中期财务报告自愿审计的经济后果研究——基于中国证券市场的初步证据，本文主要内容关键词为：财务报告论文,证据论文,中国证券市场论文,后果论文,经济论文，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、文献综述
审计的保险假说(Insurance Hypothesis)起源于20世纪90年代，其基本观点是审计不仅具有信息鉴证功能，而且更是一种风险转移机制，即审计可以将投资者的风险部分转移给外部审计师，审计的一种有价值的贡献在于提供了潜在的保险，从注册会计师那里获得赔偿、以减少投资损失(Menon and Williams，1994)。一旦投资者所投资的公司发生经营失败，投资者可以向注册会计师提出赔偿请求，从而一定程度上说明了审计能够向投资者提供一种保险。国外关于审计的保险假说经验性研究成果较为丰富。Menon和Williams(1994)针对Laventhol & Horwath事务所破产案件进行研究，认为事务所的破产会导致一个直接的经济后果，即被审计企业的股东将因为事务所的破产而失去向事务所求偿的权力——保险价值，并且这一影响会在股票市场价格上面有所体现。Menon和Williams(1994)还发现，破产事务所审计的企业的股票价格确实存在显著的负向变动，从而证明了保险假说的成立。Baber、Kumar和Verghese(1995)同样针对Laventhol & Horwath事务所破产案件进行了进一步的研究，所不同的是，他们认识到导致股票价格下降的原因可能不仅在于保险价值的消失，还可能由于审计的信息价值而引起的。其信息价值消失的原因在于，Laventhol & Horwath事务所在破产之前已经陷入财务困境，从而Laventhol & Horwath事务所更可能为了短期利益而向客户进行妥协，从而影响了审计质量。遗憾的是，Baber、Kumar和Verghese(1995)并没能区分二者的影响，只是认为是由其中之一或者两种因素共同导致了股票价格的变动。Willenborg(1999)针对难以区分上述信息价值与保险价值的状况，其选择了首次在市场上发行股票的公司，因为对于这类公司来说，投资者更加关注其是否能够生存，而非投资回报，因此它们更能够将审计的信息价值与保险价值区分开来。研究的结论显示保险假说显得更为强烈。O’Railly、Leitch和Tuttle(2000)认为，信息价值和保险价值难以区分，而采用实验研究的方法更为可取，其结论证实了审计保险价值的存在。而国内关于审计产生动机的保险假说经验研究依据我们所掌握的资料基本较为稀缺，主要是薛祖云等(2004)对于审计产生的保险假说进行了文献综述。
笔者注意到我国证券市场上对于中期财务报告审计并无明确要求①，这为我们通过经验研究分析审计的功能提供了绝佳的研究素材。笔者将选取中期财务报告公布日附近的累计超常收益率作为由中期财务报告审计引起的价值变化，进行相关的经验研究。如果中期财务报告审计给我国投资者提供了保险价值，本文预期接受中期财务报告审计的公司相对于未接受中期审计的公司会有一个较大的价值增值，即累计超常收益率。Menon和Williams(1994)等的研究指出，审计保险价值的存在必须同时满足两个前提条件：其一，信息使用者具有向注册会计师提起诉讼的权利；其二，注册会计师具有相应的赔偿能力。依据本文在引言中的陈述，我国发生的注册会计师重大过失案中，由于司法机制的不完善，我国投资者的利益很难得到保护。因此本文提出如下的假设：
假设1：接受中期财务报告审计的公司与没有接受中期财务报告审计公司的市场反应并无差别。
审计同时具有信息鉴证功能，外部审计可以一定程度上遏制管理当局的机会主义行为，接受审计公司其盈余更加稳健，可以传递更多的信息内涵，同时根据Dye(1993)的描述，审计具有信息价值与保险价值双重功效，因此本文提出如下的假设：
假设2：与未接受中期财务报告自愿审计的公司相比，接受中期财务报告自愿审计的公司盈余能更多地反映在股价当中。
二、样本选取与变量定义
