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干货 | 无保留审计意见质量测度标准构建及其有效性检验

 

来源:中国注册会计师俱乐部

 

一、引言
审计意见是审计师(指实施审计的注册会计师及其事务所,下同)按照审计准则要求执行审计程序后,对财务报表是否已按照适用的会计准则编制,是否在所有重大方面公允反映了被审计单位的财务状况、经营成果和现金流量进行谨慎职业判断的结果。资本市场中,审计意见不仅是投资者进行投资决策和银行发放贷款的重要参考依据,也是企业进行融资决策、审计师续聘以及面临诉讼风险等的重要影响因素(孔亚平,2020;唐凯桃等,2023)。2019年底颁布并在2020年3月1日正式实施的新《证券法》提高了无保留审计意见在公司IPO中的地位,不再要求IPO公司前三年必须达到规定的盈利水平,而要求必须得到审计师出具的无保留审计意见(以下简称“无保留意见”)报告,同时也提出公司IPO实行注册制、证券期货审计师实行备案制、加大虚假报告审计意见等不实信息披露的处罚力度、推行投资者代表人诉讼制度等等。这些都使得审计师发表审计意见特别是无保留意见的责任空前加大。无保留意见占据审计师发表审计意见的多数比例,也是发生虚假审计意见的主要领域(李茫茫和黎文靖,2017)。实务中这样的例子屡见不鲜,尽管审计师出具了无保留意见,最终还是被监管发现虚构收入的问题,造成审计失败。因此,保障和提高无保留意见质量,对于落实新《证券法》的要求,充分发挥审计意见的作用,具有特别重要的意义。
要保障和提高无保留意见质量,必须研究清楚无保留意见质量的计量方法。尽管已有文献采用非标意见概率和审计意见激进度测度审计意见质量,但由于这些标准或模型是基于标准意见与非标准意见分类构建的,其分类合理性值得商榷。因为,发表无保留意见时增加强调事项段的目的只是为了提醒投资者注意,以体现审计师良好的服务态度,有强调事项段的无保留意见在证明被审计财务报表公允真实性的作用上,与标准审计报告并无区别(Hu et al.,2022;杨策等,2023)。因此,2017年以后颁布的审计准则和法律法规将审计意见分类由标准审计意见与非标准审计意见改为无保留意见与非无保留意见。
同时,基于标准与非标准意见分类构建模型计算的审计意见激进度测度,对于非无保留意见并无额外信息含量(闫焕民等,2020;林莉等,2021;楼雯倩等,2022;黄昊和赵玲,2023)。而且,由于基于标准与非标准意见分类构建模型计算的激进度会发生负值,因而难以做出激进度越低质量越好的的判断(董小红等,2021)。更重要的是,这种激进度不能用来专门测度无保留意见质量。因此,必须研究构建专门测度无保留意见质量的客观标准。对此,本文借鉴Gul等的模型,基于无保留与非无保留意见划分,构建无保留意见激进度模型,获得专门测度无保留意见质量的标准——激进度,同时选取2009-2021年我国A股上市公司为样本,依据有效的无保留审计意见质量标准应当能充分体现其审计师主观努力和增进会计信息可靠性、防范审计风险暴露的要求,检验激进度测度无保留审计意见质量的有效性。研究发现:审计投入越大,无保留审计意见激进度越低;无保留审计意见激进度较大,财务重述概率较大,激进度作为测度无保留审计意见质量的标准是有效的。经过稳健性检验,结论依然成立。本文的研究贡献在于:构建了基于无保留与非无保留意见划分的无保留意见激进度计量模型,获得了专门测度无保留意见质量的标准——激进度,并检验了其有效性,相较于基于标准与非标准意见分类的审计意见激进度模型,其构建基础更加合理,获得的激进度能专门测度无保留意见质量,且不会出现负值干扰,能够据此对无保留意见质量水平进行明确判断。这对于审计师、监管方、投资者加强无保留意见质量的管控、监管和理解,对于研究人员提高无保留审计意见质量相关科学研究的水平,对于无保留审计意见作用的充分发挥,以及提高我国证券市场效率,促进注册会计师行业健康发展,都具有重要意义。
二、审计意见质量测度标准构建研究综述
已有文献对审计意见质量的计量,都是针对各种审计意见组成的总体审计意见设计的,主要采用非标审计意见概率、审计意见激进度,此外,审计意见购买也在一定程上可视为审计意见质量的一种度量方法。
(一)发表非标审计意见概率代理审计意见质量的研究
