会计舞弊与独立审计质量研究范文

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摘要：本文以2007年至2017年期间被证监会查处的会计报表舞弊的上市公司为研究样本来检验注册会计师的独立审计质量。以管理层会计报表舞弊行为为切入点进行研究，研究发现：1.在证监会查处公司舞弊的前一年，审计师对管理层舞弊行为有良好的观察和感知能力，即在披露审计报告时会对公司的舞弊情况进行提示，从而出具非标意见。进而推出衡量独立审计质量最有效的指标是注册会计出具审计意见的类型———非标意见。2.代表事务所规模的变量自始至终都不显著，说明大小事务所在揭露舞弊方面表现是一致的，反映的审计质量没有显著差异。

关键词：审计质量；会计舞弊；会计报表；审计意见

近年来由于中外媒体披露了大量的注册会计师针对舞弊报表的审计失败案例，从早期发生的审计失败事件，例如“老三案”到“新三案”，再到最近发生的绿大地案、万福生科案和南纺股份案等等，使得社会公众对注册会计师在经济社会中应有的作用产生了怀疑，并对其揭露管理舞弊的能力产生了疑问。注册会计师的审计质量成为理论界、实务界关注的热点问题。本文以2007年至2017年期间被证监会查处的会计报表舞弊的上市公司为研究样本来检验注册会计师的审计质量。以管理层会计报表舞弊行为为切入点进行研究，试图回答上市公司在舞弊被揭发的当年和前一年，上市公司的会计报表舞弊行为能否被注册会计师发现体现在审计报告中。

一、国内外研究现状

审计质量是指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。在本文的研究中，对“审计质量”的概念界定，将以DeAngelo在1981年提出的相关概念为主对国内外相关文献进行分析，可以从以下三个角度进行：（1）独立性。王跃堂（2001）通过研究指出，企业改制对于审计独立性的提升具有较为明显的促进作用。刘明辉（2003）指出，会计事务所在实施审计的过程中，其质量与市场集中度呈现倒型函数现象，而且“寡占型”公司审计过程中其独立性更加明显，审计质量能够得到保证。刘勤等（2006）研究会计估计与审计质量的关系发现，企业的外部利益相关者高度关注注册会计师的独立性。原红旗（2003）研究指出，会计事务所的人数、组织构架、业务规模等因素不是形成审计意见类型的关键影响因素。（2）胜任能力。王烨（2012）指出不具备专业胜任能力的注册会计容易出具错误的审计意见，而且很难发现被审计单位的舞弊行为，这样容易误导信息使用者,审计质量将难以保证。徐浩萍（2004）利用琼斯修正模型针对盈余管理进行研究，指出当前会计环境下，会计师具有一定范围的盈余管理能力。王霞（2005）研究指出，会计师能够对上年度人为报错数据做出识别判断，并在审计报表中出具相关意见。（3）综合角度。综合角度将上述两个特点进行综合考虑。方军雄等（2004）研究指出，如果公司具有良好的内部治理成效，审计师在审计中其独立性也将更加明显，职能发挥也会更加到位。如果事务所出现变动，审计师对于会计师行为则会造成不利影响。此外，还有一些学者从法律角度来研究这一问题，吕鹏等（2005）指出，改变会计师事务所的职能属性，无限放大其审计权限，对于审计质量并没有明显影响，对其质量能效的提升作用不大。虽然当前针对这一研究结果差异性较大，但是对审计师在上市企业盈余管理方面的能力则观点较为一致，对其鉴别力表示肯定。本文将以会计报表舞弊行为为切入点，以此对审计质量进行研究。