笔者选取2002～2004年所有在深圳证券交易所上市的公司作为样本。选取深市的理由在于：其一，沪市中期财务报告相关数据在数据库中存在大量缺失，有可能影响结论的稳健；其二，我国大多数经验研究表明，我国深沪两市市场结构并不存在显著差异。本文中，接受中期财务报告审计的数据来自于我们手工对中国证监会网站(www.csrc.gov.cn)中信息披露数据所揭示的、中期财务报告披露的整理，其余数据来自于香港理工大学与国泰君安公司联合开发的CSMAR数据库。本文在样本中剔除了ST、PT、金融类以及当年发生增发、配股②的公司，同时剔除了数据不全的公司，最终得到1 042家公司，其中接受中期审计的公司为121家，约占11.61％。各年分布状况如下。
年份
2002
2003 2004 总体
全部样本数344 347 351
1042
接受审计样本数
56 38
27121
接受审计公司比例16.30％10.95%7.69％11.61％
由分布状况可以看出，每年自愿接受中期审计的公司呈现逐年减少的趋势，其原因可能在于2002年市场对中期审计市场反应冷淡所致③。
各变量定义如下：
变量名称变量代码 变量定义
累计超常收益率CAR 超过正常的收益率之和
接受中期审计如否 AUDIT 如果接受中期审计，取1，否则0
净收益率变化△ROE与前一年中期相比净收益率变化额
公 司 规 模
SIZE 公司中期总资产的对数
行业INDUSTRY
哑变量
年份 YEAR 哑变量
其中，△ROE、SIZE、INDUSTRY和YEAR为控制变量，CAR值本文参照陈晓(1999)的做法，分别采取了风险调整模型与市场模型进行计算。
首先，确定中期财务报告公布日，确定其为第0天，如若中期财务报告公布日为非交易日，顺延其公布中期财务报告后的第一个交易日为第0天。
其次，选择-100至-10天这90天的数据作为估计期，利用下述模型进行回归：
R[,it]=α[,i]+β[,i]R[,m-t]+ξ[,it]
其中，R[,it]为公司i在t日的实际收益率(考虑现金回报再投资的日个股收益率)，R[,m-t]市场回报收益率(考虑现金回报再投资按照等权平均法计算的日市场回报率)。
估计出α[,i]、β[,i]后，本文用此系数计算第0天前后的各天的期望收益率，即E(R[,it])=α+β[,i]R[,m-t]。
得到期望收益率以后，本文计算公司i在第t天的超常收益率AR[,it]=R[,it]-E(R[,it])。
累计超常收益率CAR=∑AR[,it]，在本文中，本文分别计算了-7至7天的累计超常收益率CAR(-7，7)以及-3至3天的累计超常收益率CAR(-3，3)，以检验结论的稳健性。
此外，为了结论的可靠性，本文还利用经市场调整的MR[,it]代替AR[,it]进行了检验，此时MR[,it]=R[,it]-R[,m-t]
三、经验证据及其分析
笔者首先将所有公司分为自愿接受中期审计与未接受中期审计两个独立样本，以计算出来的CAR值进行独立样本的T检验，看其两独立样本市场反应在总体上是否存在显著差异，结果如下：
模型 累计超常收益率CAR 平均值
P值
风险调整模型 AUDITCAR(-7，7)0.0012 0.597
NONAUDITCAR(-7，7) 0.0047
AUDITCAR(-3，3)0.0016 0.841
NONAUDITCAR(-3，3) 0.0009
市 场 模 型
AUDITCAR(-7，7)
-0.0006 0.609
NONAUDITCAR(-7，7) 0.0026
AUDITCAR(-3，3)0.0013 0.312
NONAUDITCAR(-3，3) 0.0050
从上述T检验的结果来看，P值无论在何种结果下，均不显著，甚至有时未接受审计的公司的CAR值较接受审计的公司大，本文通过初步的检验发现，接受审计公司与未接受审计公司的价值并不存在显著差别。下面，本文将构建模型进行实证分析。
笔者为了使结论更加可靠，没有选取配对的方法进行研究，一般认为配对的方法主观性较强，影响结论的可靠性。为了检验本文的假设1和假设2，分别构造以下模型：
CAR=α+β[,1]AUDIT+β[,2]△ROE+β[,3]SIZE+λYEAR+θINDUSTRY(1)
此模型用于检验假设1，若自愿中期审计有显著的保险价值，则β[,1]显著为正。
