1、基于審計意見視角的審計師舞弊識別才能研究基于審計意見視角的審計師舞弊識別才能研究一、引言在審計開展史上，會計舞弊始終是困擾審計職業(yè)界的重大社會問題。20世紀90年代以來，企業(yè)會計舞弊行為猖獗，導致對會計師事務所及相關審計人員的訴訟不斷上升。也引發(fā)了注冊會計師的誠信危機。許多人對注冊會計師行業(yè)的經(jīng)濟警察作用產(chǎn)生了很大的質疑。Eli，F(xiàn)erdinand和Judy1998將盈余管理與審計意見聯(lián)絡起來。他們首先檢驗了不同的盈余管理檢測模型的效率，然后將其與審計意見類型聯(lián)絡起來。其潛在邏輯是：在有效的審計市場上，注冊會計師應能審計出企業(yè)的盈余操縱情況。Baker等1998研究發(fā)現(xiàn)審計限制盈余管理的作用是

2、隨審計質量的變動而變動的，較高審計質量更易發(fā)現(xiàn)和報告會計錯誤和違規(guī)。Vander等2022比照利時非上市公司和上市公司盈余管理進展研究，發(fā)如今存在調(diào)低利潤盈余管理行為的審計中，原六大會計師事務所的審計質量高于其他會計師事務所，說明會計師事務所的規(guī)模對審計質量的影響，但是，該結論在對調(diào)高利潤行為的審計中卻沒有得到驗證。夏立軍等學者2002的研究說明：財務狀況較差的公司容易被出具非標準無保存審計意見，但RE處在保配和保牌區(qū)間的公司被出具非標準無保存審計意見的可能性并不比其他公司大。從整體上看，注冊會計師并沒有提醒出上市公司的這種盈余管理行為。何紅渠等2022得出結論：兩年期間的審計意見具有一定的信

3、息含量，能在一定程度上提醒出上市公司的盈余管理現(xiàn)象；與2000年相比，2001年期間的審計質量得到了進步。本文以上市公司2001年至2022年報舞弊樣本為研究對象，對上市公司會計舞弊與非標審計意見的關系進展進一步的研究。二、研究設計一研究假設鑒于審計師可以接觸到上市公司等第一手資料，而且，其所處的獨立第三方的特殊地位。可以認為注冊會計師出具的審計意見對投資者乃至整個資本市場具有一定的使用價值。審計報告中所反映的審計本文由論文聯(lián)盟搜集整理意見類別可以反映會計報表是否存在錯弊以及錯弊的程度，當然，由于外部審計的局限性和注冊會計師難以超然獨立，注冊會計師在出具審計意見的時候可能有避重就輕的情況，如理

4、應發(fā)表保存意見卻發(fā)表帶強調(diào)事項段的無保存意見，因此提出假設：假設1-1：會計舞弊和除標準無保存審計意見之外的其他審計意見是有正相關性的假設1-2：審計師更有可能利用保存、否認和回絕表示意見來提醒企業(yè)的會計舞弊行為我國的獨立審計起步較晚，但開展較快。1995年、1996年和1999年分別公布了三批獨立審計準那么，1998年和1999年完成了會計師事務所的脫鉤改制，進步了注冊會計師的獨立性。2000年出現(xiàn)的一系列會計造假事件后證監(jiān)會、財政部、注冊會計師協(xié)會等部門機構加強了對獨立審計的監(jiān)管。隨著進一步的市場化，注冊會計師的風險責任與風險意識均得到了進步。因此，有理由相信：進入21世紀我國注冊會計師審

5、計意見的信息含量將不斷進步。據(jù)此，提出第二個假設：假設2：隨著時間的推移，會計舞弊與審計意見之間應該具有更強的相關性。二樣本選取與數(shù)據(jù)來源本文選取了在滬深股市發(fā)行A股的2001年至2022年因年報舞弊而被公開處分的上市公司為研究樣本。考慮到大局部舞弊公司連續(xù)幾年都施行了舞弊，因此將舞弊公司的每一舞弊年度作為研究對象。因為行業(yè)經(jīng)濟特征決定行業(yè)內(nèi)公司的根本業(yè)績表現(xiàn)，因此將控制樣本所在行業(yè)與對應的舞弊樣本保持一致。公司規(guī)模上的差異也會影響分析的進展。所以選擇了規(guī)模相當?shù)膶φ展局饌€與舞弊公司相配，來控制規(guī)模對分析結果的影響。另外，還考慮了上市地點的影響，研究樣本和控制樣本選在同一上市地，這樣為每家舞