现有文献大多将带强调事项段无保留意见、保留意见、否定意见、无法表示意见均划分为非标审计意见,运用发表非标意见概率衡量审计意见质量。这种做法的优缺点是:第一,虽然其能够在一些情形下捕捉审计质量,是审计意见质量的一个非常直接的衡量指标(DeFond and Zhang,2014),但非标审计意见占比较小,且不能较好地体现审计质量的差异(Myers et al.,2003)。第二,尽管非标审计意见能够在一定程度上直接反映审计师的独立性,而审计师的独立性是审计有价值的必要条件(Watts and Zimmerman,1981),但是,由于审计师发表非标准无保留意见主要是为了规避可能的风险(Melumad and Ziv,1997),因此,这种标准只适用于陷入财务困境的公司,导致在使用大量财务健康的公司作为样本的测试中降低了统计能力,限制了其通用性(DeFond et al,2014)。第三,以非标准审计意见概率计量审计质量不够准确和全面,绝大多数情况是客户财务报表比较公允真实,或者审计师发现存在一定的重大错报,但客户愿意调整或披露,这种情况下,审计师发表标准意见仍然是高质量的(周冉和张继勋,2009)。且已有研究表明,发表标准审计报告有利于延长审计任期(Carey and Simnett,2006;郭颖文,2014),从而提高审计效率(周中胜,2008)。因此,仅以发表非标意见概率判断审计意见是否高质量容易导致结论的局限性和片面性(边泓等,2008)。
(二)审计意见激进度计量审计意见质量及其影响因素的研究
近年来,有越来越多的文献以激进度作为审计意见质量的度量标准(Gul et al.,2013;许亚湖,2018;董小红和孙文祥,2021;李喆赟等,2022;黄昊和赵玲,2023)。因为,审计意见激进度是审计师实际发表审计意见与应当发表审计意见的偏离度(Gul et al.,2013;闫焕民等,2020),其本质是审计师发表无保留意见特别是标准审计意见时可以容忍的客户不予调整或披露的错报最大限额(Gul et al.,2013)。由于审计局限性的存在,导致审计意见激进度客观存在(卢宁文,2012;崔云和唐雪松,2015)。 
董小红和孙文祥(2021)使用实际审计意见与预计发表无保留意见概率偏离程度的负绝对值的激进度计量审计意见质量或审计质量,如果实际审计意见与预计发表无保留意见概率相差过大,表示审计质量较差,这是因为正向的偏差代表审计师的激进程度,激进程度越高,越可能误导投资者;而负向的偏差代表审计师的保守程度,保守程度越高,越可能损害财务报表的信息价值(Gul et al.,2013),即得出正向激进度越低,表明审计意见的真实性越高,质量越高,而负向激进度的审计意见是不真实的意见,意味着质量低。
审计意见激进度的影响因素主要集中于审计师个人特征、审计师行为特征、事务所特征、监管与市场环境因素等方面。(1)审计师与事务所方面的特征。审计师个人的教育背景、大所审计经验会对审计意见激进度有影响(Gul et al.,2013),例如,来自宗教信仰较强地区(Ocak et al.,2023)、签字注册会计师的学历越高、任期越长(张兆国等,2014)、行业经验越丰富(闫焕民,2016)、具有国际工作经验(Chen et al.,2017)、年龄越大(吴倩等,2021),则审计意见激进度越低;签字注册会计师越过度自信(吴伟荣等,2017),审计意见的激进度越高。审计轮换后的冷却期延长(闫焕民等,2016)、事务所合伙人在退伙之际(闫焕民等,2022)会降低审计意见激进度;审计师轮换违规行为(超时审计),即超时审计服务时间越长(闫焕民等,2016)、审计任期交错(闫焕民等,2019)、超额工作量越大(闫焕民等,2020)、在事务所内部流动(林莉等,2021),会提高审计意见激进度。会计师事务所合伙人客户资源少(王浩宇,2022),降低了审计意见激进度;不同的审计人员审计同一业务集团附属公司(Ocak et al.,2021)、合伙人之间的客户资源不均(王浩宇,2022)、轮转违规审计人员(Zhang et al.,2022),提高了审计意见激进度。(2)审计客户的特征与行为。客户存在较高的异常资产出售损益(孙婕等,2022),审计意见的激进度越低。(3)监管与市场环境因素。基于美国证券交易委员会财务报告改进咨询委员会(CIFiR)建议的框架,即审计师批判性地评估替代会计方法的利弊,有助于审计师在不太精确的标准下限制激进的报告(Backof et al.,2016)。在我国,媒体报道越多(吴伟荣等,2015)尤其是负面报道越多(周兰等,2018)、被交易所出具年报问询函(陶雄华等,2019)、加强金融衍生品监管(赵峰等,2021)、证监会 138 号《新规》的实施(楼雯倩等,2022)、中注协约谈与执业质量检查叠加(余怒涛等,2022)、客户收到交易所监管问询函(Hu et al.,2022)、贸易不确定性(杨策等,2023)、分行业披露政策实施(黄昊和赵玲,2023),均降低了审计意见激进度;而空气污染程度(宋衍蘅和宋云玲,2019)提高了审计意见激进度。
(三)审计意见购买代理审计意见质量的研究
也有一些文献从反面以“审计意见购买”计量审计意见质量。审计意见购买是指更换审计师获得非标审计意见的概率减去不更换审计师获得非标审计意见的概率(Lennox,2000),通过估计和计算企业“变更审计师获得不清洁审计意见的概率”与“续聘审计师获得不清洁审计意见的概率”之间的概率差额,检验上市公司的审计意见购买行为(陈骏等,2021)。审计意见购买(兜售)表明审计师不能抵制客户的压力(Yardley et al.,1992),审计意见质量低。因此,这种计量审计意见质量的方法本质上依然是以发表非标意见概率计量审计意见质量。
