張子健

(湖南師范大學商學院，湖南 長沙 410081)

一、引 言

我國財政部、證監(jiān)會等五部委先后于2008年和2010年聯(lián)合發(fā)布了《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》和《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》，要求上市公司管理層對內(nèi)部控制的有效性進行自我評價，且聘請注冊會計師對財務(wù)報告內(nèi)部控制的有效性出具審計報告，從此我國上市公司的內(nèi)部控制審計由自愿審計轉(zhuǎn)入強制審計階段。根據(jù)我國監(jiān)管部門發(fā)布的系列內(nèi)部控制規(guī)范，獨立審計師對上市公司實施內(nèi)部控制審計后，可以對其財務(wù)報告內(nèi)部控制的有效性發(fā)表標準的審計意見(標準的無保留審計意見)和非標準的審計意見(包括帶強調(diào)事項段的無保留審計意見、否定意見和無法表示意見)。近年來，越來越多的上市公司相繼披露年度內(nèi)部控制審計報告，但其內(nèi)部控制被出具非標準審計意見的比例非常低，如中注協(xié)發(fā)布的上市公司2015年年報審計快報：1530家上市公司披露了年度內(nèi)部控制審計報告，僅86家(占5.62%)上市公司的內(nèi)部控制被審計師出具了非標準的審計意見，可見，絕大部分上市公司的內(nèi)部控制制度被審計師鑒定為能有效保障財務(wù)報告的可靠性、經(jīng)營的效率和效果以及運營的合法性。然而，近年來我國上市公司財務(wù)丑聞頻發(fā)，如北大荒、亞太實業(yè)和福建金森等因財務(wù)造假遭到證監(jiān)會處罰，萬福生科、綠大地和欣泰電氣等因欺詐發(fā)行上市而引起資本市場轟動，這些均引發(fā)了投資者對其內(nèi)部控制質(zhì)量的擔憂，顯然這與審計師當初出具的財務(wù)報告內(nèi)部控制有效性的鑒證結(jié)論存在嚴重分歧。

在所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離的現(xiàn)代公司，管理層受股東委托負責內(nèi)部控制設(shè)計和運行，且公開披露內(nèi)部控制自評報告，同時股東亦聘請審計師對管理層建立的財務(wù)報告內(nèi)部控制的有效性發(fā)表鑒證意見。在這雙重委托代理關(guān)系(股東—管理者和股東—審計師)框架下，管理層和審計師均接受股東委托履行各自職責且取得相應(yīng)報酬，但目前我國內(nèi)部控制審計作為一項新興的審計業(yè)務(wù)，無論會計師事務(wù)所還是被審計單位均處于探索階段，在“內(nèi)部人控制”盛行的治理環(huán)境下審計定價或?qū)徲嫀熎溉卧谝欢ǔ潭壬显馐芄芾韺拥母蓴_，在內(nèi)控審計中審計師有可能迫于壓力或利益誘惑而違背職業(yè)道德出具虛假的審計意見，從而管理層實現(xiàn)了內(nèi)控審計意見的購買。

審計意見購買歷來是各國政府監(jiān)管部門和投資者關(guān)注的重大問題，也是會計理論界的研究熱點，但迄今尚未形成定論。審計意見購買行為是財務(wù)報表審計的衍生物，以往學者研究審計意見購買時大多聚焦于財務(wù)報告審計意見購買行為的識別與治理等[1][2]。Newton等[3]基于美國薩班斯法案實施后的2005年至2011年的上市公司內(nèi)部控制審計報告，首次實證發(fā)現(xiàn)美國資本市場存在內(nèi)部控制審計意見購買行為，且審計市場競爭愈激烈時上市公司更傾向于更換審計師以獲得“清潔”的內(nèi)控審計意見。隨著我國內(nèi)部控制審計的逐步推行，上市公司內(nèi)部控制審計成為了繼財務(wù)報表審計后的第二大項審計業(yè)務(wù)，這無疑大大拓寬了會計師事務(wù)所的收入渠道。那么正處于新興資本市場階段的我國上市公司，其管理層與審計師是否也存在內(nèi)部控制審計合謀即內(nèi)控審計意見購買行為呢？本文基于我國新興的資本市場，實證檢驗我國上市公司內(nèi)部控制審計機構(gòu)的更換與內(nèi)控審計意見之間的關(guān)系，嘗試為我國上市公司內(nèi)控審計意見購買行為獲得經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論分析與假設(shè)提出

