我国上市公司独立审计意见的预测价值分析，本文主要内容关键词为：上市公司论文,独立论文,意见论文,价值论文,我国论文，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、研究背景与文献回顾
强化审计对证券市场的监管功能，以保护投资者利益，审计意见的信息价值研究便成了当前关注的焦点。西方有关审计意见的实证研究始于20世纪80年代前后。Firth运用市场研究法检验了审计意见的信息含量。[1]Elliott、Dopuch，Hothausen和Leftwich分别对“ST”公司的保留审计意见的信息含量问题进行了研究，得出市场对“ST”保留意见有负面反应的结论。[2]Choi和Jeter考察了有保留审计意见的财务报告披露时对股票盈余反应系数的影响，其研究表明，保留审计意见降低了股票价格的盈余反应系数。[3]因此，一些学者认为，审计意见可看作是“不清洁”会计的指示器，它会影响信息使用者对财务报告的评估和正确使用。Miller，Reed and Strawser试图对支持审计意见具有信息含量的大量经验证据作出合理解释，将审计意见类型定义为自变量，分析发现债权人对财务报告可信性的理解、公司经营者和审计师的责任以及公司风险三者之间存在显著差异。Chan and Walterm通过对比两组同年分别被出具标准或非标准审计意见的上市公司长期财务数据，发现前者显著具有更大的盈利性和资产流动性，同时负债比率明显小于后者。[4]Bamber and Stratton以债权人为研究对象，在控制实验条件的情况下考察审计意见是否具有信息含量，证明审计意见对债权人的风险评价、信贷决策和贷款资金的贴现率都有不同程度的影响。[5]Chen，Su和Zhao选取1995～1997年上海证券交易所844家A股上市公司的审计意见作为观察值，对中国证券市场中早期出现的非标准无保留意见的市场反应进行了检验，发现非标准无保留审计意见与标准无保留审计意见相比，具有显著的市场负反应。[6]Z·Jun Lin，Qingliang Tang等研究了我国证券市场审计报告信息使用者对不同审计意见所作出的相应反应，得出审计意见类型会影响相关利益者对上市公司财务报告的理解和使用，尤其是银行等债权人会对被出具非标准审计意见的公司财务报告的信任度大打折扣，[7]如此等等。国外关于上市公司独立审计意见预测价值问题的研究，主要侧重在审计意见的市场反应方面，多用超额收益法和回归分析法。
随着“安然”神话的破灭和中外资本市场系列财务造假案的频频曝光，审计意见的信息价值研究也引起了我国学者的高度关注。李树华、陈汉文对中国深、沪两市530家上市公司的1993～1996年财务报表的审计意见作了统计分析，就审计意见类型作了个案研究和系统归纳。[8]李增泉以上市公司1993～1997年度审计意见作为研究对象，研究了年报公告日前后20天内的市场反应后发现，出具标准无保留审计意见的公司与出具非标准无保留审计意见的公司在年报公布前后有不同的市场表现，意味着审计意见会对投资者的决策行为产生重要影响。[9]刘爱东、王鑫(2003)对沪、深两市1992～2002年度非标准审计意见从走势、被出具否定和拒绝表示意见的公司特征、解释性说明段的运用、非标准保留意见或说明事项的归类等方面进行了系统分析。结果表明，非标准审计意见所占比重整体趋势是增加的，2001年开始有所下降；11年来，被出具了拒绝表示意见或否定意见的上市公司存在盈利能力弱、资产质量低、风险大的特点。[10]陈晓、王鑫(2001)运用超额收益法和多元回归分析法，进一步研究了我国股票市场对1998、1999年年报公告前后10天内保留审计意见的市场反应，得出了股票市场对1998年年报保留审计意见的披露没有显著负面反应的结论。[11]李爽、吴溪(2001)通过编译Melumad N·D和Amir Ziv的论文，介绍了Melumad-Ziv模型中审计意见的市场反应，强调了审计意见的信号作用。[12]王跃堂、陈世敏(2001)以改制前后的A股公司为样本，分别对非标准无保留审计意见的出具及其市场反应的变化情况进行了检验，具体研究了脱钩改制对于审计独立性的影响。[13]陈梅花(2002)以1995～1999年期间在沪、深两地上市公司年报中披露的非标准无保留意见为研究对象，运用市场研究法和问卷方法得出，上市公司年报中披露的审计意见对股票投资者决策的影响在统计上并不显著。[14]李维安等依据2002～2003年中国上市公司数据，考察了上市公司年报预约披露、年报披露迟滞、未预期盈利与审计报告意见类型之间的关系，得出年报预约披露晚、本年度年报披露比预约披露晚(年报披露迟滞久)的上市公司年报被出具非标准审计意见的可能性大。因此，结合其它影响因素，可以根据上市公司年报的预约披露时间以及执行情况对年报的审计意见类型作出有效的判断，进一步揭示了审计意见的信号显示机制。[15]