(四)研究现状评价
上述可见,基于标准与非标准意见分类,分别运用发表非标审计意见概率和审计意见激进度计量审计意见质量,对于审计师正确决策审计意见,监管部门和投资者正确评价审计意见质量和审计师独立性,还是有积极意义的。但是,已有审计意见质量测度标准也存在如下问题:标准审计意见与非标准审计意见的分类并无充分的理论依据,甚至限制了强调事项段的报告,制约了审计师提高服务质量的努力;无法专门测度更为重要、更易出现虚假的无保留意见质量;难以避免传统激进度受更具信息含量的非无保留意见和可能出现的负值的干扰,无论是否取绝对值,都难以根据激进度对审计意见质量进行比较确定评价的问题,且合理的审计意见激进度也无法明确规定(闫焕民等,2020)。
三、无保留审计意见质量测度标准的构建
为了满足无保留意见质量评价的要求,提高测度标准判断的确定性,笔者依据现代风险导向审计理论,借鉴已有文献测度审计意见质量的做法,形成本文构建无保留意见质量测度标准的基本思路。首先,按照审计意见是否反映被审计单位财务报表是否存在合法真实性问题的标准,将全部审计意见划分为无保留意见与非无保留意见。然后,剔除非无保留意见样本,借鉴 Gul 等(2013)的做法,构建无保留意见激进度测度模型,以其计算得出的激进度测度作为无保留意见质量的测度标准。最后,依据有效的无保留意见质量测度标准应当能充分反映审计师主观努力,并符合风险导向审计理论的要求,检验激进度作为无保留审计意见质量测度标准的有效性。
(一)无保留意见与非无保留意见的划分依据
按照现行审计准则规定,发表非标准无保留意见与发表标准无保留意见即标准意见,对财务报表公允真实性的鉴证作用并无本质差异(谢志华等,2007)。前者的目的在于提醒审计报告使用者注意,体现出审计师对公众利益更好的服务态度,是审计师对审计报告使用者额外提供的增量信息,二者提供的判断财务报表公允真实性的基本信息并无本质区别。因此,新《证券法》要求公司IPO前三年需要获得审计师出具的无保留意见,而不是标准意见。
发表无保留意见与非无保留意见,对财务报表公允真实性的鉴证作用则是有本质区别的。发表无保留意见,包括带强调事项段和持续经营疑虑段的无保留意见,都意味着审计师和被审计单位一致认为财务报表的反映是公允真实的,而发表非无保留意见,包括保留意见、否定意见和无法表示意见,都意味着审计师部分或全部不认同或不能确定被审计单位编制的财务报表的公允真实性,是存在合法性问题的。以此区分审计意见类别,更具充分理论依据和实际应用价值。
(二)构建无保留意见激进度测度模型
借鉴Gul等(2013)、许亚湖(2018)、董小红等(2021)的基于标准意见与非标准意见分类构建审计意见激进度的做法,在将审计意见分类为无保留意见与非无保留意见的基础上,首先预测应发表无保留意见的概率,然后将实际出具的无保留意见与预测的应出具无保留意见概率相减,得到无保留审计意见激进度,以此专门测度无保留意见激进度,评价其质量。具体而言,以Opinion表示审计意见类型,即若上市公司年报获得的审计意见为无保留审计意见取1,否则取0,利用Logit回归模型预测应发表无保留意见的概率:
Wblit=β0+β1QuickRit+β2Arit+β3Otherit+β4Invit+β5Roait+β6Lossit +β7Levit+β8Sizeit+β9Ageit+ ∑ tatYeart + ∑ iγiIndustryi+εit (1)
然后将实际出具的无保留意见与预测的应出具无保留意见概率相减,得到无保留审计意见激进度:
Jjdit=Opinionit-Wblit (2)
Gul等(2013)为了衡量审计师发表审计意见的激进倾向,选取对审计意见鉴证的财务状况激进度或稳健性有重要影响的指标(DeFond et al.,1999;Jiang and Wang,2008),据此预测审计师应当发表标准审计意见的概率,再根据审计师已发表的标准审计意见,运用逻辑回归模型来预测审计意见激进度,并检验了研究结果与之前的研究结果之间的一致性。借鉴Gul等(2013)的做法,选取反映被审计单位财务状况激进度或稳健性的变量:保守速动比率(QuickR)、应收账款占总资产比率(Ar)、其他应收款占总资产比率(Other)、存货占总资产比率(Inv)、总资产收益率(Roa)、本年是否亏损(Loss)、资产负债率(Lev),以及公司规模(Size)、公司上市年限(Age)、年度(Year)、行业(Industry),构建模型(1),预测审计师发表无保留审计意见的概率(Wbl),因为反映财务状况激进度或稳健性的指标是会计信息公允真实性的主要表现(DeFond and  Zhang,2014),其差异对应无保留与非无保留意见更加合理。模型(2)以审计师实际发表的审计意见(Opinion)与预测审计师发表无保留审计意见的概率(Wbl)进行比较,确定意见激进度。无保留审计意见激进度越高,表明无保留审计意见的真实性越差,无保留审计意见质量越低。具体变量定义如表1所示。

