银行业审计品质与经济效益的联系范文

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与大部分非金融公司不同，商业银行的资本构成中大部分是负债(存款)，资本的比例非常低，甚至一部分继续运转的银行的股东权益为负值，这就决定了银行的资本结构明显异于非金融公司。目前，计量可操控性应计的JONES模型并不适用于银行业。对于银行而言，贷款损失拨备计提具有的天然主观性特征，赋予了银行管理层较大的自由量裁权，使贷款损失拨备成为银行中最大的并且最重要的应计项目。虽然各国政府主管部门制定了一系列规则规范贷款损失拨备计提相关的要素(如资本计算、资本充足率标准等)，但贷款损失拨备估计过程中要求的大量职业判断，为银行管理层运用贷款损失拨备进行盈余管理提供了基本条件。不少研究成果亦证明贷款损失拨备是银行开展盈余管理的工具之一(Collins，etal，1995;Kanagaretnam，etal，2005;郭杰等，2011)。根据现有研究，本文运用异常贷款损失拨备衡量银行的盈余管理。

经济利益与审计质量

现有关于经济利益对审计质量影响的研究文献，多侧重于审计客户占会计师事务所收入比重引致的经济依赖度、异常审计收费和是否提供非审计业务角度。一种观点是，审计收费使客户和审计师之间建立的经济关系，有可能影响审计师的独立性程度，而非审计业务收费将会使事务所与客户的经济关系更为紧密，甚至形成对客户的经济依赖(DeAngelo，1981)。由此，审计师在面对客户压力的情形下难以保持应有的独立性;审计师在执行他们(或事务所)之前提供过咨询业务项目的审计业务时，可能会丧失应有的客观性(Plumlee，1985)。毫无疑问，这种观点认为经济利益会损害审计质量，陈杰平等(2005)、唐跃军(2008)、Sharma等(2011)提供了审计费用或非审计费用的经济依赖会损害审计质量的证据。另一种观点认为，资本市场中的各项制度安排，使审计师具有以市场为依托保持高审计质量的内在经济动机。声誉制度构建了声誉损失成本约束，审计师如果提供低质量的审计服务，则可能导致其失去声誉进而失去市场份额(Watts，etal，1983)。法律制度构建了诉讼损失成本约束，审计失败引致的诉讼赔偿成本，督促着审计师关注审计质量(Shu，2000)。另外，审计师为审计客户提供非审计业务，由此产生的“知识溢出效应”有助于提高审计质量(Simunic，1984)。就此而言，经济利益并不必然会导致审计质量降低。廖洪等(2007)、Nam等(2012)发现经济依赖没有损害甚至有益于审计质量。总之，大量文献探讨了非金融行业中审计收费和非审计费用的经济依赖与审计质量的关系，但并未取得一致的意见，且都有实证证据支持。而如文献回顾所见，经济利益不会损害审计质量，需要以完善的市场制度和健全的法律制度安排为前提。

制度背景

与非金融企业相比，银行体系的脆弱性和金融风险控制的内在要求，决定了银行治理的目标不仅在于保护投资者的利益，而且在于减少市场系统风险和保持金融体系的稳定，这对银行治理提出了更高的要求。对存款保险制度消极后果、脆弱的法律和破产体系及系统性风险的忧虑，促使政府对银行业执行比其他行业更加严格的管制(李维安等，2005)。而银行治理和外部监管着重依赖的工具和重要的“产品”之一是高质量和高透明度的(会计)信息②。这意味着完善的银行治理和外部监管将有助于减少银行的盈余管理行为，反之亦反。

就中国目前的银行治理结构而言，上市银行的大股东可以区分为自然人、企业法人(可细分为国有实业公司和私有产权企业)和政府部门(文中又称政府)。从公司内部治理的角度分析，一方面，与自然人和私有产权企业出资主体相比较，根本区别在于作为国有资本人，政府部门不享有企业资产的剩余索取权，导致政府股东产权的不完整，进而引致控制权缺乏收益激励机制;另一方面，国有实业公司作为出资者，其管理层经营决策的绩效与上市银行的经营绩效息息相关，与之相反，政府作为出资者，无法参与分享盈余分配模式的净利润，导致上市银行的经营绩效与政府股东的利益关联度不高，使得政府部门缺乏监督银行经营的激励。这种缺乏激励的制度安排，可能导致政府控制的上市银行中政府股东监督缺位，造成内部人控制和银行治理结构残缺。而且，国有商业银行存在内部控制体系不健全及内部控制牵制乏力等一系列问题。许友传等(2010)认为，中国银行业的政府监管和治理机制不完善。张正平等(2005)、许友传等(2008)的发现亦不支持存在显著的市场约束效应。由此可见，商业银行的外部治理机制尚不健全。综上，相对于非政府控制的上市银行，政府控制的上市银行的内部治理比较薄弱;同时，商业银行的外部治理机制比较薄弱，这为银行尤其是政府控制的上市银行开展盈余管理提供了机会。

