独立审计关系异化的分析，本文主要内容关键词为：独立论文,关系论文，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。
注册会计师的本质作用，在于以其独立地位和专业能力，谨慎审查和验证财务报表及其它经济信息，并客观发表审计意见。但在“银广夏”、“麦科特”等系列案件中，拥有专业胜任能力的注册会计师却没有对虚假财务报告公证地发表负面审计意见，反而无保留地肯定其合法性和公允性。
本文认为，造成审计意见失实的因素固然很多，但根本原因在于独立审计关系的异化以及现行审计委托制度的缺陷——在所有者发生分化的情况下，现有股东、控股股东可能侵占潜在股东、非控股股东的利益，并通过操纵审计意见实现其侵占目的；而现行审计委托制度却仍然规定由所有者(实际上是现有、控股股东)行使审计委托权；这便为现有、控股股东操纵审计意见提供了条件；独立审计关系异化为不独立的“伪三角关系”，而审计委托制度未作针对性调整，致使审计人员的独立性失去制度保障而难以客观发表审计意见。
一、独立审计关系异化的理论分析
1．审计独立性的保证——固有审计关系
审计的独立性，是由审计人在审计关系中居于第三方的独立地位所保证的。固有审计关系，由审计委托人、被审计人和审计人三方关系人组成独立三角关系，其中审计人独立于被审计人和审计委托人两方之外，以“第三方”的中立身份超然存在，从而在形式上保证了审计人的独立性。这种制度设计所以能够保证审计独立性，主要基于如下前提条件：
(1)财产所有者为会计信息使用者，同经营管理者存在潜在利益冲突。前者作为信息使用者需要获得可靠的会计信息，后者作为信息提供者可能提供虚假财务报告。
(2)财产所有者为一元或利益相同的多元体，无动机操纵审计意见。所有者委托审计的目的，在于取得关于财务报表可靠性的客观审计意见，无动机也不可能获利于不实审计报告。
2．管理者操纵审计意见——审计与被审计关系异化
通常研究认为(如李志文和谷朝阳，1998①)，审计独立性主要受到管理者操纵审计意见的破坏。就是说，管理者作为虚假会计信息的制造者和受益者，为了不被出具负面审计意见，往往利用管理控制权及其实际支付审计费用之便，胁迫、诱惑审计人被动或主动地放弃客观的审计意见而代之以不实的“干净意见”(Clean Opinion)。在这种情况下，“审计人独立于被审计人的关系”演变为“审计人与被审计人结为利益耦合体”，原有独立三角关系异化为“伪三角关系”——审计委托人对“被审计人与审计人利益结合体”。这种由管理者操纵审计意见所形成的伪三角审计关系，主要是审计与被审计关系发生了变异，本文称之为审计与被审计关系异化。
为了防范审计人与被审计人的合谋问题，审计委托制度规定由所有者作为审计委托人。这就从制度上分离了管理者操纵审计意见的动机和条件，并可通过所有者行使委托、续聘、解聘和索偿权，迫使审计人做出独立于被审计人的理性决策。这种制度设计的前提假设，仍然只是管理者具有编制虚假财务报告和获取不实审计报告的动机和条件，而所有者没有动机也不可能获利于虚假财务报告与不实审计报告。
3．所有者操纵审计意见——审计委托与受托关系异化
现行审计委托制度能够解决由管理者操纵审计意见所形成的审计与被审计关系异化，却不能控制由所有者操纵审计意见所导致的审计委托与受托关系异化。后者改变了审计委托与受托关系的固有涵义，造成审计关系发生实质性异化——即在所有者多元化并且利益不一致的情况下，现有股东、控股股东可能通过误导潜在股东、非控股股东等会计信息使用者而获取利益，并有动机获取不实审计意见；当由具有操纵审计意见动机的现有、控股股东行使审计委托权时，实质上是将审计人置于审计委托人或“审计委托人与被审计人利益耦合体”的附庸地位，从而使独立审计关系异化为在性质、程度、范围上更为严重的“伪三角关系”——“审计委托人与审计人利益耦合体”对被审计人，或者“审计委托人、被审计人、审计人结为利益耦合体”。
