重要客户损害了审计独立性吗?——来自中国证券市场的经验证据，本文主要内容关键词为：独立性论文,证据论文,中国证券市场论文,客户论文,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、问题的提出
独立性是审计职业的基石，也是财务报告的使用者信任财务报告的基础(Mautz and Sharaf，1961)。近年来，国内外爆发的大量上市公司审计失败案使注册会计师的审计独立性受到了社会公众的普遍质疑。审计独立性的经济理论(Watts and Zimmerman，1981；DeAngelo，1981)认为审计师牺牲独立性的动机与客户的重要性有关，即与审计师从特定客户处获得的准租占审计师能够获得准租总额的比例有关。《中国注册会计师职业道德规范指导意见》也指出，“收费主要来源于某一鉴证客户”可能会损害审计的独立性。
目前，学术界就“重要客户是否损害审计独立性”进行了大量的研究(Frankel，et al，2002；Chung and Kallapur，2003；DeFond，et al，2002)，但针对中国市场环境的相应研究还很缺乏。同时，这些研究一般用可操控应计项目或是否出具保留审计意见来衡量审计独立性是否受到损害。DeFond等(2002)1250质疑了用可操控应计项目衡量审计独立性是否受到损害这种方法的恰当性。①他们认为，审计师对客户盈余特征(如可操控的应计项目、达到盈利预测目标的倾向等)的影响是间接的，并且衡量可操控应计项目存在许多计量方面的问题。此外，本文认为，以审计师是否出具保留审计意见来衡量审计师独立性是否受到损害的方法存在以下两个问题：(1)研究者并不知道注册会计师出具的保留审计意见是否是恰当的。(2)没有考虑不同的审计师具有不同的审计报告谨慎性。因此，本文基于中国证券市场，以注册会计师是否从事了审计意见购买行为来衡量审计独立性，对“重要客户是否会损害审计独立性”这一问题进行实证研究。
二、文献回顾
现有文献主要是以审计师收取的服务报酬来衡量客户的重要性，研究客户重要性与衡量审计独立性的因变量(主要包括审计意见和盈余管理变量)之间是否存在显著的关联。
Reynolds和Francis(2001)研究发现，审计师面对大客户时出具的审计报告更加谨慎，即重要客户并没有损害审计独立性。Craswell等(2002)的研究结果发现，无论是在事务所层面还是在事务所分支机构层面，重要客户对审计师是否发表保留意见都没有显著影响。DeFond等(2002)的研究结果并没有发现非审计服务收费与持续经营审计意见之间存在显著相关关系。
Frankel等(2002)的研究结果发现，非审计收费与盈余管理变量之间正向相关，而审计收费与盈余管理变量之间负向相关。他们将检验结果解释为审计客户向审计师购买的非审计服务越多，审计独立性越差。但随后一些类似的研究却不支持Frankel等(2002)的研究结论，如：Larcker和Richardson(2004)、Reynolds等(2004)、Ashbaugh等(2003)、Chung和Kallapur(2003)。
从国内的研究来看，方军雄等(2004)研究了经济依赖性对注册会计师审计报告行为的影响。研究结果发现，单个客户的审计收费所形成的经济依赖性并没有给审计师带来负面影响，相反，对于收入比重越大的客户审计师越谨慎，越是倾向于出具非标准审计意见。
从现有的研究结果来看，并没有一致和充分的证据证明重要客户是否会损害审计独立性，本文对此问题进行进一步的研究。
三、重要客户与审计独立性：理论分析与研究假设
(一)以重要客户来衡量审计师牺牲独立性的动机
一家会计师事务所的价值由两部分组成：与某一特定客户有关的未来准租(quasi rents)的现值(以QRs表示)和从该特定客户之外的其他客户处获取的未来准租的现值(以
表示)。即会计师事务所的价值V可以表示为：V=
+
