偏重于短期，通常将持续经营不确定性审计意见公告前后的较短事件窗口作为观察期，探究持续经营不确定性审计意见的市场反应是否有别于其他非标准审计意见。持续经营不确定性审计意见公布前后的短期股价波动固然值得研究，但持续经营不确定性审计意见是供需方在内的多种因素共同影响或支配下的结果，持续经营不确定性审计意见的出具对中长期股价、企业业绩的影响如何?有无“自我实现”效应以及持续经营不确定性审计意见的出具对上市公司自身的影响如何?进一步厘清这些问题，有助于加深对持续经营不确定性审计意见的整体认识和把握。
(四)国内持续经营不确定性审计意见的研究还需深化
国内文献对持续经营不确定性审计意见的研究尚处于起步阶段，对于国外研究逐渐呈现出持续经营不确定性审计意见与其它非标准审计意见板块化的趋势。国内学术界在研究中通常仅仅按照外在形式将审计意见笼统地分为标准审计意见和非标准审计意见，而对持续经营不确定性审计意见和其它非标准审计意见通常不再进一步区分。如果持续经营不确定性审计意见和非持续经营非标准审计意见在形成过程和经济后果上存在明显的差异，即持续经营不确定性审计意见和非持续经营非标准审计意见是异质的，那么现有的简单二分类法显然是有失偏颇的。研究中区分持续经营不确定性审计意见与其它非标准审计意见是否必要?区分与不区分，研究结论会有什么差异?都是值得国内学术界进一步考虑的。
非现场审计论文篇2
论文摘要：国内外学术界对造成审计独立性风险陛，及其审计市场信任危机形成的机理等进行了较为广泛地研究，形成了富有启发性的研究成果。本文以影响审计独立性的最关键的三种基础性制度因素——审计委托模式、审计业经营模式和审计公司财产组织形式为分析框架，系统地梳理了近十年内国内外学术界关于审计市场信用危机形成机制及其解决对策的研究成果，并对这些理论成果作了简要评析以及未来需要进一步研究方向作了展望。
一、引言
近年发达和新兴的资本市场上不断出现的公司财务欺诈(AccountingFraud)案例(Enron、Xerox、Woridc0m、0west、Sunbeam、Parmalat；银广厦和红光实业等)，由于都存在会计师事务所出具了不具公信力的内部控制评价报告和严重失真审计报告而导致审计失败(AuditFailures)。现代审计制度设计的宗旨就是为了防止公司财务欺诈而作的制度性安排，其生命力是审计的独立性。然而，随着一些审计公司卷人公司财务欺诈案并因此而倒闭，从而动摇了社会公众和投资者对会计信息、审计公司的公信力乃至于对整个审计市场的信任，侵蚀了资本市场投资秩序的基础，从而引发了审计市场的信用危机。由于审计信用危机，各国纷纷加强了对审计市场的监管体制改革，但国内外学术界关于审计市场信用危机形成机制、如何监管的讨论远未停止。学术界对审计市场信用危机研究的共同指向就是审计独立性风险性越来越大。按WattsandZimmerman(1983)的定义，所谓审计独立性，是指审计师能揭示已经发现具有重大违规造假财务报告的可能性。这说明尽管审计独立性是审计业生存之本与应有的核心价值追求，但并不是审计业必然具有的内在品质，而是由多种基础性制度因素共同决定的。用数学函数式表示，则审计独立性应该是：AuditIndependence：f(A、B、c、…)。其中，A、B、C、…是影响审计独立性的一些客观因素。事实上审计独立性正在遭受其内在的不断出现的反独立性因素的侵扰，存在许多导致社会公众和投资者不相信审计独立性的环境因素，所以，审计市场信用危机从本质上讲，就是社会公众和投资者对审计独立性及其相应的审计报告产生不信任的危机。尽管影响审计独立性的客观因素比较复杂，但归根到底影响审计独立性的基础性制度因素主要是：审计委托契约模式、审计业经营模式和审计公司财产组织形式。纵观近十年内所形成的关于审计独立性问题的研究文献，可以发现，国内外关于审计独立性风险性的研究大体上也是基于这三个维度之一的研究视角进行研究的。基于此，本文以这三个维度为研究框架，对近十年内国内外学术界关于审计信用危机及其制度弥合方面研究成果进行了系统梳理、归类与评析。
二、审计信用危机评析
(一)审计委托契约模式、审计独立性风险与委托机制重构审计公司作为资本市场上的一种金融中介机构，即经纪人中介机构，其主要功能就是向投资者出售真实会计信息，以供投资者进行投资决策，它是解决投资者和公司实际控制人(如控股股东或管理者)之间问题的有效方式之一(多德，2004)。因此，当审计独立性风险性越来越大时，国内外学术界无疑开始重新审视现代审计委托契约模式内在缺陷，并寄希望从中找到重构审计独立性的对策(冯均科，2002；朱星文，2005；蒋尧明和郑佳军，2005)。从契约关系上讲，审计公司作为鉴定财务信息真假的金融中介机构，接受所有者的委托对被审计对象进行财务审计。所以，审计市场的合理的、均衡的稳定审计契约关系模式应该是，审计公司接受投资者审计需求，对上市公司财务报告进行审计，供投资者进一步投资决策参考，并向投资者收取相应的审计费用。这种稳定的三角型审计模式不仅确保了审计的形式独立性(IndependenceinAppearance)，也为实现实质独立性(IndependenceinFact)提供了制度上的条件，杜绝了审计师或审计公司与被审计对象进行财务欺诈合谋(Collusion)可能性，维持了审计报告的客观『生和真实性，保护了投资者利益。然而，当公司上市成为公众公司时，审计需求产生变异，形成了审计的实质需求方与形式需求方裂变(李洁和刘桂良，2007)，其中证券市场上的公众投资者为审计的实质需求方，而被审计对象即上市公司的实际控制人(如控股股东或管理者)则成为审计的形式需求方。审计方与这两种审计需求方相应地形成了两种不同的契约形式。一方面审计供给方与审计形式需求方之间以“业务约定书”形式签订的是显性的私人契约(谢荣，1998)；另一方面审计供给方与审计实质需求方之间以“注册会计执业准则”为依据确定的是隐性的公共契约(陈汉文，2002 )由于现实资本市场公众投资者高度分散，普遍存在“搭便车”的现象，实质需求方往往缺位。因此，现代资本市场上的一种奇特现象是被审计对象即上市公司实际控制人自己聘请审计公司审计自己财务报告的现象，从而使原来的三角形的稳定结构变成为审计公司与上市公司之间的直线形的失衡结构(冯均科，2002)，这至少破坏了审计公司形式独立性。由于审计供给方和审计形式需求方均为具有“机会主义倾向”的契约人，因此，现代资本市场上这种普遍存在的脆弱性审计契约模式，本身就隐含着审计供给方与审计形式需求方之间的合谋的内在缺陷，即审计形式需求方与审计供给方依靠自己的信息优势合谋造假欺诈公众投资者，从而造成审计实质独立性丧失的可能性。当直线型审计契约关系成为现代证券市场上普遍契约关系模式时，审计独立性能否成为审计业内在价值取向，完全取决于两种契约关系给审计公司及其审计师带来的激励机制比较。审计供给方与审计形式需求方即上市公司之间签订的是显性契约，上市公司控制人可以根据自己的需要选择自己满意或基本满意审计公司进行审计，这就决定了审计公司现实生存，在生存压力较大，审计市场成为买方市场情况下，审计供给方会向上市公司妥协，放弃高层次的独立性价值追求转而向现实利益让步。当然审计供给方也会面临来自审计供给方与公众投资者之间的隐性公共契约约束，公共契约约束力来自于市场机制和制度机制。但近年来审计线形模式内在缺陷不仅存在于新兴市场经济国家，而且同样广泛地存在于发达市场经济国家，成为世界性的资本市场“通病”。这就说明，基于市场的约束机制并没有形成对审计业有效约束。所以，为了解决审计实质需求方缺位，而被审计对象与审计委托人重合造成审计委托契约关系扭曲的制度性弊端，学术界开始思考关于重新构造现代审计委托模式的问题(蒋尧明、郑佳军，2005；蒋尧明、谢周勇，2008)。认为解决这个问题的关键在于割裂上市公司管理层与审计公司之间的直接联系，寻找一个独立的第四方，由其来行使审计委托权，并由其直接支付审计公司或审计师的审计报酬。由于对独立的第四方选取不同，形成了三种可供选择的审计委托模式：财务报表保险制度；上市公司审计委员会制度；证券交易所招投标制度。综合比较上述三个方案，相对而言，证券交易所招投标制度，不仅能更好地保持审计公司的独立性．还具有执行上的高效性和可操作性。而且，这种模式有利于审计市场走向垄断或寡头垄断的理想状态。
(二)审计业经营模式、审计独立性风险与监管机制重构自20世纪90年代以来，以原“五大”审计公司为代表的现代审计业经营模式的一个重要发展趋势就是走向审计业务(AuditServices)与非审计业务(Non—AuditServices，NAS)(如会计、簿记服务，税收服务和管理咨询服务)相结合的混业经营，并且利润高、风险相对较低的非审计业务收入在审计公司总收入中的比重越来越大。为被审计对象提供非审计业务成为一些大的审计公司利润的主要增长点和价值追求。1993年，整个审计业只有31％的收入来自非审计业务，但到了1999，国际原“五大”审计公司的非审计业务收入均超过审计业务收人。如普华只有40％的业务收入来自审计业务，其余收入大都来自管理咨询、税收咨询等非审计业务(叶少琴和刘峰，2005)无疑，非审计业务(NAS)扩大了审计的规模经济效应和知识溢出效应(KnowledgeSpillerover)，但非审计业务(NAS)给审计独立性带来的可能负效应是造成社会公众和投资者不信任审计独立性的另一个重要原因，当然也引起了管理层越来越多的忧虑。关于非审计业务是否损害了审计独立性，以及审计业是否应该混业经营还是分业经营的论战再次进入学术界的研究视野。但学术界关于非审计业务与审计独立性关系的研究仍未形成一致结论。相当多的学者认为，非审计业务损害了审计的独立性。AbbotetaL(2001)从理论视角验证了审计委员会特征与购买非审计业务重要性之问的关系，研究结果表明，完全由独立董事构成的审计委员会购买非审计服务的比率较低，这说明独立董事认为非审计业务会对审计独立性产生不利影响。Frankeleta1．(2002)以可操纵应计项目(DiscretionaryAccurals)的数量为盈余为管理标志，XJ，-3074家公司范围内就非审计业务与盈余管理之间的关系进行了检验。结果发现购买较多非审计业务的企业，其盈余管理的程度也相对较高，这同时表明，购买的非审计服务越多，审计独立性受到影响越大。还有许多学者(Krishnanelak，2005；Guletak．2006；FrancisandKe，2006)通过第三方(如投资者)对独立性的感知(Perception)来进行检验，即第三方是否感觉或认为审计师在某种条件下是独立生。对“感觉”进行检验实质上是对审计形式独立性进行检验，即审计师在外观形式上是否给社会公众和投资者一个“独立”的现象。这些研究都证明了非审计业务损害了审计形式独立性。但也有不少的学者认为，并未找到充足证据证明审计公司的审计业务与非审计业务混业经营损害了审计独立性。DeFondetak(2002)以审计师出具保留意见的倾向性作为独立性标志，审计业务是否影响了审计独立性进行了研究。结果表明，没有发现可以归因于非审计业务损害审计独立性的证据，并且发现当审计费用较高时，审计师更愿意出具保留意见。这些发现可能表明，基于市场的激励机制如声誉损失和法律诉讼成本超过了审计师放松独立性所获得的收益。BuddockTaylorandTaylor(2004鹇稳健原则作为审计独立性标志，xt，-~计独立性与会计稳健原则之间关系进行了经验实证研究。结果表明，当非审计业务比重增大时，并不会导致审计师接受被审计公司更为激进的会计政策，因此，他们推断非审计业务并不会损害审计独立性。类似地，其他学者(Ashbaugheta1．，2003；ChungandKallapur，2003；LarckerandRichardson，2004；Kinneyeta1．，2004；Reynoldsetat。2004；Antleetak，2006；Huangeta1．，2007)的研究成果表明，非审计业务不一定影响了审itJOa％~。导致目前学术界在这个问题上至今仍未达成共识的原因是多方而的，除了非审计业务与审计独立性之间关系本身的复杂性外，还在于不同学者研究视角，选取数据时间跨度、样本所在制度环境和度量审计独立性标志各不相同，因而使研究结论往往难以达成一致。所以，关于是否对审计业经营模式实施分业经营还是混业经营自然就存在不同的观点(叶少琴和刘峰，2005)大多数学者对审计业的混业经营持比较理性态度，王光认为，既然审计混业经营是否损害了审计独立性问题长期为社会公众和投资者关注，本身就说明社会公众对非审计业务对审计独立性影响存在疑虑。因此。在目前无法从理论上论证非审计业务是否损害审计独立性时，仅从加强审计形式独立性需要，维持社会公众对审计业的信任出发，也应当对审计公司对审计客户提供非审计业务加以限制。也有学者(叶少琴和刘峰，2005)指出，审计业经营还是分业经营，也不应强制推行，恰当的方式是由会计职业界在法律等框架的约束下，通过市场竞争来自由选择。同时监管部门通过相应监管机制确保审计公司在从事非审计业务时的独立性不会受到损害。为此，必须在如下方面进行监管机制创新：充分披露审计公司与客户之间的经济利益往来，让资本市场上投资者来对审计公司的独立性作出合理判断；在充分信息披露基础上，通过管理机构和审计业界共同努力，让审计业务和非审计业务相对独立，采用目前SOX法案办法的规定，审计公司不得同时为一家审计客户提供审计业务和非审计业务；为了保证审计公司在今后执业过程中不会出现一些“精心安排”的违规现象，一方面监管部门应当加强对审计市场的监管，另一方面加大审计公司机会主义行为的法律风险。