自2002年美國《薩班斯法案》頒布以來，內(nèi)部控制審計已成為了會計理論界和實務(wù)界的熱點。內(nèi)部控制審計的實施雖然給美國上市公司造成額外的巨額成本和更高的法律風險，但降低了公司信息不對稱。內(nèi)部控制審計報告影響投資者風險評價，內(nèi)部控制存在缺陷的公司風險更高，其貸款利率和權(quán)益成本也更高[4][5]；內(nèi)部控制質(zhì)量甚至影響衍生品定價，有重大內(nèi)控缺陷的公司信用違約掉期利差更高[6]。總之，學者們普遍認同有效的內(nèi)部控制能保障財務(wù)報告的可靠性，如內(nèi)部控制質(zhì)量高的公司能及時地確認損失，其會計盈余更穩(wěn)健和應(yīng)計質(zhì)量更高[7][8]。

不同的內(nèi)部控制審計意見類型影響投資者對重大錯報風險的感知及其投資可能性[9]?！胺乔鍧崱钡膬?nèi)部控制審計意見通常伴隨著當期和未來一期顯著更高的欺詐性財務(wù)報表重大錯報概率[10]。當公司收到否定的內(nèi)部控制審計意見時，個體投資者對其標準無保留財務(wù)報表審計意見的信心降低，債權(quán)人對公司風險的評價更高從而授予的信貸額度減少以及分析師將不會積極推薦該公司股票[11][12]。同時，建立健全和有效實施內(nèi)部控制是公司管理層的責任。健全有效的內(nèi)部控制制度能提高管理層薪酬水平，而內(nèi)部控制存在缺陷的公司將導致董事會降低管理層的總體薪酬水平[13]，甚至發(fā)生管理層更換，且更換管理層后其內(nèi)部控制缺陷得以修正的概率確實得以提高[14]。但內(nèi)部控制審計工作具有一定的主觀性，且內(nèi)部控制質(zhì)量評判過程中因涉及的專業(yè)判斷多、評估難度大，無法足夠激勵管理層、審計師發(fā)現(xiàn)和披露存在的內(nèi)部控制缺陷，相反他們可能為了個人私利而選擇合謀以刻意隱瞞內(nèi)部控制缺陷。當存在外部融資需求、聘用知名審計師或支付更多的非審計費用時，公司更傾向于不披露或少披露內(nèi)控缺陷[15]；甚至管理層在與審計師溝通內(nèi)部控制偏差時，可靈活運用接受或拒絕策略以降低審計師對內(nèi)部控制偏差的評價，避免內(nèi)部控制缺陷的披露對公司以及管理層自身造成的不利影響[16]。

內(nèi)部控制審計是一場管理層與審計師的博弈。內(nèi)部控制質(zhì)量影響審計師變更，上期被出具了非標準內(nèi)控審計意見的公司更可能主動解聘審計師[17]；當管理層預測現(xiàn)任審計師將發(fā)表非標準的內(nèi)控審計意見時，可能另聘審計師以獲得符合其意愿的審計意見；內(nèi)部控制效率越低的公司更換審計師的概率越大[18]；但在現(xiàn)代風險導向?qū)徲嬆Ｊ较聲嫀熓聞?wù)所也會根據(jù)客戶的內(nèi)部控制質(zhì)量調(diào)整審計費用或?qū)徲嬕庖?，甚至主動辭聘以放棄風險較高的客戶[19]；而變更了審計師的公司普遍存在審計師選擇偏好，內(nèi)部控制質(zhì)量與高質(zhì)量審計師需求的概率呈倒U型關(guān)系[20]；審計師變更后，繼任審計師將披露更多的內(nèi)控缺陷以降低審計風險[21]，但葉陳剛等(2013)[22]并未找到審計師變更會顯著影響內(nèi)控缺陷披露的證據(jù)，不過將內(nèi)控缺陷細分為公司層面缺陷和財務(wù)報告層面缺陷后，發(fā)現(xiàn)后任審計師確實更多地披露了財務(wù)報告層面的內(nèi)控缺陷。