具体说，在股份制企业等非独资企业中，所有者在时间和空间上发生了多维分化，形成了现有股东与潜在股东、控股股东与非控股股东及其他利益相关者等多元群体(见图1)。不同所有者的利益趋向和获取途径不尽相同，拥有公司有效控制权的所有者，也就有效控制了公司会计信息的制作和披露政策，并可通过虚假会计信息误导其他所有者和报表使用者而获取利益。在现实经济生活中该利益侵占效应主要表现为：（注：李志文和谷朝阳(Chi-wen Lee and Zhaoyang Gu，1998)研究认为，审计人可能收取被审计人(经理人)的贿赂，而向委托人(所有者)提供不真实的信息，即监督者(审计人)和被监督者(经理人)之间形成合谋(Collusion)。）现有股东(二、三象限)为了融资需求而通过粉饰财务报表误导潜在股东和其他投资者(一、四象限)；②控股股东(三、四象限)为了额外利益而通过操纵会计信息侵害非控股股东和其他投资者(一、二象限)；其中位于第三象限的现有控股股东最有能力和意愿侵占潜在、非控股股东和其他投资者的利益。在这种多维环境下，现有、控股股东的角色发生了实质变化，即由会计信息的使用者转变为实质上的提供者，并由虚假财务报告的受害者演化为受益者，进而演变为不实审计报告的潜在受益者和审计意见的可能操纵者，这便导致独立审计关系
图1 所有者的多维结构
(1)现有控股股东演变为实质上的信息提供者。为了侵占潜在、非控股股东和其他投资者等的利益，现有控股股东可能授意管理者提供虚假财务报告。
(2)现有控股股东产生了操纵审计意见的动机。为避免虚假财务报告被出具负面审计意见，现有控股股东可能利用审计委托权直接操纵审计意见，或者授意管理者操纵审计意见。
上述前提条件的改变，致使审计人直接面对审计委托人操纵审计意见的企图，甚至是审计委托人、被审计人共同操纵审计意见的企图，于是独立的审计关系异化为不独立的“伪三角关系”。而现行审计委托制度却没有针对这种变异的审计关系，改变审计委托权，在客观上为现有、控股股东操纵审计意见提供了条件。
综上，根据舞弊三角理论(W．S．Albecht，1995)等，提出如下推论：如果现有、控股股东存在侵占潜在、非控股股东利益的行为，就可能具有操纵审计意见的动机；现行审计委托制度规定由现有、控股股东行使审计委托权，从制度上提供了操纵审计意见的条件；在操纵审计意见的动机和条件兼具的情况下，独立的审计三角关系异化为不独立的“伪三角关系”。
在上述推论中，利益侵占行为是审计关系变异的前提条件。对该前提存在与否的求证，只要发现部分股东(即便只是少数股东)存在利益侵占行为，就可证明其存在，而无须证明所有股东均存在利益侵占行为(现有股东、控股股东本来就只是股东的一部分，而操纵审计意见的股东又只是现有股东、控股股东的一部分)。下面本文根据深沪两市A股数据，验证利益侵占效应的存在与否：首先通过检验不同配股要求与公司披露的盈利能力的关系，考察现有股东对潜在股东是否具有利益侵占；然后通过分析股权结构对会计盈余信息含量的影响，考察控股股东对非控股股东是否具有利益侵占。
二、独立审计关系异化的实证分析
1．现有股东对潜在股东的利益侵占
潜在股东泛指根据公司披露的会计信息确定投资意向的资金持有者。由于潜在股东主要依赖公司公布的会计信息做出投资决策，所以如果控股股东授意或默认管理当局编制虚假财务报告并得到注册会计师无保留意见的审计评价，那么潜在股东很可能因被误导而做出错误决策。
1．1文献回顾
一些学者的研究认为，我国上市公司存在为了融资而实施盈余管理的行为，并通常表现为配股公司净资产收益率分布的0.6％和10％现象。
陈小悦、肖星、过晓艳(2000)以1994-1997年上市公司的1053个样本为研究对象，在ROE描述性统计以及回归分析中发现ROE的分布呈现明显的“10％”现象，说明上市公司为迎合监管部门配股权规定存在利润操纵行为。
