吳青川 鄢志娟 張燁

摘要：2007年我國正式實施以風險導(dǎo)向?qū)徲嫗楹诵牡膶徲嫓蕜t，這一準則是否能如預(yù)期提高審計質(zhì)量，是有待經(jīng)驗證據(jù)檢驗的問題。文章以審計意見作為審計質(zhì)量的代理變量，比較了風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t實施前后審計質(zhì)量的差異。研究結(jié)果表明，風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t的實施有利于提高審計質(zhì)量。

關(guān)鍵詞：風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t；審計質(zhì)量；審計意見；可操控應(yīng)計利潤

一、 引言

我國自2007年正式實施風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t以來，其實施效果如何？是否能如預(yù)期達到提高審計質(zhì)量的目的？這是有待經(jīng)驗證據(jù)檢驗的問題。而目前關(guān)于風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t的研究主要集中在規(guī)范研究。本文選取我國滬深A(yù)股市場全行業(yè)數(shù)據(jù)作為研究對象，以審計師出具的審計意見作為審計質(zhì)量的衡量標準，比較了風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t實施前（2001年～2006年）與準則實施后（2008年～2012年）的審計質(zhì)量，研究結(jié)果表明，風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t的實施有利于提高審計質(zhì)量。

本文的貢獻在于，檢驗了風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t對于審計質(zhì)量產(chǎn)生的影響，為審計準則與審計質(zhì)量關(guān)系的研究提供了新的經(jīng)驗證據(jù)。從研究結(jié)論看，肯定了風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t在制度衍變的進程中起到的積極作用。

二、 文獻回顧與研究假設(shè)

1. 文獻回顧。

（1）風險導(dǎo)向?qū)徲?。傳統(tǒng)的風險導(dǎo)向?qū)徲嫴捎玫膶徲嬆Ｐ蜑?，審計風險=固有風險×控制風險×檢查風險（GAAP49）。由于該風險模型下，被審單位的固有風險在實踐中很難判斷，國際審計和鑒證準則委員會（IAASB）發(fā)布了一系列新的審計準則，風險模型也修改為：審計風險= 重大錯報風險×檢查風險。ISA315要求會計師了解被審計單位及其環(huán)境并評估重大錯報風險，要求考慮被審單位包括控制風險、經(jīng)營風險、行業(yè)風險及舞弊風險等，拓展了風險的內(nèi)涵及評估范圍。

對于風險導(dǎo)向?qū)徲嫷男Ч?，學術(shù)界的觀點也未達成一致。蔡春（2006）與胡春元（2009）認為，風險導(dǎo)向?qū)徲嬆Ｊ绞怯靡环N戰(zhàn)略的、系統(tǒng)的眼光來分析整個企業(yè)的運營，認為企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中存在的風險與財務(wù)報告重大錯報風險之間有一種不可分割的聯(lián)系。Eilifsen等（2001）指出風險導(dǎo)向?qū)徲嫓p少了利益相關(guān)者的信息風險。然而，黃世忠等（2002）就持著對立的觀點，他們認為這種審計模式的改變會造成審計師審計觀念的混亂，而且不同的審計人員對于風險的識別并不是完全統(tǒng)一的，審計職業(yè)也可能出現(xiàn)唯利是圖的行為，因此審計失敗也可能由此產(chǎn)生。Kendall（2011）認為，風險導(dǎo)向?qū)徲媽徲嫷闹攸c放在風險更高的環(huán)節(jié)，這種依據(jù)風險水平?jīng)Q定相對應(yīng)審計資源的模式有可能導(dǎo)致公司管理層在風險低的環(huán)節(jié)發(fā)生舞弊行為，實行風險導(dǎo)向?qū)徲嫶嬖跐撛诘娘L險，審計師對于戰(zhàn)略風險的敏感度和公司管理層對審計戰(zhàn)略的預(yù)期形成一種博弈。

綜上，對于風險導(dǎo)向?qū)徲嫷难芯恐饕捎靡?guī)范研究方法，研究內(nèi)容集中在對于其模式的探索與內(nèi)涵的研究方面，并且對其實施效果的研究也未取得一致的結(jié)論。