此外，与Berle等(1932)所描述美国上市公司股权高度分散的特征相对比，中国的上市银行存在着股权高度集中、政府控制的典型特征。因此，相比于非政府控制的上市银行高管，政府控制的上市银行的高管不仅具有“经济人”特征，亦具有显著的“政治人”特征，这注定其需要通过追求政治和经济双重目标的最大化，实现自身利益的最大化。政治目标和经济目标的实现往往并非并行不悖，有时甚至是此消彼长的关系。而银行高管的政绩显示很大程度上取决于其主政期间的经营业绩，这种情形下，政府控制的上市银行高管在完成政治目标的前提下，更有动机通过盈余管理等方式实现财务报告的最优化。因此，银行有动机、有机会通过贷款损失拨备进行盈余管理，并且，相比于非政府控制上市银行，政府控制的上市银行可能进行更多的盈余管理活动，并运用经济利益诱使审计师认同其盈余管理行为。另外，中国的审计市场尚不完善，高质量的审计产品缺乏刚性需求，使得声誉机制难以有效运作。会计师事务所大多采用责任弱化的组织形式———有限责任制①，由于民事赔偿责任操作性极差等原因，注册会计师民事责任也未能发挥应有的约束作用(袁园等，2005)。由此推理，在中国现行的审计市场中，审计师如果对银行具有高费用依赖度，则极可能会迎合银行的异常贷款损失拨备偏好，导致审计质量受损。根据上述分析，我们提出:假设:与非政府控制的上市银行相比较，政府控制的上市银行支付给审计师的费用越高，盈余管理程度越高。

研究设计

(一)样本选取与数据来源

由于上市公司披露审计费用的时间始于2001年，所以本文以2001—2010年A股上市商业银行为研究样本。审计费用、非审计费用、不良贷款和贷款类型等数据手工摘自各年度财务报告，财务报告通过巨潮资讯网下载，其他变量对应的数据来自国泰安数据库。

(二)变量设定

1．被解释变量

结合中国银行开展业务的特点，借鉴Collins等(1995)、Kanagaretnam等(2005)和郭杰等(2011)的模型，构建异常贷款损失拨备模型为:本文进一步运用六个贷款类型变量LOACATit控制不同类型贷款可能引致的不同风险，包括农业贷款(AGRit)、金融贷款(FINit)、消费贷款(COSit)、制造业贷款(MANit)、房地产贷款(HOUit)、商业贷款(COMit)。我们分析了各变量之间的Person相关系数(见表1)，模型(1)中部分自变量之间的相关系数较高，通过模型的多重共线性诊断，各个自变量的方差膨胀因子VIF值都不超过4。因此，多重共线性问题并不严重。我们对模型(1)进行最小二乘法估计，运用得到的模型的εit，衡量异常贷款损失拨备(ALLP)。

2．解释变量

(1)产权性质。根据前文分析，中国上银行大股东包括自然人、企业法人和政府部门三类。本文将产权性质设定为二分虚拟变量，若上市银行第一大股东为政府部门，则SHARit为1，其他为0。

(2)经济利益的衡量。关于经济利益(FEDit)的衡量，根据现有研究，从审计收费和非审计费用两个角度进行计量。陈杰平等(2005)、唐跃军(2008)和方军雄等(2008)运用异常审计收费衡量经济利益。我们运用唐跃军(2008)和方军雄等(2008)的方法，以审计收费实际观测值的变动计量异常审计收费(UFEit)，具体模型为:其中，lnFEit为t期审计费用的自然对数，lnFEit－1为t－1期审计费用的自然对数。同时，以非审计费用的自然对数(lnNAit)和非审计费用率(RATIit)衡量经济利益，衡量非审计费用率的具体模型为:其中，NAit为t期非审计费用，FEit为t期审计费用。