近年，隨著Lennox(2000)構(gòu)建的審計意見估計模型的廣泛運用，頗多文獻證實審計師的更換有助于財務(wù)報表審計意見的改善[2][23][24]，甚至Newton等(2016)找到了美國上市公司購買內(nèi)部控制審計意見的證據(jù)[3]。我國內(nèi)部控制由自愿審計進入強制審計階段后，市場不能有效區(qū)分審計質(zhì)量，管理層亦缺乏高質(zhì)量的內(nèi)部控制審計需求，此時信號傳遞機制失效，投資者無法準確判斷內(nèi)部控制審計質(zhì)量。當前，我國政府監(jiān)管部門也未明確界定內(nèi)部控制審計中審計師的法律責任使得提供低質(zhì)量內(nèi)控審計的審計師得以輕易逃避處罰。因此，我國上市公司管理層可能為了公司或個人私利，盡可能選擇與其合謀的內(nèi)部控制審計師以獲得標準的內(nèi)部控制審計意見，更有可能通過審計師更換以改善內(nèi)部控制審計意見，故本文提出研究假設(shè)：我國上市公司存在內(nèi)部控制審計意見購買行為。

三、研究設(shè)計與描述性統(tǒng)計

(一)樣本選擇

2010年4月，財政部、證監(jiān)會等五部委聯(lián)合發(fā)布《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》，要求自2012年1月1日起滬深主板上市公司進行內(nèi)部控制審計，中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司擇機施行，故本文以披露了2013～2015年度內(nèi)部控制審計報告的A股上市公司為研究樣本，且剔除金融保險類以及當年IPO或ST的上市公司。目前我國上市公司內(nèi)部控制審計雖然處于強制階段，但有些上市公司仍未連續(xù)披露內(nèi)部控制審計報告，如2014年有1699家上市公司披露了2013年度內(nèi)部控制審計報告，但2015年其中有475家上市公司未連續(xù)披露2014年度內(nèi)部控制審計報告(含7家上市公司的2013年度內(nèi)部控制被出具了非標準審計意見)，故僅1269個觀測值符合要求。同理，2015年2078家上市公司披露了2014年度內(nèi)部控制審計報告，但2016年其中有459家上市公司未連續(xù)披露2015年度內(nèi)部控制審計報告(含8家上市公司的2014年度內(nèi)部控制被出具了非標準審計意見)，故僅1611個觀測值符合要求，最終共獲得2014年和2015年這兩年的2880個觀測值。上市公司內(nèi)部控制審計意見和相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫(若有缺失值則通過手工收集以補充完整)，數(shù)據(jù)處理采用Stata12.0，且連續(xù)性變量在1%以下和99%以上都進行了Winsorize處理。

(二)內(nèi)控審計意見與審計師變更的描述性統(tǒng)計

表1報告了樣本公司2013～2015年內(nèi)部控制審計意見情況。

表1 上市公司2013～2015年內(nèi)控審計意見情況

從表1可見，上市公司內(nèi)部控制被出具非標準審計意見的比例呈上升趨勢，從2013年的3.54%上升為2015年的5.29%，說明隨著內(nèi)部控制審計制度的逐步推行，內(nèi)部控制審計逐漸規(guī)范，但總體上非標準內(nèi)控審計意見比例仍不高，這三年來非標準內(nèi)控審計意見比例僅占4.44%。