陆宇建(2002)采用管理后盈余分布法对我国A股上市公司为了避免亏损或为了达到配股资格线的盈余管理行为进行实证分析，发现了上市公司为了避免亏损或是为了获得配股权而通过盈余管理将净资产收益率维持在略高于0.6％和10％区间上的证据，证明上市公司的盈余管理行为随着配股政策的变化而变化。
以上研究表明，上市公司确实存在围绕监管政策而发生的盈余管理行为，并最终表现为边际ROE现象和ROE处于配股达线区间。在接受该结论前，本文采用配对分析方法予以校验；而不再重复其研究过程。
1．2研究假设
2001年《关于做好上市公司新股发行工作的通知》(证监发[2001]43号)关于配股政策的一项显著变化，大体可以概括为：将最近三个会计年度净资产收益率(下文简称R(DE)从平均10％以上降低到平均不低于6％（注：我国上市公司配股政策的历次变更为：①1994-1995年，“公司在最近三年内连续盈利、公司净资产税后利润率三年平均在10％以上”(证监发字[1994]131号)；②1996-1998年，“公司在最近三年内净资产税后利润率每年都在10％以上”(证监发字[1996]17号)；③1999-2000年，“最近三个完整会计年度年的净资产收益率平均在10％以上，任何一年的净资产收益率不得低于6％”(证监发[1999]12号)；④2001年后，“最近3个会计年度加权平均净资产收益率平均不低于6％”(证监发[2001]43号)。）。2001年前后我国上市公司的外部经济环境并未发生明显的不利变化，因此2001年及以后上市公司的ROE在总体上应该持平或者上升。如果上市公司没有围绕配股政策而进行盈余管理，那么在2001年之前三年平均ROE大于10％的公司，在2001年之后ROE应该仍然保持在10％左右；但如果公司为了满足配股政策而实施了盈余管理，那么在配股政策调低ROE要求时，公司披露的ROE就可能随之相应下降。就是说，在排除其他因素影响的情况下，如果一家上市公司在2001年之前和之后分别配股，但是配股日前三年平均ROE却下降4％左右，尤其是从10％附近下跌到6％附近，那么可以合理推定这家公司存在盈余管理行为。由此得到以下假设：
H0∶2001年之前和之后分别配股的公司最近三年平均净资产收益率没有降低。
H1∶2001年之前和之后分别配股的公司最近三年平均净资产收益率有所降低。
1．3研究设计
研究方法为配对分析，即选取行业、规模和盈利能力相近的公司配对比较其差异。为了剔除其他因素的影响，本文选取在2001年之前和之后都配股的上市公司，将其在2001年之前和之后配股日前三年的平均ROE作为一对样本，因此每对样本的差别就是揭示公司是否存在盈余管理的表征。
设x[,1]为上市公司2001年之前配股时最近三年平均ROE，x[,2]为该公司2001年之后配股时最近三年平均ROE，则假设可表示为式I：
其中，S[,d]为差值样本的方差，n为样本数，自由度为df=n-1。决策标准为：如果t值结果落在拒绝域中，则拒绝H0假设(接受H1假设)；如果t值落在拒绝域之外，则接受H0假设(拒绝H1假设)。
1．4 数据来源和样本选取
研究样本包括1993年至2002年我国深市和沪市A股上市公司的年报数据和配股信息。从中选取在2001年之前和2002年分别配股的上市公司，共61个观察值。没有包含2001年配股的公司是由于2001年3月公布的法规对于当年盈余的影响来不及反映在报表中。公司财务数据和配股信息来自于巨灵证券信息系统(Genius Securities Information System)和中国上市公司资讯网(www．cnlist．com)。
1.5计量结果
最近三年平均净资产收益率的对比结果，见图2、表1。
图2 2001年之前与之后的最近三年平增色净资产收益率对比
表1 最近三年平均净资产收益率的比较