二、样本选择与研究假设
(一)样本选择
研究数据来源于中国股票市场研究数据库、中国证券报、上市公司速查手册及湘财圆网等。
基于对上市公司运行的稳定性及证券监管的市场效应考虑，以2000～2002年度沪、深两市上市公司独立审计意见为研究对象。选取被出具非标准无保留审计意见的上市公司为研究样本，而被出具标准无保留审计意见的上市公司为控制样本，并进行混合样本分析及各年度的对比分析。
研究样本的筛选：
2000～2002年度被出具非标准无保留审计意见的上市公司数为467家，剔除每股收益变化率的绝对值超过1000％或无法计算数据的异常样本公司66家、观察期内有重大事件发生的样本计32家和连续两个以上正常交易日无股票实际日收益率数据的15家公司后，筛选后的研究样本共计354家，其结构如表1。
表1 研究样本结构
样本类型 年 度
合计
2000 2001 2002
初始样本169 142 156 467
每股收益变化率异常因素
25
536
66
重大事件因素 12
119
32
股票实际日收益率因素 42915
最终样本128 134
92 354
控制样本的筛选：
由于审计报告与盈余报告同时公布，为排除会计盈余信息的干扰，以控制审计意见对股票价格的影响，本文采用样本对照组法，选择的样本具有大小相近、变化方向一致的净资产收益率变化率或每股收益变化率即与研究样本的披露年度相同和与研究样本具有相似企业资产规模的、被出具标准无保留审计意见的354家上市公司作为控制样本。
我国证券市场正处于迅速发展与不断完善的时期，相同的审计意见可能在不同时期引起的市场反应不同。因此，本文将采用混合样本综合分析和各年度子样本差异分析相结合的研究思路。
(二)研究假设
为检验我国上市公司独立审计意见是否具有决策有用性，提出如下假设：
H1：独立审计意见与股价超额收益增量价值具有相关性；H2：审计意见和其他相关因素的联动作用与审计意见单独作用相比，对样本累计超额收益的影响具有显著差异。
假设1用来检验投资者能否利用审计意见的内在信息作出正确的投资决策；假设2用于检验审计意见和其他相关因素(如反映会计盈余的净资产收益率变化率)的联动作用相对审计意见单独作用而言，是否对样本累计超额收益的影响有显著不同。
三、独立审计意见对股价超额收益增量价值的相关性分析
为反映中国证券市场的实际情况，用公司规模和问题股板块作为控制变量的股价超额收益模型如(1)式所示。
CAR[，it]=λ[，0]+λ[，1]△ROE[，i]+λ[，2]OPI[，i]+λ[，3]lnV[，it-1]+λ[，4]ST[，i]+η[，it](拟合优度为R[2][，4])(1)
利用Theil(1971)理论推导，Easton(1985)运用的方法，将公式的拟合优度R[2][，4]拆成四部分，即净资产收益率变化率(△ROE[，i])能增加的解释力度、审计意见类型(OPI[，i])能增加的解释力度、二者联合运用能增加的解释力度以及控制变量lnV[，i]和ST[，i]所增加的解释力度。
(一)价值相关性单变量检验及分年度变动规律
利用一元回归方程进行检验，该过程包括两部分：一是不把审计意见类型看作影响因素，仅把反映会计盈余的净资产收益率变化率纳入解释变量；二是仅考虑审计意见类型作为解释变量而不讨论净资产收益率变化率。观察期内与CARi的相关性检验结果如表3及表4所示。该回归方程为：
CAR[，it]=α[，0]+α[，1]△ROE[，i]+η[，it] (拟合优度为R[2][，1]) (2)
CAR[，it]=β[，0]+β[，1]OPI[，i]+η[，it](拟合优度为R[2][，2]) (3)
单变量检验结果(表2、表3)表明，△ROE[，i]与CAR[，i]具有显著的正价值相关性，说明会计盈余信息对投资者决策的作用不容忽视。而OPI[，i]与CAR[，i]则不具有类似△ROE[，i]与CAR[，i]的关系特征，2000年度样本相对其余年度和综合样本有较高的负相关关系(-0.975)，一定程度上反映了该年度一系列证券监管政策的出台，进一步规范了证券市场投资者的行为，从道德和执业标准层面提高了注册会计师的水平，更加客观地对上市公司年报发表独立审计意见，其相关性和可靠性得到了更多投资者的认同。
表2 △ROE[，i]与CAR[，i]价值相关性单变量检验结果
年度α[，0] △ROE[，i]
R[2][，1]F检验
-2.705** 11.953*** 142.867***