在上述模型的基础上，本文加入AUDIT与△ROE的交乘项，用以检验中期审计是否具有信息价值，即会计盈余变化反应在股价中的能力，若其具有信息价值，则交乘项前系数为正，构建模型如下：
CAR=α+β[,1]×AUDIT+β[,2]△ROE+β[,3]×SIZE+β[,4]×△ROE×AUDIT(2)
本文利用所计算的数据，得到的回归结果如下所示。
由上面的回归结果可以看出，本文模型的P值都非常显著，模型有效，本文的AUDIT的系数均不显著，甚至为负数，这就直接支持了本文提出的假设1——即在我国证券市场中审计并没有保险价值。究其原因，可能正如本文之前提出研究假设过程中所指出的那样，在我国缺乏众多分散的小股东针对注册会计师的集团诉讼(class suits)，从而缺乏使得股东利益无法得以保护的机制，所以市场对这一反应冷淡。但是，值得指出的是，在模型1中我们并未考虑信息价值的影响，为此本文拟通过模型2进行进一步检验。
模型1
横轴为因变量，纵轴为自变量 RCAR(-7，7)
RCAR(-3，3)MCAR(-7，7)
MCAR(-3，3)
α 0.1088(0.0525)0.1191(0.0001)-0.0176(0.7527)
-0.0504(0.1119)
AUDIT
-0.0009(0.8870)0.0019(0.5729)-0.0021(0.7415)
-0.0039(0.2883)
△ROE0.3215(0.0067)0.1095(0.0800) 0.2914(0.0134)0.1402(0.0365)
SIZE-0.0040(0.1295)
-0.0056(0.0001) 0.0001(0.9566)0.0028(0.0532)
YEAR
控制变量
控制变量
控制变量 控制变量
INDUSTRY 控制变量
控制变量
控制变量 控制变量
R2 0.0438 0.0501 0.03690.0376
F值 2.9357 3.3815 2.45462.5050
P值 0.0000 0.0000 0.00110.0009
模型2
横轴为因变量，纵轴为自变量RCAR(-7，7)
RCAR(-3，3) MCAR(-7，7)
MCAR(-3，3)
α 0.1071(0.0568)0.1178(0.0001)
-0.0146(0.7929)
-0.0526(0.0976)
AUDIT-0.0009(0.8850)0.0019(0.5764)
-0.0021(0.7447)
-0.0039(0.2856)
△ROE 0.3713(0.0089)0.1677(0.0250)0.3747(0.0079)0.0782(0.3284)
AUDIT*△ROE
0.1657(0.5220)0.1938(0.1559)
-0.2769(0.2816)0.2062(0.1587)
SIZE -0.0039(0.1368)
-0.0055(0.0001)0.0002(0.9926)0.0029(0.0464)
YEAR 控制变量 控制变量 控制变量 控制变量
INDUSTRY
控制变量 控制变量 控制变量 控制变量
R2
0.04420.05200.03800.0395
F值
2.78553.30442.37892.4769
P值
0.00010.00000.00130.0008
上表的结果显示，AUDIT*△ROE的系数并不显著。但是，除了在MCAR(-7，7)的回归模型中为负号外，其余全部为正，说明了中期财务报告的自愿审计具有一定的信息价值，但是并不明显。在模型2中，综合考虑了信息价值与保险价值后，保险价值仍不显著，在大多数情况下乃至为负数，从而更进一步说明了在我国审计市场上，保险价值基本不存在，这从另一个角度验证了杜兴强、周泽将(2007)的结论，中期财务报告自愿审计一定程度上是为了满足大股东监管的需要以及管理层的利益而产生的。
四、进一步检验