构建这样的无保留意见激进度测度模型,并剔除非无保留意见样本,专门测度无保留意见质量,可以避免审计师在审计风险较大的公司时,因过于谨慎而出具更严厉的非无保留意见,导致出现负值激进度,进而难以根据激进度高低判断审计意见质量的问题,能够做出无保留意见激进度越低,其质量越高的明确判断,提高了激进度测度无保留意见质量的可行性。
(三)无保留意见质量测度标准有效性的判断标准
有效的质量测度标准应当是有充分理论根据的,且能据此做出明确的判断。现代审计质量测度标准的理论依据应当是风险导向审计理论。风险导向型审计的核心理念是:任何审计业务都必须以审计风险不暴露为目标,在此基础上才能追求审计效率。因此,实施审计不能以查出错报多少或金额大小为目标,不能以审计过程形式上符合准则要求为目标,也不能以审计意见绝对正确为目标,而要以将审计风险控制到可以接受的低水平(不暴露水平)为目标,即有目标地主动地控制风险。根据现代风险导向审计理论,审计师要追求的最终工作目标是通过充分的审计努力,确保审计风险不暴露(李英和梁日新,2023)。因此,衡量审计最终工作成果——审计报告质量的测度标准,就应当能充分体现审计师的努力程度和审计风险控制的效果。由于审计意见是审计报告的核心内容,无保留意见是最常见的且最可能弄虚作假的意见类型,因此,其质量测度标准,也应当能充分体现审计师的努力程度和审计风险控制的效果。
有效的审计质量标准应当能反映审计师努力程度。审计意见是审计的主要产品,其质量标准理应当能够充分反映审计师的努力程度。审计投入程度越高,意味着审计程序实施越充分,审计越谨慎。本年度审计投入包括审计过程中人财物资源和时间投入的影响。因此,本文以时间投入检验审计投入对审计意见质量的影响:如果当年审计投入与无保留意见激进度呈显著负相关关系,则说明无保留意见激进度能充分反映审计师的努力程度。
有效的审计质量标准还应当能反映审计风险控制的效果:降低审计风险暴露的概率。审计风险的暴露与否根本上取决于审计师是否受到责任追究,包括行政追究、诉讼追究民事和刑事责任。由于对审计师的责任追究具有时间严重滞后性和不确定性,难以及时服务于审计风险管理和相关科学研究需要,因此,科学研究中有关审计风险暴露与否的测度大多以是否发生财务重述来代理,一般认为发生财务重述即意味着审计失败(陈宋生和刘青青,2017)。因此,本文以是否发生财务重述代理审计风险是否暴露,检验无保留意见质量测度标准的有效性:如果无保留意见激进度与财务重述概率显著正相关,则说明无保留意见激进度能够有效反映审计风险控制效果,其作为无保留意见质量的测度标准就是有效的;控制无保留意见激进度就能有效控制财务重述概率,提高审计风险控制效果,获得较高的无保留意见质量。
综上所述,激进度作为无保留意见质量的测度标准,不仅符合风险导向审计以控制审计风险不暴露为目标导向的审计质量控制要求,而且能够充分反映审计师的努力程度,较好地剔除了客户风险高低对审计质量的干扰,反映更为准确,且可以做出激进度越低,无保留意见质量越高的明确判断。因而,其作为无保留意见质量的测度标准是有效的。为了检验上述理论推导结果的真实可靠性,下文以2009-2021年我国A股上市公司为样本,对审计师努力与无保留意见激进度、审计风险控制效果与无保留意见激进度的因果关系进行实证检验。
四、无保留意见质量测度标准有效性检验
(一)样本选择与数据来源
本文以2009-2021年我国A股上市公司为样本,对初始数据做了如下处理:(1)剔除ST、*ST类上市公司;(2)剔除金融类上市公司;(3)剔除缺失数据的样本和异常值;(4)对连续变量在1%和99%分位上进行缩尾处理(Winsorize),无保留意见样本为21249样本观测值。本文数据均来自国泰安数据库(CSMAR),并且运用STATA15.1对数据进行实证处理和分析。
(二)变量定义
1.审计投入。借鉴王竹泉等(2021)、张俊瑞等(2023)的做法,审计师的努力即审计投入(Sjtr),即用上一年会计年度结束日与审计师签署审计报告日的时间间隔取对数,来计算审计投入。
2.财务重述。财务重述是比较常见的衡量审计风险是否暴露的代理变量。借鉴Dechow等(2010)、何慧华和方军雄(2021)的做法,若上市公司当年的年度财务报告中财务数据发生错报而且在以后年度发生重述,财务重述(Restate)取值为1,否则为0。
3.无保留审计意见质量。借鉴Gul等(2013)、张雪华(2022)、王浩宇(2022)的做法,依据前文构建测度无保留审计意见激进度模型计算(Jjd)。当审计师实际出具的无保留意见和预测无保留意见概率的差越大,无保留审计意见激进度越高,表明无保留审计意见的真实性越差,质量越低。同时为便于检验激进度对财务重述的影响,还生成无保留审计意见质量哑变量(Jjd_dummy),若无保留审计意见激进度大于行业年度均值,取值为1,否则取0。当无保留审计意见激进度大于行业年度均值时,表明无保留审计意见激进度较高,质量较低。
4.控制变量。本文在借鉴李英和梁日新(2023)、董小红等(2021)的基础上,选取了以下可能影响无保留意见质量的变量:在财务指标方面,本文选择了企业规模(Size)、资产负债率(Lev)、总资产净利润率(Roa)、是否亏损(Loss)、存货占比(Inv)、应收账款占比(Rec)、营业收入增长率(Growth);在公司治理方面,本文选取了第一大股东持股比例(Top1)、董事人数(Board)、独立董事比例(Indep)、两职合一(Dual)、是否国有企业(Soe)、上市年限(ListAge)、管理层持股比例(Mshare)。此外还选取了年度(Year)和行业(Industry)虚拟变量,如表2所示。