最近三年平均净资产收益率
均值 标准差
2001年之前（x[，1]） 14.5743.053
2002年（X[，2]） 10.5872.695
差值（x[，1]-x[，2]） 3.9873.539
T
8.799***
注：***代表在1％水平显著，**代表在5％水平显著，*代表在10％水平显著
比较结果显示，样本公司平均ROE并不一定从10％降至6％，但是2002年配股的多数公司在2001年的ROE明显小于2000年和1999年。就总体而言，2001年之前和之后分别配股的公司最近三年平均ROE降低3.987％，接近政策调整的下降幅度4％，因此拒绝HO假设，接受H1假设。
1．6 现有股东对潜在股东的利益侵占一小结
样本公司在配股政策变动前后，财务报告所披露的平均ROE发生了与配股政策相同方向和幅度的明显下降，在宏观经济环境没有巨大波动的情况下，除非有证据表明ROE下降是由公司实际资产、收益的变化所致，则可合理解释为这是样本公司围绕监管政策而实施盈余管理的结果。该结论支持并验证了利益侵占观点，结合前述学者的研究结论，本文认为，我国现有股东存在通过粉饰财务报告而实施盈余管理，并借此误导潜在股东决策、侵占潜在股东利益的行为。
2．控股股东对非控股股东的利益侵占
控股股东拥有相对多数股份，其可通过在股东大会行使投票权，有效控制公司的经营管理和盈余分配决策。相对而言，非控股股东则处于弱势地位，除非其意见同控股股东一致，否则很难被采纳。作为“理性经济人”的控股股东，为了追求自身效用的最大化，可能利用其对公司的有效控制权，制定有利于自己的会计政策或授意、默许管理者编制虚假财务报告，误导非控股股东的投资、经营、分红等决策，从而侵占非控股股东的利益。
2．1 文献回顾
Morck，Shleifer and Vishny(1998)认为，当控股股东能够有效控制公司时，他们做出的决策侵占非控股股东权益几乎是毋庸置疑的。这种所有权结构的侵占效应可能影响到公司财务披露的质量。
Fan and Wong(2002)检验了七个东亚国家977家公司会计盈余含量与所有者结构之间的关系，发现控股股东出于自身利益披露会计信息并使得所披露信息对于外部投资者没有可信度，集中的股权结构将导致低质量的会计盈余信息。
Lemmons and Lins(2003)通过检验8个东亚国家800多家公司的数据发现，亚洲金融危机增加了控股股东侵占非控股股东利益的动机。
我国公司治理结构相对于其他发达国家比较弱，低透明度和缺乏披露是中国市场的两个主要问题。下面本文通过考察所有者结构与会计盈余有用性之间的关系，检验这种利益侵占效应在我国是否存在。
2.2 研究假设
所有权集中度与盈余信息有用性的关系，为两种股权集中的激励效应所影响。(1)利益侵占效应预测股权集中导致盈余信息质量差：控股股东有效地控制了公司，也就同样控制了公司会计信息的制作和披露政策，他们往往借此侵占非控股股东的利益，市场将预期所有者不会公布高质量的会计信息，这种市场预期降低了财务盈余的可信度，从而减少了会计信息含量；(2)利益趋同效应预测控股股东和非控股股东的利益趋于一致：大股东取得有效控制权之后，股权增加意味着利益求偿权增加，并倾向于为本公司建立良好的信誉，控股股东对自身利益的主观追求会产生代理成本减少的客观效果，因此股权的适度集中能在一定程度上使控股股东和非控股股东的利益趋于一致。两种激励效应有着相反的方向，所有权集中度与盈余信息有用性的关系并不明确，因此，本文提出以下假设：
H3：会计信息含量与股权集中度负相关，即随着第一控股股东持股比例的提高，会计盈余的信息含量会降低，控股股东对非控股股东存在利益侵占。
H4：不同程度的股权集中度对会计盈余质量的影响各不相同。
2．3 研究设计
对股权集中度和会计信息含量，分别选取代表性指标，运用回归分析方法寻找两个因素之间的关系。