(三)审计公司法律组织形式、审计独立性风险与赔偿机制重构长期以来金融经济学家坚信，基于市场的约束机制(如声誉机制和集体诉讼机制)能有效地促使审计公司保持自己的独立性。针对我国资本市场审计失败案例研究，发现基于市场制约机制并不健全，效果并不显著。近年来尽管对审计违规处罚力度不断加大，但审计合谋欺诈现象并未因此减少，特别是目前我国审计公司以有限责任组织为主的状况下，即使启动民事责任一给违规的审计公司一定的经济处罚，也不会对审计公司或审计师过去违规所获得收益产生太大的影响，并且这种罚款力度远远小于其违规所获得收益的强度，特别是对有限责任公司而言，对其惩罚的上限只是审计公司的净资产，这并不影响审计公司从审计欺诈中已经获得收益(李洁和刘桂良，2007)。从总体情况看，在我国实行合伙制的审计公司要比有限责任审计公司谨慎，目前发现的在上市公司审计中造假的审计公司基本上都是有限责任审计公司。于是，国内学术界将研究视角投向了我国现有审计市场上审计公司法律组织形式上，试图剖析我国审计独立性风险性及其信用危机产生的特殊原因。在论证不同的财产组织形式对审计公司及其审计师道德风险约束机制效果上，国内学术界从两个方面论证，重构我国审计公司法律组织形式的必要性及其可能的组织形式选择。一是基于审计公司与外部投资者关系及其相应承担的法律责任视角，论证了合伙制在风险约束机制上优势，因而，主张在我国推行审计公司合伙制。其中刘斌、王杏芬和李嘉明(2008)基于两种财产组织形式——有限公司制和有限合伙制给审计公司及其审计师带来的道德风险约束机制效果比较研究表明，由于不同的财产组织形式对审计公司及其从业人员道德风险约束机制不同，因此，产生的审计质量就不同。在有限合伙制和赔偿机制完善的前提下，随着客户数量的增多，审计公司的审计质量上升，发生审计失败的概率下降；建立有限合伙制和实施赔偿机制等都是提高审计质量的有效途径。李沽和刘桂良(2007)从防止审计师合谋欺诈行为角度上进行了研究，结果表明，在我国审计市场中，应该以审计师私人财富作抵押是实现有效惩罚的物质保障机制，因此，无限责任审计公司比有限责任审计公司更有利于防范审计合谋，保持审计独立性。二是基于审计公司特殊的生产要素构成视角来阐述审计公司这类金融中介机构应有财产组织形式及其道德风险约束机制。朱小平和叶友(2003)运用企业理论，从审计公司所有权结构、内部关系、企业重要生产要素和决策程序出发，剖析了审计公司为什么应该采取合伙制这个命题。其结论是：审计公司生产要素特征决定了审计公司符合合伙制的要求；审计公司的法律组织形式的确定事关审计业兴盛衰亡，所有其它方面的制度包括行业监管、诚信制度建立等都是建立在审计公司财产法律组织形式这个核心基础之上的。第一种视角是从审计公司与会计信息使用者之间关系角度，与第三方关系角度探讨审计公司应有的法律责任，其实质是认为，审计公司应该对社会公众和投资者承担某种形式的公共责任，若不能有效承担，将会危及社会和谐和审计业自身发展，而驱动审计公司有效履行其公共责任有效方式就是合伙制这种法律组织形式；第二种视角从审计公司内部关系角度，从审计公司本身要素构成角度出发探讨采取合伙制的合理性与必要性。但无论是从哪一种角度研究，其结论都是基于市场的激励机制(声誉机制和法律诉讼机制)，必须是以审计公司财产组织形式的合伙制为前提条件的，因而主张我国审计业应该推行审计公司合伙制，以加强审计公司或审计师自律机制。
非现场审计论文篇3
关键词：审计动因理论衡量标准经济学完善审计工作
审计动因就是审计产生、存在、发展的原因以及动力。研究审计动因的目的是为了弄清为什么产生审计，为什么需要审计和为什么审计需要存在和发展。审计是一种社会现象，它是为满足需要而产生和发展的。
审计动因的主要理论是目前最流行的受托责任论以及理论、多因素决定论、信息论、经济监督论、公司管理论及职业化需求论。下面就几种主要理论进行论述。
一、审计动因理论及缺陷
1.受托责任论。受托责任论主要观点是：受托责任关系是资源占有人实现对资源有效管理与使用的必要手段和保证机制。当受托经济责任关系确立后，客观上就存在于委托者对受托者实行经济监督的需要。而审计恰好独立于受托责任关系双方的当事人，且具备相应的专业技能，于是审计便成为受托责任关系能够实现的必要手段和保护机制，从而得出受托经济责任关系是审计产生的客观基础和根本动因的结论。
实际上，“受托经济责任”只是审计产生的重要前提，并不能说明审计产生的必要性。它无法诠释审计的职能及社会作用；无法解释审计的独立性。
2.理论。理论主要观点是：企业存在契约关系，而契约条款的实施必须通过监督，否则就不起作用。审计就是这种监督方式。在这种理论中，审计的本质在于促进股东和管理者利益最大化。
但理论的不足之处：无法解释企业接受审计需求强制进行这一事实，无法解释理论认为审计是促进股东和企业管理人员的利益最大化与审计人员面临的“诉讼爆炸”和“深口袋理论”的经济现象是互相矛盾这一现实。
3.多因素决定论。在美国会计学会基本审计概念委员会的《基本审计概念公告》中，明确阐述审计动因包括以下四个方面：（1）利益冲突产生对公正第三方的需求。（2）当利益冲突达到一定程度后对冲突对方产生的防范需求。（3）处理技术上的复杂性使得普通人无法胜任，从而产生对专门人才从事这一工作的需要。（4）空间的距离使得经济业务与利益关系人发生分离，从而产生对特定人士提供帮助的需要。
这种理论有一定的合理之处，但也存在缺陷：（1）审计产生发展的多种动因中，应该有一种最主要的动因。（2）它只是从不同角度对审计动因进行概述，并不具备经济学理论基础，也不利于审计理论学科的发展。
二、衡量审计动因理论的标准
上述各种审计动因理论，大都从某个角度出发有一定的合理性。但是衡量一种理论是否能更好地解释审计动因，并指导审计工作、完善审计服务，应当结合审计理论结构进行研究。本文以历史性、逻辑性、系统性为原则，以对审计本质的理解为切入点提出5点判断审计动因理论的标准：
1.由理论可以导出审计本质及审计职能的目的。审计动因理论的宗旨是要解释审计产生、存在和发展的根本原因和动因。因而，审计动因理论是审计理论体系的基础理论，通过审计动因理论的确立应能导出审计本质以及审计职能、审计社会作用的发展原因。随着社会经济的发展，审计行业也在不断地发展变化着。这就要求一种合理的审计动因理论应该能够准确、全面地解释审计职能的发展以及审计的社会作用。
2.由理论能回答审计源于并满足了何种社会需求。审计作为一种经济活动，它的存在必是源于一定的社会需求，审计动因理论应该不仅仅能解释某一种类型、某一个特殊群体的需求，还应该能解释任何类型的审计及其满足任何群体对审计需求的发展动因。
3.由理论能解释对审计进行监管的合理性。随着审计活动在社会经济生活中的重要性不断增强，无论从横向来看当今国际上审计业务，还是纵向来看审计的发展历史，审计一直是一个法定的工作。各国政府都对各种类型的审计进行着不同程度的要求和监管。
4.由理论能解释审计为什么需要保持独立性。审计的独立性是审计最基本的特征，是审计得以存在的根本。审计的独立性要求审计人员在审计时保持客观、公正的立场，这也是不同使用者对审计人员的共同要求。审计动因理论应该能够对审计的独立性这一根本特性做出合理解释。
5.由理论能解释不同时期、不同国家审计发展水平存在差异的原因。审计动因理论应当将审计活动产生、发展过程中的影响因素解释清楚，或者进行抽象性的概括，并以这一抽象性的概括为标准，解释统一本质的审计活动在不同时期、不同国家的发展水平存在差异的原因。
三、审计动因———基于经济学的观点
根据上文提到的衡量审计动因的标准，本文认为，信息的非对称性是审计产生和发展的根本动因。审计的本质在于提高财务信息的使用价值，推动资本高效活动。所谓非对称性是指某些参与人拥有而另外一些参与人不拥有的信息。审计财务信息可以潜在降低信息非对称。
1.信息的非对称性是审计产生和发展的根本动因。经济学的研究表明，在现实的经济生活中，各当事人所掌握的信息不仅是不完全的而且是非对称性的。所谓信息不完全性是由于人的有限理性，人们所掌握的信息不可能遇见一切；由于外在环境的复杂性、不正确性，人们所掌握的信息不可能无所不包。所谓信息非对称性是指一方持有与交易行为相关的信息而另一方不知道，而且不知情的一方对于他方信息的验证由于成本昂贵而放弃。
会计是一个信息系统，向内部和外界提供财务信息以影响投资者决策。由人的趋利动机以及信息的不完全性和非对称性，就产生了一种社会需求，即需要具有专业技术和方法的会计师对企业管理部门编制的反映其经济业务的财务报表进行审计和判断，作出鉴定证明，以降低信息的非对称性，确保其真实公允地反应企业的财务状况和经营成果并向利益相关者报告。这样通过审计可能提高财务信息的可信度，从而提高财务信息的价值。若站在经济学的角度来看，在现代审计假设理论体系中，关于审计产生原因的假设，如“信息不对称假设”、“信息不确定假设”等等，实际上丰富了信息非对称性是审计产生和发展的根本动因这一论证。通过降低信息不对称，可以满足任何需求者对于提高财务信息可信度的需求。
2.信息非对称性导致道德风险对审计监督职能和独立性的解释。在经济学中，道德风险界定：订立契约的双方中一方未能掌握足够的信息以监督另一方的行为，从而后者可能据此在追求自身效用最大化的同时侵蚀前者利益。用经济学道德风险模型可以很好地解释为什么受托责任认为审计的本质是一种经济监督活动，这实际上从委托关系的角度反应审计产生的原因。正是由于委托关系的存在，才导致道德风险问题的存在。在道德风险模型下，委托人就应该设计一种激励监督合同以诱使人从自身利益出发选择对委托人最有利的行动。在信息不对称道德风险潜在发生的情况下，需要一个机构来解决在信息不对称的情况下让人不偷懒、说真话的问题。于是审计的产生就成为一种必然。在这种情形下，审计被要求具有独立性的特征。审计独立性在这里得到了很好的解释。
3.信息非对称性导致逆向选择是对审计存在必然性的真实解释。在经济学中，逆向选择来自于保险市场的理论研究。是由阿克劳夫运用旧车市场模型开创的。其问题来自于买者和卖者间关于车的质量信息的不对称。经过一系列恶性循环，最终导致只有质量低的车能成交甚至可能导致市场萎缩。
由于信息的不对称，会计信息市场上会计信息提供者知道的信息总是比信息需求者多。出于追求利益最大化的动机，他可能提供一种不完全信息或虚假信息的倾向。在这种会计信息市场上，一些绩劣公司通过提供虚假信息来满足自身利益。信息需求者或者因不具备条件或者不愿付出高额的成本代价来鉴别这些信息的真伪，盲从跟从这种信息，就会导致有限资源流向绩劣公司，而真实披露会计信息的公司将退出市场或也采取披露虚假信息的措施。这就是会计信息市场上的逆向选择。会计信息可能由此而萎缩。因此，就需要具有独立性的审计对会计信息进行鉴别，提高财务信息的真实可靠性。从而提高财务信息的价值，即对利益相关者决策的正确程度。由此可见，从经济学的角度看审计可以导出审计的本质在于提高财务信息的可信度。
4.信息非对称性对审计期望差距存在的合理性的解释。审计期望差距指公众对审计的需求与公众对目前审计执业的认识之间存在的差距。它既包括由于审计能力不足而形成的差距，也包括了由于公众的认识错误偏差而形成的差距，正是信息固有的非对称性导致社会公众对审计的需求，同时，又由于信息的非对称性是绝对的所以审计只能在某种程度上降低信息的非对称性，而不可能使之完全消除。于是，在公众需求和审计之间就必然存在着一定的期望差距。信息的非对称性很好地解释了审计期望差距存在的必然性。
信息非对称性是绝对的，但是信息非对称性的程度在不同环境下是不同的。信息非对称性的程度取决于资本市场的有效性、相关法律制度的完善性以及审计自身内部环境发达与否等因素。所以，随着审计对信息非对称改变程度的不同，审计工作期望差距在不同时期、不同环境中而有所差异。这也就很好解释了不同时期、不同国家审计发展水平存在差异的原因。
四、基于经济学的角度，完善审计工作、建设审计理论体系
从本质上讲，审计过程也是一个信息系统。审计委托人与审计人之间、审计机构与被审计单位之间、审计机构与社会有关各界之间存在着双向信息交流关系。审计通过降低信息的非对称性，将经过审计了的、增殖的财务信息提供给信息的需求者。运用经济学知识可以从根本上对审计本质进行解释，从而解释为什么需要审计，审计如何能更好地发展，以及审计的目标、职能、质量特征等。人们在规范、建设审计理论体系的时候，就能遵循经济规律，顺应社会发展趋势。
综上所述，可以得知基于经济学的角度解释审计动因，对于指导审计实务、完善审计工作、提高审计服务质量具有重要的意义。一方面，审计活动就是站在独立第三方的角度通过审计来增加信息的价值，这样，审计实践的发展方向和运行规范甚至连最起码的职业道德标准都得到了规范；另一方面，审计工作从降低信息不对称着手，有助于改善审计内、外部环境，促进资本市场发展具有特别重要的意义。
参考文献：
1.杨时展。世界审计史[M].北京：企业管理出版社，1996
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关键词：会计师事务所 合并 审计意见 CAR
自1980年我国注册会计师制度恢复重建以来，经历了几次规模较大的会计师事务所合并，使得我国审计市场竞争格局发生了极大的变化。随着市场经济的不断深入发展，鉴于国内会计师事务所合并浪潮的此起彼伏，会计师事务所合并的经济效果自然成为关注的焦点：会计师事务所合并后其审计质量是否有显著提高？从利益相关的投资者角度该如何衡量审计质量是否提高？本文对此进行探讨。
一、文献综述
国外的研究者对审计质量作了较为全面的研究，论证了规模大、品牌知名的会计师事务所确实能比较小规模、知名度弱的会计师事务提供更高质量的审计服务。Becker，Defond，Jiambalvo 和Subramanyam（1998）发现相比非“六大”（现在为“四大”）会计师事务所，“六大”会计师事务所能更好地抑制上市公司进行盈余管理。
国内对会计师事务所规模与审计质量关系的研究起步较晚。近年来，在借鉴国外研究成果的基础上，国内相关方面的研究取得了长足进步，但研究结论不尽相同。有学者认为，规模大的会计师事务所审计质量高，如曾亚敏和张俊生（2010）以中国2006 年以来的8 起重要的会计师事务所合并案例为研究对象，运用修正DD法和盈余响应系数法两种研究方法，分析会计师事务所合并对409 家客户审计质量的影响，发现会计师事务所合并完成后，客户企业的可控性应计显著下降，盈余信息含量显著提高，即会计师事务所的合并有助于提高审计质量。也有另一些学者认为，规模大的会计师事务所审计质量不一定高，如王良成和韩洪灵（2009）结合我国制度背景下的特殊配股现象，把配股公司和非配股公司区分为高盈余管理的公司和低盈余管理的公司，并以此来研究大规模会计师事务所（即国际大所和国内十大，以下简称“大所”）的审计质量对这两类公司盈余管理的影响。结果表明，大所具有“相机决策”的理性经济人行为，对不同盈余管理的公司采取不同的审计质量，大所的审计质量并不是一贯的高。
审计意见信息含量主要是指审计意见信息对投资者决策是否有用，进而对股票价格是否有影响。对于这方面的实证研究，目前国内国外的实证研究结果都呈现不一致观点。
刘爱东和朱威（2005）选取沪深两市2000年至2002年样本的综合数据和各年度子样本数据，运用超额收益和Logistic回归分析方法，对各解释变量与累计超额收益率的价值相关性及审计意见类型对股价超额收益的增量解释能力进行了研究。联合价值检验显示，审计意见类型和其他相关因素的联动作用与审计意见类型单独作用相比，对样本累计超额收益的影响具有显著差异。
侯国民、恽碧琰和宋常（2007）以2000-2002年间沪深两市A股被连续出具非标准审计意见的公司为研究对象，运用超额收益法，发现对于带解释说明段的无保留意见，市场具有负向的市场反应，但是对于保留意见，市场反应并不显著。
二、理论分析和研究假设的提出
（一）理论分析