(三)研究方法与模型设计
本文在无保留意见样本中,构建模型(3)、(4)进行检验:
Jjbit=β0+β1Sjtr+ ∑ jβjControljit+∑ tatYeart+ ∑ iγiIndustryi+ εit (3)
R e s t a t e i t = β 0 + β 1 J j d _ d u m m y + ∑ jβjControljit+ ∑ tatYeart+ ∑ i γiIndustryi +εit (4)
其中,i、t分别为企业和年份,j为控制变量数。模型(3)中,被解释变量为无保留审计意见质量(Jjd),解释变量为审计投入(Sjtr);其余控制变量含义如表2所示。模型(3)使用多元回归模型,依据前文的有效性检验标准,审计投入(Sjtr)的系数显著为负,且能够通过显著性检验。模型(4)中,被解释变量为财务重述(Restate),解释变量为无保留审计意见质量哑变量(Jjd_dummy);其余控制变量含义如表2所示。模型(4)使用Logit回归模型,依据前文的有效性检验标准,无保留审计意见质量哑变量(Jjd_dummy)的系数显著为正,且能够通过显著性检验。
(四)描述性统计

表3是本文描述性统计结果,可以看出:审计投入(Sjtr)的平均值为4.56,中位数为4.63,平均值小于中位数,数据分布偏左。财务重述(Restate)的平均值为0.17,表明在无保留意见样本中,有17%的样本发生了财务重述,中位数为0.00,平均值大于中位数,数据分布偏右。无保留审计意见质量(Jjd)的最小值为0.01,最大值为0.16,平均值为0.01,中位数为0.01,平均值等于中位数,数据基本呈正态分布,表明无保留审计意见质量存在差异。无保留审计意见质量哑变量(Jjd_dummy)的平均值为0.17,表明在无保留意见样本中,有17%的样本审计意见激进度较高,无保留审计意见质量较低。
(五)实证过程及分析