2000 0.475
(0.008)(0.000)
(0.000)
-2.190** 8.353*** 92.704***
2001 0.384
(0.032)(0.000) (0.000)
-1.185*
8.902*** 24.026***
2002 0.261
(0.318)(0.000) (0.000)
-3.416*** 9.618*** 45.791***
综合 0.450
(0.000)(0.000) (0.000)
注：*、**、***分别表示在10％、5％、1％水平上显著(单边检验)；F检验值下括号中的值是对估计值进行F检验的显著性概率；检验一栏中第一个值为F值，括号中的值为对应的显著性概率。
表3 OPI[，i]与CAR[，i]价值相关性单变量检验结果
年度 β[，0]OPI[，i] R[2][，2]F检验
-3.094**-0.975 8.060
2000 0.021
(0.003)(0.331)(0.807)
-1.380* -0.245 16.951
2001 0.016
(0.170)(0.807)(0.331)
-2.116**-0.109 6.012
2002 0.013
(0.038)(0.913)(0.913)
-3.841***
-0.345 11.119
综合 0.020
(0.000)(0.730)(0.730)
*、**、***分别表示在10％、5％、1％水平上显著。
(二)△ROE[，i]与OPI[，i]对CAR[，i]联合价值检验
检验的回归方程为：
CAR[，it]=γ[，0]+γ[，1]△ROE[，i]+γ[，2]OPI[，i]+η[，it] (拟合优度为R[2][，3])(4)
同时考虑控制变量lnV[，i]和ST[，i]，则回归方程为式(1)。
用R[2][，△ROE]=R[2][，3]-R[2][，2]表示净资产收益率变化率对股价累计超额收益率的解释力度增加能力；R[2][，OPI]=R[2][，3]-R[2][，1]表示审计意见类型对股价累计超额收益率的解释力度增加能力；R[2][，RO]=R[2][，3]-R[2][，△ROE]-R[2][，OPI]表示净资产收益率变化率和审计意见类型对股价累计超额收益率的联合解释力度增加能力；R[2][，VS]=R[2][，4]-R[2][，3]表示公司规模和所属板块对股价超额收益率的解释力度增加能力。
△ROE[，i]、OPI[，i]与CAR[，i]价值相关性检验如表4。
表4 △ROE[，i]、OPI[，i]与CAR[，i]价值相关性检验
△ROE[，i]增量 OPI[，i]增量 △ROE[，i]和OPI[，i]联合
年度 γ[，0] △ROE[，i] OPI[，i] R[2][，3]F检验 解释力解释力增量解释力
-0.928 11.998*** -1.413*272.882***
2000 0.481
0.465 0.006
0.010
(0.355) (0.000)(0.160)(0.000)
-1.670* 8.297***
-1.353*
58.443***
2001 0.392
0.371 0.008
0.013
(0.136) (0.000)(0.241)(0.000)
-1.781* 12.866*** -0.24911.879***
2002 0.262
0.249 0.001
0.012
(0.079) (0.000)(0.804)(0.000)
-2.051** 9.664***
-0.578
122.789***
综合 0.451
0.431 0.001
0.019
(0.041) (0.000)(0.564)(0.000)
注：*、**、***分别表示显著性水平为10％、5％、1％。
观察表4发现：(1)△ROE[，i]和OPI[，i]之间具有增量价值相关性，△ROE[，i]的增量价值相关性为0.431(0.451-0.020)，OPI[，i]的增量价值相关性为0.001(0.451-0.450)，△ROE[，i]和OPI[，i]两者联合的增量价值相关性为0.019。说明股价累计超额收益率的波动会同时受到净资产收益率变化率和审计意见类型等因素的影响，但是相对审计意见类型而言，净资产收益率变化率提供了更多的决策信息，体现了比审计意见类型更强的决策有用性；(2)在年度上，各模型的变化规律基本一致，2002年各模型对CAR[，i]的解释能力均较低，2000年解释能力最强，2001年次之。
加入控制变量的△ROE[，i]、OPI[，i]与CAR[，i]价值相关性检验如表5。
表5 加入控制变量的△ROE[，i]、OPI[，i]与CAR[，i]价值相关性检验