假定审计师发现了某一特定客户的错报，他面临着报告还是不报告这个错报的选择。如果报告了这个错报，则该审计师有被客户解聘的风险，而一旦被解聘，该审计师就会丧失与该特定客户有关的所有的未来准租。如果用
表示客户由于审计师报告了错报而解聘审计师的概率，并且假定保持不变，那么，如果审计师报告了客户错报，其期望财富将变为(1-)+。相反，如果不报告已经发现的错报，审计师会保住这个客户以及与该客户有关的所有的未来准租。但是，审计师不报告错报的行为有可能在事后被监管机构、新闻媒体以及证券分析师发现。审计师丧失独立性的行为将会使其声誉受到损失，其他客户由此可能解聘审计师(DeAngelo，1981)。如果用P[,d]表示被发现的概率，用L表示被发现后审计师从其他客户处损失的准租的比率，以财富最大化作为目标的审计师只有在预期收益大于预期成本时，即在如下条件成立时才会牺牲其独立性：
这个结果有两层含义：(1)如果从某一特定客户处获取的准租现值与审计师从其他来源获取的准租现值的比值较大时，审计师会牺牲其独立性，即审计师牺牲独立性的动机与客户的重要性有关；(2)当
足够大时，审计师不会为任何一个特定客户牺牲其独立性，因此，审计师是否会牺牲其独立性是一个实证性问题。
(二)本文的研究方法
现有研究主要是用可操控应计项目或是否出具保留审计意见来衡量审计独立性是否受到损害。DeFond等(2002)质疑了用可操控应计项目衡量审计独立性是否受到损害这种方法的恰当性。因此，本文不采用可操控应计项目来衡量审计独立性是否受到损害。
本文认为，以审计师是否出具保留意见来衡量审计师独立性是否受到损害的方法至少存在以下两个问题：(1)研究者并不知道审计师出具的保留审计意见是否是恰当的。我国学者的一些研究发现，近年来我国注册会计师对上市公司出具的审计报告中存在着用说明段改变审计意见性质的倾向，尤其表现在将保留意见变通为无保留意见加说明段(孙铮、王跃堂，2000；陈关亭、高晓明，2004)。审计意见的变通行为本身就意味着审计师的独立性受到一定程度的损害，因此，用是否出具非标准审计意见①来衡量审计独立性是否受到损害的方法，其恰当性是值得怀疑的。Simnett和Trotman(2002)认为，在评价审计意见是否恰当时，应比较的是客户应当收到的审计意见与客户实际收到的审计意见，Lennox(2000)的研究结果为他们的这一论点提供了很好的例证。(2)这种方法没有考虑不同的审计师具有不同的审计报告谨慎性，即对于不同的审计师，其出具保留意见的倾向并不相同。已有的研究结果表明，不同的会计师事务所具有不同的审计报告谨慎性(Krishnan，1994；Krishnan and Stephens，1995；Francis和Krishnan，1999)。因此，不考虑审计师在审计报告谨慎性上的差别，而简单地用是否出具非标准审计意见来代表审计独立性水平的研究方法是不严谨的。
本文针对上述两个方面的缺陷，对现有的衡量方法作如下改进：(1)由于在我国存在着审计师对非标准审计意见进行变通的倾向，因此，本文将研究对象限定在研究期间内收到标准无保留意见的上市公司。(2)在考虑了事务所各自的审计报告谨慎性水平后，考察这些收到标准无保留意见的公司是否应当收到非标准审计意见。(3)如果应当收到非标准审计意见的公司实际上收到的是标准无保留意见，本文认为存在审计独立性受到损害的情况，并将这种情况称为“审计意见购买”②。如果公司应当收到并且实际收到了标准无保留意见，本文认为审计独立性没有受到损害，即不存在审计意见购买行为。
(三)研究假设
审计独立性的经济理论(Watts and Zimmerman，1981；DeAngelo，1981)及本文的模型均指出：审计师牺牲独立性的动机与客户的重要性有关。而且，从我国审计市场的现状来看，我国监管机构近年来一直将非标准审计意见作为监管的重点，在未受到监管机构重点关注的情况下(例如上市公司没有发生审计师变更行为)，审计师出具不恰当的标准无保留意见的行为在事后被发现的概率很小，从本文的模型可知，此时审计师牺牲独立性的预期收益将大于预期成本。