（2）風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t對審計質(zhì)量的影響。風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t對于審計質(zhì)量影響的規(guī)范研究中，主要結(jié)論認為風險導(dǎo)向?qū)徲嬕欢ǔ潭雀纳屏藢徲嫵绦?，提升了審計質(zhì)量。但是，在中國的制度環(huán)境下，其實施效果還未可知。因為，審計人員、審計測試、會計師事務(wù)所、審計行業(yè)及市場、會計師協(xié)會以及審計結(jié)果等多種驅(qū)動因素對審計質(zhì)量產(chǎn)生影響（Jere R.Francis，2011）。審計準則轉(zhuǎn)變對審計質(zhì)量的影響貫穿著審計工作源頭與結(jié)果，審計質(zhì)量要想得到提高依舊受到許多因素的制約。風險導(dǎo)向?qū)徲嬕胝嬲奶岣邔徲嬞|(zhì)量，控制經(jīng)濟人的自利行為是一個十分重要的因素（岳春苗等，2006）， 在我國這樣一個法律風險近乎于零的環(huán)境里， 加強法律制度的建設(shè)顯得十分必要，只有這樣風險導(dǎo)向?qū)徲嫴拍苷嬲奶岣邔徲嫻ぷ鞯馁|(zhì)量（劉峰等，2002）。

針對風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t對審計質(zhì)量影響的實證研究中，發(fā)現(xiàn)風險導(dǎo)向?qū)徲嫷膶嵤┰谝欢ǔ潭壬咸岣吡藢徲嬞|(zhì)量。胡秋玲（2013）選取制造企業(yè)的行業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，實證檢驗了風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t對審計質(zhì)量的影響，結(jié)果表明兩者呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。陳紅、陳玉秀（2013）選取了全行業(yè)的數(shù)據(jù)，將樣本分為2007年前后兩組，進行樣本數(shù)據(jù)分組回歸，對比前后時間段的回歸系數(shù)，得出結(jié)論證明風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t的實施增強了審計師的博弈能力，使審計意見能夠更加顯著的壓縮可控應(yīng)計利潤，也就是提高了審計質(zhì)量。

本文認為，僅選擇制造業(yè)作為樣本，不利于全面了解風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t在其他行業(yè)審計中的實施效果，而從審計意見對可操控應(yīng)計利潤的壓縮程度來推斷審計質(zhì)量的方法，在對審計質(zhì)量的度量上過于間接，并且無法排除可操控性應(yīng)計利潤的壓縮是否是因為會計準則變更導(dǎo)致的，由此導(dǎo)致對審計質(zhì)量度量的偏差。因此，由于目前關(guān)于風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t對審計質(zhì)量影響的實證分析中還存在的一些不足，這正成為了我們進一步對于這一論題進行探討的出發(fā)點。

2. 研究假設(shè)。風險導(dǎo)向?qū)徲嬍菑馁~項導(dǎo)向?qū)徲嫼拖到y(tǒng)導(dǎo)向?qū)徲嬛饾u演變過來的，審計工作開始更多的關(guān)注財務(wù)報表使用者的利益，更多的考慮企業(yè)的戰(zhàn)略風險和經(jīng)營風險，根據(jù)對戰(zhàn)略風險的評估并開展一系列的評估測試，逐步形成報表預(yù)期，從而確定相應(yīng)的實質(zhì)性測試水平，最終由注冊會計師在專業(yè)基礎(chǔ)之上作出合理保證。

DeAngelo認為審計質(zhì)量是市場評估的、審計時能夠發(fā)現(xiàn)并報告財務(wù)報表中包含的重大錯報或漏報的聯(lián)合概率，即審計質(zhì)量受到發(fā)現(xiàn)錯報的概率與報告錯報的概率這兩個因素的影響。其中，發(fā)現(xiàn)錯報的概率主要受審計人員的能力因素的影響，報告錯報的概率受審計人員的獨立性等職業(yè)道德因素的影響（盧寧文，2012）。審計準則是審計人員工作的技術(shù)標準，風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t通過要求審計人員通過關(guān)注企業(yè)戰(zhàn)略以及經(jīng)營環(huán)節(jié)等的風險，將有限的審計資源分配在高風險的領(lǐng)域，進而提高審計工作效率，提高發(fā)現(xiàn)重大錯報的機率。由此，提出如下研究假設(shè)：

H：現(xiàn)代風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t的實施能夠提升審計質(zhì)量。

三、 研究設(shè)計

1. 樣本及樣本期間選擇。本文以2001年～2012年的滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站以及中國證監(jiān)會官網(wǎng)，數(shù)據(jù)處理使用Stata12.0軟件。在選取樣本的過程中，采取以下標準：（1）刪除創(chuàng)業(yè)板、中小企業(yè)板塊、金融業(yè)以及公共服務(wù)業(yè)；（2）由于新會計準則及審計準則的頒布財務(wù)數(shù)據(jù)可能出現(xiàn)明顯的波動，故排除2007年政策實施當年的相關(guān)數(shù)據(jù)，選取2007前后各五年共計十年數(shù)據(jù)；（3）由于IPO公司的特殊性，其財務(wù)指標一般不具有代表性，故排除首次公開招股并上市的公司；（4）排除個別財務(wù)指標缺失的樣本。最終獲得637家公司，6 370個公司年作為研究樣本。

