一、引言
審計意見信息含量主要是指審計意見信息對投資者決策是否有用,進而對股票價格是否有影響。注冊會計師作為一種監督機制,應當能揭示企業的機會主義行為。而審計意見作為一種緩解代理成本的機制,具有信息含量(李增泉,1999),不僅體現在審計意見發表時,也將體現在審計意見發表后。而內部控制是公司內部治理機制的基石,外部審計作為現代公司治理不可或缺的組成部分,其治理作用的有效發揮有賴于內部控制的良好運作。
國外學者通過研究審計師出具的審計意見類型與內部控制的相關性,在一定程度上實證檢驗了內部控制對審計意見類型的影響效應。那么在我國證券市場上,審計意見類型與內部
控制效率是否具有相關性,并且是否在統計上具有顯著性呢?目前國內尚無學者從實證角度回答這一問題。因此,本文在借鑒國外相關文獻的基礎上,結合信號傳遞理論和風險傳導效應,以審計意見類型為視角,通過不同角度選取內部控制效率的替代變量,對我國上市公司的內部控制效率進行實證研究,旨在發現審計意見類型與內部控制效率之間是否具有相關性,進而為提高我國上市公司的內部控制效率提供一些經驗證據。
二、文獻綜述
現有的文獻,通過研究審計意見類型與內部控制的相關性,在一定程度上實證檢驗了內部控制對審計意見類型的影響效應。
首先,方軍雄等(2004)從審計風險的角度研究審計意見,發現:注冊會計師在出具審計意見時非常關注客戶的風險程度,越是出現虧損、被他人提起訴訟、股東占款比重和資產負債率高,被出具非標準審計意見(以下簡稱“非標意見”)的可能性就越大。審計風險是指審計人員在對企業的財務報表進行審查后,對財務報表的公允性發表了不恰當的審計意見而可能導致的行政責任、民事責任和刑事責任風險(謝榮,2003)。審計風險的高低直接決定了審計師面臨的訴訟風險,針對訴訟風險,審計師傾向于退出高風險的業務。訴訟風險是基于審計需求的保險理論提出來的,保險理論是以風險轉嫁理論作為其立論基礎,它認為審計具有保險價值,即它能夠在審計失敗時向投資者提供賠償。
其次,楊德明、王春麗和王兵(2009)從內部控制質量對外部審計影響的視角,研究審計師面臨的審計風險和訴訟風險,發現:內部控制質量的高低直接影響了審計程序,如果假定審計收費一定或基本無法改變,那么,注冊會計師可以選擇的審計程序也會比較有限,在審計程序選擇受到限制的條件下,注冊會計師可能發現不了財務報表中的所有問題。這就必然產生審計風險,增加審計師面臨賠償訴訟的幾率。王懷明、項敏(2009)實證研究表明:信息披露質量對審計師出具清潔的審計意見具有顯著的正面影響。
最后,作為內部控制效率的替代變量,內部控制自我評價報告是否接受外部審計機構的審核(即外部監督),也是衡量上市公司內部控制效率高低的重要標準。周勤業(2005)研究發現:美國注冊會計師協會(AICPA)和美國審計署(GAO)(表述其中文含義)都贊成內部控制報告經過審計師驗證。另一方面,財務經理協會(FEI)、管理會計師協會(IMA)曾表示反對。反對的理由大體可以歸為兩個方面: 一個是成本效益的考慮,認為增加審計成本但對財務報告可靠性的提高作用不大;另一個是擔心會增加審計師的風險。
三、理論分析與研究假設
(一)理論分析
1.審計需求信號傳遞理論認為:信息的發布與信息的質量成本成反比,通過定期公布財務報表和對財務報表的審計(或審核等),能向市場有效傳遞有關公司狀態的信息,從而緩解市場中的逆向選擇問題。高質量公司的管理層有動機將公司高品質的信號(如較好的業績、較好的內部控制及風險防范信息)及時傳遞給投資者(林斌等,2009),高質量的內部控制信息能夠顯示出該公司具有良好的內部控制系統。因此,內部控制效率越高的公司,越愿意披露詳細的內部控制信息。
2.風險轉嫁理論是審計需求保險理論的基礎,即在審計失敗時,審計師需要向投資者賠償。在風險導向審計模型下,內部控制風險是決定審計風險高低的因素之一。根據風險傳導效應,被審計單位的內部控制風險越高,審計風險越高。審計風險決定了訴訟風險,針對訴訟風險,作為理性人的審計師,基于風險規避的動機,更傾向于出具非標意見。基于風險傳導效應,內部控制效率越低,內部控制風險和財務風險就越高,財務報告出現重大錯報的可能性越大,審計失敗的風險也就越大。
(二)研究假設