lnV[，i]和ST[，i]
年度 λ[，0] △ROE[，i] OPI[，i] lnV[，i] ST[，i]
R[2][，4]F检验增量解释力
-0.689 0.110** -0.239-0.581 -0.70935.983***
2000 0.4830.018
(0.493) (0.003)
(0.812)
(0.563) (0.481) (0.000)
-1.285 8.406***
-0.554-1.150* -2.17**63.798***
2001 0.3800.009
(0.200) (0.000)
(0.580)
(0.251) (0.030) (0.000)
0.120 0.273*-0.212-0.270 -0.799 22.774***
2002 0.2550.006
(0.905) (0.207)
(0.833)
(0.788) (0.427) (0.000)
-0.667 7.149***
-1.426*
-0.600 -0.282 60.392***
综合 0.4470.016
(0.506) (0.000)
(0.156)
(0.549) (0.778)(0.000)
*、**、***分别表示显著性水平为10％、5％、1％。
表5显示，公司规模和所属板块应视为影响股价超额收益的负面因素，即公司规模越大、公司股票属于问题股，则股价累计超额收益率越低。
四、预测审计意见类型的Logistic回归分析
理性投资者往往希望通过上年度注册会计师对上市公司年报发表的独立审计意见类型，结合其他重要会计信息来合理预测本年度可能被出具的审计意见类型，为作出正确投资决策提供有用的参考。
审计意见估计模型为：
LogitO[，it]=α[，0]+α[，1]O[，it-1]+α[，2]LEV[，it]+α[，3]△ROE[，i]+α[，4]O[，it-1]LEV[，it]+α[，5]O[，it-1]△ROE[，i]+δ[，it](5)
其中：LogitO[，it]=lnP[，i]/(1-P[，i])，此处P[，i]表示被出具非标准无保留审计意见的概率；LEV[，it]表示样本公司i在t期的资产负债率；△ROE[，i]表示样本公司i本期相对上期的净资产收益率变化率；△ROE[，i]=0表示公司i净资产收益率变化方向为正；△ROE[，i]=1表示公司i净资产收益率变化方向为负。
根据公式(5)的回归结果，得到2000～2002各年度回归模型为：
LogirO[，it]=-3.118+1.606O[，it-1]+3.550LEV[，it]+0.760△ROE[，t]+1.945O[，it-1]LEV[，it]-2.653O[，it-1]△ROE[，i]+δ[，it] (2000年度)
LogitO[，it]=-5.239+3.894O[，it-1]+4.417LEV[，it]-3.291△ROE[，t]+2.121O[，it-1]LEV[，it]+3.146O[，it-1]△ROE[，i]+δ[，it] (2001年度)
LogitO[，it]=-4.074+2.133O[，it-1]+2.382LEV[，it]-1.023△ROE[，t]+3.779O[，it-1]LEV[，it]+2.250O[，it-1]△ROE[，i]+δ[，it] (2002年度)
审计意见估计模型的回归结果如表6。
表6 审计意见估计模型的Logistic回归结果(括号中为wald统计量)
2000年度2001年度 2002年度
1.6063.8942.133
O[，it-1]
(21.437)** (44.852)***
(30.905)***
3.5504.4172.382
LEV[，it]
(4.622)** (11.379)***(3.871)**
0.760
-3.291
-1.023
△ROE[，i]
(1.058) (8.604)** (2.351)*
1.9452.1213.779
O[，it-1]LEV[，it]
(0.697) (0.968)
(2.216)
-2.6533.1462.250
O[，it-1]ROE[，it]
(3.459) (6.830)***(4.215)**
-3.118
-5.239-4.074
Cons tan t
(61.414)*** (38.820)*** (52.759)***
X[2](LR)
129.087***148.640***
131.592***
注：*、**、***表示该变量的参数分别在10％、5％及1％水平上显著相关。