2. 變量選取與模型建立。

（1）審計質(zhì)量的度量。由于審計質(zhì)量具有不可觀測性，目前主要通過替代指標對審計質(zhì)量進行衡量。其中會計盈余質(zhì)量、審計意見類型是最為廣泛采用的替代指標，如：Subramanyam（1996）認為審計質(zhì)量的大小和可操控應(yīng)計利潤之間有著直接的聯(lián)系。一般而言，審計師的審計質(zhì)量越高，越容易發(fā)現(xiàn)公司內(nèi)部可能存在的操控利潤的行為，從而對可操控應(yīng)計利潤產(chǎn)生壓縮效果，所以企業(yè)的可操控應(yīng)計利潤的大小在一定程度上體現(xiàn)了審計質(zhì)量的大小。但是，由于2007年同時實施了新的會計準則，為了避免將會計準則實施效果與審計準則實施效果混淆。即，會計盈余質(zhì)量的改善也可能是因為新會計準則實施的結(jié)果，而并不是審計準則的實施而改進了審計質(zhì)量。因此，本文在檢驗主假設(shè)的模型中并未將會計盈余質(zhì)量作為審計質(zhì)量的替代變量，而是將其用于穩(wěn)健性檢驗。本文選取了審計意見作為審計質(zhì)量的替代變量，注冊會計師出具不清潔意見即非標準審計意見的數(shù)量越多，說明審計工作做的越為徹底，審計質(zhì)量越高。審計意見較為直接的體現(xiàn)了審計工作的結(jié)果。

除此之外，審計質(zhì)量的替代指標還包括審計收費、事務(wù)所規(guī)模及品牌、審計訴訟與投資者的盈余反應(yīng)等，但是由于其對審計質(zhì)量的度量較為間接，可能存在較大的噪音，本文未予采用。

（2）實證檢驗?zāi)Ｐ?。為了檢驗本文的假設(shè)，我們選取Logistic模型回歸，模型建立如下：

Logistic（Auditopii，t）=？茁0+？茁1Aft07i，t+？茁2Big4i，t+？茁3Lossi，t+？茁4ROAi，t+？茁5LEVi，t+？茁6Sizei，t+？撞？茁iIndi+？撞？茁tYeart+？著i，t（1）

其中，被解釋變量Auditopi為審計意見類型，該年度注冊會計師出具的審計意見為非標準審計意見記為1，否則為0；解釋變量Aft07表示是否為2007年實施風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t以后，如果樣本年度處于2007年以后時取1，否則取0。

根據(jù)研究背景和以往研究，我們還控制了其他影響審計意見的因素：四大會計師事務(wù)所（Big4）、被審計單位虧損狀況（Loss）、被審計單位經(jīng)營業(yè)績（ROA）、被審計單位資產(chǎn)負債率（LEV）、被審計單位規(guī)模（Size）作為控制變量。四大會計師事務(wù)所（Big4）這一變量體現(xiàn)了審計服務(wù)提供方的品牌對于審計變量直接產(chǎn)生的影響；選取被審計單位虧損狀況（Loss）、被審計單位經(jīng)營業(yè)績（ROA）、被審計單位資產(chǎn)負債率（LEV）、被審計單位規(guī)模（Size）這些變量，從被審計單位的經(jīng)營業(yè)績、風險水平以及整體規(guī)模等角度反映了被審計單位總體狀況。

四、 實證結(jié)果與分析

1. 描述性統(tǒng)計分析。根據(jù)解釋變量風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t是否實施（Aft07），我們將樣本分為兩組，一組為2002年～2006年，另一組為2008年～2012年，每組數(shù)據(jù)3 185個樣本。為了避免極端值的影響，我們對所有連續(xù)變量進行了1%和99%的winsorize處理。

表1匯總記錄各變量的描述性統(tǒng)計。審計意見（Auditopi）均值約為0.92，表明在樣本范圍內(nèi)92%的公司被出具了標準無保留的審計意見，表明絕大多數(shù)的公司在過去十年中運營狀況良好；風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t是否實施（Aft07）均值為0.5，體現(xiàn)了樣本分布的均勻；四大所（Big4）的均值約為0.071 4，表明少部分公司采用四大所的審計服務(wù)；約有14.2%的公司存在虧損情況（Loss）說明整體盈利能力良好；總資產(chǎn)凈利潤率（ROA）的均值約為0.016，表明整體而言的上市公司資產(chǎn)利用率并不高；上市公司資產(chǎn)負債率的均值約為0.57，標準差約為0.51，表明上市公司的長期償債能力良好，總體的經(jīng)營風險處于可接受的水平；上市公司的規(guī)模（Size）約為21.6，標準差為1.19左右，說明上市公司的規(guī)模差異不大，在17.5至26.7之間浮動。