二、实证研究设计

（一）模型选择和变量设计从当前研究结果来看，在筛选出一定变量之后，参考已有文献，我们可以利用以下数学模型对会计报表舞弊和审计质量进行分析：Pr(OPINIONit)=β0+β1ROEit+β2OTHRTOTAit+β3GPTOSit+β4DUALit+β5LNAIit+β6AUDITitt取值t0和t-1，其中t0代表舞弊第一年，t-1代表舞弊前一年。为被解释变量。代表审计意见类型。如果公司被指出具有非标意见时为1，否则为0。在数据应用中将上年度舞弊审计意见0和舞弊上两年度审计意见-1，确定其为被解释变量。由于本文研究样本为发生舞弊的第一年及前一年的上市公司，因此从现有审计结果衡量其舞弊行为，并将评价结果作为衡量审计质量的参考具有较高的契合度。易琮（2002）研究指出，根据审计意见进行梳理，其审计质量的假设基础为：首先确定上市公司的市场公允价值保持不变，对其做“有罪推定”。也就是说在该公司的财务报告中，需要将公允度设定在固定值，同时对其审计意见提出“非标准”界定。由于公司存在舞弊行为，因此“有罪推定”这一假设允许成立。在这些公司的报表中，加入非标意见的占比较高，而且具体意见和舞弊活动变量关系较为密切，那么则能够认为注会师在报表造假、舞弊审核中所出具的独立审计结果作用积极，质量较高。ROEit，OTHRTOTAit，GPTOSit，DUALit是反映会计报表舞弊的测试变量。LNAIit，AUDITit为控制变量。ROEit是资产净利率，是当年净利润与总资产的比值。是反映企业筹资动机的核心因素。在舞弊动机的分类中，压力其中重要一项，能够形成直接利益并且具有强大的驱动力。从资本市场环境而言，压力大多集中在筹资领域。邱学文（2003）的调查结果显示为使公司的净资产收益率达到配股资格，是会计信息失真的主要原因之一。王泽霞（2006）验证了舞弊公司与上市筹资动机之间呈显著正相关关系，这就意味着有筹资压力的公司更容易发生舞弊行为。为此，我们判断筹资压力大的公司发生舞弊的可能性高，且易被出具非标意见。OTHRTOTAit是衡量关联交易程度的指标，计算方法是当年公司应收账款在总资产中的占比价值。此类账款表示经营主体核心业务之外的资金流向，能够体现出企业与之关联伙伴之间的资金流通情况。例如针对关联伙伴所进行的投资所获得的回款收益等。此类账款在公司资产中占有较大比例，表示企业与其关联伙伴之间关系密切，而且有可能凭借关联收益实现自身利润的调整。陈晓、秦茜(2004)从不同的角度讨论了股权集中度对公司关联交易行为的影响，揭示了关联交易已经沦为上市公司最主要的利润操纵工具。基于此，我们推定关联方交易频繁的公司舞弊的可能性高，也易被出具非标意见。GPTOSit是毛利率，由单位毛利和主要业务利润比值所构成，这一数值也是评价企业利润价值的主要因素。盈利能力代表一个企业的成长性。Beneish（1999）研究发现盈余操纵公司毛利率指数显著高于控制样本公司。证券法明确规定，预上市企业需要保持连续三年的市场盈利趋势，因此不少企业处于尽快上市目的，会利用多种手段在财务报表上进行造假，使之呈现连续盈利数据。为此，我们推定当公司财务状况恶化时，管理层会实施舞弊。审计师处于职业敏感和责任感，对于盈利舞弊行为会给予盖度关注，并提出非标意见。DUALit表示两者职能的结合，董事长同时承担总经理职能。在这样的公司内部不具备内部制衡机制，难以实现规范治理，进而导致审计风险增加。针对这样的企业，审计师更倾向于审慎态度，并提出非标意见。LNAIit表示年末公司资产总值的自然对数，公司规模的大小是企业风险的一种表示，因此我们选取它作为控制变量。AUDITit表示事务所规模。在本文研究中，将以事务所当收入评价其业务规模。根据年度收益进行排序，如果排名在前二十，则取值为1，其他取0。相关研究变量的含义、计算方法和回归中的预期符号见表1：

（二）样本选择与数据来源1.舞弊样本的选择本文选择国泰安“CSMAR违规处理数据库”数据作为研究样本。此外，还引入以下网络数据资源作为补充：（1）“中国证券监督管理委员会”网站所记载的相关批评、警告、处罚数据。（2）上海证券交易所、深圳证券交易所官网所提供的上市企业诚信情况。在上述两个网站中，分别对有过失的上市公司进行通报批评，通过这些公司样本的选择与本文研究论点相结合。在审计意见的提取中，主要以年度会计报表为主，因此在本文当中样本选择主要集中在违规公告范畴，并未将其他违规形式纳入样本选择范围。2.配对样本的选择针对配对样本的确定，笔者将违规范畴之内的公司与同行业同一时间节点数据进行对比，选择对比对象资产状况较为接近，属于正常经营公司。在本研究中笔者将金融类企业剔除在外，总共选择170个有效样本，其中85个样本具有违规记录，85个样本属于配对控制类型。为了进一步确定样本配对的科学性，需要针对两组样本的总资产自然对数（LNAi）差异显著性检验（Mann-WhitneyTest）。SPSS17.0得出结果如下：上表运用方法，针对非参数结果进行计算。结果证明，双侧显著性为，这一数据说明具有舞弊行为的样本和配对样本之间的总资产价值没有明显差别，在样本匹配上较具适宜性。