据此，本文提出如下研究假设：
H1：客户越重要，审计师从事审计意见购买行为的可能性越大。
由本文的模型可知，当丧失独立性的行为被发现的概率P[,d]较大时，尽管重要客户会对审计师的报告行为施加较大的压力，审计师仍会保持较高水平的审计独立性。在我国的证券审计市场中，当受到监管机构的重点关注时(如上市公司变更了会计师事务所)，审计师丧失独立性以保住重要客户的行为在事后被发现的可能性也较大，此时，审计师牺牲独立性行为的预期收益将小于预期成本。据此，本文提出如下研究假设：
H2：当预期到其丧失独立性的行为在事后被发现的可能性较大，即受到监管机构的重点关注时，审计师从事审计意见购买行为的可能性较小。
四、研究设计
(一)识别存在审计意见购买行为的上市公司
识别过程分为以下三个步骤：
第一步，建立一个非标准审计意见的预测模型。该预测模型可以利用上市公司的财务状况、经营业绩以及其他市场公开信息来建立③。
本文选取1998～2000年间第一次收到非标准审计意见的152家中国上市公司，并随机选取了能够配合非标准审计意见样本时间维度的152家收到标准无保留意见的上市公司作为研究样本，建立如下非标准审计意见的预测模型：
其中，RECTA定义为：(应收账款+其他应收款-坏账准备+预付账款)/资产总额；CYLOSS为虚拟变量，当样本公司当年的利润总额为负数时，其值为1，否则为0；BLTI定义为：(当年利润总额-当年营业利润)/当年利润总额；ALAG定义为：审计报告日和财务报告期期末之间的日历天数；TLIST定义为：(报告期期末-股票上市日期)/365。
该预测模型的
值等于92.611，在p＜0.01的水平上显著，Pseudo
等于0.421。本文运用独立于1998～2000年估计样本的一组检验样本(holdout samples)来检验模型的预测效果，预测准确率为85%。
第二步，计算会计师事务所的审计报告谨慎性水平。本文沿用Krishnan(1994)的思路，即用会计师事务所出具非标准审计意见的倾向来代表审计报告谨慎性水平。具体的计算过程是：首先，将估计样本中的各家公司按其主审会计师事务所分类；其次，确定估计样本期间内各家会计师事务所实际出具了非标准审计意见的公司；再次，根据已经建立的非标准审计意见预测模型计算出这些实际收到非标准审计意见公司应当收到非标准审计意见的概率；最后，依据第三步计算出的概率值，以计算出的各家会计师事务所出具非标准审计意见概率的算术平均值来衡量审计报告谨慎性水平。
第三步，利用已经建立的非标准审计意见预测模型，计算本文研究样本④中收到标准无保留意见的公司应当收到非标准审计意见的概率。如果此概率值大于该公司主审会计师事务所审计报告谨慎性水平的概率值，本文认为这家公司的主审会计师事务所从事了审计意见购买行为。如果此概率值小于等于该公司主审会计师事务所审计报告谨慎性水平的概率值，本文认为这家公司的主审会计师事务所没有从事审计意见购买行为。
具体计算结果见本文研究样本选择部分。
(二)样本选择和数据来源
本文选取2001～2002年间沪深两市所有收到标准无保留意见的A股上市公司作为初始样本，并执行如下筛选程序：
1.剔除金融保险行业公司。这是因为金融保险行业企业在财务状况、经营业绩和现金流量方面的衡量与非金融企业存在重大差异。
2.剔除当年度新上市的公司。这是因为：在上市初期，名义上属于某一会计年度的审计费用可能包含了上市之前三年和上市三期的审计或其他服务报酬，或仅仅包含了上市当年的审计报酬。审计费用信息披露的不充分使本文无法完全识别上述不同情况，因此，这些公司不宜纳入研究样本。
3.剔除1998～2002年间出具非标准审计意见的份数不足5家的会计师事务所担任主审审计师的上市公司样本。这是为了保证估计出的会计师事务所审计报告谨慎性水平的数据精确度。