由表4的第(1)列,审计投入(Sjtr)的系数为-0.001,在5%(t值=-2.46)的水平上显著为负,可看出审计投入与无保留意见激进度呈显著负相关关系,说明无保留意见激进度能充分体现审计师的努力程度。由表4的第(2)列,无保留审计意见质量哑变量(Jjd_dummy)的系数为0.245,在1%(z值=3.10)的水平上显著为正,可看出无保留审计意见质量哑变量与财务重述呈显著正相关关系。说明降低无保留审计意见激进度,提高无保留审计意见质量,能显著降低审计风险暴露概率。无保留意见激进度作为无保留意见质量的测度标准就是有效的。
(六)稳健性检验
1.使用发表无保留意见时的应计盈余管理程度计量无保留意见质量的不足。Gul等(2013)认为高质量的审计师需要谨慎出具标准无保留审计意见,并且限制激进的应计盈余管理行为。虽然审计后的盈余管理程度是目前最为公认的、最广泛使用的审计质量测度标准(李梓和刘亚宁,2023),但一方面,使用发表无保留意见时的应计盈余管理程度这个指标不仅受到审计师的特征及其工作质量的影响,而且受到客户特征及其工作质量的影响,以及会计准则等监管环境的影响,具有很强的综合性(李喆赟等,2022);另一方面,应计盈余管理程度首先是客户管理层的工作结果(梅蓓蕾等,2021),更容易受到客户接受审计前的风险状况的影响。因此,以审计后的盈余管理程度计量无保留意见质量,难以准确反映审计师对无保留审计意见质量的贡献,难以得出可靠的结论。
借鉴吴秋生等(2022)、张雪华(2022)的做法,用发表无保留审计意见时的可操控性应计利润(Jjd)反映无保留审计意见质量高低。由表5的第(1)列,审计投入(Sjtr)的系数为-0.006,在5%(t值=-2.52)的水平上显著为负,可看出审计投入与应计盈余管理程度之间呈显著负相关关系。由表5的第(2)列,应计盈余管理程度哑变量(Jjd_dummy)的系数为0.082,在5%(z值=2.00)的水平上显著为正,可看出应计盈余管理程度哑变量与财务重述之间呈显著正相关关系。这表明激进度可以替代应计盈余管理指标,因此,研究无保留审计意见质量的问题时,以激进度测度无保留意见质量更加准确可靠。

