审计师行业专长与审计质量——来自财务舞弊公司的经验证据，本文主要内容关键词为：专长论文,证据论文,审计师论文,财务论文,经验论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
近年来，在中国资本市场上，被中国证监会因财务舞弊处罚的公司（以下简称财务舞弊公司）大多被审计师出具了标准无保留审计意见。按照传统审计理论，当公司管理层编报财务报告所使用的会计政策与GAAP（公认会计原则）相违背，或者出现实质性错报、漏报时，审计师首先会与其沟通，要求公司重新调整财务报告，如果公司拒绝做出修订，审计师应该出具非标准审计意见(Butler et al.,2004)。若实质性的错报漏报重大，或者出现重大财务舞弊时，审计师应对此出具否定审计意见。然而外部审计发挥作用的前提条件是审计师能够发现并报告公司的错报、漏报及财务舞弊行为(DeAnglo,1981)，这就取决于审计师的专业胜任能力与独立性。
与此同时，国内外学术界从专业胜任能力角度来研究审计师行业专长对审计质量的影响得出了很不一致的结论。一般认为，在审计师独立性既定的条件下审计师掌握客户所在行业的经营特点、交易流程、特殊会计政策等知识，能够帮助其搜集审计证据、提高专业判断能力和审计效率，从而更准确地评估客户财务报告的公允性（蔡春和鲜文铎，2007），即审计师的行业专长能够体现审计师的专业胜任能力，提高审计质量。国外一些文献证实具有行业专长的审计师能够提供比非行业专长审计师更高水平的保证（Craswell et al.,1995; Beasley和Petroni,2001），相比较在非专长的行业里，审计师在富有专长的行业里更容易察觉到报告错误(Owhoso et al,2002)，以及更显著地遵循了审计准则(O'Keefe et al.1994)。可以看出，基于发达资本市场的经验研究大多支持审计师行业专长能够提高审计质量(Balsam et al.,2003; Krishnan,2003; Hogan和Jeter,1999; Solomon et al.,1999)的观点。国内相关的研究较少，我们所知的两篇文献（蔡春和鲜文铎，2007；刘桂良和牟谦，2008）却一致认为由于我国会计师事务所总体上独立性不高，审计师的行业专长不但没有提高审计质量，反而在一定程度上降低了审计质量。
鉴于此，本文在已有文献研究的基础上，通过财务舞弊公司被出具审计意见类型作为审计质量的替代指标，来研究审计师行业专长对审计质量的影响。本文安排如下：第二部分对国内外现有文献进行梳理，并提出本文的研究假设；第三部分为本文研究样本及研究方法；第四部分为实证分析；第五部分为结论。
二、文献回顾及假设
Solomon et al.(1999)认为具有行业专长的审计师拥有更深入的专业知识，能做出更精确的审计判断，在揭示误导性财务报表上也会更有效率(Lys and Watts,1994)。Carcello和Nagy(2004)发现，审计师行业专长与客户财务舞弊的频率显著负相关。Kraishnan(2003)通过使用操作性应计利润的绝对值作为公司盈余管理的替代指标，研究了审计师行业专长与盈余管理的关系，结果发现，雇佣非行业专长审计师公司盈余管理幅度平均高于雇佣行业专长审计师公司1.2个百分点，从而表明了审计师行业专长能够约束上市公司盈余管理行为。而Balsam et al.(2003)则延续了Kraishnan的研究，为了控制事务所品牌的影响，将样本集中在国际“六大”，稍有不同的是，他们在计量盈余质量上增加了盈余反应系数指标，研究结果发现雇佣行业专长审计师公司盈余质量显著高于雇佣非行业专长审计师公司，从而得出了与Kraishnan(2003)一样的研究结论。审计师行业专长与审计质量的关系是否依赖法律环境，目前还缺少相关的经验研究。Kwon et al.(2007)通过使用28个国家1993～2003年超过20个行业数据，研究发现随着法律环境的弱化，审计师行业专长对盈余质量的影响在加强，这表明在投资者保护比较弱的国家和地区，外部审计师行业专长作为投资者保护的替代机制存在。