(三)盈余管理—产权性质、经济利益关系模型

我们的主要目标是检验相对于非政府控制的上市银行，政府控制的上市银行的异常贷款损失拨备与经济利益之间的关系，故构建产权性质和经济利益的交互项SHARit×FEDit。根据既有研究成果，资产规模、经营业绩、企业成长性、审计师是否为四大、签字审计师任期、事务所任期、企业上市年限、审计师变更都与异常应计有关(刘启亮等，2009)，故在模型中纳入这些控制变量。为了控制应计项目随着时间发生反转，我们加入贷款损失拨备的滞后项。此外，为了控制银行运用资本充足率进行资本管理的动机，我们加入期初核心资本充足率和期初资本充足率变量。盈余管理—产权性质、经济利益关系模型如下:其中:ALLPit为t期的异常贷款损失拨备(来自于模型(1));FEDit为t期的经济利益(具体为UFEit、lnNAit和RATIit);LMVit为t期的普通股市场价值的自然对数;EBPit为t期的贷款损失拨备前利润率(t期扣除贷款损失拨备前的净损益/年初总资产);MBit为t期末的市值资产比(t期末市值价值/年末账面价值);AUDIit为t期的审计师类型虚拟变量(国际四大为1，其他为0);CCRit－1为t－1期的核心资本充足率;TCRit－1为t－1期的总资本充足率;SHARit×FEDit为SHARit与FEDit的交互项;TENit为签字审计师任期(银行第t期的任期年数最长的签字审计师任期数);ENGit为截至t期的事务所任期;AGEit为截至t期的银行上市年限;SWITit为审计师变更虚拟变量(期审计师发生变更为1，其他为0);LLPit－1为t－1期贷款损失拨备/t－1期总资产;YEAR=年度虚拟变量。

本文以ALLP计量盈余管理的空间幅度，并把ALLP切割为负向(收益增加型)ALLP子样本和正向(收益减少型)ALLP子样本，以便分析管理层的盈余管理动机。基于独立性的背景，不同的盈余管理方向与审计师面临的诉讼压力是不一样的，审计师不太可能由于收益减少型应计遭受诉讼(徐浩萍，2004)。负向的ALLP能够增加报告期的收益，因此，负向的ALLP更加重要，我们将给予重点关注。模型(4)中有些自变量之间的相关系数较高(见表1)，通过对模型进行多重共线性检验，发现模型中部分自变量的方差膨胀因子VIF值大于10，这表明变量之间存在较为严重的多重共线性。另外，就异常审计收费变量而言，正向和负向ALLP对应的上市银行样本分别仅有35个和31个;非审计费用和非审计费用率对应的上市银行样本仅有35个。采用传统多元线性回归模型进行研究，难以处理严重共线性和样本量较小而变量较多的问题。与传统多元线性回归模型相比，偏最小二乘法(PartialLeastSquares，PLS)允许在下列条件下回归建模:自变量存在严重的多重相关性;样本点个数少于变量个数。并且，在偏最小二乘回归模型中，每一个自变量的回归系数将更容易解释。偏最小二乘法的上述特点有助于克服本文回归建模过程中出现的问题，使回归结果更加有效和稳健。因此，我们采用偏最小二乘法对模型(4)进行检验。

实证检验结果及分析

(一)描述性统计

表2列示了主要变量的描述性统计结果。从中可见，RATI的均值为0．241，中位数为0．155①，说明银行向审计师购买了较高金额的非审计服务。ALLP的最小值和最大值分别为－0．003和0．004，说明有些银行进行了收益增加型盈余管理，而有些银行进行了收益减少型盈余管理。AUDI的均值为0．581，说明近3/5的上市银行的审计师为国际四大。NPL、LCO和LLP的均值分别为0．030、0．002和0．004。SHAR的均值为0．488，表明政府直接控制近49%的上市银行。SWIT的均值为0．058，说明上市银行极少变更审计师。TEN的均值和最大值分别为2．115和5，说明签字审计师的任期平均为2年，最长为5年。ENG的均值和最大值分别为6．069和14，说明事务所的平均任期为6年，有事务所连续14年为同一客户提供审计业务。

(二)模型回归结果

1．异常贷款损失拨备模型表3报告了模型(1)的回归结果。NPL、△NPL和LCO的系数显著为正，表明随着上期不良贷款、本期不良贷款的增量和本期核销的贷款损失的加，本期要求计提的贷款损失拨备也增加。反映贷款类型的变量中，AGR、FIN、HOU、COS的系数符号不同且显著，表明不同类型的贷款对贷款损失拨备计提具有不同性质的影响。