4.剔除69家2001～2002年期间年度审计费用无法确定的上市公司样本。年度审计费用无法确定的情形主要有：(1)公司未披露审计费用；(2)无法确定公司披露的审计费用的期间归属；(3)公司合并披露境内、境外会计师事务所的审计费用数，无法确定公司境内会计师事务所审计费用数。
经过上述筛选，本文的最终研究样本包括1297个年度观察值。按照上述识别审计意见购买行为的步骤，我们识别出175家进行审计意见购买的样本公司。
审计费用数据、审计意见和审计日期数据来自于对上市公司年度报告的逐一整理。上市公司的当年年度报告的财务数据、上市时间数据来自于CSMAR中国股票市场研究数据库。本文数据处理使用SPSS 13.0软件。
(三)检验模型和变量设计
本文构建如下logistic模型来检验重要客户与审计独立性之间的关系：
模型中各变量的含义如下：
1.因变量OS
当存在审计意见购买行为时，OS=1，否则为0。本文根据上述“识别存在审计意见购买行为的上市公司”的结果为因变量OS赋值，在本文的样本中，有175家公司的OS值取1，其他1122家公司的OS值取0。
2.实验变量
Auditeesize定义为上市公司支付的费用(审计费用+非审计费用)占事务所当年收入总和(审计费用+非审计费用)的比例。为了检验研究假说一，本文用变量Auditeesize来衡量客户的重要性，DeAngelo(1981)、Stice(1991)、Lys和Watts(1994)、Chung和Kallapur(2003)也使用该指标来衡量客户的重要性。本文预期该变量与审计意见购买变量之间为正相关关系。
Mchange为虚拟变量，当上市公司发生强制性审计师变更时，Mchange的取值为1，否则为0。为了检验研究假说二，本文用变量Mchange衡量样本公司后任审计师预期其丧失独立性的行为在事后被发现的可能性较大。强制性审计师变更是指：当审计服务供给方受到行政处罚而丧失了执业行为能力时，审计服务需求方变更审计师的行为。⑤强制性审计师变更通常涉及了监管部门对前任审计师执业质量的不认可，后任审计师的执业质量因此会受到监管部门较多的关注和重视，并成为明确的监管重点。因此，后任审计师会预期到其丧失独立性的行为在事后被发现的可能性较大。本文预期变量Mchange与审计意见购买变量之间为负相关关系。
3.控制变量
从本文模型可知，当丧失独立性的行为被发现后，会计师事务所的声誉将遭到破坏，这会导致事务所失去大量客户或审计价格下跌(Wilson，et al，1990；Davis，et al，1992；朱红军等，2004)。Ibig5和Dbig10是虚拟变量，用来控制声誉卓著的事务所丧失独立性的行为被发现后，事务所从其他客户处损失的较大的准租比率L对审计独立性的影响。如果负责公司当年年度报告审计的事务所是国际五大的国内合作所，那么Ibig5取值为1，否则为0⑥；如果负责公司当年年度报告审计的事务所是国内十大事务所，那么Dbig10取值为1，否则为0，我们使用事务所当年上市公司年度报告审计的客户总资产之和来确定国内十大事务所名单⑦。
当收到非标准审计意见具有重大的不利经济后果时⑧，公司的财务状况越差，重要的客户为了避免收到非标准审计意见向审计师施加的压力也就越大。此时，审计师因报告已发现的客户错报而被解聘的概率也就越大。LnTA、Leverage、OITA和Curratio用来控制当公司陷入财务困境时，审计师报告已发现的客户错报时被客户解聘的概率P[,d]对审计独立性的影响。LnTA为上市公司资产总额的自然对数；Leverage为上市公司的资产负债率；OITA为上市公司主营业务利润与其资产总额的比值；Curratio为流动资产与流动负债的比值。已有的研究发现，公司规模、资产负债率、流动比率、主营业务利润与资产总额的比值同公司陷入财务困境的概率存在着相关关系(吴世农、卢贤义，2001；张鸣、张艳，2003；陈晓、陈治鸿，2000)。
五、实证检验结果及分析