国内关于审计师行业专长与审计质量关系研究的文献还非常少见。蔡春和鲜文铎(2007)借鉴了Kraishnan(2003)的研究思路和方法，研究发现，审计师行业专长与审计质量负相关，并认为可能是由于我国会计师事务所总体上独立性相对不高、易受行业内经济依赖性的负面影响和行业专长发展程度较低。刘桂良和牟谦(2008)也通过使用类似的研究方法，发现审计师行业专长不但没有提高审计质量，反而在一定程度上降低了审计质量。由此可以看出，国内外对于审计师行业专长的研究得出了截然相反的结论，如果按照Kwon et al.(2007)的研究成果，在中国这个投资者保护机制尚不健全的国家，审计师行业专长对审计质量应该会有非常显著的正向影响。
因此，我们认为国内外研究存在分歧的原因可能在于审计师行业专长的计量上。已有相关文献广泛采用行业市场份额和行业组合份额中的一种或两种方法来衡量，然而使用这些指标来计量审计师行业专长可能存在明显的差异（夏立军，2004），对研究发现有实质性的影响（Neal和Riley,2004），但并没有文献探讨在中国审计市场上衡量审计师行业专长具体是哪一种或两种指标都具有适用性。
由于具有行业专长的审计师拥有某一行业的专有知识和专业技能，因此，Low(2004)认为拥有客户行业知识的审计师能够更好地评估与具体客户相联系的审计风险，当制订审计计划决策时，能够较好地识别需要更多审计关注和审计资源的领域。Taylor(2000)认为审计师行业专长会影响审计判断，是对客户固有风险评估有重要影响的变量。而从行为决策理论来看，业绩是由个体的经验、知识和能力所决定，审计师行业专长联合了经验和知识，能够提升审计判断的效率(Moroney,2007)。因此，可以得知，具有行业专长的审计师具有发现公司财务舞弊行为的专业胜任能力。为了利用行业专长赚取准租金，审计师也会格外关注由于对财务舞弊公司出具不恰当审计意见而可能招致的法律诉讼风险以及对声誉的影响。因此，具有行业专长的审计师在独立性上也要强于不具有行业专长的审计师。从以上两方面，我们认为具有行业专长的审计师能够发现并报告上市公司的财务舞弊行为，基于此，我们提出以下研究假设：
H：在给财务舞弊公司提供审计服务中，相对于没有行业专长的审计师，具有行业专长的审计师出具非标准审计意见的概率更高。
三、样本和方法
（一）样本选择和数据来源
我们主要选取2002～2008年间被中国证监会处罚的上市公司作为初选样本，经过分类统计，我们将上市公司被处罚的原因分为以下三类：一是财务报表披露存在重大遗漏、虚假信息；二是上市公司在财务报表中虚增资产、利润；三是未及时履行临时公告义务，未在法定期限内披露年报以及公司高管非法买卖本企业股票等。因为审计师主要对上市公司财务报表的合法性、公允性发表意见，因此我们剔除了仅仅是由于原因三而被处罚的公司以及舞弊的金融类上市公司。考虑到1998年会计师事务所的脱钩改制，因此我们剔除了财务舞弊年份在1998年以前的样本，最终样本为182家上市公司。财务舞弊公司财务数据以及公司治理数据来源于CCER数据库。
（二）变量定义
1.被解释变量
我们选取被中国证监会处罚的财务舞弊公司的审计意见作为审计质量的替代指标。若审计意见为标准无保留，OPINION_TYPE取1，否则取0。
2.解释变量
我们按照证监会2001年的行业分类标准，对制造业以外的行业采用1位代码进行分类，而由于制造业数量多，业务差别较大，采用2位代码进行行业分类。在计量行业市场份额和行业组合份额时，本文以单个行业内所有公司以及事务所的所有客户为基准。
(1)行业市场份额
3.控制变量
按照先前的研究成果，加之对财务舞弊公司审计意见决定因素的综合考虑，本文加入了审计任期、事务所规模、公司破产风险、公司股票年度回报率、贝塔系数以及公司规模作为控制变量。
表1 研究变量的描述性统计
（三）研究模型
我们用probit模型来检验假设。其中：若财务舞弊公司被出具标准无保留审计意见时，OPINION_TYPE取1，否则取0；AUDITSPE表示审计师行业专长变量，分别用
；TENURE为审计任期；BIG10为虚拟变量，当审计师为国内“十大”①时取1，否则取0；Z_SCORE为根据Altman(1968)模型计算出来的公司破产风险指数；RETURN为经市场调整的股票年度收益率；β为公司的贝塔系数；LNSIZE为公司规模，我们取公司年末总资产的自然对数；由于样本较小，且在年度和行业上分布较为分散，因此本文没有对行业和年度进行控制。
四、实证结果
（一）描述性统计分析