2．盈余管理—产权性质、经济利益关系模型

我们对模型(4)进行了偏最小二乘法回归。表4PanelA列出了因变量为ALLP，自变量分别为UFE、lnNA和RATI的PLS成分解释的变差百分比。由于我们关注经济利益与负向和正向的ALLP的关系，PanelB列出了因变量分别为负向的ALLP和正向的ALLP，自变量为UFEE的PLS成分解释的变差百分比。由表4中的PanelA可以看出，当自变量分别为UFE、lnNA和RATI时，前4个成分对自变量和因变量的解释力分别达到了34．41、49．43，46．22、50．90和49．22、45．06;从第五个成分开始，对自变量和因变量的解释变弱，对变量的解释能力不明显;从第六个成分开始，继续增加的成分无法明显提高成分对变量的解释能力。所以，用前4个成分来拟合模型(4)。由表4中的PanelB可以看出，当因变量分别为负向的ALLP和正向的ALLP时，前4个成分对自变量和因变量的解释力分别达到了38．56、72．67、40．84和67．71，基于同样的逻辑，选用前4个成分来拟合模型(4)。模型(4)的不同情形下的偏最小二乘回归结果见表5。表5的PanelA报告了异常审计收费UFE对ALLP的偏最小二乘回归结果。

全样本情形下，UFE的B值为负，和预期相反，且VIP值较大，表明非政府控制的上市银行，支付给审计师的异常审计收费越高，异常贷款损失拨备水平越低。这可能是因为非政府控制上市银行的大股东完善了银行治理机制，较好地抑制了管理层的机会主义行为。SHAR×UFE的B值为正，和预期一致，且VIP值较大，表明异常审计收费越高，相对于非政府控制的上市银行，政府控制的上市银行进行盈余管理的水平越高。根据银行第一大股东的性质，进一步将样本区分为非政府控制上市银行(SHAR=0)和政府控制上市银行(SHAR=1)。非政府控制上市银行样本情形下，UFE的B值为负，且VIP值较大，进一步验证了全样本情形下的结论;政府控制上市银行样本情形下，UFE的B值为正，且VIP值较大，说明政府控制的上市银行，支付给审计师的异常审计收费越高，盈余管理水平越高，审计质量由于经济利益受到了损害。表5中的PanelB报告了非审计费用lnNA和非审计费用率RATI在ALLP样本下的回归结果，lnNA和RATI的B值皆为正，但VIP值较小，表明非审计费用(率)对异常贷款损失拨备没有显著的影响;SHAR×lnNA和SHAR×RATI的B值皆为正，VIP值较大，表明对ALLP具有显著的正影响，说明非审计费用(率)越高，与非政府控制的上市银行相比，政府控制的上市银行运用贷款损失拨备，进行盈余管理的水平越高。

表6分别报告了异常审计收费UFE对负向ALLP和正向ALLP的偏最小二乘回归结果。在负向ALLP样本下，UFE的B值为正，表明对负向异常贷款损失拨备具有正向影响，但VIP值不大，说明对负向异常贷款损失拨备的影响不特别明显。与预期一致，SHAR×UFE的B值为负，且VIP值较大，说明相对于非政府控制的上市银行，政府控制的上市银行支付给审计师的异常收费越高，负向更大，即通过异常贷款损失拨备更多地增加了收益。在正向ALLP样本下，UFE的B值为负，但VIP值不大，未发现其对正向异常贷款损失拨备具有明显影响。SHAR×UFE的B值为正，且VIP值较大，说明相对于非政府控制的上市银行，政府控制的上市银行支付给审计师的异常收费越高，正向ALLP更大，即通过异常贷款损失拨备更多地平滑了收益。

综上所述，回归结果表明，异常审计收费UFE越高，非政府控制的上市银行的盈余管理水平反而越低;相对于非政府控制的上市银行，政府控制的上市银行支付给审计师的UFE、lnNA和RATI越高，ALLP和(负向与正向)ALLP更大。即相对于非政府控制的上市银行，政府控制的上市银行运用异常贷款损失拨备进行了更大程度的盈余管理。政府控制的上市银行通过经济利益损害了审计质量，而这种情形并未在非政府控制的上市银行中出现。

研究结论

本文以2001—2010年中国A股上市商业银行为研究样本，运用异常贷款损失拨备刻画银行审计质量，以异常审计收费、非审计费用和非审计费用率作为经济利益的变量，运用偏最小二乘法，检验了不同产权性质的上市银行支付的经济利益与审计质量的关系。研究发现，与非政府控制的上市银行相比，政府控制的上市银行支付给审计师的经济利益越高，银行开展的盈余管理幅度越大;并非在任何情形下，审计质量都会因经济利益而受损，政府控制的上市银行的审计师，在其从银行获取过高的经济利益之后，独立性受到削弱，未能有效地抑制银行的盈余管理行为，导致审计质量遭受损害。而非政府控制的上市银行的审计师，其审计产品质量并未随着经济利益的增加而降低。我们的研究表明，主管部门应当关注审计师为银行提供非审计业务等方式获取巨额收益对其审计质量的影响，出台“风险警示”，引导审计师关注银行审计的重点，以稳步提高银行业的审计质量。

作者：武恒光张龙平单位：中南财经政法大学会计学院山东财经大学会计学院