(一)描述性统计
从表1可以看出，在本文的样本期间，约有13.5%的上市公司成功地实现了审计意见购买行为。上市公司支付的审计和非审计费用占主审事务所当年收取的上市公司审计和非审计费用之和的平均比例为5%。样本期间发生强制性审计师变更的公司约占样本总额的8%。上市公司聘任国际五大的国内合作所的比例为4%，聘任国内十大事务所的比例为38%。
(二)单变量分析
表2报告了单变量分析结果。本文用t检验和WilcoxonZ检验比较了PanelA中每一个变量在审计意见购买组和非审计意见购买组之间平均值的差异，这两种检验的结果没有明显差异。除了变量Auditeesize外，PanelA中所有变量的平均值在审计意见购买组和非审计意见购买组之间均存在显著差异。审计意见购买组的公司其财务健康状况显著差于非审计意见购买组的公司，这表现审计意见购买组的公司的资产总额较小、资产负债率较高、主营业务利润与资产总额的比值较小和流动比率较低，这意味着当报告已发现的客户错报被解聘的概率较大时，审计师更有可能从事审计意见购买行为。Panel B报告了虚拟变量的检验结果。变量Mchage的检验结果在0.10的水平上显著，这表明当后任审计师的客户为当年发生了强制性审计师变更的公司时，审计师较不可能从事审计意见购买行为。变量Ibig5和变量Dbig10的检验结果均不显著。
注：***表示在0.01的水平上显著(双尾)，*表示在0.10的水平上显著(双尾)。
(三)多变量分析
对模型中有关变量之间的Pearson相关分析发现(限于篇幅，未报告)，变量Auditeesize与控制变量之间的相关系数最大不超过0.343，变量Mchange与控制变量之间的相关系数最大不超过-0.103。检验模型的控制变量之间最大的相关系数不超过-0.388。本文计算出的方差膨胀因子均小于1.5，表明在模型估计时不必关注多重共线性问题(Greene，1999)。
表3报告了Logistic检验模型的回归结果。检验模型的值在p＜0.01的水平上显著，Pseudo 等于0.318。除了变量Dbig10和Curratio以外，其他变量都在0.01的水平上显著；除了变量Ibig5和Dbig10以外，其他变量的符号都与预期符号一致。
实验变量Auditeesize的系数为正且在0.01的水平上显著，这表明，在控制了其他变量的影响后，当客户支付的审计和非审计费用在审计师的收入总额中所占比例较大时，审计师更有可能从事审计意见购买行为。这支持本文的研究假设一。
实验变量Mchange的系数为负且在0.01的水平上显著。这表明，当控制了其他变量的影响后，在上市公司发生强制性审计师变更的当年，其主审审计师从事审计意见购买行为的可能性较小。这支持本文的研究假设二。
控制变量Ibig5和Dbig10系数符号与预期符号相反，并且控制变量Ibig5与审计意见购买行为在0.01的水平上显著正相关，这说明，国际五大的国内合作所以及国内十大事务所的审计独立性可能并不比国内其他事务所高，这与陈信元、夏立军(2006)的研究结果类似。这表明：从事审计意见购买行为可能给审计师带来的声誉损失并没有为审计师提供足够的动机去保持审计独立性。这可能是因为：在我国证券审计市场中缺乏对高质量审计的需求，会计师事务所并不能靠良好的声誉来吸引客户，与客户保持良好的关系可能比维持良好的声誉更有利于事务所保住重要的审计客户。
控制变量LnTA、Leverage、OITA和Curratio系数符号与预期符号一致，除变量Curratio以外，其余三个变量均在0.01的水平上显著。这表明：当审计师报告已发现的客户错报被解聘的概率较大时，审计师会为了保住重要客户而牺牲其审计独立性。
(四)可靠性分析