根据回归模型分别计算2000～2002各年度的P(O[01][，it]=1)、P(O[00][，it]=1)、P(O[11][，it])和P(O[10][，it]=1)。前两者指上年被出具标准无保留审计意见，本年度公司净资产收益率变化率分别为负值和正值时，被出具非标准无保留审计意见的概率；后两者则指上年被出具非标准无保留审计意见，本年度公司净资产收益率变化率分别为负值和正值时，被再次出具非标准无保留审计意见的概率。计算结果见表7、表8和表9。
表7 2000年被出具非标审计意见估计概率均值
A组：1999年被出具标准无保留审计意见
时期t-1(1999年)净资产收益率变化率 时期t
P(O[01][，it]=1)
O[，it-1]=0△ROE[，t]=1
均值=3.74％
P(O[00][，it]=1)
△ROE[，t]=0
均值=0.02％
B组：1999年被出具非标准无保留审计意见
时期t-1(1999年)净资产收益率变化率时期t
P(O[11][，it]=1)
O[，it-1]=1△ROE[，t]=1
均值=57.33％
P(O[10][，it]=1)
△ROE[，t]=0
均值=48.90％
表8 2001年被出具非标审计意见估计概率均值
A组：2000年被出具标准无保留审计意见
时期t-1(200年)净资产收益率变化率
时期t
P(O[01][，it]=1)
O[，it-1]=0△ROE[，t]=1
均值=5.16％
P(O[00][，it]=1)
△ROE[，t]=0
均值=2.27％
B组：2000年被出具非标准无保留审计意见
时期t-1(2000年)净资产收益率变化率 时期t
P(O[11][，it]=1)
O[，it-1]=1 △ROE[，t]=1
均值=64.80％
P(O[10][，it]=1)
△ROE[，t]=0
均值=51.36％
表9 2002年被出具非标审计意见估计概率均值
A组：2001年被出具标准无保留审计意见
时期t-1(2001年)净资产收益率变化率 时期t
P(O[01][，it]=1)
O[，it-1]=0△ROE[，t]=1
均值=0.95％
P(O[00][，it]=1)
△ROE[，t]=0
均值=0.06％
B组：2001年被出具非标准无保留审计意见
时期t-1(2001年)净资产收益率变化率 时期t
P(O[11][，it]=1)
O[，it-1]=1△ROE[，t]=1
均值=36.68％
P(O[10][，it]=1)
△ROE[，t]=0
均值=44.01％
各年样本中，当上期审计意见为标准无保留、本期净资产收益率变化方向为负时获得非标审计意见的概率平均值分别为3.74％、5.16％和0.95％，而净资产收益率变化方向为正时概率平均值分别为0.02％、2.27％和0.06％，说明上期被出具标准无保留意见的公司本期被出具非标意见的概率很小，净资产收益率变化方向不同，概率均值也仅略有差异。
当上期审计意见为非标准无保留时，无论本期净资产收益率变化方向如何，再次获得非标审计意见的概率显著增加，2001年表现尤为突出。这一年一系列影响上市公司、审计师、监管当局博弈环境的政策出台，中外会计丑闻、审计丑闻频出，审计师在其诚信度备受怀疑、执业环境面临严峻的情况下，加强了风险意识，以更加谨慎的态度对上市公司年报进行质量鉴证，更加有利于投资者借助他们所关注的财务数据和注册会计师发表的审计意见，合理预测下一年度公司可能获得的审计意见类型。
五、结论与局限性
①单变量检验结果表明，净资产收益率与股价超额收益具有显著的正价值相关性，审计意见类型则弱之。2000年度样本相对其余年度和综合样本有较高的负相关关系(为-0.975)，一定程度上反映了该年度一系列证券监管政策的出台，进一步规范了证券市场的运行，从道德和执业标准层面提高了注册会计师的水平，独立审计意见的客观性为投资者提供了有用的决策信息。
②审计意见类型和其他相关因素的联动作用与审计意见类型单独作用相比，对样本累计超额收益的影响具有显著差异。
③Logistic回归分析得出，审计意见类型具有预测价值。2000～2002各年度样本中，若上期审计意见为标准无保留，本期净资产收益率变化方向为负时，而获得非标审计意见的概率平均值分别为3.74％、5.16％和0.95％；而净资产收益率变化方向为正时的概率平均值分别为0.02％、2.27％和0.06％，这说明上期被出具标准无保留意见的公司本期被出具非标意见的概率很小，净资产收益率变化方向不同，概率均值也仅略有差异。当上期审计意见为非标准无保留时，无论本期净资产收益率变化方向如何，再次获得非标审计意见的概率显著增加。
(四)研究窗口(2000～2002)应适当拉长，检验独立审计意见是否具有预测价值的假设参数要从数量和经济涵义上做进一步探讨。