准租理论认为，规模较大、品牌良好的会计师事务所的审计质量要高于规模较小、品牌知名度不高的会计师事务所。会计师事务所为自己的机会主义行为所能提供的担保品的价值大小，是影响会计师事务所规模、品牌与审计质量关系的关键因素。担保品的价值越大，会计师事务所机会主义行为败露后所承担的损失也越大。因此，会计师事务所规模越大，拥有的客户越多，品牌越优良，其作为担保的客户资产价值越大，对于该品牌的资源投入就越多，一旦机会主义行为被揭露，对会计师事务所的影响会更大。
审计意见信息含量主要是指审计意见信息对投资者决策是否有用，进而对股票价格是否有影响。审计意见作为审计活动的最终结果，是公司会计信息质量是否公允的信号，是对企业能力从专业方面提供的鉴证与说明，为投资者和债权人的经济决策提供了依据。因此，不同类型审计意见的发表，将会引起报表使用者以及公众的一系列反应。
（二）研究假设
审计质量是审计师发现被审计对象在会计制度上违规并公开揭露这种违规行为的联合概率。审计质量取决于审计师的能力和独立性两个基本因素（Deangelo，1981）。从经济学的角度来看，会计师事务所合并对审计质量的影响恰好来自对审计师能力和独立性的影响。
结合之前关于会计师事务所规模、品牌的信号效应和审计意见信息含量的相关解释，本文预测合并后会计师事务所比合并前的会计师事务所的审计意见应该向投资者传递出更强的市场信号，投资者信心增强，上市公司的CAR也会出现积极的反应。也就是说，在合并前后如果均被出具标准审计意见，那么投资者会出现更强的正面反应；相反，如果合并后出具的审计意见较合并前的差，那么投资者会由正面反应变为负面反应或者是由原来的负面反应变为更强的负面反应。
本文中将标准无保留审计意见称为“标准审计意见”，其余类型的审计意见均为“非标准审计意见”。基于以上分析，本文提出如下假设：
H：在审计意见（年报）公开披露后的较短时窗内，证券市场对合并前后的会计师事务所的不同审计意见类型的市场反应有差异。
三、研究设计
（一）样本选取
我们选取2000年至2010年之间经历过合并的本土会计师事务所作为研究样本。要求对应的上市公司在合并前后由同一家会计师事务所审计，同时上市公司在合并前后均具有观测值。同时，满足以下条件的会计师事务所和匹配的上市公司将被剔除掉：（1）会计师事务所合并时间不详。（2）合并的成员所均不具有审计上市公司的资格（即具有从事证券、期货相关业务审计的资格）。（3）在年度审计报告中找不到相关的审计意见类型的上市公司。（4）加入或被并入国际所或者与国际四大合并的会计师事务所。（5）由于实证研究中需要用到累计异常回报率（CAR），所以存在以下问题的上市公司要剔除：审计报告出具的日期缺失（影响事件日的选取）；年报公布日前后交易数据不完整的上市公司，且要求年报公布日在1月1日到4月30日之间（控制年报延迟披露对审计意见信息含量的影响）。（6）金融行业的上市公司。在经过以上研究样本的剔除之后，本研究最终选取会计师事务所合并样本63个，匹配的上市公司样本498个。
（二）数据来源
会计师事务所基本信息资料及合并信息来源于中国注册会计师协会（CICPA）网站及由上海国家会计学院主办的中国会计视野网。其他数据来源于中国股票市场研究数据库（CSMAR）。数据处理采用Excel 2010和SAS 9.1。
（三）变量设计
1.被解释变量。累积异常回报/累积超额收益率（cumulative abnormal return，简称CAR）是非正常回报的累积值，某支股票的非正常回报（abnormal return，简称AR）等于该股票的实际回报减去该股票的预期回报。本文采用市场调整模型来计算超额收益率。在预测超额收益率AR时，将年报公布日定义为第0日，即事件日。以（-180，-30）共150天的时间作为预测窗口期，计算出在（-1，1）和（-3，3）两个研究窗口期的CAR，用以揭示年报公布前后的较短时窗内证券市场对不同类型审计意见的反应。日市场回报率采用考虑现金红利的流通市场加权平均市场回报率，日个股回报率采用考虑现金红利的日个股回报率。
2.解释变量及控制变量见右上表。
3.回归模型设计。CARi=a0+a1OPi+a2OP×POSTi+a3（1-OP）×POST+ΣλiControli +ε。其中，i表示上市公司，Control表示控制变量，ε为误差项并服从期望值为0、方差为σ的正态分布，即：ε～（0，σ）。
4.描述性统计分析（略）。
5.回归结果分析。首先，在（-1，1）和（-3，3）两个窗口期内，回归方程均在5%的统计显著性水平上通过了F检验，回归方程有效。其次，在上述两个窗口期内，OP×POST的系数均显著为正，其中在（-1，1）窗口期内显著性水平为10%，在（-3，3）窗口期内显著性水平为1%；而（1-OP）×POST的系数都是负的，但是均不显著。这就验证了前文提出的假设H：在审计意见公开披露后的较短时窗内，证券市场对合并前后的会计师事务所的不同审计意见类型的市场反应有差异。具体来说，投资者对合并前后会计师事务所出具的标准审计意见反应出显著为正的差异，当同一家上市公司继续收到合并后的会计师事务所的标准审计意见时，CAR会发生正向变动，即相比合并前收到的标准审计意见，市场会出现更加积极的反应；同时，回归结果显示（1-OP）×POST的系数是负的，但由于其在统计上不显著，无法验证投资者对合并后继续出具的非标准审计意见有更加负向的反应。但是，这也说明投资者对合并前后会计师事务所出具的不同类型的审计意见反应不同。并且合并后的会计师事务所不管是出具标准审计意见还是非标准审计意见，其传递出的信号都会更加强烈。结合审计意见信息含量的相关解释，标准审计意见向投资者等信息使用者传递出积极信号，再加上该审计意见是由合并后的会计师事务所出具的，信息的可靠性增强，投资者自然会提升对相关上市公司的预期。这种对上市公司预期的提升反应到股价上去，就会出现CAR的正向变动。这就为OP×POST的系数显著为正提供了解释。
四、研究结论
本文将对会计师事务所规模、品牌与审计质量关系的理论分析与审计意见信息含量的理论分析相结合，以2000-2010年间本土会计师事务所合并案例及对应上市公司为研究样本，运用超额收益法和多元回归法，来检验会计师事务所合并前后的投资者对不同审计意见类型的市场反应。实证研究结果显示，证券市场对会计师事务所合并前后出具的标准审计意见有不同的反应，而且这种差异是显著为正的；证券市场对会计师事务所合并前后出具的非标准审计意见也有不同的反应，但是这种差异在统计上是不显著的。虽然最后的回归结果没有完全支持我们的假设，但是相比会计师事务所合并前出具的标准审计意见，证券市场对于合并后会计师事务所出具的标准审计意见的反应更加强烈，说明会计师事务所通过合并其规模和品牌有所提升，向信息使用者传递其提供的审计服务质量更高的信号，且这种审计质量的提高能被市场所感知。
另外，本文预测证券市场对会计师事务所合并前后非标准审计意见也应该有不同的反应，回归结果中对应的系数为负值，但由于其在统计上不显著，我们不能得出类似于标准审计意见的结论。这种市场对于不同类型审计意见反应的不对称性值得我们深入思考。
参考文献：
1.曾亚敏，张俊生.会计师事务所合并对审计质量的影响[J].审计研究，2010，（5）.
2.王良成，韩洪灵.大所的审计质量一贯的高吗？——来自我国上市公司配股融资的经验证据[J].审计研究，2009，（3）.
3.刘爱东，朱威.我国上市公司独立审计意见的预测价值分析[J].财经理论与实践，2005，（9）.
4.刘峰，谢斌，黄宇明.规模与审计质量：店大欺客与客大欺店[J].审计研究，2009，（3）.
非现场审计论文篇5
【关键词】 市场结构； 审计市场集中度； 审计质量； 审计意见
一、引言
20世纪80年代，我国正式恢复了独立审计制度，随后相应法规、准则陆续出台。尤其2006年2月15日财政部48项新审计准则的正式更具划时代意义，它标志着我国建立了一套适应市场经济发展要求、顺应国际趋同的新准则体系。然而国内外不断上演的舞弊丑闻使得人们再一次将目光聚焦向会计信息质量，审计作为一种监督方式与信息传递，对投资者非常关键，但低质量的会计信息和违规披露等无疑蒙蔽和欺骗了投资者。研究我国上市公司审计市场结构呈现的型态、特点进而提升审计质量显得迫切而急需，虽然学者对此已有一定研究，但大多数是对我国审计市场结构的简单分析，实证研究选取的指标口径不一，且质量不高，研究涉及的时间范围较短，多数研究是对某一年的截面数据进行分析，导致审计市场结构的趋势问题无法得到有效观测。针对我国上市公司审计市场集中度不断提高，审计质量问题却并未得到明显改善的问题，笔者拟扩大样本量，深入探究我国审计市场结构与审计质量的关系，以期完善我国审计市场、提高审计质量。
二、主要文献回顾
关于审计市场集中度与审计质量相关问题的研究，刘明辉、李黎、张羽（2003）选取1998—2000年上海证券交易所和深圳证券交易所所有A股上市公司年度审计报告数据，通过建立模型对我国审计市场审计质量与审计集中度的关系进行了实证检验，回归结果表明我国审计市场集中度与审计质量之间呈现倒U型的函数关系，因而建议我国应构造“寡占型”的上市公司审计市场结构，进而提高审计质量和会计师事务所的国际竞争力；杨华领、王芸（2006）通过描述性统计分析的方式对2002—2004年的审计市场的规模、客户数和收入进行了研究，结果表明按不同指标来衡量我国审计市场会呈现不同的集中度。张利红（2007），姜虹、李美（2010）等从规模化和集中度两个视角对审计市场结构进行了客观分析，认为我国审计市场呈现出规模经济不明显、集中度偏低。高霖宇、谭红旭（2008）采用2002—2006年的面板数据构建固定效益模型分析了市场集中度、客户资产规模和事务所性质对审计质量的影响，研究发现审计质量与市场集中度存在正线性相关关系且较显著，客户资产规模和会计师事务所性质与审计质量显著负相关；刘桂良、牟谦（2008）以我国证券市场2004—2005年的上市公司为研究样本，采用操纵性应计利润的绝对值作为审计质量的衡量指标，实证检验了我国审计市场结构和审计质量的关系，结果发现在控制了影响审计质量的相关变量后，审计市场集中度与审计质量正相关；市场进入和退出壁垒越高，审计质量越高；但审计师的行业专长不但未能提高审计质量，反而在一定程度上起降低作用；审计市场的强地域性与审计质量的相关关系也不明显。向津津（2011）采用2002—2009年期间的数据，通过市场集中度指标和贝恩分类法研究了我国审计市场结构及竞争状况，实证结果表明我国审计市场集中度不高，但在逐年提高，竞争态势属低寡占型。
从以上研究可以看出，多数学者的结论是我国的审计市场集中度偏低，并认为我国有必要建立寡占型的审计市场；但也有学者对此提出质疑，认为有待进一步论证。那么提高我国审计市场集中度是否真的有利于提高我国审计质量，我国是否有必要在政府的推动下建立寡占型的审计市场？针对学者们选择测算指标的随意性较大，导致分析结果不具可比性以及时间跨度小的问题，本文对指标进行了综合并扩大了样本量，以期探究我国审计市场集中度与审计质量的客观关系。
三、样本数据和研究假设
（一）样本的选择
为尽可能客观全面，本文选取了自1993年证监会成立以来至2009年的相关数据。1993—1996年数据来自李树华著的《审计独立性的提高与审计市场的背离》，上海三联书店，2000年版；1997—2000年数据来源于中国证监会首席会计师办公室出版的《谁审计中国证券市场——审计市场分析》，中国财政经济出版社；其他主要数据来源于注册会计师协会公布的年报审计快报，全国注册会计师百家信息，中国证券报及2002—2005年的《谁审计中国证券市场》等，并最终经笔者整理而成。
市场集中度是指行业中规模最大的前几位企业的有关数值（资产额、销售额、客户数等）占整个行业的份额，集中度主要从在行业中占重要地位的大企业的角度反映整个行业的市场结构，能反映出市场的垄断及其竞争情况，是分析行业发展程度和竞争环境的一个重要指标。
审计市场集中度的计算公式为：CRn=■Xi / ■Xi
其中，N表示市场中涉及的事务所总数，n表示排名前n位的事务所数目，Xi为第i个事务所的有关数值。统计的数据可以是事务所客户个数、事务所客户拥有资产数、事务所年收入、销售量、职工人数等。目前，关于市场集中度的分类，国际上较普遍的方法是“贝恩分类法”（CRn），即选取行业内最大的几家企业按照某种指标统计出的市场占有率，若市场集中度CR4
从表1可以看出：1993年和1994年非标准意见比率很低，而1995年急剧升至11.75%，其原因主要在于1995年12月我国公布第一批《独立审计准则》，审计工作变得有法可依，准则效用得到较大体现，1996年、1997年两批次独立审计准则的相继实施，以及1999年事务所脱钩改制合并的完成，非标准意见比率逐年上升，1999年达到最高点19.70%，以后逐步下降；以事务所收入计算的集中度一直是呈上升趋势的，CR4近年在30%附近徘徊，CR8则靠近40%，而以客户数计算的集中度到2009年CR4还远小于30%，CR8略超40%，按贝恩分类标准表明我国审计市场集中度的确不高，处于低集中状态；而按客户资产及客户主营业务收入计算的集中度则表明我国已经进入寡占型审计市场。从整个市场发展趋势来看，集中度是稳步上升的，非标准意见比率则是整体呈波动下降趋势，表明高质量的审计并不对应高审计集中度，依照前人的研究结论，审计市场集中度越高，审计质量也越高，那么为什么作为审计质量替代指标的非标准意见的比例在审计集中度提高的情况下竟是下降的呢？审计质量先升后降的状态究竟是由市场调整还是政府准则的体现？笔者对此进行进一步实证考究。
（二）研究假设
国际四大之所以拥有众多的客户及较高的收入，很大原因就在于其拥有极高的声誉及威望，深得投资者的信任和青睐。在我国的证券审计市场上，审计市场高度分散时，各事务所竞争激烈，出于树立良好声誉的考虑事务所会非常谨慎，从而具有较高的审计质量；随着审计集中度的上升，在短时间内，由于事务所规模没有同步上升，会计师事务所由于受到人力资源限制以及注册会计师受到时间及精力的限制，以及可能出现的事务所与企业合谋现象便会带来审计质量的下降，但迫于监管的压力，最终会在一定的低水平上保持稳定。故笔者由此提出第一个假设。
假设1：在我国当前的证券审计市场状态下，随着审计集中度的上升，会带来审计质量的下降，但最终会趋于稳定，同时根据客观现实意义，两者之间将呈现右双曲线函数形式。
由于我国注册会计师制度于20世纪80年代左右才得到恢复，相关制度规范都需要逐步推进与实施，在此过程中，政策的实施会使得注册会计师的执业更加谨慎，有法可依，独立性更强，行为更加规范，因而会带来审计质量的上升。DeFond，Wong和李树华（2000）以1993—1996年我国证券审计市场的经验数据研究发现在实行了新的独立审计准则以后，注册会计师出具非标准无保留意见审计报告的频率由1%增加至9%，同时吴溪（2001）通过计算1997—1999年审计市场集中度也发现在1997—1999年一系列独立审计准则以及会计准则等相继出台，证券审计市场的监管环境空前严厉的情况下，注册会计师独立性是上升的。由此笔者提出第二个假设。