表1为主要变量的描述性统计，从中可以看出，财务舞弊公司被出具标准审计意见的比例约为70.88%，这表明中国上市公司审计市场上出现了审计失败，即财务舞弊公司大多被审计师出具了标准无保留审计意见，审计质量堪忧。行业市场份额的四个变量
的均值不到4%，行业组合份额的四个变量
的均值在11%左右②，财务舞弊公司的审计师平均行业专长程度较低。财务舞弊公司的审计任期(TENURE)平均约为3年，审计任期较短，这可能是由于财务舞弊公司的审计风险较大，大部分审计师迫于法律诉讼风险的压力而辞职。财务舞弊公司中国内“十大”(BIG10)的客户约为20%，可以看出，“十大”的市场份额较低，一方面是由于国内审计市场还没有出现“十大”垄断的局面，另一方面是“十大”出于对审计声誉的考虑而不愿接受财务舞弊公司的审计业务。财务舞弊公司的Z_SCORE较低，表明财务舞弊公司的持续经营能力存在问题，破产风险较大。财务舞弊公司的年度平均市场回报率(RETURN)仅为4%，其中有一半公司的年度市场回报在-20%以下，可以看出，投资者在一定程度上能够识别上市公司财务舞弊行为，并且采取了“用脚投票”。财务舞弊公司的平均市场风险接近1.1，平均公司规模的自然对数为20.77。
（二）多元回归分析
表2为全部样本的多元回归结果，模型(1)、(2)、(3)、(4)中反映审计师行业专长的四个行业市场份额的指标均与审计意见在5%的水平上显著负相关，即具有行业专长的审计师越会对财务舞弊公司出具非标准审计意见，而模型(5)、(6)、(7)、(8)中另一类反映审计师行业专长的四个行业组合份额的指标与审计意见在5%或10%的水平上显著正相关，即越具有行业专长的审计师越会对财务舞弊公司出具标准审计意见。令人费解的是，两种衡量审计师行业专长的方法得出的结论却截然相反，即从前四个模型可以看出审计师行业专长对审计质量具有正面影响，而后四个模型则显示出审计师行业专长与审计质量显著负相关，因此有必要进一步挖掘行业专长不同计量方式产生不一致结果的内在原因。
表2 全部样本的多元回归结果
注：***表示在1%的水平下显著，**表示在5%的水平下显著，*表示在10%的水平下显著（双尾），下同。
（三）对不一致结果内在原因的分析
一般来说，行业市场份额立足于特定行业，考察特定行业中某家事务所的市场份额，大所（指规模较大的会计师事务所，简称大所）在审计市场的占有率高，往往在特定行业的市场份额也较大；而小所（指规模较小的会计师事务所，简称小所）由于在审计市场占有率较低，在特定行业市场份额较低，大所的行业市场份额可能会高于小所，因此用行业市场份额来衡量时，大所在特定行业具有审计师行业专长。而行业组合份额是从特定事务所出发，考察特定事务所所有客户中来自某个行业的市场份额。由于小所的市场占有率低，客户较少，且行业分布较为集中，因此，特定行业可能是该事务所市场份额最多的行业（夏立军，2004），故而在特定行业小所的该指标往往较高。大所由于客户的行业分布较为分散，特定行业的客户往往占其全部客户的比例较低，因此在特定行业大所的该指标较低。为了检验我们的上述推测，我们按“十大”与非“十大”将两种衡量审计师行业专长的指标分组进行单变量分析，见表3。
表3 “十大”与“非十大”行业市场份额、行业组合份额比较
注：T值为两个独立样本的t检验统计量，Z值为Wilcoxon符号秩检验统计量。
表4 非“十大”样本的多元回归结果
从表3可知，从行业市场份额的四个指标来看，“十大”的行业市场份额高于非“十大”，并且在1%的水平上通过了T检验和非参数检验。而且从行业市场份额指标的离散程度来看，非“十大”行业市场份额不但普遍较小，而且离散程度较低。从行业组合份额的四个指标来看，“十大”的行业组合份额均低于非“十大”，并且也通过了T检验和非参数检验。而从行业组合份额指标的离散程度来看，“十大”的行业组合份额不但普遍较小，而且离散程度较低。以上检验完全验证了我们对两类衡量审计师行业专长指标在“十大”和非“十大”之间存在明显差异的推测，因此我们可以进一步推测，表3所呈现出的利用行业市场份额和行业组合份额得出不同研究结论的原因可能是这两类指标在“十大”和非“十大”之间存在的明显差异性造成的，为了进一步验证我们的推测，我们按“十大”与非“十大”分组检验，见表4和表5。
表5 “十大”样本的多元回归结果