2.内生性检验。为了排除反向因果对上述研究结论可靠性的影响,以滞后一期的审计投入、滞后一期的无保留审计意见质量哑变量和Heckman检验进行内生性检验。(1)滞后一期的检验。由表5的第(3)列,滞后一期的审计投入(l.Sjtr)的系数为-0.002,在1%(t值=-3.56)的水平上显著为负,可看出滞后一期的审计投入与无保留审计意见质量显著负相关。由表5的第(4)列,滞后一期的无保留审计意见质量哑变量(l.Jjd_dummy)的系数为0.147,在1%(z值=2.39)的水平上显著为正,可看出滞后一期的无保留审计意见质量哑变量与财务重述显著正相关,证明了研究结果的可靠性。(2)Heckman两阶段模型检验。借鉴已有研究,在第一阶段使用probit模型,将无保留审计意见质量哑变量(Jjd_dummy)作为被解释变量,其余控制变量与上文一致,由第一阶段回归结果计算得到逆米尔斯比率(IMR),将其代入模型(4)中重新回归。Heckman两阶段模型的回归结果见表5的第(5)列,在加入IMR后,无保留审计意见质量哑变量(Jjd_dummy)的系数为0.236,在1%(t值=2.97)的水平上显著为正,说明降低无保留审计意见激进度,提高无保留审计意见质量,能显著降低审计风险暴露概率,证明了研究结果的可靠性。
五、结论及其意义
为构建专门测度无保留意见质量的标准,借鉴Gul等的模型,基于无保留与非无保留意见划分,构建无保留意见激进度模型,获得专门测度无保留意见质量的标准——激进度。选取2009-2021年我国A股上市公司为样本,依据有效的无保留审计意见质量标准应当能充分体现其审计师主观努力和增进会计信息可靠性、防范审计风险暴露的标准,检验激进度作为测度无保留审计意见质量标准的有效性,发现审计投入越大,无保留审计意见激进度越低;无保留审计意见激进度较大,财务重述概率较大,说明激进度作为测度无保留审计意见质量的标准是有效的。经过稳健性检验,结论依然成立。
本文研究结论可以为审计师主要依靠自身审计努力,有效控制无保留意见质量,确保审计风险不暴露,提供更明确的导向和标准;可以为证监会、证交所等审计监管者有效监管无保留意见质量,督促审计师努力降低无保留意见激进度,充分发挥无保留意见的作用,提供理论依据;可以为审计报告使用者正确评价无保留意见质量,正确理解审计意见的信息含义,正确做出投资决策,提供经验证据;为理论工作者研究无保留审计意见质量评价、控制与后果影响等相关问题研究,奠定可靠的计量基础。
基金项目 | 国家自然科学基金面上项目“国家审计、协同监督与国企资产保值增值”(71872105);国家自然科学基金青年项目“管理体制改革、数智化赋能与国家审计促进国企高质量发展”(72102132);国家自然科学基金青年项目“数字赋能、供应链金融与企业竞争力”(72202126)

作者单位 | 山西财经大学

 

 

发布人:利安达 发布时间:2024-01-19 阅读:1207