(1)股票回报与会计盈余间的基本关系
首先分析股票的累积超额回报率CAR与公司净利润之间的关系，公式为式Ⅱ：
其中，CAR[,it]为累计超额回报，NI[,it]为公司净利润除以年初权益的市场价值，u[,t]为残差项。会计信息含量用累计超额回报率(CAR)来衡量，月回报数据从公司年度报表公布前12个月开始计算，采用幼稚模型(Naive Model)计算股票的累计超额回报率，即每月单只股票的异常报酬率(abnormal return)为考虑红利和再投资的单只股票月个股回报率减去采用流通市值加权平均法计算的考虑红利和再投资的月市场回报率。
净利润是国外类似研究中常用来度量会计盈余的指标。J．P．H．Fan和T．J．Wong(2002)指出，在回归模型中使用净利润的变化值△NI代替NI的效果与使用NI回归的效果类似。因此，选择使用NI作为衡量会计盈余的主要指标。
(2)股权结构的影响
接下来研究控制了股权结构以后盈余的信息含量，采用以下时间序列-横截面回归模型：
其中，CtR[,it]、NI[,itt]含义同公式Ⅱ，SIZE[,it]为公司规模(年初权益市值的自然对数)，LEV[,it]为财务杠杆(年初的总负债除以年初的总资产)，V[,it]为股权变量(第一控股股东持股比例)，u[,t]为残差项。股权集中度采用第一控股股东持股比例来衡量。同时，本文引入下列变量来控制除股权结构以外的影响盈余-回报关系的其他因素：
1)企业规模(SIZE)。Atiase(1985)和Freeman(1987)曾提出，公开信息披露与非盈余性收益的内部消化都是企业规模的增函数。规模大的公司受到的关注较多，对其提供真实有效的财务报表的压力较大，会计信息的含量也较大。另一方面，规模大的公司，其内部结构较为复杂，容易通过关联交易操纵利润，会计信息含量较低。
2)财务杠杆(LEV)控制负债风险和破产风险。高负债的公司通常具有较高的风险，盈余和回报联系较弱。同时，财务杠杆也反映了公司的投资机会(Smith & Watts，1992)。成熟的公司筹资能力强，投资机会少，一般不采用成本较高的股权融资，财务杠杆通常较高，会计信息含量较高。
2.4数据来源和样本选取
样本范围为1994年至2000年中国深市和沪市A股上市公司的年报数据和股票市场交易数据。从中选取了有完整的股权数据、股票回报、盈余和其它财务数据的样本，共3750个观察值。没有包含1993年以及之前的数据是由于1994年以后我国经济形势发生了较大的变化，数据不能满足各年数据同分布的假设。其中公司财务数据来自于巨灵证券信息系统，证券市场数据来自于香港理工大学的CSMAR数据库。
2.5 计量结果
(1)股权集中度的描述性统计
表2列示了我国深市和沪市A股上市公司第一控股股东持股比例分布情况。从统计结果可以看出，从1994年至2000年，我国上市公司第一控股股东的持股比例大约维持在40％左右，即我国上市公司的股权结构是高度集中的。
表2 股权集中度的描述性统计
年份 公司数 均值 标准差 中值 最小值 最大值
2000
91744.06 17.80 43.17 7.48
88.58
1999
82344.61 17.90 43.57 7.38
88.58
1998
71843.82 17.79 43.25 6.42
88.58
1997
51542.51 17.49 41.68 6.17
88.58
1996
31241.64 17.95 41.12 6.11
88.58
1995
28841.62 18.74 41.27 5.38
85.86
1994
17740.71 19.30 42.22 4.93
88.58
总体 3750.00 43.35 17.98 42.39 4.93
88.58
(2)1994—2000年数据单因素回归分析