從各個指標的描述性統(tǒng)計結(jié)果來看，樣本的選取范圍基本合理，計算所得的指標能夠良好的反映了整個行業(yè)的實際情況，標準差不存在過大的情形，可見數(shù)據(jù)分布也符合常規(guī)。

2. 相關(guān)性分析。表2列示了所建模型中各變量之間交互的相關(guān)性關(guān)系。從匯總表格數(shù)據(jù)中我們可以看到，各變量之間的Spearman等級相關(guān)系數(shù)在1%的水平上顯著，可見各變量之間的相關(guān)性較高，尤其是是否實施了風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t變量（Aft07）與審計意見類型變量（Auditopi），即解釋變量與被解釋變量之間的相關(guān)性呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，這樣一種顯著的相關(guān)關(guān)系為我們進一步的探究提供了基礎(chǔ)，也是我們對于我們之后的回歸分析產(chǎn)生了一個理論預(yù)期：回歸結(jié)果中是否實施了風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t變量（Aft07）與審計意見類型變量（Auditopi）會出現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，至于相關(guān)程度如何我們需要進一步的分析。

3. 回歸結(jié)果分析。表3列示了Logistic回歸的結(jié)果。變量Aft07與審計意見（Auditopi）在5%水平上顯著的正相關(guān)，即2007年風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t實施后出具非標準審計意見的概率顯著提高，本文的假設(shè)獲得驗證?？刂谱兞恳卜项A(yù)期，各變量的顯著性都較好。此外我們觀察到各變量的VIF值都小于10，不存在嚴重的多重共線性問題。模型的偽R方值達到31.38%，可見總體回歸效果良好。

4. 穩(wěn)健性檢驗。我們還采用上市公司的可操控應(yīng)計利潤值作為審計質(zhì)量的代理變量進行了穩(wěn)健性檢驗。可操控應(yīng)計利潤采用修正的的瓊斯模型計算。模型建立如下：

DAi，t=？茁0+？茁1Aft07i，t+？茁2Big4i，t+？茁3Lossi，t+？茁4ROAi，t+？茁5LEVi，t+？茁6Sizei，t+？撞？茁iIndi+？撞？茁tYeart+？著i，t（2）

回歸結(jié)果顯示，T檢驗中各變量的顯著性較高，模型的VIF值均小于10，可見模型的建立較為合理。雖然模型的擬合度不夠，但是我們依舊可以從Aft07系數(shù)1%水平上顯著判斷，風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t的實施與可操控應(yīng)計利潤呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)系，說明風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t的實施有效的壓縮了可操控應(yīng)計利潤，提高了審計質(zhì)量。這與我們之前的研究結(jié)論一致。

五、 研究結(jié)論與不足

本文以我國滬深A(yù)股市場數(shù)據(jù)為研究對象，以審計意見為審計質(zhì)量的代理變量，比較了風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t實施前后的審計質(zhì)量。研究結(jié)果表明，風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t的實施與審計意見呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，表明風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t的實施將有利于提升審計質(zhì)量。

本文的創(chuàng)新點在于采用實證分析的方法，檢驗了風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t對于審計質(zhì)量產(chǎn)生的影響，為審計準則與審計質(zhì)量關(guān)系的研究提供了新的經(jīng)驗證據(jù)。在研究模型的設(shè)計中，充分考慮了制度背景的因素，恰當選擇審計質(zhì)量的代理變量，使結(jié)論更為可信。并且，通過本文的研究肯定了風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t在制度衍變的進程中的提升效果，為對風險導(dǎo)向?qū)徲嫓蕜t實際效用的衡量提供了量化的依據(jù)。

參考文獻：

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基金項目：國家社科基金項目（項目號：14BGL193）；江蘇省科技廳自然科學研究項目（項目號：BK2012473）。

作者簡介：吳青川（1975-），男，漢族，江西省信豐縣人，中國人民大學商學院博士生，南京審計學院副教授，研究方向為審計理論；鄢志娟（1974-），女，漢族，江西省九江市人，南京審計學院副教授，研究方向為財務(wù)會計理論和會計案例；張燁（1991-），女，漢族，江蘇省蘇州市人，香港理工大學會計與金融學院碩士生，研究方向為會計理論。

收稿日期：2015-01-08。