假设2：新的独立审计准则政策实施后，审计质量将上升。
四、变量的设定与模型
（一）研究变量
1.被解释变量
本文选取非标准意见比率作为审计质量（Y）的替代指标。主要是因为注册会计师出具了非标准无保留意见的审计报告却能说明注册会计师是独立而谨慎的，是高质量审计意见，故其能在一定程度上作为审计质量高低的代表，尽管并非所有标准无保留意见均是高质量的审计；另外一个原因是基于提高本研究的可比性之考虑，因绝大多数学者研究是以非标准意见比率作为审计质量的替代指标展开的。
2.解释变量
Moizer and Turley（1989）认为“集中度研究应该使用审计收费作为核心变量，使用其他替代变量来测量集中度可能会造成一定的偏差”。审计收费与客户规模之间必然存在相关关系。Simunic（1980）、Taylor and Baker（1981）使用客户资产，Taffler and Ramalinggam（1981）使用客户销售收入，其研究结论都表明客户资产及客户销售收入与审计费用之间具有明显的正相关关系，侯晓靖（2011）通过对我国2005—2009年上市公司相关数据进行实证分析也验证了审计收费与客户资产、客户营业收入等的正相关关系，为避免重复和无谓分析，本文选取事务所收入及客户数作为主要自变量。
3.虚拟变量
考虑到我国注册会计师制度恢复时间较短，各方面制度都处于不断完善的现状，因而笔者加入虚拟变量ZC（新政策的实施）。若当年有新审计政策实施，ZC=1，没有则ZC=0。
（二）模型的设定
在建立模型前，笔者审视了审计质量和审计市场集中度之间的散点拟合图（见图1）。其中，Y代表审计质量，从图1可以看出，审计质量与用事务所收入表示的集中度X1及用客户数表示的集中度X2之间均呈现出近似双曲线中右边部分形式。即随着审计集中度的上升，审计质量随之下降，然后基本趋于稳定。
为此建立以下模型：
Y=a×1/X1+b×1/X4+c×ZC+U
（三）实证结果
利用1997—2009年的数据用Eviews进行分析，回归结果如下：
Y=0.0196/X+0.0159/X4+0.0125×ZC
（2.6805）*（2.5576）*（0.9923）
R2=0.6958D.W=1.5494 F=11.4386
方程中括号内数值表示参数估计对应的t统计量，*表示对应的参数估计在5%的显著性水平下显著。从上可以看到政策影响因素的系数为正（0.0125），但并不显著，表明在某种程度上，制度的加强有助于审计质量的提高，这与前人研究结论基本一致，说明第二个假设成立；用事务所收入表示的集中度与用客户数表示的集中度对审计质量的影响均显著，整个模型的拟合度较好，说明第一个假设成立，即我国审计市场的审计质量与市场集中度在某种程度上呈右双曲线形式，这说明我国审计市场具有与资本主义国家不同的特性，随着审计市场集中度的上升，会导致非标准意见比率的下降，但最终会趋于稳定。这可能有两方面的原因：一是由于集中度的上升，导致事务所工作量加大，而事务所的规模却并没有随之加大，注册会计师在时间和精力的约束下，造成审计独立性及公允性的下降，从而引起了审计质量的下降；二是与许汉友、杨政（2008）研究结论一致，在我国的特殊市场环境下，上市公司审计的需求主体不够明确，致使审计需求目的在一定程度上出现扭曲，所以高集中度的审计市场并没有达到“帕累托最优”现象，审计质量也没有得到明显的改善。三是随着我国审计制度的进一步完善以及市场的进一步规范，审计市场日趋成熟，上市公司“集体有罪推定”的假设已经不再成立，故而非标准意见比率的下降并不一定代表审计质量的下降。
五、结论
本文通过扩大样本量实证检验了审计质量与审计市场集中度的关系，结果表明从我国审计市场进入正轨以来，审计质量与审计集中度之间整体呈右双曲线函数关系：随着审计市场集中度的上升，审计质量逐渐下降，最终均衡于低水平的平稳。这表明我国的实际状况与国外差异较大，可能的原因在于：首先，我国独立审计的自愿性需求严重不足，从而使注册会计师缺乏提高审计质量的内在经济动力；其次，在我国现有股权结构下，上市公司管理当局事实上集公司决策权、管理权和监督权于一身，而证监会要求上市公司聘请事务所必须经过股东大会批准，上市公司无法形成相应的权力制衡机制，也就扭曲了上市公司对事务所的聘任制度；第三，我国的会计师事务所有限责任制的组织体制也是存在缺陷的。因此我们不能照搬西方国家的经验，期待用政府的权力通过提高审计市场集中度来提高审计质量，而是应在解决了上述几个特有问题的基础上考虑市场集中度的提高问题。
【参考文献】
［1］ 杨华领，王芸.我国审计市场集中度研究［J］.审计月刊，2006（21）.
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［3］ 姜虹，李美.规模化和集中度视角下的审计市场结构研究［J］.中国注册会计师，2010（8）.
［4］ 高霖宇，谭红旭.市场集中度、客户资产规模和事务所性质对审计质量的影响研究［J］.中国注册会计师，2008（1）.
非现场审计论文篇6
非现场审计是审计部门按照一定审计程序连续收集、整理分析被审机构和业务经营数据及相关资料，及时发现存在的问题，检测被审机构经营状况及其发展趋势的一种监督方式。随着互联网的发展，金融电子化水平的不断提高，审计对象、审计环境等已发生了较大变化，要求审计方式必须与时俱进，以信息化的审计对应信息化的审计对象，非现场审计与现场审计方式相结合、非现场审计技术与审计经验相结合必将成为银行内部审计方式的发展方向。
一、开展非现场审计的意义
非现场审计是以计算机最新技术为手段，通过对审计对象相关业务数据和资料的连续调集、整理和分析，可以对银行所有分支机构和业务进行持续的、不间断的监测，及时发现存在的问题和疑点，扩大了审计的机构和业务覆盖范围，提高了审计的实效性，可以弥补现场审计的不足。而且，非现场审计通过银行风险评估所提供的机构和业务的风险状况，可以帮助现场审计更加科学准确地选择审计样本，通过问题查找发现的疑点能够帮助现场审计有针对性地跟进检查、核实，为制定审计计划、安排审计资源提供支持，从而提高现场审计的效率，节约审计成本。
（一）银行开展非现场审计能够及时发现被审计单位经营管理中存在的问题
由于非现场审计实施不间断监控，而且非现场审计的监测频率可以根据实际情况定为一个季度、一个月，甚至五天、一天，对风险变化的反应几乎是同步的，可以及早发现风险苗头，实现对风险的早期控制，为管理层提供预警信号。同时，非现场审计是通过对审计对象的经营状况进行风险检测，确定审计工作重点监控对象和区域，这样就可以为现场审计提供资料和线索，最大限度地提高审计工作的效率和质量，为领导决策提供支持。
（二）银行开展非现场审计可以减少人为因素，提高审计效果
非现场审计利用计算机技术直接对整个业务系统进行连续的或突击的审计，无须事先准备资料，这种非现场适时突击审计可以将人为因素减少到最低的限度，甚至可以在被审计单位不知不觉的情况下完成审计工作，这将为提高审计工作效率和质量、严肃查处各类违规违纪问题，充分发挥审计的监督和评价作用创造以极为有利的条件。
（三）银行开展非现场审计可以有效地降低审计成本
运用这种审计方式，审计人员在实施非现场审计的过程中不需要到达被审计现场，减少或隔绝了审计人员与被审计人员的交往，既减少了审计工作的感情因素和主观因素，同时也降低了审计成本，从根本上解决了审计人员少与任务重的矛盾，审计人员能真正做到坚持客观公正的原则，实事求是地做出审计评价和结论；可以节省审计人员翻查报表、调阅传票的大量时间，杜绝被查人提供虚假凭证报表的作弊行为，从而实现即时审计、快速查弊，确保审计结果高效、真实；可以减少审计人员的主观臆断，有利于客观反映和科学评价被查行的经营管理状况。
二、目前，银行开展非现场审计存在的问题
近年来，随着银行经营机制的转变，内部审计的地位日益凸显，内部审计工作得到进一步加强。然而，银行内部审计方式仍然是以现场审计为主，而非现场审计的手段没有得到充分的发挥，电脑审计程序的开发还处于初始阶段，远远不能满足业务发展的需要。
（一）非现场审计计算机网络等数据报送渠道不健全
银行在组织审计项目时，着重强调全过程质量控制和管理，推广应用先进审计技术，非现场审计首先遭遇的一个问题就是基层行内控合规部门计算机严重不足，办公自动化程度低。
（二）非现场审计系统缺乏及时的数据资料
尽管银行各级业务部门规定：各级业务部门制定各项计划同级指标口径下达各类经营指标计划，要及时、完整地抄送本级稽核监督部门，各类反映经营活动与成果的报表和说明及分析材料应及时、完整、真实地抄送本级稽核监督部门。各部门应自觉接受稽核部门的监督，配合稽核部门做好对外部监管部门的非现场稽核资料报送工作。目前在工作中，这些规定的执行却差强人意，比如：信贷部门在报送的数据资料中基本上是贷款的投向、投量、贷款方式、形态等静态指标，对业务发生的业务品种、业务状态、业务进展和业务前景等指标根本没有涉及，而且半年报送也不及时。同时，在资料中只是作了陈述性说明、阐述和简单的原因分析，而在内容上主、客观进行深度分析的较少。这对开展非现场审计带来了一定的困难。
（三）非现场审计软件开发滞后
为了很好地开展银行内部非现场审计，已经开发了一代非现场审计的计算机软件程序。但是随着银行业务的不断推陈出新和管理系统的升级，非现场审计的计算机软件程序、系统的后续维修和升级却没有及时更新，这也是导致非现场审计进展迟缓和质量、效率不高的原因。
三、银行有效开展现场审计的思路和方法
在我国，针对银行非现场审计存在的问题，审计人员首先要在学习和借鉴国外非现场审计的先进技术和经验的基础上，将非现场审计技术和审计经验相结合，具体应用有效的非现场审计方法，做到非现场审计和现场审计的有机结合，才能真正发挥非现场审计的作用。
（一）学习和借鉴国外非现场审计的先进技术及经验
利用计算机技术开展非现场审计是目前国际上通行的一种金融审计监督方式，在国外银行业已被广泛采用。如，美国、日本等国家已有多年的非现场审计监督经验，他们已经形成较为成熟的非现场审计方法，且效果明显。我国应该学习和借鉴发达国家非现场审计的模式，建立银行的非现场审计的路径和规则。世界上一些国家如美国从20世纪70年代就开始探索非现场审计方式，经过多年的努力，成功地开发了早期报警系统和国民银行监测系统，利用这些系统可以将收集来的数据输入计算机，然后由计算机自动汇总、分类、排队，并生成和输出《银行统一经营报表》（共有11张表组成）及分析报告。审计部门利用“早期预警系统”软件，对数据档案设定的指标体系进行计算分析，对各分支机构经营状况及风险程度按正常、可能出现问题、已经出现问题、有较严重问题进行分类处理，形成了专门的监控报告。
（二）非现场审计和现场审计要有机结合
就整个审计体系而言，非现场审计和现场审计都是审计监督和评价的方式，二者各有优势，也各有局限。非现场审计帮助制定科学的审计计划，提供审计线索；现场审计保证审计计划的有效执行。非现场审计广泛的覆盖面与现场审计有针对性的审计点相结合，形成审计监督网，可以共同促进审计监督和评价职能的有效实现。应将现场审计与非现场审计有机地结合在一起，在实施现场审计前，非现场审计部门应提供被审计单位的最新信息，以利于现场审计将非现场审计发现的问题进行重点检查，使现场审计发挥最大的审计效果，现场审计在完成某项审计任务后，也应主动将所发现的问题向非现场审计部门通报和沟通，以利于其对分析结果进行修正，现场审计与非现场审计相互结合是内部审计方式的发展趋势。
（三）非现场审计技术与审计经验相结合
审计经验是审计工作者总结长期的工作实践并与理论相结合形成的、对以后的审计工作具有指导意义的成果。非现场审计技术为由审计经验的审计工作者提供技术支持，能够增强审计的广度、深度和针对性，提高审计效率；审计经验为非现场审计技术提出更高的需求，非现场审计技术为满足这种要求必须持续改进，开发出能够满足现场审计要求的最新技术。因此，非现场审计技术与审计经验两者相互结合，将是审计工作螺旋式上升不断提高的过程，必将对审计工作起到巨大的推动作用。
（四）银行开展有效的非现场审计的具体方法
1.应利用现有的资源创新技术内容，为审计办事处安装和开通BO系统
BO系统是一个强有力的分析和监测工具。通过计算机网络等数据报送渠道，按照适当的频率，调集相应的总账、明细账以及其它数据信息，连续收集审计对象的会计、财务数据，各业务部门的统计数据、报表、报告以及非现场审计中认为有必要的其它资料，根据具体审计事项的特点，综合利用非现场审计系统、城综网数据查询系统、总账传输系统、CMS系统和个贷系统等计算机系统数据，并结合文字性资料进行监测和分析，发现数据之间的关系和数据变动过程的异常，查找经营管理存在的违规行为、潜在风险和异常情况。
2.应严格执行非现场审计的程序
具体做法是：（1）要求做好非现场审计工具在审计准备阶段的应用；（2）对分析阶段发现的疑点和异常情况进行充分讨论；（3）运用审计经验进行判断，确定异常数据对应的具体业务、交易背景，分析产生异常的可能原因；（4）评估其结果和影响；（5）进一步筛选出值得重点关注的内容，对发现的问题疑点做好审计日志《审计工作底稿――工作记录》，并导入《非现场审计项目疑点库》。
3.对于非现场审计系统缺少支行的明细账数据， 如果发现的问题只针对于二级分行，不能将疑点问题细分到县区支行
非现场审计论文篇7
论文摘要：目前国内外很多学者对审计质量展开研究，各研究对审计质量替代指标的选取也各不相同。基于目前审计质量众多、分散的量化方式，对我国已有文献的量化方式进行分类汇总，最后得出结论和启示。
1 引言
审计质量是审计工作的生命线，审计质量的高低，决定了审计的生存和发展，也直接决定审计职能的发挥。审计质量是指审计工作业务的优劣程度。目前，国内外很多学者对审计质量展开研究，这些研究不可避免的都会涉及审计质量的量化问题。基于目前审计质量众多、分散的量化方式，本文对我国已有文献的量化方式进行分类汇总，最后得出结论和启示。
2 文献回顾
2.1 以盈余管理作为审计质量的替代指标
董普等(2007)认为会计盈余是审计质量的有效替代变量。审计限制盈余管理的作用是随审计质量的变动而变动，审计质量高低具体反映在已审财务信息中盈余管理的程度上。由于我国经济转轨时期的特殊制度安排，大多数上市公司在首次公开发行股票、增配股和扭亏时普遍存在盈余管理行为。审计发挥的作用更多与所限制的盈余管理空间联系在一起，审计质量与盈余管理之间的相互关系表现得更为明显。公司盈余管理的程度既能反映注册会计师的专业胜任能力(即发表被审计客户某一特定违约行为的概率)，又体现了注册会计师的独立性(即报告该违约行为的概率)。他们认为在中国证券市场上，相对其他模型来说，截面Jones模型能够较好地揭示公司的盈余管理。夏立军(2003)在对多个盈余管理计量模型及其调整模型在中国证券市场的使用效果进行实证检验后，提出了相同观点。刘力、马贤明(2008)也采用截面Jones模型估计出的公司操纵性应计利润的绝对值作为审计质量的衡量指标，考察审计委员会与审计质量之间的关系，指出审计委员会能够显著的提高审计质量。