表3、表4分别为我国上市公司整体与分年度累计超额回报与净利润的回归结果。NI的估计系数为正数，而且，1997、1998、2000年以及整体的NI估计系数在99％的水平上显著。以上结果说明，累计超额回报CAR与净利润NI之间的关系为显著的正相关关系。同时，回归结果中的F值均在99％水平上显著，说明方程的总体显著性能够得到保证，而调整后的R2偏小说明还需要引入其它变量来帮助NI对方程进行解释。
表3 市场回报与盈余的回归结果(整体)
常数项
0.041***
（5.824）
净利润（NI）
2.189***
（8.923）
调整后的R[2]
0.020
样本数
3750
注：***代表在1％水平显著，**代表在5％水平显著，*代表在10%水平显著，括号内是t统计量
表4 市场回报与盈余的回归结果(分年度)
年份常数项净利润（NI） 调整后的R[2] 样本数
2000
1.146***
0.077***
0.007 917
（2.524）
（7.333）
1999
2.155***
0.016* 0.019 823
（4.083）（1.003）
1998
1.235**0.122***
0.007 718
（2.255）（8.143）
1997
2.465***
0.068***
0.020 515
（3.272）（3.393）
1996
6.010***
-0.209*** 0.180 312
（8.267）（-7.135）
1995
3.540***
-0.060**
0.042 288
（3.578）（-1.923）
1994
3.424**0.022 0.022 177
（2.257）（0.456）
注：***代表在1％水平显著，**表在5％水平显著，*代表在10%水平显著，括号内是t统计量
(3)1994—2000年数据多因素回归分析
据公式Ⅲ中的时间序列横截面线性回归模型考察股权结构对于会计盈余信息含量的影响，表5列示了我国上市公司1994至2000年度的多因素回归分析结果。
表5 我国上市公司1994—2000年数据多因素回归分析整体结果
常数项
0.038***
-5.055
净利润（NI）4.923*
-1.18
NI*SIZE
-0.064*
（-1.207）
NI*LEV
-0.009
（-0.978）
NI*V
-0.026**
（-2.173）
调整后的R[2]0.022
样本数3750
注：***代表在1％水平显著，**代表在5％水平显著，*代表在10％水平显著，括号内是t统计量
在净利润(NI)的控制下，变量NI*V的参数在1％的水平下显著，说明它对累计超额回报CAR[,it]有着很好的解释能力，并且参数为负，证实了本文的主要结论：从总体上看，会计信息含量与股权集中度负相关。控股股东可能通过操纵会计信息而降低会计信息的质量，以实现利益侵占目的。
模型的总体回归不是非常好，因为调整后的R[2]值较小，说明模型可能忽略了某些预期盈余的组成部分而有待进一步改进。为此，下面按照股权集中度进行分组考察。
(4)对不同股权集中度的分组讨论
按照第一控股股东持股比例，以20％和50％为界将市场分为三个组，回归结果见表6。从中发现，在不同股权集中度范围内，利益侵占效应和利益趋同效应都可能占主导作用，股权结构与盈余信息有用性之间的关系不同。
表6 不同股权集中度的回归结果
第一控股股东持20％<第一控股股东持第一控股股东持股
变量
总体
股比例<20％
股比例<50％ 比例>50％
常数项 0.052*** 0.042***0.025** 0.039***
（2.332） （3.786）
（2.021）
（5.056）
NI0.161 16.005**-2.203
4.923
（0.012） （2.027）
（-0.375） （1.181）
NI*SIZE-0.239 -0.626
0.378 -0.065