表2報告了2014年和2015年上市公司審計師變更情況：2014年有91家上市公司變更了審計師(其中11家上市公司的2013年度內(nèi)部控制被出具了非標準審計意見)，2015年有149家上市公司變更了審計師(其中13家上市公司的2014年度內(nèi)部控制審計意見被出具了非標準審計意見)，上市公司變更審計機構(gòu)的比例從2014年的7.17%上升為2015年的9.24%?？梢?，伴隨著上市公司內(nèi)部控制獲得非標準審計意見比例的逐年上升，上市公司也在不斷更換其內(nèi)控審計師。

表2 上市公司審計師變更情況

表3為審計師變更與內(nèi)控審計意見情況。我們發(fā)現(xiàn)在上一年度內(nèi)部控制被出具非標準審計意見的114家上市公司中，其中變更審計師且內(nèi)控審計意見得以改善的上市公司比例為58%(14/24)，而未變更審計師且內(nèi)控審計意見得以改善的上市公司比例為54%(49/90)。可見，上市公司因變更審計師而內(nèi)控審計意見得以改善的比例略高，從而找到了上一年度被出具非標準內(nèi)控審計意見的上市公司通過更換審計師以購買內(nèi)控審計意見的初步證據(jù)。

表3 審計師變更與內(nèi)控審計意見情況

注：Inop為虛擬變量，若內(nèi)部控制被出具非標準審計意見則取值為1，否則為0；Switch為虛擬變量，若發(fā)生內(nèi)部控制審計師變更則取值為1，否則為0。

(三)變量定義與模型設(shè)定

借鑒陸正飛和童盼(2003)[23]、杜興強和郭劍花(2008)[25]等學者對我國上市公司財務(wù)報表審計意見購買行為的研究，從兩個角度檢驗我國上市公司審計師變更與內(nèi)部控制審計意見的關(guān)系以驗證我國資本市場是否存在內(nèi)控審計意見購買行為。

1.上市公司內(nèi)控審計意見購買動機。首先，借助Logistic一元回歸方程(見式1)來檢驗上市公司內(nèi)控審計意見與審計師變更的相關(guān)性：

Switchit=β0+β1Inopit-1+ε

(1)

其次，對上市公司內(nèi)控審計意見與審計師變更之間關(guān)系進行X2檢驗。

2.上市公司內(nèi)控審計意見估計模型。借鑒Newton等(2016)[3]的做法，基于Lennox(2000)審計意見購買模型估計上市公司收到非標準內(nèi)控審計意見的Logistic回歸模型(見式2)：

Inopit=α0+α1Inopit-1+α2Switchit+α3Roait+α4Levit+α5Switchit*Inopit-1+

α6Switchit*Roait+α7Switchit*Levit+γ

(2)

根據(jù)式(2)獲得各個變量的估計值以求得上市公司在變更或不變更審計師情況下預期收到的內(nèi)控審計意見的擬合值，再將此擬合值代入式(3)和(4)，計算出上市公司變更與不變更審計師情況下其獲得非標準內(nèi)控審計意見的概率(式中q表示上期內(nèi)控審計意見，若為標準審計意見則取值為1，否則為0)：

(3)

(4)

α5Cfoit+α6Lossit+α7Growthit+α8Shareoneit+α9Stateit+γ

(5)

其中，控制變量的具體定義見表4。

表4 控制變量設(shè)置

(四)相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計

表5報告了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計。由表5所示：上期內(nèi)控審計意見Inopit和當期內(nèi)控審計意見Inopit的均值分別為0.039和0.044，可見，我國上市公司內(nèi)部控制獲得非標準審計意見呈現(xiàn)微弱的上升趨勢但整體比重并不高。審計師更換Switch的均值為0.083，略高于上市公司獲得非標準審計意見的比重，說明上市公司有可能通過更換審計師以避免其獲得非標準的內(nèi)控審計意見。

表5 變量的描述性統(tǒng)計

續(xù)表

變量MeanStd.Dev.Min25%Median75%MaxLoss0.1340.34100001Cfo0.0390.071-0.1790.0010.0380.0810.246Growth0.1080.474-0.593-0.0960.0320.1753.273Shareone36.04415.5278.21023.66534.09547.06577.070State0.5330.49800011