罗党论、黄肠杨(2007)在控制审计意见类型的情况下，以上市公司盈余管理程度的高低衡量审计质量的优劣，发现随着事务所任期的增加，审计师对上市公司盈余管理的抑制力减弱了，审计质量下降。而陈信元、夏立军(2006)、刘启亮(2006)以经调整后的截面Jones模型估计出的公司操纵性应计利润的绝对值作为审计质量的衡量指标，发现在控制了其他变量后，审计任期与公司操纵性应计利润的绝对值呈正u型关系，当审计任期小于一定年份时，审计任期的增加对审计质量具有正面影响，而当审计任期超过一定年份时，审计任期的增加对审计质量具有负面影响。
2.2 以审计意见作为替代指标衡量审计质量
刘勤、颜志元(2006)运用上市公司会计估计变更过程中暴露出的失当会计估计数据，观察注册会计师对失当会计估计的监督作用。通过观察在会计估计变更当年和前一年，注册会计师是否发现了这些失当行为并通过审计报告揭示出来衡量审计质量。他们认为以审计意见是否对这些失当会计估计行为作出反应来代表独立审计质量在逻辑上是适当的。王霞、张为国(2005)以发生财务重述的样本来检验注册会计师的独立审计质量，发现对于财务重述公司之前年度蓄意错报的行为，注册会计师有所察觉并反映在审计意见中。刘明辉等(2003)以注册会计师出具非标准审计意见审计报告的频率作为衡量注册会计师审计质量的替代指标，采用我国会计师事务所在某年出具非标准审计意见占当年所有审计意见的比率作为审计质量指标，表明我国会计师事务所审计质量与审计市场集中度之间存在一种倒u型函数关系，并证明平均来说当一个会计师事务所市场份额(按客户数)达到7.4％时，其审计质量达到最高。
2.3 以审计收费作为审计质量的替代指标
宋衍蘅、殷德全(2005)从会计师事务所更换以后审计收费变化的角度，来考察继任注册会计师的审计工作质量问题。他们发现，继任注册会计师对于不同类型公司的审计收费确定标准是不一样的，对于盈余管理动机强烈的公司，继任注册会计师倾向于以公司的盈余管理幅度来衡量审计风险，并为此要求了较高的回报；对于财务状况恶化的公司，继任注册会计师则会根据公司的财务状况和支付能力，降低审计收费。因而认为，会计师事务所更换以后审计收费的变化形式将会影响继任注册会计师的审计质量。
2.4 以资本市场的反应作为审计质量的替代指标
王咏梅、王鹏(2006)采用代表市场认同度的ERC(超额累积收益率与意外收益率之比)和事件研究法，根据每年上市公司年报公布前后一段时间内市场的反应研究A股市场对“四大”和“非四大”的审计质量认同度。当市场对某一类型事务所的信息更加认同时，市场就会体现出意外收益率，表现为超额累积收益率(CAR)的波动，如果市场越相信这个意外收益率，则超额累积收益率波动就越大，ERC就越高。他们发现：“四大”与“非四大”审计质量市场认同度确实存在差异，市场更认同“四大”的审计质量，并且表现出认同的一致性。而且这种市场认同度差异受不同时问段会计制度和市场格局变化因素的影响。
2.5 以事务所规模和声誉作为审计质量的替代指标
伍利娜、束晓晖(2006)认为规模较大的事务所审计的财务报表审计质量较高，经研究发现，更换审计师的时机直接影响到年报及时性和审计质量，仓促更换审计师会使得年报的及时性和审计质量较差。陈海明、李东(2004)、蔡春等(2005)，王艳艳、陈汉文(2006)也采用事务所规模作为审计质量的替代指标，取得了较为一致的结果。李连军、薛云奎(2007)认为由于证券市场上的利益相关备方无从直接识别审计报告的质量，因而审计市场便具有了“柠檬市场”的特征。当交易双方处在高度的信息不对称条件下时，声誉作为一种信号传递机制发挥着不可替代的作用。通过应用信号传递理论，发现国际合作所、国内大、小会计师事务所之间在审计收费方面存在显著差异，即存在审计师声誉溢价现象。说明审计师声誉作为审计质量的显示信号，已经得到市场的认同。
非现场审计论文篇8
论文关键词：客户重要性，体制改进，审计质量
一、引言
在本文的研究中，我们检验了基于事务所水平和个人审计师水平的“客户经济上的重要性”、“体制改进”以及“审计质量”这三者之间的关系。问题是在经济上具有重要性的客户对审计质量的影响是否依赖于审计体制的环境和分析的层次与水平。很长一段时间以来都存在着这种怀疑：即审计师在其客户处的财务利益会对他们（她们）的独立性产生损害，（Mautz and sharaf 1961; AICPA 1987）。安然公司的丑闻，再加上安达信的倒闭已经推动了审计师独立性这一问题的进一步的前进。先前的研究主要基于对投资者有较好保护的发达市场，对于我国这种相对而言外部环境机制不够健全的市场，缺乏有关客户重要性对审计质量的相关影响的证据分析，（例如：Reynolds and Francis 2000）。与发达市场相比，中国市场对投资者提供保障的体制环境通常被视为相对较弱一些工商管理论文，我们应该更容易发现客户对审计质量依赖性方面的消极影响，(DeAngelo 1981)。
现存的关于客户重要性的研究大多数是处于事务所水平的研究。关于这个问题，长期以来形成的一致性争论是:审计署更欣赏层次分析法，而不是基于单纯事务所水平的研究，（Francis et al. 1999; Reyholds and Francis 2000）。（Defond and Francis 2005）的研究表明，为了更好的理解审计师的行为，我们应该将层次分析法进一步的向下推进，直到个人审计师水平。由于在中国作为被聘请的审计师，需要在他们（她们）所审计的审计报告上签字，因此本文是对基于审计师个人水平与事务所水平两者相比较的分析研究论文格式模板。本文的研究结果证实了我们的主要结论，即个人审计师在审计他们（她们）的关键（重要）客户时，更易妥协，因为后者（客户）可以通过终止双方的关系来迫使审计师屈从于他们的意愿（DeAngelo，1981;）从而牺牲他们的独立性。Ceteris paribus认为对于审计师来讲，客户的规模越大，审计师想要留住顾客的动机就越强，因此审计师就更有可能采取妥协工商管理论文，从而降低了审计质量。
二、研究背景
2001年中国审计市场的一个非常重要的特征是它有激烈的竞争性。这一点不像发达国家经济中前四大的会计师事务所几乎审计了大部分的公司。相比较而言，中国审计市场的集中度相对来讲还是非常低的。这种买方市场很可能为客户提供了讨价还价的能力，并且还会通过消减经济利益来给事务所施加压力（Chen et al. 2007）。更重要的是这里缺乏对较高审计质量的需求。这一切都意味着对重要客户依赖的问题在中国的市场将会更加明显。
Chen(2003)曾争论到，在中国早些年根本没有法律基础去支持资本市场的运作与发展，相对于发达市场来说，例如美国，中国会计师事务所面临的监督力量和诉讼风险在20世纪90年代是非常低的。对审计师违规操作的处罚上比较轻，其处罚措施仍停留在行政处罚水平上。如：公开谴责、警告、罚款、暂停营业执照等。会计师事务所因民事或者刑事责任被告上法庭的是非常少的(Pistor and xu 2005)。从1996年开始，中国政府开始逐步采取措施来改进股票市场的体制环境。这些措施包括国企改制、会计及审计准则以及法律环境的发展完善（1999年7月1日实施的证券法）。虽然这些改进措施的影响也许的确存在，但并没有引起人们的重视，直到2001年，随着大量会计造假以及审计失败的揭露引起公众的一片哗然，这时人们才能更能感受到这种机制改进的必要性。
2000年由“郑百文”事件所引发的，导致大量会计造假事件被揭露出来，直到以具有中国安然事件之称的“银广夏事件”而结束。所有这些事件都涉及盈余操纵或者财务报告造假，但它们都没有从它们的审计师那里收到任何的非标准审计意见的报告工商管理论文，这其中还包括中国最大的审计师事务所中天勤——银广夏的主审单位。这些事件都导致了2001年中国市场的巨大震动，并且由此引发了一场由那些受影响的投资者所发起的一场关于“赔偿”的斗争。这些事件也促使政府加快考虑补救的措施。除此之外真正意义重大的是在2001年监管机构采纳了大量公众强制执行行为，最高法院在2002年1月15日也声明，表示它将接受民事法律案件来抵制证券市场上错误的报表陈述。投资者对此也积极响应，当月就涌现了一大批的法律上诉案件论文格式模板。各界都期盼着在中国发生的有关法律和监管环境的变化可以显著地影响到审计师和审计事务所的行为。在2001年之前，较高的竞争性和较低的法律制裁风险表明市场的力量在抵制大客户的压力时相对较弱。因此很多学者的研究都预测客户重要性对审计质量的影响在这一阶段是负相关关系。然而在2001年后，随着体制环境的改进，审计师及审计事务所面临的法律和制裁的风险明显提高。因此导致审计师更加关注由审计失败所导致的潜在损失，尤其是在涉及大客户时，可能会取代从大客户那里获得的经济利益。自然而然，在2001年之后这一段期间，重要客户对审计质量的消极影响会有所下降。
2006年2月15日，财政部了新的注册会计师执业会计、审计准则，此次会计、审计准则变迁是顺应我国资本市场快速发展的需要，旨在促进会计、审计质量的提高。该准则于2007年正式颁布实施，目前工商管理论文，新准则已经实施了三年的时间，然而，新准则是否得到了顺利的实施，是否提高了会计、审计质量则是本文的主要研究问题。虽然新颁布的会计审计准则都力图更好地提高会计信息的真实性、可靠性以及审计意见的高质量。但这也产生了一定的消极影响，新会计准则最大的特点是扩大了“公允价值”的使用范围，虽然新的会计准则也严格规定了公允价值的应用条件，但它也不可避免地为盈余管理提供了新的途径。
三、提出假设
为符合1995年的《中国独立审计准则》第七号文件有关审计报告的规定，中国审计师有义务在审计报告上签字。两名审计师必须在审计报告上签字以明确他们（她们）各自对该份审计报告所负的责任。在实践中，中国的审计师以他们（她们）在审计报告上的签字为依据对该份审计报告负责。监管制裁机构如果发现了审计失败，不仅会处罚会计师事务所，还会对单个的签字审计师个人进行处罚。
Francis et al.(1999)建议用城市级别的办事处水平的事务所而不是用事务所总公司作为分析研究审计行为的基本分析单位。因为大客户的经济影响对任何一个办事处水平的事务所来讲比对事务所总公司来讲都更具重要性。DeFond and Francis (2005) 进一步建议再将分析水平进一步向下划分，直至个人审计师水平，这将会更有助于提高研究实验的说服力。虽然有些研究者已经开始检验处在合伙水平上审计任期与审计质量的关系（Carey and Simnett 2006; Chen et al.2008）。但本文是第一个检验处在“个人审计师水平和事务所办事处水平”上，通过比较审计环境改进前后两个阶段的变化来研究客户重要性是如何影响审计质量的。
综上所诉本文提出如下假设：
H0：随着相关机制的改进，客户重要性水平对审计质量有重要的影响，但这种影响对事务所水平和个人审计师水平来讲是不同的。
H1：客户重要性水平对个人审计师水平的影响程度相对于事务所水平来讲更强一些论文格式模板。即个人审计师对外部机制环境的改变更加敏感。
四、研究方法与实证结果工商管理论文，数据来源与样本选择
（一）数据来源与样本选择
本文的样本期间是从1995至2009年，划分为1995—2000、2001—2006以及2007—2009三个阶段。本文从2000与2006年前后发生的有关会计法律、法规重大变革入手，着重分析了体制改进、客户重要性水平与审计质量的关系。本文的数据包含了三大块：①相关财务数据和股票市场的信息，我们可以从公开数据如CSMAR数据库直接获得。②审计意见和个人审计事务所、地区事务所分所以及签字的审计师的相关信息，我们可以通过从公开数据和年报中手工收集，以及从证监会的有关审计数据的补充信息中获得。本文从 CSMAR 数据库找到的有关A股的所有可观察、可利用的信息来构建我们的样本（由于金融保险类企业会计做账的特殊性，样本剔除了金融保险类企业）。我们在数据样本中，删除了缺失审计师信息以及假设信息披露不充分的数据以后，共收集了14150家数据。因此本文的最终样本量为14150家。
（二）审计质量和客户重要性水平的度量
国内外很多文献把审计意见类型与审计质量挂钩（A.Craswellet al.2002；原红旗、李海建2003；刘霄仑2003；徐浩萍2004）。因此本文采取审计意见类型来衡量审计质量。非标准审计意见反映了客户与审计师意见的不一致，在某种程度上，非标准审计意见往往反映了审计师较高的独立性。即如果某个审计师出具的非标准审计意见越多，非标准审计意见占其全部审计意见的比例越大，则会被认为越独立、客观，审计质量越高；如果某年度的非标准审计意见比例提高了，通常也会被认为是审计师的审计质量提高了。我们赋予审计意见（OP）的系数为从0—3，分别代表标准审计意见、加解释意见段的无保留审计意见、保留意、无法表示意见和否定意见。之所以将无法表示意见和否定意见放到一组工商管理论文，是因为两者在样本中数量非常少。
客户重要性水平的度量方法虽然有多种，如：用审计费用衡量、从某一客户处的收入比上其所有收入等，本文中，研究用到的数据是从1995开始的，而审计费用的披露是从2000年开始的，所以本文最终采用所审计客户的总资产的自然对数作为衡量客户重要性的标准。即用某会计师事务所的某一客户的总资产的自然对数占事务所所有客户资产总和的自然对数的百分比来衡量。
（三）模型设定
OP=α0+α1LagOP+α2ROA+α3Loss +α4LnTSAT+α5ARINV+α6Turnover+α7Quick+
α8Leverage+β1CI0+β2CIA
因变量
OP
用审计意见类型代表审计质量
自变量
CI0
用来刻画某一客户对事务所的重要性水平
CIA
用来刻画某一客户对个人审计师的重要性水平
控制变量
LagOP
前一期的审计意见类型
QUICK
速动比率
ARINV
应收账款加存货与总资产的比值表示
LEVERAGE
资产负债率
TURNOVER
用营业收入（销售收入）比上总资产
ROA
资产回报率
LOSS
被报告年度发生损失位1，否则位0
LNTAST
顾客总资产的自然对数
其中
L:表示审计师K审计的客户的数量M：表示在审计意见上签字的审计师的个数
（四）研究结果
（1）1995—2000年与2001—2006年的模型对比
表一：
1995-2000年
2001-2006年
变量
估计系数
T值
Sig.