（-0.224） （-1.092） （0.888）
（-0.207）
NI*LEV 0.029 -0.025 -0.004-0.009
（1.351） （-1.247） （-0.281） （-0.978）
NI*V 0.122**
-0.092**-0.008
-0.026**
（1.765） （-1.814） （-0.252） （-2.174）
调整后的R[2]
0.011 0.034 0.021
0.022
样本数 343
19971410 3750
注：***代表在1％水平显著，**代表在5％水平显著，*代表在10％水平显著，括号内是t统计量
1)在“第一控股股东持股比例<20％”的区间内，NI*V的参数显著为正，说明股权结构与盈余信息有用性之间存在显著正相关。在具有这类股权结构的公司中，第一控股股东持股比例的增加，有利于提高会计盈余信息的质量，利益侵占效应不成立。这可能是因为在第一控股股东持股比例较小的情况下，其无法有效控制其他股东而不能实现利益侵占目的。
2)在“20％<第一控股股东持股比例<50％”的区间内，NI*V的参数显著为负，说明股权结构与盈余信息有用性之间存在显著负相关。在具有这类股权结构的公司中，利益侵占效应成立，第一控股股东持股比例的增加，将会降低会计盈余信息的质量。
3)在“第一控股股东持股比例>50％”的区间内，NI*V的参数不显著，说明这类公司具有某些特殊性质有待研究或者利益趋同效应在该区间成立。在具体影响因素得到确认之前，可暂且解释为在该区间利益趋同效应成立而侵占效应不明显，在极端情况下，如果第一控股股东持股比例达到100％，公司唯一的股东不会侵占自己的利益。
2．6 控股股东对非控股股东的利益侵占-小结
在“20％<第一控股股东持股比例<50％”的区间内，股权结构与盈余信息有用性的关系为显著负相关，说明具有这类股权结构的1997家样本公司的第一大股东很可能通过操纵会计信息而降低会计信息的质量，以实施利益侵占行为。该证据支持利益侵占观点，结合前述实际案例，本文认为，我国持有特定比例股权的控股股东可能出于自身利益而披露低质量的会计信息，并借此侵占非控股股东的利益。
三、结论、建议与局限
本文通过分析审计环境的变化，提出了所有者为实施利益侵占目的而操纵审计意见，并导致审计关系发生异化的观点，继之通过考察深沪两市A股数据，证实了审计关系异化的前提——利益侵占效应：通过检验不同的配股要求与公司披露的盈利能力之间的关系，发现现有股东对潜在投资者等存在利益侵占；通过研究股权结构对会计盈余信息含量的影响，发现在一定股权集中范围内控股股东对非控股股东等存在利益侵占。
利益侵占效应的存在，说明现有、控股股东可能具有操纵审计意见的动机，而现行审计委托制度关于审计委托权的规定则为现有、控股股东操纵审计意见提供了条件。由具有操纵审计意见动机的现有控股股东行使审计委托权，致使独立的审计三角关系异化为不独立的“伪三角关系”。在深圳原野、琼民源、银广夏、麦科特等案件中现有控股股东、管理者、注册会计师的表现，都与上述观点相吻合。因此，独立审计关系的异化和现行审计委托制度的缺陷，正是影响审计人员独立性和审计意见客观性的根本原因。相应建议则是改变现行审计委托制度，以使审计委托人不能兼具操纵审计意见的动机和条件，譬如由潜在股东、非控股股东等真正的会计报表使用者作为审计委托人，或者由独立于所有者和管理者之外的“第四方”作为审计委托人，而将所有者和管理者所从属的企业作为被审计人，从而恢复审计人超然于被审计人和审计委托人的独立地位。
本文的局限，也是尚待求证之处，包括但不限于：CAR[,it]模型的缺失因素及模型改进，独立董事行使审计委托权的实践效果，现有、控股股东直接或间接操纵审计意见的实际证据。
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