三、实证结果与解释

（一）非标意见分析首先针对两者在T年和T-1年审计结果类型进行分析，具体数据见表2和表3。表2：舞弊样本审计意见类型上表数据显示，舞弊公司在违规行为发生当年被提出非标意见的可能性较高，约为62.4%。采取保留意见或者不对其发表意见者占24.7%。而在前一年没有被出具更多的非标意见，比例仅占到6%。而控制样本无论是当年还是前一年都没有被出具更多的非标意见，均为10.6%。从意见的分布情况能够看到，审计师在公司舞弊方面具有良好的观察和感知能力。处于职业责任驱动，在非标意见的具体内容中，会对公司的舞弊情况进行提示。从这一层面来看，审计结果具备相对独立性，其质量较高，进而推得衡量独立审计质量最有效的指标是注册会计出具审计意见的类型———非标意见。

（二）单变量分析在进行多元回归前，首先对模型内不同变量变量分别就T年和T-1年做出单因素检验。将研究样本分成两组，舞弊样本和控制样本。结果见表4。5%和10%。2.t0期表示舞弊当年，t-1期表示舞弊前一年。表4结果显示：在舞弊当年，解释变量ROEi，OTHRTOTAi，GPTOSi差异显著，显著性水平均为1%；DUALi在10%上显著。在舞弊发生的前一年，解释变量OTHRTOTAi差异显著，显著性水平为1%。ROEi，DUALi在10%上显著。而GPTOSi不显著。从控制变量角度看，LNAIi，AUDITi在舞弊当年和前一年均不显著。

(三)多变量回归分析通过前面的单变量分析，我们发现，舞弊样本和控制样本在ROEi，OTHRTOTAi，GPTOSi等不同数据差异较大。但是通过单因素数据难以证明变量数据的相互影响，因此还要进行回归模型分析，以获得多变量数值。表5数据表示多元线性回归计算结果。被解释变量为2.t0期表示舞弊当年，t-1期表示舞弊上一年。从以上结果能够看到，除LNAI.外，其余5个变量都是预期相符。如果在被解释变量选择中以当年舞弊违规意见为主，解释变量OTHRTOTA,GPTOS,ROE估计参数都能够体现显著性特点。这表示关联交易程度越大、企业盈利能力差以及筹资压力大，其非标意见的提出可能性也越高。如果被解释变量设定为舞弊上年度审计结果时，解释变量只有OTHRTOTA显著。而GPTOS，ROE在舞弊前一年均不显著。由此说明，关联方交易一直是舞弊公司经营的手段。而只有当企业的盈利能力和筹资能力出现问题时，管理层才有可能实施舞弊。而代表事务所规模的变量AUDIT自始至终都不显著，说明大小事务所在揭露舞弊方面表现是一致的，反映的审计质量没有显著差异。

四、结论与建议

本文以2007年至2017年期间被证监会查处的会计报表舞弊的上市公司为研究样本来检验注册会计师的独立审计质量。研究发现：注册会计师在上市公司因会计报表舞弊被证监会查处的前一年会对公司的舞弊行为有所察觉，会相应地出具非标审计意见。因此，会计报表信息使用者应重视非标审计意见。近年来，由于出现的重大审计失败的案件使得社会公众对注册会计师的期望逐渐丧失，以至于人们不再信任注册会计师。然而本文的研究结果可以为尽职勤勉的注册会计师以正名。本文认为，注册会计师所具有的职业道德和操守，能够使其对大多数舞弊案件明确亮出“红牌”，表明自己的真实态度，从某种意义上来说也是有利于增强注册会计师的职业信心。整个研究过程中，代表事务所规模的变量自始至终不显著，说明大小事务所在揭露舞弊方面表现是一致的，反映的审计质量没有显著差异。因此本文认为，国内的审计市场应该重视一些小事务所的发展，审计市场发展应营造一个公平有序和可持续发展的竞争环境，而不是一味地倾向于国内“十大”和国际“四大”。

参考文献：

[1]王跃堂,孙铮,陈世敏.“会计改革与会计信息质量———来自中国证券市场的经验证据”[J].会计研究,2001,(7):16-26.

[2]刘明辉,李黎.民营企业融资难的经济学解释[J].财会通讯,2003,(10):19-22.

[3]刘勤,颜志元.会计估计与独立审计质量——来自中国A股上市公司的证据[J].会计研究,2006,(9):82-96.

作者：谢冰 单位：浙江经济职业技术学院财会金融学院