共线性统量VIF
估计系数
T值
Sig.
共线性统
计量VIF
LagOP
0.035
20.398***
0.000
1.229
0.039
51.737***
0.000
1.259
ROA
-0.989
-6.01***
0.000
2.41
-1.180
-27.708***
0.000
1.988
LOSS
0.037
8.203***
0.000
1.901
0.158
11.885***
0.000
1.583
LNTAST
0.003
0.261
0.749
1.571
0.007
1.498
0.134
1.849
ARINV
0.276
6.948***
0.000
1.248
0.038
3.480***
0.001
1.360
TURNOVER
-0.072
-2.967***
0.003
1.088
-0.004
-0.601
0.548
1.065
QUICK
0.032
4.107***
0.000
1.379
0.006
2.724
0.006
1.074
LEVERAGE
0.368
5.832***
0.000
2.205
0.078
8.686***
0.000
1.076
CI0
-0.053
-0.208
0.835
1.915
-0.047
-0.558
0.577
1.431
CIA
-0.008
-0.028
0.978
1.775
0.030
0.340
0.734
1.328
Adj R-Sq
0.355
0.578
DW值
2.018
1.994
F值
179.284
910.865
Sig.
0.000
0.000
样本量
3242个
6661个
表二：
年份
标准无保留意见*
加意见段的无保留意见
保留意见
无法发表意见及否定意见
1995
230
87.45%
4
1.521%
29
11.03%
0%
1996
249
85.57%
20
6.873%
21
7.217%
1
0.343%
1997
398
84.68%
38
8.086%
32
6.809%
2
0.426%
1998
520
80.25%
83
12.81%
33
5.093%
12
1.852%
1999
563
77.55%
101
13.91%
49
6.749%
13
1.791%
2000
684
81.04%
99
11.73%
48
5.687%
13
1.540%
1995-2000年合计
2644
81.56%
345
10.64%
212
6.539%
41
1.265%
标准审计意见81.56%
非标准审计意见18.44%
2001
834
85.89%
80
8.23%
39
4.02%
18
1.85%
2002
916
87.07%
87
8.27%
34
3.23%
15
1.43%
2003
1039
91.87%
52
4.60%
21
1.86%
19
1.68%
2004
1024
97.62%
56
5.34%
44
4.20%
25
2.38%
2005
1089
88.32%
68
5.51%
50
4.06%
26
2.12%
2006
1148
89.83%
74
5.79%
33
2.58%
23
1.80%
2001-2006合计
6050
88.79%
417
6.12%
221
3.24%
126
1.85%
标准审计意见88.79%
非标准审计意见11.21%
（2）2001—2006年与2007—2009年的数据模型对比
表三：
2001-2006年
2007-2009年
变量
估计系数
T值
Sig.
共线性统
量VIF
估计系数
T值
Sig.
共线性统
计量VIF
LagOP
0.039
51.737***
0.000
1.259
0.548
48.584***
0.000
1.212
ROA
-1.180
-27.708***
0.000
1.988
-0.009
-2.826***
0.005
1.050
LOSS
0.158
11.885***
0.000
1.583
0.267
18.591***
0.000
1.089
LNTAST
0.007
1.498
0.134
1.849
-0.015
-3.570***
0.000
1.381
ARINV
0.038
3.480***
0.001
1.360
-0.013
-0.971
0.359
1.034
TURNOVER
-0.004
-0.601
0.548
1.065
-0.018
-2.306***
0.021
1.032
QUICK
0.006
2.724
0.006
1.074
-.006
-2.383***
0.017
1.060
LEVERAGE
0.078
8.686***
0.000
1.076
-.003
2.414***
0.016
1.162
CI0
-0.047
-0.558
0.577
1.431
-0.149
-2.290***
0.022
1.142
CIA
0.030
0.340
0.734
1.328
-0.035
-0.521
0.603
1.085
Adj R-Sq
0.578
0.486
DW值
1.994
1.983
F值
910.865
405.059
Sig.
0.000
0.000
样本量
6661个
4247个
表四：
年份
标准无保留意见*
加意见段的无保留意见
保留意见
无法发表意见及否定意见
2001
834
85.89%
80
8.23%
39
4.02%
18
1.85%
2002
916
87.07%
87
8.27%
34
3.23%
15
1.43%
2003
1039
91.87%
52
4.60%
21
1.86%
19
1.68%
2004
1024
97.62%
56
5.34%
44
4.20%
25
2.38%
2005
1089
88.32%
68
5.51%
50
4.06%
26
2.12%
2006
1148
89.83%
74
5.79%
33
2.58%
23
1.80%
01-06合计
6050
88.79%
417
6.12%
221
3.24%
126
1.85%
标准审计意见88.79%
非标准审计意见11.21%
2007
1226
92.25%
79
5.94%
12
0.90%
12
0.90%
2008
1350
93.17%
68
4.70%
14
1.93%
17
1.17%
2009
1367
93.06%
72
4.90%
13
0.89%
17
1.16%
07-09合计
3943
92.84%
219
5.16%
39
0.90%
46
1.08%
标准审计意见92.84%
非标准审计意见7.16%
五、结论分析
对于本文的主要变量CI0和CIA，从表一和表三种我们可以明显观察出如下变化：
事务所水平：CI0经历了由负相关（不显著）——负相关（不显著）——负相关（显著）
审计师水平：CIA经历了由负相关（不显著）——正相关(不显著)——负相关（不显著）
我们的结论表明，当体制环境对投资者保护较弱时，个人审计师更容易对其在经济上有重要作用的客户采取妥协，从而降低了审计质量。毫无疑问在中国，随着体制环境的改进，将有助于减少发生审计失败即审计妥协的可能性。表明新颁布的法律法规对审计质量的影响，对个人审计师有非常显著的影响。但对事务所水平的影响不大，根据研究结论我们可以推知CIA比CI0 更敏感。
表二、四描述了每一年的样本量以及发表的审计意见的类型论文格式模板。其中由表二可知2000年后一阶段与前一阶段相比发表标准审计意见的比例由81.56%上升到了88.79%，而发表非标准审计意见的比例则是由18.44%下降到了11.21%。这与我们的期望相矛盾工商管理论文，因为根据我们的假设前提，随着审计质量的提高，标准审计意见的比例应该呈现下降趋势，而非标准审计意见的比例应该有所提高。之所以出现这种矛盾的局面，其原因如下：一证监会在2003年新修订的有关审计报告的相关条款，对持续经营和不确定性问题进行了严格的限制，以使其不会影响到审计意见的整体质量。在这种情况下，客户更愿意接受审计调整（如果审计师要求或者同意），而不是接受添加意见段的无保留审计意见或者其他类型的审计意见。这一点是非常显而易见的，我们可以从表二中2003年与2004年的数据中得到证实。二，随着体制的日益改进，相关法律法规对投资者的保护越来越完善，管理层不愿冒风险进行会计造假，从而减少了非标准审计意见的数量，使得标准审计意见的比例有所增加。
从表四中可以得知在2007年实施新的会计、审计准则以后，事务所发表标准无保留意见的比例进一步上升工商管理论文，由88.79%上升至92.84%，而相应的发表非标准审计意见的比例都进一步有所下降。所有这一切都表明审计质量有下降趋势。但并不能因此就判定新颁布新的各项准则有损于审计质量，之所以出现这种情况，可能一方面是因为颁布的新准则还有许多不足之处，有待进一步的完善。另一方面由于各审计人员对新颁布的各项准则的要求需要有一个适应、熟练的过程。新的准则框架无形中给审计师提出了更高的要求，如果注册会计师本身并没有相应的知识和能力的备，就可能会使一些准则的执行落空，引发更为广泛的注册会计师执业质量问题。因此在不断完善各项准则及外部体制的同时，作为审计师的个人还应加强自身各项能力的提高以适应各种变化来提高审计质量。
参考文献
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非现场审计论文篇9
关键词：家族企业；制度环境；标准无保留意见；银行贷款
一、问题的提出
已有研究表明，民营企业（包括家族企业）受到较强的银行贷款融资约束。fan，wong and zhang研究发现，中国的法律法规对待民营家族企业是不公正的，中国的金融部门不愿意向民营家族企业提供贷款[1]。江伟研究发现，国有银行对拥有“政治关系”的企业和没有“政治关系”的企业存在着差别贷款行为，民营家族上市公司相对于国有上市公司而言，获得的银行贷款期限更短[2]。本文收集的数据显示：上市家族企业银行贷款在企业资产总额中所占的比例平均数不足20%，远低于国有上市公司的该财务指标值，表明民营家族企业银行贷款难是一个客观存在的事实。
stiglize and weiss的经典论文为民营家族企业贷款难现象提供了很好的理论解释[3]。他们认为，在贷款市场上，商业银行的期望收益取决于贷款利率和借款人的还款概率，商业银行不仅关心利率水平，而且关心贷款的风险。如果贷款风险独立于利率水平，在资金需求大于供给时，通过提高利率，商业银行可以增加自身收益。但是，如果商业银行不能观察借款人的投资风险，提高贷款利率将导致低风险的借款人退出市场、产生逆向选择问题，或者诱使借款人选择更高风险的项目、产生道德风险问题。结果是，贷款利率的提高可能降低（而不是增加）商业银行的预期收益。为此，商业银行宁愿选择在相对低的贷款利率水平上拒绝一部分贷款需求，也不愿意选择在高利率水平上满足所有借款人的申请，信贷配给就出现了。信贷配给是站在商业银行的角度来讲的，如果从借款企业的角度看，就是银行贷款难问题。相对于国有企业而言，民营家族企业与国有商业银行之间的信息不对称程度较高，使得民营家族企业成为国有商业银行信贷配给的主要对象，从而出现民营家族企业贷款难问题。
沿着信息不对称理论的研究思路，在会计研究领域，有较多学者研究会计信息披露对企业银行贷款的影响。孙铮、李增泉、王景斌研究发现，无论是国有企业还是私有企业，会计信息都对公司贷款行为具有显著影响[4]。饶艳超、胡奕明研究发现，银行对借款企业的会计信息非常重视，银行债务契约中许多限制性条款是以会计信息为基础的[5]。这方面的研究文献较多，本文不赘述。
审计意见作为会计信息披露的一个重要构成部分，它对企业银行贷款的影响也受到学者的关注。estes and reimer向200多位贷款主管寄发调查问卷，要求贷款主管根据附有无保留意见和违背gaap保留意见的会计报表做出“最高贷款额”的决策，结果表明，不同类型的审计意见对贷款主管的“最高贷款额”的决策并无显著的影响[6]。firth同样采用实验研究法，发现不同类型审计意见的审计报告对贷款有显著影响。具体研究结论是：（1）无保留意见相对于持续经营和资产计价两种保留意见，可以提高公司的“最高贷款额”；（2）违背gaap保留意见相对于持续经营和资产计价两种保留意见，也可以提高公司的“最高贷款额”[7]。国内杨臻黛、李若山用实验研究的方法检验审计意见的决策有用性，实验结果显示，在其他条件相同的情况下，较之于被出具无保留意见审计报告的公司，被出具保留意见审计报告的公司获得银行贷款的可能性更低[8]。王少飞、孙挣、张旭采用现金——现金流量敏感性为融资约束的变量，对审计融资契约有用性进行了实证检验，研究发现，相对于国有企业，审计意见对非国有企业的融资约束缓解作用更为显著[9]。
不难看出，审计意见对企业银行贷款的影响，不论是理论研究上还是经验研究上，均没有取得比较一致的研究结论。这里存在着信号传递理论与披露制约理论之间的论争。信号传递理论认为，标准无保留审计意见具有信号显示效应，标准无保留审计意见能够作为一种可信的承诺，向商业银行传递信号，增强其财务报表的可信性，降低银企之间的信息不对称程度，从而有利于企业获得银行贷款。但是，披露制约理论认为，标准无保留审计意见具有披露制约效应，被审企业为了获得标准无保留审计意见，有可能披露对企业不利的信息，这样反而不利于企业获得银行贷款。