表6列示了關(guān)鍵變量的相關(guān)系數(shù)。審計師更換Switch與上期內(nèi)控審計意見Inopit-1顯著正相關(guān)，說明收到非標準的內(nèi)控審計意見的公司更有可能發(fā)生審計師更換；而審計師更換Switch與本期內(nèi)控審計意見Inopit顯著正相關(guān)，又似乎表明本期審計師的更換反而提高了內(nèi)部控制獲得非標準審計意見的概率。但實際上，審計意見是基于審計市場和公司的特定狀況得出的，不能僅僅以審計師變更前的審計意見作為對比，其基準應(yīng)該是同一年度如果公司在是否變更審計師方面作出相反決策而得到的審計意見，故Lennox(2000)構(gòu)建了審計意見估計模型。此外，上期和本期內(nèi)控審計意見(Inopit-1、Inopit)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明內(nèi)控審計意見存在一定的粘性。

表6 關(guān)鍵變量的相關(guān)系數(shù)

注：*、** 和*** 分別表示系數(shù)在1%、5%和10%的水平上顯著。下同。

四、實證檢驗結(jié)果

(一)上市公司內(nèi)控審計意見購買動機

表7報告了審計師更換與內(nèi)控審計意見之間的一元回歸結(jié)果：本期審計師更換Switch與上期非標準內(nèi)控審計意見Inopit-1之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，說明上期被出具了非標準內(nèi)控審計意見的上市公司更容易發(fā)生審計師更換，即上市公司存在購買內(nèi)控審計意見的動機。

表7 審計師變更與內(nèi)部控制審計意見的回歸關(guān)系

此外，審計師更換與上期非標準內(nèi)控審計意見的X2檢驗表明，X2(1)=25.13，亦說明審計師變更與上期非標準內(nèi)控審計意見顯著相關(guān)。

(二)上市公司購買內(nèi)制審計意見的實現(xiàn)

表8的第1、2列呈報了內(nèi)控審計意見估計模型的多元回歸結(jié)果，且第2列比第1列增加了審計師更換Switch以及其與解釋變量之間的交叉項。上期內(nèi)控審計意見Inopit-1的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明內(nèi)控審計意見具有較強的粘性，即內(nèi)控審計意見類型具有一定的持續(xù)性。此外，資產(chǎn)回報率Roa的系數(shù)顯著為負，表明擁有較高資產(chǎn)回報率Roa的公司更不容易被出具非標準的審計意見；而公司負債水平Lev不顯著影響其非標準審計意見獲得的概率。

表8 內(nèi)控審計意見與審計師更換的估計

然而，第2列中的審計師更換Switch與上期內(nèi)控審計意見Inopit-1的交叉項(Switch*Inopit-1)系數(shù)顯著為負，說明審計師的更換削弱了內(nèi)控審計意見的粘性(因上期內(nèi)控審計意見Inopit-1的系數(shù)顯著為正)，即審計師的更換提高了審計意見類型發(fā)生改變的可能性。

表8中第3、4列報告了模型(5)的回歸結(jié)果(其中被解釋變量為審計師更換決策Switch，而第4列中的關(guān)鍵變量則直接來自于式2的擬合值，即未經(jīng)式3和式4的處理)?；貧w結(jié)果表明：獲得非標準內(nèi)控審計意見的概率之差的估計系數(shù)分別為-0.770(P<0.01)和-5.701(P<0.05)，這充分說明公司通過更換審計師成功實現(xiàn)了內(nèi)控審計意見的購買，這也印證了第2列中審計師的更換減弱了內(nèi)控審計意見的持續(xù)性。公司的債務(wù)水平Lev和成長性Growth的系數(shù)顯著為正，說明資產(chǎn)負債率越高或成長機會越多，公司越容易發(fā)生審計師更換；但公司規(guī)模Size的系數(shù)顯著為負，說明公司規(guī)模越大越不容易發(fā)生審計師更換，可能因為規(guī)模越大的公司若更換審計師將吸引更多投資者關(guān)注，從而管理層為避免公司財務(wù)報告遭受證監(jiān)會和投資者質(zhì)疑而盡量不更換審計師。