通过中国注册会计师协会网站(http：//www.cicpa.org.cn)获取了2003、2004年⑥的会计师事务所排名，针对2003、2004年接受中期审计的样本，本文将其事务所区分为国内十大与非国内十大，若该上市公司的注册会计师为国内十大，则AUDITOR10取1，否则取0。本部分目的在于进一步检验这两类样本在审计时提供的保险价值与信息价值有何不同。本部分仍采用模型3与模型4进行回归，不同之处在于以下两点：其一，将接受审计如否的哑变量换为接受审计公司的外部审计师是否为国内十大与否；其二，没有选择行业作为控制变量，原因在于2003、2004年全部接受审计的公司样本数仅为65家，选择行业作为控制变量有可能影响回归结果，同时由于在我国不存在对某一行业的特殊限制或规定，因而行业因素并不重要。回归结果显示，事务所规模对于信息价值与保险价值并无显著影响。说明在我国，规模较大的会计师事务所与其他会计师事务所提供审计服务所带来的保险价值与信息价值并无区别。
模型3
横轴为因变量，纵轴为自变量RCAR(-7，7) RCAR(-3，3)
MCAR(-7，7)
MCAR(-3．3)
α -0.0324(0.8980)0.4105(0.0023)0.0814(0.7201)0.2216(0.0881)
AUDITOR100.0260(0.4371)0.0051(0.7631)0.0149(0.6186)0.0168(0.3229)
△ROE-0.5659(0.4039)0.1914(0.5802)0.2178(0.7197)0.2896(0.3295)
SIZE 0.0010(0.9317)
-0.0197(0.0020)
-0.0038(0.7193)
-0.0105(0.0849)
YEAR 控制变量 控制变量 控制变量 控制变量
R2
0.02790.15120.00680.0632
F值
0.43092.67130.10291.0121
P值
0.78580.04050.98100.4084
模型4
横轴为因变量，纵轴为自变量 RCAR(-7,7)RCAR(-3，3)
MCAR(-7，7)
MCAR(-3，3)
α-0.0547(0.8315)0.4042(0.0031)0.0738(0.7497)0.1996(0.1260)
AUDITOR10 0.0300(0.3812)0.0062(0.7199)0.0162(0.5965)0.0207(0.2293)
△ROE -0.6935(0.3311)0.1554(0.6697)0.1741(0.7855)0.1638(0.6466)
AUDIT*△ROE1.5366(0.5401)0.4329(0.7359)0.5264(0.8153)1.5145(0.2315)
SIZE0.0020(0.8632)
-0.0193(0.0028)
-0.0035(0.7494)
-0.0095(0.1223)
YEAR
控制变量 控制变量 控制变量 控制变量
R2 0.03410.15280.00770.0859
F值 0.41702.12850.09202.2183
P值 0.83500.07450.99320.0712
五、结论与政策建议
本文借助于我国证券市场的经验数据，分析了注册会计师审计是否存在保险价值与信息价值。研究结果发现，在我国证券市场上外部审计并没有带来显著的保险价值与信息价值，这可能是由于我国相应的法律诉讼机制不完善，难以向注册会计师索取赔偿保护投资者的利益。进一步的检验显示，会计师事务所规模并不显著影响保险价值与信息价值的大小。
针对目前在我国审计市场上并不存在保险价值与信息价值，审计的价值增值功能难以得到发挥，笔者建议：第一，完善投资者向注册会计师诉讼的机制，确保投资者利益得到保护；第二，增强会计师事务所的职业能力，提高其执业水平，使得信息价值在审计中得以体现。本文的不足之处在于，仅仅采用中期财务报告审计的数据，其结论是否可以推广，仍需相关的进一步的实证检验。
注释：
①证监会要求对ST、PT类公司中期财务报告进行审计，我们在样本中予以剔除。
②增发、配股的公司接受审计可能并非出于自愿，而是迫于中国证监会的强制性要求而进行审计。
③我们对2002年的数据单独进行分析，亦没有发现审计存在保险价值与信息价值。
④AUDIT代表接受审计的公司，NONAUDIT代表未接受审计的公司。
⑤RCAR代表以风险调整模型计算的CAR值作为因变量，MCAR代表以市场调整模型计算的CAR值作为因变量。
⑥我们在中注协网站上面无法获取2002年的排名。
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