笔者认为，要研究审计意见对企业银行贷款的影响，应该结合企业所处的制度环境（法制环境、金融市场化水平、政府干预程度）来考察，才能得出令人信服的研究结论。为此，本文以2005—2009年我国上市家族企业为样本，研究了制度环境、审计意见以及这二者的交乘项对企业银行贷款的影响，发现无保留审计意见的披露制约效应处于主导地位，但是，在法制环境较好或金融市场化水平较高的条件下，它又具有信号显示效应，在一定程度上抵减了披露制约效应。
二、理论分析与假设发展
（一）法制环境、审计意见与银行贷款
从法制执行层面上讲，中国各地区的法制环境存在较大差异。有的地区，法制得到了比较好的尊重和比较严格的执行；但是，有的地区，人们的法制观念比较淡薄，“有法不依，执法不严”的现象比较普遍。这就是诺贝尔经济学奖获得者缪尔达尔所说的“软政权”现象。在“软政权”中，法律、制度都是一种软约束，都可以讨价还价，可以执行也可以不执行，有好处时可以执行、没有好处时可以不执行，有“关系”时可以执行、没有“关系”时可以不执行[10]。樊纲、王小鲁和朱恒鹏的研究表明，我国经济比较发达的东部沿海地区法制环境较好，对投资者的产权保护程度比较高[11]。
在投资者产权保护比较好的法制环境下，企业产权得到尊重与保护，而产权是信誉的基础，这样企业就会比较重视企业信誉，对高质量的审计有需求。在这种情况下，标准无保留审计意见（清洁审计意见），可以向商业银行传递一个正面信号，即企业的会计信息披露是高质量的，有利于企业获得银行贷款；而其他类型的审计意见（统称非清洁审计意见），亦可向商业银行传递一个信号，只不过这是一个负面信号，对企业从商业银行取得贷款将产生不利影响。
在投资者产权保护比较差的法制环境下，企业产权得不到应有的尊重与保护，“企业只有种草的积极性，没有种树的积极性”，不会重视企业信誉，自然也不会有对高质量审计的需求。在这种情况下，不同类型审计意见的信号显示效应减弱，披露制约效应起主导作用。相对于清洁审计意见，非清洁审计意见意味着企业更少披露负面信息，披露制约效应相对减弱，反而有利于企业维护良好的银企关系，有利于企业获得银行贷款。法制环境与审计意见对银行贷款的交互影响见表1。
为此，本文提出第一个研究假设：在法制环境较差的地区，上市家族企业的标准无保留审计意见具有较强的披露制约效应，不利于企业获得银行贷款；反之，在法制环境较好的地区，上市家族企业的标准无保留审计意见具有一定的信号显示效应，一定程度上抵减了披露制约效应。
（二）金融市场化水平、审计意见与银行贷款
金融市场是实现货币借贷和资本融通、办理各种票据和有价证券交易活动的总称，是以股票市场、债券市场以及银行借贷资金市场为主要构成部分的一个系统。中国在经济转轨过程中，各地区金融改革程度不同，导致各地区金融市场化水平不同。在商业银行之间竞争比较激烈、信贷资金分配的市场化程度比较高的地区，金融市场化水平就比较高。樊纲、王小鲁和朱恒鹏的研究结论是，中国长三角地区和珠三角地区金融市场化水平较高。
金融市场化水平较高的地区，商业银行的市场化改革比较深入，各商业银行之间的竞争也更加激烈。因此，商业银行在发放贷款时会更多地考虑盈利目的而非政治目的。diamond指出，在金融发达地区，商业银行能够有效地获得和传递借款企业的相关信息，能够有效地评价企业投资项目的质量，从而提高银行信贷资金利用效率[12]。在这种情况下，借款企业在相对较低程度上依赖“关系”以获得金融资源，审计意见的信号显示效应起主导作用。标准无保留审计意见向商业银行传递了正面信号，有利于企业获得银行贷款；而其他类型的审计意见向商业银行传递了负面信号，不利于企业从商业银行取得贷款。
金融市场化水平较低的地区，各商业银行之间没有形成有效的竞争态势。商业银行在发放贷款时会更多地考虑政治目的而非盈利目的，而政治贷款主要依靠“关系”才能获得。在这种情况下，审计意见的信号显示效应减弱，披露制约效应起主导作用。相对于清洁审计意见，非清洁审计意见意味着企业更少披露负面信息，反而有利于企业维护“关系”，从而有利于获得银行贷款。金融市场化水平与审计意见对银行贷款的交互影响见表2。
为此，本文提出第二个研究假设：在金融市场化水平较低的地区，上市家族企业的标准无保留审计意见具有较强的披露制约效应，不利于企业获得银行贷款；反之，在金融市场化水平较高的地区，上市家族企业的标准无保留审计意见具有一定的信号显示效应，一定程度上抵减了披露制约效应。
（三）政府
干预程度、审计意见与银行贷款
在制度环境的几个因素中，政府干预这个因素最为复杂，因为政府是一个非常复杂的团体，很难用一种理论去解释它。“无为之手”理论认为，市场是一只“看不见的手”，自由竞争的市场可以导致社会福利最大化，政府这只“有形的手”应该是一只无为的手，除了提供国防、治安、法律、制度规范这些公共物品外，不应该过多地干预经济生活和企业的经济行为。“帮助之手”理论认为，政府是善意的，政府是为公共利益服务的，其目标是使社会福利最大化。政府干预是解决市场失灵的手段。“掠夺之手”（grabbing hand）理论认为，政府是由政府官员构成的一个组织，政府官员不会真正追求社会福利最大化，相反，他们追求自身利益最大化。政府权力越大，政府干预强度越大，政府官员的腐败问题越严重。
诺斯悖论也指出，国家是一种强制性的制度安排，一方面，国家权力是保护个人权利的最有效工具，因为它具有规模效益，国家的出现及其存在的合理性，也正是为了满足保护个人权利和节约交易费用之需要；但是，另一方面，国家权力又是个人权利的最大和最危险的侵害者，国家权力不仅具有扩张的性质，而且其扩张总是伴随着侵蚀个人权利来进行的。在国家的侵权面前，个人是无能为力的。诺斯悖论其实就是对政府的“帮助之手”与“掠夺之手”的一种权衡。
不论政府是“帮助之手”与“掠夺之手”，只要政府强力介入经济生活，审计意见的信号显示效应就无足轻重，在这种情况下，审计意见的披露制约效应处于主导地位。标准无保留审计意见可能促使企业披露更多的对企业不利的信息，唤起商业银行的风险防范意识，不利于企业获得银行贷款；而其他类型的审计意见，意味着被审企业可以较少披露对企业自身不利的信息，反而有利于企业获得银行贷款，缓解贷款融资约束。政府干预程度与审计意见对银行贷款的交互影响见表3。
为此，本文提出第三个研究假设：在政府干预程度比较强的地区，上市家族企业的标准无保留审计意见具有较强的披露制约效应，不利于企业获得银行贷款；反之，在政府干预程度比较弱的地区，上市家族企业的标准无保留审计意见具有积极的信号显示效应，一定程度上抵减了披露制约效应。
三、研究设计
（一）变量定义
1. 因变量。因变量为银行贷款比例（leverage），银行贷款比例=（年初全部银行借款+年末全部银行借款）/（年初总资产+年末总资产）。
2. 解释变量。（1）市场环境（environment），分别由以下三个变量构成，法制制度环境指数lawindex。其数值来源于樊纲、王小鲁和朱恒鹏编制的《中国市场化指数》（2010）中的“市场中介组织和法律制度环境”指标数值①；金融市场化水平指数financeindex，数值同样来源于樊纲等编制的《中国市场化指数》中的“金融业的市场化”指标数值②；政府干预指数govindex，其数值同样来源于樊纲等编制的《中国市场化指数》中的“政府与市场的关系”指标数值③。（2）审计意见（audit），本变量为二分变量，当上市家族企业获得标准无保留审计意见时，audit取值为1，反之，当上市家族企业获得除标准无保留审计意见以外的其他类型的审计意见（统称为非清洁审计意见）时，audit取值为0。（3）市场环境与审计意见交乘项（denvironment* audit），用来检验不同市场环境下审计意见对企业银行贷款的影响。
3. 控制变量。（1）行业虚拟变量（industry），用来控制行业因素对银行贷款比例的影响。已有研究表明，公司所处行业不同，其银行贷款比例会存在差别。根据中国证监会《上市公司行业分类指引》，除去金融行业后，行业为21类，以农业类上市公司为参照系，设置20个行业控制变量。（2）年份虚拟变量（year），用来控制宏观经济对银行贷款比例的可能影响。在经济比较景气的年份，上市公司受到的银行贷款约束往往较低；反之，在经济不景气的年份，上市公司受到的银行贷款约束往往较强。本文选取样本的时间是2005—2009年共5个年度，以2005年为参照系，因此有4个年度虚拟变量，各变量定义见表4。
（二）研究模型
为了验证以上三个研究假设，本文构造如下回归方程：
上述模型的设计原理是：市场环境较差（法制环境较差、金融市场化水平较低、政府干预较强）条件下，审计意见对企业银行贷款的影响由系数“α2”来捕捉；而市场环境较好条件下，审计意见对银行贷款的影响由系数“α2+α3”来衡量。
四、实证研究过程与结果
（一）样本选取
以2005—2009年所有民营上市公司作为初选样本，全部样本取自国泰安《中国民营上市公司数据库（2010）》。根据研究目标，对初选样本执行了如下筛选程序：
第一步，根据“实际控制人类型”字段，保留实际控制人是“自然人或家族”的样本，剔除实际控制人是“国家控制”、“员工持股或工会”、“集体企业”、“外商投资企业”、“港澳台投资企业”、“公众持股”、“其他”的样本。在此基础上，剔除自然人之间非血亲或姻亲的样本。个别实际控制人为自然人的公司，自然人人数较多，相互之间没有血亲或姻亲关系，不符合家族企业的涵义，故剔除掉，这样就可以将上市家族企业与一般的民营企业区分开来。
第二步，根据“上市日期”字段，剔除2000年及以前上市的民营企业。之所以这样处理，是因为旧的《证券法》不允许自然人直接持股比例超过0.5%，这项制度安排使得2000年及以前上市的家族企业被迫采取非家族企业的形式。
第三步，根据“实际控制人拥有上市公司控制权比例”字段，剔除实际控制人控制权不足10%的样本。控制权又称表决权，该数据控制权的计算采用la porta，lopez-de-salinas，shleifer[13]和claessens，djankov and lang[14]的计算方法，即为实际控制人与上市公司股权关系链或若干股权关系链中最弱的一层或最弱的一层的总和。
第四步，剔除st、s*st样本、金融行业的样本以及相关数据缺失的样本。本文还采用winsorize方法，将1%以下和99%以上的数值分别替代为1%和99%的取值，以剔除极端值对计量分析的影响。这种处理方法与谭劲松、陈艳艳、谭燕等文献的处理方法一致[15]。最后得到731个样本，其中：2005年70个，2006年92个，2007年149个，2008年174个，2009年246个。
（二）主要变量的描述性统计
表5是主要变量的描述性统计表，从中可以看出，银行贷款比例的均值与中位数分别是0.19、0.18，审计意见的均值与中位数分别是0.96、1，三个计量市场环境指标的均值与中位数分别是9.37、9.07，9.67、9.97，9.42、10.02，这些变量的均值与中位数比较接近，表明变量的数值分布基本上呈正态分布。
（三）回归结果分析
1. 就法制环境、审计意见对上市家族企业银行贷款影响而言：（1）法制环境在5%显著性水平上与银行贷款负相关，表明法制环境越好，上市家族企业获得的银行贷款越少。一般而言，从理论上讲，法制环境越好，对投资者的产权保护程度就越高，可以刺激商业银行发放贷款的积极性，有利于企业获得银行贷款。显然实证检验结果与理论预期不一致，可能的原因是，家族企业是一个正式契约与非正式契约的结合体[16]，在家族企业中既有正式的契约治理，又有非正式的关系治理。法制环境改善，有利于正式契约治理，但不利于非正式的关系治理，只要法制环境作用于正式契约治理给家族企业带来的边际收益没有超过法制环境作用于非正式契约的关系治理所产生的边际成本，法制环境提升的好处就没有从总体上显现出来，从而表现出法制环境越好，家族企业获得银行贷款越难这一现象。（2）审计意见在5%显著性水平上与银行贷款负相关，表明上市家族企业的无保留审计意见并不有助于企业获得银行贷款，披露制约效应处于主导地位。（3）法制环境与审计意见的交乘项在5%显著性水平上与银行贷款正相关，表明在较好的法制环境下，无保留审计意见具有一定的信号显示效应，能在一定程度上抵减其披露制约效应，研究假设一得到验证。
2. 就金融市场化水平、审计意见对上市家族企业银行贷款影响而言：（1）金融市场化在1%显著性水平上与银行贷款负相关，表明金融市场化水平越高，上市家族企业获得的银行贷款越少。从理论上讲，金融市场化水平越高，银企之间的信息不对称程度越低，越有利于企业获得银行贷款。可是，实证检验结果与理论预期不一致，可能的原因是，金融市场化水平提升，有利于家族企业的正式契约治理，但不利于其非正式契约的关系治理，只要金融市场化水平作用于正式契约治理给家族企业带来的边际收益没有超过金融市场化水平作用于非正式契约的关系治理所产生的边际成本，金融市场化水平提升的好处就无法从总体上显现出来，从而表现出金融市场化水平越高，家族企业获得银行贷款越难。（2）审计意见在5%显著性水平上与银行贷款负相关，表明上市家族企业的无保留审计意见并不有助于企业获得银行贷款，披露制约效应处于主导地位。（3）金融市场化水平与审计意见的交乘项在5%显著性水平上与银行贷款正相关，表明在金融市场化水平较高的条件下，无保留审计意见具有一定的信号显示效应，能在一定程度上抵减其披露制约效应，研究假设二得到验证。
3. 就政府干预、审计意见对上市家族企业银行贷款影响而言：（1）政府干预与家族企业银行贷款在统计意义上没有显著关系
，政府表现为一只“无为之手”。（2）审计意见以及政府干预与审计意见的交乘项对家族企业银行贷款没有显著影响，表明在政府干预下，审计意见无足轻重，研究假设三没有得到验证。
（四）进一步分析
为了检验本文研究结论的可靠性，本文对家族企业的银行贷款进行了重新定义，分别定义为短期银行贷款比例与长期银行贷款比例。短期银行贷款（sbank）=（年初短期银行借款+年末短期银行借款）/（年初总资产+年末总资产）。可以看出，当因变量为短期银行借款时，尽管相关变量的系数值有所改变，但没有改变正负号，相应的t值有所改变，显著性水平保持不变或提升④，因此，研究结论不变。