此外，表8的第2列中的估計系數(shù)可以用來計算公司收到非標準內(nèi)審意見的擬合值，再結(jié)合模型(3)和(4)可得到公司獲得非標準內(nèi)控審計意見的概率(見表9)。在本研究樣本中，上期內(nèi)部控制被出具標準審計意見的觀測值有2766個，被出具非標準審計意見的觀測值有114個。當上期內(nèi)部控制被出具標準審計意見而本期變更審計師后其獲得非標準內(nèi)控審計意見概率的均值為6.48%，而未變更審計師時其獲得非標準內(nèi)控審計意見概率的均值為2.50%，說明上期內(nèi)部控制被出具標準審計意見的公司變更審計師后其獲得非標準內(nèi)控審計意見的概率反而較高。當上期內(nèi)部控制被出具非標準審計意見的公司本期變更審計師后，其獲得非標準內(nèi)控審計意見概率的均值為41.66%，而未變更審計師時其獲得非標準內(nèi)控審計意見概率的均值為45.55%，說明上期被出具非標內(nèi)控審計意見的公司變更審計師后獲得非標準內(nèi)控審計意見的概率低于未變更審計師時其獲得非標準內(nèi)控審計意見的概率，從而上期被出具非標準內(nèi)控審計意見的上市公司有更換審計師以購買內(nèi)控審計意見的傾向。

表9 非標準內(nèi)部控制審計意見估計概率

五、結(jié)論與啟示

隨著我國證券監(jiān)管部門對上市公司內(nèi)部控制治理的加強以及投資者對內(nèi)部控制質(zhì)量的關(guān)注，上市公司管理層更加重視內(nèi)部控制審計意見以解釋其受托責任的履行，從而上市公司內(nèi)部控制審計意見類型將影響其審計師的續(xù)聘與否。自從我國上市公司逐步開展內(nèi)部控制審計，會計師事務(wù)所迎來了發(fā)展的契機。但目前我國審計市場處于無序競爭，獲得大量審計客戶維系會計師事務(wù)所的生存與發(fā)展，因此，會計師事務(wù)所有可能為了獲得審計業(yè)務(wù)而與被審計公司合謀，出具虛假的審計意見誤導資本市場。

經(jīng)過對我國上市公司2013至2015年度內(nèi)部控制審計意見的經(jīng)驗分析，發(fā)現(xiàn)我國上市公司內(nèi)部控制被出具非標準審計意見的數(shù)量逐漸增多，但所占比例仍較低，更為重要的是出現(xiàn)了上市公司更換內(nèi)部控制審計師的傾向?？梢?，當我國上市公司內(nèi)部控制被出具非標準審計意見后，有強烈更換審計師的意愿；通過更換審計師降低了上市公司內(nèi)部控制被出具非標準審計意見的概率，即我國上市公司存在內(nèi)部控制審計意見購買行為。

本研究的啟示在于：內(nèi)部控制審計意見具有豐富的信息含量，也是廣大投資者決策的一項重要參考指標，但需要警惕上市公司管理層向?qū)徲嫀熧徺I低質(zhì)量的內(nèi)控審計意見，從而誤導投資者決策，擾亂正常的資本市場秩序。因此，我國證券監(jiān)管部門和審計準則委員會等應(yīng)不斷完善內(nèi)部控制審計指南，避免上市公司與審計師合謀出具虛假的審計意見，尤其在上市公司更換其內(nèi)控審計機構(gòu)時需要將此作為重大事項向投資者及時發(fā)布公告且作出說明以減少其購買審計意見的機會。本文可能的局限在于未將財務(wù)報表審計意見納入分析框架。目前，我國監(jiān)管部門尚未明確要求上市公司采用整合審計模式，即實踐中整合審計與非整合審計模式并存，故可以探討審計模式的選擇是否影響審計意見的購買，或檢驗上市公司是否同時購買財務(wù)報表審計意見和內(nèi)部控制審計意見或僅僅其中某一項審計意見，這些都可作為將來進一步的研究方向。

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