表4为非“十大”样本的多元回归结果。从中可以看出，模型(1)、(2)、(3)、(4)中，非“十大”的行业市场份额变量与审计意见不存在显著相关性，从后面的分析可知，行业市场份额衡量的是审计师的从业经验，正如我们从表3中得出的结论，由于非“十大”在特定行业市场份额较小，此种方法衡量时不具有行业专长，并且离散程度较小，造成了这种不显著。而模型(5)、(6)、(7)、(8)中，非“十大”的市场行业组合份额变量与审计意见显著正相关，这表明具有行业专长的非“十大”审计师越会对财务舞弊公司出具标准审计意见，其原因可能在于，在行业组合份额越高的行业，审计师投入的审计资源固然越多，但同时该行业客户对审计师来说也越重要，审计师对行业内的经济依赖度越大，导致审计师独立性相对较低。因为审计质量受到独立性与专业技能的联合作用，当审计师的独立性被削弱时，即便具有较高的专业技能，也难以达到较高的审计质量（蔡春和鲜文铎，2007）。行业组合份额越高，审计师的经济依赖性越大，故而在上市公司的财务舞弊行为中采取了沉默，导致了较低的审计质量。
从表5可知，模型(5)、(6)、(7)、(8)中，“十大”的行业组合份额变量与审计意见仅在模型(8)中在10%的水平正相关，而在其他三个模型中不相关。从表3的分析可知，这可能是由于“十大”在特定行业客户占其所有市场份额较小，并且行业组合份额指标的离散程度较低，造成这种不显著关系。结合对表4的分析可知，在中国审计市场上，行业组合份额在某种程度上衡量的可能不是审计师行业专长，而是会计师事务所对该行业的经济依赖性，因此，利用该指标衡量审计师行业专长在中国审计市场不具有适用性。而在模型(1)、(2)、(3)、(4)中除了在模型(2)中不显著以外，在其余三个模型中分别在5%或10%的水平上与审计意见显著负相关，这表明具有行业专长的“十大”审计师越会对财务舞弊公司出具非标准审计意见，其原因可能在于，对“十大”来说由于客户的行业分布较为分散，即便在某行业，“十大”的行业市场占有率较高，也不会产生严重的经济依赖性，而且在这样的行业里，“十大”的从业经验丰富，具有行业专长。因此，行业市场份额更多衡量的是“十大”对特定行业的从业经验，即“十大”在特定行业的从业经验越丰富，越能发现行业客户的财务舞弊行为。同时“十大”在审计市场的份额较大，不受单个行业经济依赖性的影响，独立性相对较高。所以，具有行业专长的“十大”审计师具有较高的审计质量。因此，我们也可以得知，国内外学术界对审计师行业专长与审计质量关系存在严重分歧是在于对衡量行业专长指标的恰当选取上，在中国审计市场上，用行业市场份额来衡量审计师行业专长可能具有普遍适用性。
至此，可以看出，表2所呈现出的两种测量审计师行业专长的指标得出的截然相反的研究结论，是因为行业市场份额指标测量的是审计师对特定行业的从业经验，即行业专长，显示出行业专长与审计质量显著正相关，而拥有行业专长的审计师主要分布在“十大”会计师事务所中。而行业组合份额变量，测量的是审计师对特定行业的经济依赖程度，审计师对该行业的经济依赖性越大，审计质量越低，而对行业具有严重经济依赖性的主要是非“十大”会计师事务所。因此，中国审计市场出现的审计失败，原因是“十大”在特定行业缺少专长，从业经验不足，而非“十大”则是受行业内经济依赖性的影响导致的较低的审计独立性。
五、结论
本文以中国证监会处罚的财务舞弊公司被出具的审计意见作为审计质量的替代指标，同时使用行业市场份额和行业组合份额来替代审计师行业专长，研究发现行业市场份额与审计质量显著正相关，而与之截然相反的是行业组合份额与审计质量显著负相关。经过对其内在原因的发掘，我们发现这是由于行业市场份额测量的是审计师对特定行业的从业经验，即行业专长，显示出行业专长与审计质量显著正相关，而拥有具有行业专长的审计师主要分布在“十大”会计师事务所中；而行业组合份额变量测量的是审计师对特定行业的经济依赖程度，审计师对行业的经济依赖性越大，审计质量越低，对行业具有严重经济依赖性的主要是非“十大”会计师事务所。同时，审计师的专业胜任能力不够（主要是“十大”）和独立性较差（主要是非“十大”）是资本市场出现审计失败的原因。
注释：
①我们按每年会计师事务所客户的资产总额的排名确定，含排名在前十位的国际“四大”。
②蔡春、鲜文铎(2007)统计出的全部审计师行业市场份额的均值为0.04、行业组合份额的均值为0.14，从中可以看出，财务舞弊公司的审计师行业市场专长应该接近全部市场水平。
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