6、弊公司選取了一個控制樣本。經(jīng)過挑選，最終獲得個舞弊樣本124家，另外選取了124個非舞弊樣本作為控制樣本。本研究關于舞弊樣本的情況和資料來自中國證監(jiān)會網(wǎng)站的2001年至2022年的處分公告，上海證券交易所、深圳證券交易所和財政部對上市公司的處分決定。上市公司的凈資產(chǎn)收益率等財務數(shù)據(jù)、審計意見類型、主審上市公司的事務所、審計費用數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫查詢系統(tǒng)?SAR。三模型建立與變量定義本文被解釋變量審計意見類型是一個虛擬變量。其取值只有兩類情況，即標準與非標，對于被解釋變量為二分變量的分析，邏輯斯特Lgisti回歸模型具有不可替代的作用，故本文采用邏輯斯特Lgisti回歸模型進展實證研究。對于

7、前面提出的假設1-1、假設1-2和假設2，本文采用以下Lgisti回歸模型來檢驗假設。有關控制變量的經(jīng)濟含義、計算方法和預期符號見表1。三、實證檢驗分析一描繪性統(tǒng)計在前面的樣本選取中已經(jīng)嚴格控制了舞弊年份、上市地點，另外對資產(chǎn)規(guī)模也加以控制，下面就資產(chǎn)規(guī)模的匹配效果進展比擬分析。由表2可見，不管是均值t檢驗還是中位數(shù)的符號檢驗，結果都不顯著，說明舞弊公司和非舞弊公司舞弊前一年末總資產(chǎn)自然對數(shù)LNLAT的均值和中位數(shù)不具有顯著差異，說明兩類樣本在規(guī)模上是匹配的。表3列示了描繪性統(tǒng)計結果，其中Part1是對所有數(shù)值變量均值差異性的T檢驗結果，Part2是對虛擬變量的2檢驗的結果。從表中可以看出特征

8、：1非標準無保存意見樣本在資產(chǎn)負債率DR、審計費用率RF上顯著高于標準無保存意見樣本公司，另外，每股收益GSY、每股凈資產(chǎn)GJZ、總資產(chǎn)周轉率TASL、現(xiàn)金負債比率XJBL顯著低于標準無保存意見樣本公司，說明注冊會計師出具非標準無保存意見時可能受到這些因素的影響。標準意見公司的現(xiàn)金利潤比率XJLRB要高于非標意見公司，非核心收益比率FHXBL要低于非標意見公司，但是結果并不顯著；2卡方檢驗說明，上年的審計意見類型LAUDIT和是否舞弊FRAUD指標被出具非標準無保存意見的數(shù)量顯著超出預期分布，說明上一年被出具非標準無保存意見的企業(yè)和發(fā)生會計舞弊的企業(yè)更容易被出具非標準無保存意見。事務所規(guī)模和事

9、務所變更被出具非標準無保存意見的數(shù)量也超出預期分布，但是結果并不顯著。二相關性分析Lgisti模型要求自變量之間互相獨立，所以在對自變量和因變量進展回歸之前需要檢驗自變量之間的相關系數(shù)。自變量的相關系數(shù)矩陣略，模型中各變量之間的相關系數(shù)均處在-0.4-0.4之間，可以認為變量之間不存在較嚴重的多重共線性。三回歸分析表4為檢驗假設1-1和假設1-2而建立的模型的Lgisti回歸分析的結果，其中A列是對標準無保存意見和非標準無保存意見的分析結果，B列是剔除了被出具保存、否認和回絕表示意見的舞弊樣本及其控制樣本后對標準無保存意見和帶強調(diào)事項段的無保存意見的分析結果，列是剔除了被出具帶強調(diào)事項段無保存

10、意見的舞弊樣本及其控制樣本后對標準無保存意見和保存、否認和回絕表示意見的分析結果，表5為檢驗假設2而建立的模型的Lgisti回歸分析的結果，表4給出了假設1-1和假設1-2的回歸結果，表中的-2LL是將對數(shù)似然比值乘以-2來測量模型對數(shù)據(jù)的擬合度，好的模型的似然比值要高，其-2LL相對要小，最終模型中的-2LL分別為108.405、48.498以及92.840，說明模型擬合度較好。xSnellR2統(tǒng)計量是被用來估計因變量的方差比率，說明因變量的總變差由回歸模型作出理解釋的局部所占的比重大小，該比值的范圍是01，當xSnellR21，說明模型對樣本的擬和程度越高；反之，模型對樣本的擬和程度越差。