本文还执行了以下敏感性分析程序：(1)为了检验本文的研究结论是否受客户重要性衡量方法的影响，本文按照Craswell等(2002)、Ashbaugh等(2003)、Fancis和Reynolds(2002)的做法，分别使用“上市公司的审计费用占主审事务所当年审计费用总和的比例”以及“客户支付的审计和非审计费总额的自然对数”来衡量客户的重要性；(2)为了确定本文的研究结论是否受主审事务所是小规模会计师事务所的观察值的影响，本文按照Reynolds和Francis(2001)的方法，从样本中剔除事务所的客户家数小于10家的观察值，并重新估计了模型。敏感性分析结果均显示，本文的主要研究结论不变。
六、研究结论和启示
在控制了声誉卓著的事务所由于丧失独立性的行为而损失的较大的准租比率以及审计师被客户解聘的概率后，本文的研究发现：在中国证券市场中，重要客户的确对审计独立性造成了损害，而当预期到其丧失独立性的行为在事后被发现的可能性较大时，审计师从事审计意见购买行为的可能性较小。
上述结果表明，当审计师的审计行为受到监管机构的重点关注时，审计师从事审计意见购买行为的可能性较小，因此，监管机构应加强对各家会计师事务所的重要客户审计情况的监管关注，以减轻重要客户可能对审计独立性所造成的损害。此外，近年来我国监管机构将监管重点主要放在非标准审计意见的监管上，但本文的研究表明，存在相当一部分审计师为了保住重要客户，以及为了躲避监管机构对非标准审计意见的关注，可能直接为其客户出具不恰当的标准无保留意见。因此，监管机构应注意加强对标准无保留意见的监管。
注释：
①本文将所有审计意见分为标准无保留审计意见和非标准审计意见两大类型，非标准审计意见指标准无保留意见以外的其他所有审计意见类型，包括无保留加说明、保留、拒绝和否定意见。
②Teoh(1992)指出，管理层影响审计师审计报告行为的方式有两种，一是通过故意变更审计师，聘用较不可能对自己出具保留意见的审计师；二是通过对现任注册会计师施压，现任注册会计师屈从于压力而不出具保留意见的审计报告。本文中的“审计意见购买”是指这里的第二种情形。
③从理论上讲，无论上市公司的财务状况和经营业绩如何，只要财务报告的编制遵循了合法性、公允性以及会计处理方法的选择遵循了一贯性原则，注册会计师就应当发表无保留意见的审计报告，审计意见与公司的财务状况之间不应存在对应关系。但国外学者的实证研究结果表明，可以根据公司的财务状况来预测公司未来的审计意见；在我国，一些经验证据也表明审计意见与公司财务状况之间也存在着一定的对应关系。
④本文研究样本为2001～2002年所有收到标准无保留意见的上市公司，而用来计算会计师事务所的审计报告谨慎性水平的估计样本则选择的是1998～2002年期间所有收到非标准审计意见的公司，这样选择估计会计师事务所的审计报告谨慎性水平的样本期间，是因为，如仅选择2001和2002年作为估计样本期间，则每一家会计师事务所出具非标意见的数量较少，无法保证数据的估计精确度。
⑤在2001年度的中国证券审计市场中，中国证券监督管理委员会对8家会计师事务所采取了严厉行政处罚措施。在处罚中，这8家会计师事务所丧失了执行2001年度上市公司年报审计业务资格，致使在2001年度有173家A股上市公司因原主审会计师事务所执业资格的丧失而发生了强制性审计师变更。
⑥在本文的研究期间，由于安达信的解散，国际五大变为四大，但为了表述方便，本文仍使用“国际五大”指代最大的国际会计师事务所。由于没有足够的数据用来估计部分国际五大合作所在1998～2002年期间审计报告谨慎性水平的概率均值，本文样本中实际上只包含安达信华强、德勤华永和普华永道中天这三家国际五大的国内合作所。
⑦本文对按事务所当年上市公司年度报告审计的客户家数来确定国内十大事务所名单的方法进行敏感性测试，研究结论不变。
⑧2001年12月，中国证监会制定并发布了《公开发行证券的公司信息披露编报规则第14号——非标准无保留意见及其涉及事项的处理》，加大了上市公司收到非标准审计意见的不利经济后果。
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