长期银行贷款（lbank）=（年初长期银行借款+年末长期银行借款）/（年初总资产+年末总资产）。当因变量为长期银行借款时，市场环境（法制环境、金融市场化水平、政府干预）、审计意见以及二者的交乘项对长期银行贷款没有显著影响，表明本文研究结论不适用于长期银行贷款。
五、研究结论与政策建议
本文以中国上市家族企业为样本，结合企业所处的制度环境（法制环境、金融市场化水平、政府干预程度），研究了制度环境、审计意见以及二者的交乘项对企业银行贷款的影响。研究发现：
1. 法制环境、金融市场化水平与企业银行贷款显著负相关，表明上市家族企业所在地区法制环境越好，或金融市场化水平越高，家族企业的银行贷款反而越低。一般认为，法制环境越好，意味着投资者产权保护程度越高，金融市场化水平越高，商业银行与借款企业的信息不对称程度越低，这些都应该有利于企业获得银行贷款。实证研究与理论悖论的原因是：家族企业是一个正式契约与非正式契约的结合体，在家族企业中既有正式的契约治理又有非正式的关系治理，法制环境改善或金融市场化水平提高，有利于正式契约治理，但不利于非正式的关系治理，只要法制环境或金融市场化水平作用于正式契约治理给家族企业带来的边际收益没有超过法制环境或金融市场化水平作用于非正式契约的关系治理所产生的边际成本，法制环境与金融市场化提升的好处就没有从总体上显现出来，从而表现出法制环境与金融市场化银行贷款悖论。研究发现，政府干预对上市家族企业银行贷款没有显著影响，在这方面政府表现为“无为之手”。
2. 相对于西方发达国家而言，我国的法制环境与金融市场化水平较低，标准无保留审计意见的积极信号显示效应处于附属地位，披露制约效应处于主导地位，即无保留审计意见促使企业披露更多对企业自身不利的信息，从而不利于企业获得银行贷款。
3. 法制环境较好的地区，或金融市场化水平较高的地区，标准无保留审计意见具有一定的积极信号显示效应，部分抵减了其披露制约效应。
进一步研究发现，审计意见主要对企业短期银行贷款产生影响，对长期贷款不构成影响，即商业银行在长期贷款授信时不关注借款企业的审计意见类型。
本文研究结论的政策含义是：法制环境的改善或金融市场化水平的提高，对家族企业的积极影响不是一蹴而就的事，需要经历一个漫长的过程；审计意见只有在较好的法制环境或金融市场化水平较高的环境下，才有一定的信号显示效应。这为政府有关部门完善上市家族企业会计信息监管法规提供了理论依据，对于完善中国上市公司信息披露制度、保护家族企业投资者利益，具有重要的理论意义与现实意义。
注释：
①他们利用多元统计主成分分析法将“市场中介组织的发育”、“对生产者合法权益的保护”、“知识产权保护”、“消费者权益保护”四个指标综合而成，数值越大，则表明该地区法制水平较高。
②他们利用多元统计主成分分析法将“金融业的竞争”、“信贷资金分配的市场化”两个指标综合而成，数值越大，表明该公司地区金融市场化程度较高。
③他们利用多元统计主成分分析法将“市场分配经济资源的比重”、“减轻农民的税收负担”、“减少政府对企业的干预”、“减轻企业的税外负担”、“缩小政府规模”五个指标综合而成，数值越大，则表明该公司所在地的地方政府对经济干预较低。
④法制环境以及法制环境与审计意见交乘项由原来的5%水平上显著变为现在的1%水平上显著，金融市场化水平与审计意见的交乘项由原来的5%水平上显著变为现在的1%水平上显著。
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非现场审计论文篇10
20世纪90年代，随着上海证券交易所和深圳证券交易所的成立，我国规定，上市公司对外披露的财务报告必须经独立的注册会计师审计并发表审计意见。这表明了审计报告的重要性。
信息含量是指公开披露的信息是否是预期使用者进行投资决策的依据，能否影响投资者的财务决策。审计意见是注册会计师对上市公司的财务信息所出具的鉴证意见，能够提高投资者对会计信息的信任和依赖程度，从而有利于做出正确的财务决策。审计意见的信息含量是指上市公司在披露注册会计师出具审计报告后，外部信息使用者根据意见类型做出投资决策，引起股票价格不同程度的波动。因此，上市公司年报披露的审计意见是投资市场需要的信息，是投资者决策的有用信息，具有信息含量。
对审计意见的信息含量研究，国内外学者已经开展了多年，但是并没有得出一致的结论。我国学者早期对审计意见信息含量的研究发现，审计意见并没有显著的信息含量。可能是由于我国早期证券市场发展并不完善，审计制度不健全。随着近几年我国资本市场快速发展，市场准入制度和监督体系不断完善，上市公司的数量逐年增加，同时披露非标准审计意见的上市公司逐渐增多，这就为我们审计意见的市场反应提供了丰富的资源。本文以2012―2013年沪深两市上市公司年报中披露的非标准审计意见为研究对象， 判断在审计意见披露的较短时间内，非标准审计意见是否会产生市场反应，股票价格下跌；非标准审计意见与标准审计意见产生的股票价格变化是否显著不同；以此来探究我国上市公司披露审计报告是否会引起明显的市场反应，是否具有信息含量问题。
2 研究假设
审计报告是指注册会计师对财务报表是否在所有重大方面按照财务报告编制基础编制并实现公允反映发表审计意见的书面文件。审计报告具有鉴证、保护和证明的作用。
审计报告分为标准审计报告和非标准审计报告。标准审计报告，是指不含有强调事项段、其他事项段或其他任何修饰性用语的无保留意见的审计报告。标准审计报告表明，上市公司披露的财务信息是真实公允的，投资者可以信赖财务报告的内容，并依据披露的信息进行投资决策。非标准审计报告，是指带强调事项段或者其他事项段的无保留意见的审计报告和非无保留意见的审计报告，非无保留意见的审计报告包括保留意见的审计报告、否定意见的审计报告和无法表示意见的审计报告。非标准审计报告表明财务报告中的会计信息可能存在虚假的或影响持续经营的情况，投资者在做决策时要注意分辨 。
理论上来说，如果上市公司被注册会计师出具了标准审计报告，向市场传递的是利好的消息，说明该公司的管理层是值得信赖的，外部信息使用者可以信任上市公司的会计信息，增强了决策有用性，资本市场和投资者对上市公司的评价较好。这种情况下，股票的价格可能会保持平稳或略微上涨。而如果上市公司被出具了非标准审计报告，对公司来说是利空的消息，信息使用者会降低对财务信息的信赖度，对公司的持续经营能力和盈利能力产生怀疑，减少或退出对股票的投资，从而使股票价格下跌。由此提出以下假设：
H1：审计意见具有信息含量的上市公司被出具非标准审计意见会引起股票价格的负向变动。
H2：被出具非标准审计意见和标准审计意见的上市公司，股票价格变动显著不同，产生的市场评价不同。
3 研究设计
以传统的市场反应模型为基础，根据假设H1和假设H2设定多元回归模型如下：
CARi：被解释变量，第i家上市公司的累计超额收益；
OPi：第i家上市公司的审计意见，设为虚拟变量，用0和1表示，非标准审计意见为1，标准无保留审计意见为0；
EPS：每股收益变化率作为控制变量，每股收益反映会计的盈利水平，具有信息含量，会对累计超额收益产生显著影响；
DIVi：股利分配政策，设为虚拟变量，分配股利取1，不分配股利取0。企业分配股利会向市场传递企业经营状况良好的信号，未来发展前景较好，引起股价上升，从而增加企业价值；
InVi：资产规模，作为控制变量，它反映着企业的经营能力和获利能力，但是，资产规模越大，也表明企业的经营风险越大；
OPi×EPS：反映的是审计意见与每股收益变化率联合作用对被解释变量的影响。
市场反应采用审计报告公布日前后一段时间窗口下的累计超额收益率来表示。本文在选择审计报告日的时间窗口时，选择审计报告公布日前后3个交易日、前后4个交易日和前后5个交易日。没有选择更短的时窗是由于，在审计报告较短时窗内投资者可能还来不及反应。
在计算累计超额收益率时，普遍采用的有两种模型：市场模型和市场调整模型。国外学者在运用对比这两种模型计算累计超额收益率时发现，市场调整模型得到的结果更准确，所以本文采取市场模型来计算累计超额收益率。以下是以市场调整模型为基础计算超额收益率。
具体计算步骤如下：
①计算个股的实际（日）收益率：
Ri，t=（Pt，-Pt-1）/Pt
Ri，t：上市公司i在第t日的实际报酬率；
Pt，Pt-1：分别是上市公司i在第t和t-1交易日的股票收盘价格。
②计算个股期望正常收益率，用市场综合指数收益率代替：
Rm，t=（Pm，t-Pm，t-1）/Pm，t-1
Rm，t：第t日个股期望收益率，通过上市公司i所在的证券市场股票价格行业指数计算得到；
Pm，t，Pm，t-1：市场行业指数在t，t-1交易日的收盘价。
③计算第i家上市公司在第t日的超额收益：
ARit=Rit-Rmt
ARit：第i家上市公司在第t日的超额收益。
④样本组平均超额收益率：
AAR=AR
⑤事件期样本组累计平均超额收益率：
CAR（t1，t2）=AAR
研究以上市公司审计报告公布日为第0日。
4 样本选取
我们以2012年和2013年沪深两市A股上市公司为初始研究对象，剔除了ST、*ST公司以及金融行业的上市公司，将研究样本分为两组上市，一组是在2012年和2013年披露非标准审计意见的上市公司，即研究样本组；另一组是在这两年披露标准无保留审计意见的公司，即控制样本组。本文研究所用财务数据、非财务信息以及审计意见类型和市场收益等数据，都来自国泰安CSMAR数据库。
4.1 研究样本的选取
选取2012年和2013年发表非标准审计意见A股上市公司，包括无保留意见加强调事项段、保留意见、否定意见和无法表示意见。
4.2 控制样本的选取
本文选取发表标准无保留审计意见的A股上市公司作为控制样本组的样本公司，同时要满足以下条件：
①与研究样本公司审计报告的年度相同。我国的资本市场还处于不断发展和持续完善的阶段，每一年的政策环境可能会有差异，这样不同的宏观环境下，很难保证相同的审计报告意见类型会产生类似的市场反应。
②与研究样本公司所属行业相同。不同的行业所处的行业生命周期可能不同，选取同一行业可以消除不同行业盈利波动的不一致性，有效控制行业效应对累计超额收益的影响。
③与研究样本资产规模类似。主要是为了防止公司规模影响累计超额收益。
按照证监会公布的最新行业标准，寻找满足上述条件且与样本公司每股收益变化率类似的标准无保留审计意见公司，然后剔除在审计报告公布日前后5天有重大事件发生，以及数据不全或数据无法获取的上市公司。最终得到控制样本公司共112家，其中2012年53家，2013年59家。控制样本公司是通过手工搜集和整理选取的。最终的样本选取结果见下表：
5 结果及分析
根据“3研究设计”中的研究模型，本文通过多元回归法对非标准审计意见的信息含量进行检验。在文中选取较短的时间窗口进行多元回归分析，原因是较短的时间窗口可以排除因其他重大事项对股价波动产生的影响。拟将事件窗口确定为上市公司审计报告日披露前后3天，4天和5天，即[-3，3]，[-4， 4]，[-5，5]，来重点研究非标准审计意见对股价波动的影响方向和影响程度。未选取[-2，2]和[-1，1]时窗是因为太短的时间可能使证券市场和投资者来不及做出决策，不能准确反映非标准审计意见影响股票价格变动的方向和程度。最终得到以下的分析结果：
t statistics in parentheses；
* p
如上表所示，我们可以看到在[-5，5]，[-4，4]，[-3，3]三个研究窗口中，审计意见（OP）的系数都为负值。与我们的预期一致，表明审计报告是具有信息含量的，被出具非标准审计意见的上市公司，投资者对他们的评价较差，引起了股价的负向波动，假设H1得以验证。上市公司的审计意见，非标准审计意见为1，标准无保留审计意见为0。所以OP的系数是证券市场和投资者对非标准审计意见与标准无保留审计意见反应的差异，三个研究窗口中在5%的显著性水平下显著为负，结果表明市场对非标准审计意见与标准无保留审计意见的反应存在显著差异，假设H2得以验证。
6 结论
本文通过梳理国内外关于审计意见信息含量相关研究，发现信息使用者在投资决策时，不仅重视挖掘的财务报告的内含信息，对财务报告的鉴证报告――审计意见报告也开始逐步关注并重视。因此本文以我国资本市场的上市公司数据为基础，来实证考察审计意见的信息含量。通过选取2012年和2013年沪深A股上市公司共260个研究样本，运用事件研究法和多元回归法进行检验，实证结果证明，不同的审计意见会产生不同的市场评价，影响外部信息使用者的投资决策，因此审计意见具有信息含量，从而验证假设；为了提高审计报告信息含量，我们从以下三个方面提出相应的政策建议。
6.1 加强证券监管
我国资本市场还处于不断发展和完善的过程中，建立健全证券市场的准入条件和退出机制，一方面有利于公司上市更加趋于市场化；另一方面，敦促监督上市公司通过合法经营和合法途径来提高经营效率和效果，增强企业的竞争力。
加强对上市公司的监管，建立一系列科学合理的考核指标，坚决制止上市公司提供虚假报告扰乱市场秩序的行为，提高对市场行为的奖励和惩罚力度，从而促进我国资本市场不断健全和完善。
6.2 加强注册会计师行业监管及法律责任
注册会计师提供的审计报告质量的高低直接影响审计意见的信息含量，进一步影响投资者的财务决策。因此要加强对注册会计师行业的监管，严惩注册会计师违反职业道德的行为，通过继续教育等手段增强专业胜任能力，提高审计报告质量，增强审计报告的可理解性。
建立健全审计的法律责任制度和体系，强化注册会计师的法律意识。不断发展和完善检验审计意见的手段和措施，加强奖励和惩罚的力度。