11、NagelkerkeR2是xSnellR2的調(diào)整值。模型1的xSnellR2分別為0.331、0.254以及0.253，NagelkerkeR2分別為0.542、0.563以及0.454，均大于0.45，這說明模型對樣本的擬合度較好。從模型的A列的回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，解釋變量FRAUD參數(shù)的符號為正，且在1%的程度顯著，這說明，企業(yè)發(fā)生會計舞弊的行為與注冊會計師出具非標審計意見的概率呈正相關關系，即企業(yè)發(fā)生了會計舞弊行為，那么越有可能被出具非標審計意見。證實了假設1-1是成立的。變量XJLRB和XJBL的參數(shù)符號為負，與預期一樣，XJBL在5%的程度上顯著，但是XJLRB與審計意見的關系并不顯著

12、，這說明，利用現(xiàn)金流量分析進展審計并沒有得到注冊會計師廣泛的關注。另外發(fā)現(xiàn)，資產(chǎn)負債率DR、每股收益GSY、每股凈資產(chǎn)GJZ、總資產(chǎn)周轉率TASL和現(xiàn)金負債比率XJBL與審計意見類型顯著相關，并且與本文的預期符號一致。說明注冊會計師在審計過程中對企業(yè)的經(jīng)營才能、經(jīng)營成果和償債才能予以了關注。B列和列考察了注冊會計師對各種不同審計意見類型的運用。從中可以看出：在B列中會計舞弊與審計意見呈現(xiàn)負相關關系，并且不顯著。但是在列中會計舞弊與審計意見具有顯著正相關性，說明注冊會計師利用保存、否認、回絕表示意見提醒了企業(yè)的會計舞弊行為，發(fā)生會計舞弊的企業(yè)被出具帶強調(diào)事項段的無保存意見的可能性不大，證實了假設

13、1-2是成立的。同時，注意到在表3的3列中審計費用率與審計意見均呈現(xiàn)出正相關關系，雖然結論不顯著，但是相關性系數(shù)都很大，尤其是在標準無保存意見與帶強調(diào)事項段無保存意見一列的相關系數(shù)最大。可以預期，帶強調(diào)事項段的無保存意見較其他非標準審計意見存在審計意見購置行為的幾率要大。表5中A列的xSnellR2=0.315，NagelkerkeR2=0.5260.5，B列的xSnellR2=0.439，NagelkerkeR2=0.700.5，說明模型對樣本的擬合度較好。回歸結果中A列的解釋變量FRUD的系數(shù)為1.638，在10%的程度上顯著。而回歸結果中B列的解釋變量FRUD的系數(shù)為4.825，在1%的

14、程度上顯著。說明與2022年前相比擬，2022年及以后的審計意見的不同類型更能反映出上市公司的會計舞弊行為，具有更高的信息含量，從而驗證了本文的假設2。據(jù)此可以得出：第一、我國獨立審計的整體程度和審計質量進步了，這是注冊會計師自身職業(yè)素質、風險意識不斷增強，國家的法規(guī)政策進一步完善的成果。第二，不能排除由于帶強調(diào)事項段無保存意見的增加而引起的相關系數(shù)變大和顯著性增強，即注冊會計師在審計意見出具中為了到達既能引起信息使用者注意，降低審計責任，又不至于讓管理當局反對的雙贏場面，而利用說明段來代替保存段，在審計意見出具上避重就輕的行為。四、結論從本文的實證結果可以看出：是否舞弊FRAUD與審計意見類型DIFY顯著正相關，說明發(fā)生會計舞弊的企業(yè)容易被出具非標意見，注冊會計師主要是利用保存、否認、回絕表示意見提醒了企業(yè)的會計舞弊行為，發(fā)生會計舞弊的企業(yè)被出具帶強調(diào)事項段的無保存意見的可能性不大。另外，發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)負債率DR、每股凈資產(chǎn)GJZ、總資產(chǎn)周轉率TASL、每股收益GSY、和現(xiàn)金負債比率XJBL與審計意見顯著相關，說明由于法律風險，以及相關政策監(jiān)管的加強，審計師在出具審計意見時有所顧慮，并表現(xiàn)出明顯的風險躲避特征。但現(xiàn)金利潤比率XJLRB與審計意見的關系并不顯著，這說明利用現(xiàn)金