內部控制質量的高低直接影響了審計程序。如果假定審計收費一定或基本無法改變,那么,注冊會計師可以選擇的審計程序也會比較有限,在審計程序選擇受到限制的條件下,導致審計師面臨的訴訟風險增加。較低的內部控制效率,一方面增加了審計風險;另一方面,審計師還需要擴大控制測試的范圍和改變實質性程序的性質、時間和范圍,進而增加了審計成本。所以審計師為了避免審計訴訟,傾向于出具非標準審計報告。
基于上述分析,筆者認為內部控制信息披露程度反映了內部控制的總體水平,它是衡量內部控制效率的重要指標,即內部控制效率越高的上市公司,越傾向于披露詳細的內部控制信息,而內部控制效率低的公司不愿意過多地披露內部控制信息。由于上市公司內部控制效率越低,上市公司越有可能被出具非標意見。故而得出假設1:
H1:非標意見與內部控制披露程度負相關。
上市公司的內部控制監督檢查部門,如果定期向董事會或審計委員會提交內部控制檢查監督工作報告,則可以認為該公司的內部控制制度得到了有效的執行。相對于那些沒有定期提交內部控制監督報告的公司來說,定期提交內部控制監督報告的公司,內部控制效率相對較高。因為制度是靜態的,它如果得不到有效地執行,就不能促使內部控制效率的提高。因此,基于此筆者認為,內部控制監督部門是否定期提交監督報告,是衡量內部控制效率的重要指標。故而得出假設2:
H2:非標意見與內部控制監督部門定期提交監督報告負相關。
COSO報告建議,由管理當局或其指定的人員(如內部審計人員)定期對企業內部控制的設計和執行情況進行評價,并出具評價報告,注冊會計師對管理當局的內部控制報告出具審核意見,內部控制評價報告和注冊會計師的驗證報告一并對外披露。
對上市公司內部控制自我評估報告出具審核意見,會增加審計師的審計風險,進而增加審計師的訴訟風險,所以審計師會謹慎出具審核意見,傾向于給上市公司出具非標準的審計意見,基于此,筆者提出假設3:
H3:非標意見與自愿性披露內部控制鑒證報告負相關。
四、研究設計與樣本選擇
(一)變量選擇與界定
1.被解釋變量設計
本文把審計意見(OPINION)作為被解釋變量,OPINION表示上市公司被外部審計機構出具的審計意見類型,即2008年度是否被出具了非標意見。如果該公司被出具了非標意見,則設定為OPINION=1;否則為OPINION=0。
2.解釋變量設計
楊德明、王春麗(2009)采用中山大學和深圳市迪博企業風險管理技術有限公司聯合課題組提供的內部控制評價指標來衡量上市公司內部控制。該評價指標由內部環境(19個指標)、風險評估(8個指標)、控制活動(12個指標)、信息與溝通(6個指標)、監督檢查(6個指標),以及會計師事務所是否出具評價報告、獨立董事和監事會是否發表意見等七部分指標組成。通過對上市公司2007年年報的查詢,一旦上市公司建立或從事了與某一指標相關的制度或行為,即賦予1分,最后對分值進行加總,即可得該評價指標。由于該指標反映了上市公司與內部控制相關的各種制度或行為,因此該評價指標越高,反映上市公司內部控制質量越高。以上內部控制效率評價的量化指標,使得我國內部控制方面的實證研究具有更深、更廣的可行性,也是本文企業內部控制效率衡量的重要依據。
(1)內部控制信息披露程度(ICID)
本文依據《企業內部控制基本規范》,以內部控制五要素為線索,根據上市公司在年度報告中披露的內部控制信息,對內部控制信息披露程度進行評分。并且把控制活動細分成6個指標:關聯交易、對外擔保、投資管理、募集資金使用管理、財務(會計)管理、業務管理,共10個指標,每披露一個指標,則1分,披露完整10個指標則得10分,顯然,ICID得分越高,披露越詳細。ICID反映了內部控制效率的總體高度。
(2)內部監督(INTERNAL)
內部監督,即是內部控制檢查監督部門是否定期向董事會或審計委員會提交內部控制監督報告。根據上市公司在年度報告中披露的內部控制信息,若公司的內部控制監督部門定期向董事會或審計委員會提交內部控制監督報告,則INTERNAL =1;否則,INTERNAL =0。INTERNAL從內部控制制度是否被執行的角度,反映了內部控制效率的高低。
(3)外部監督(EXTERNAL)
證監會、上交所分別在2007年和2008年明確提出“鼓勵央企控股、金融類和其他有條件的上市公司在披露年報的同時披露董事會對公司內部控制的自我評估報告和審計機構對自我評估報告的核實評價意見”。若是EXTERNAL=1;否則EXTERNAL=0。EXTERNAL從審計機構是否對公司的自我評估報告進行核實評價,并且得出意見的角度,反映了審計師對上市公司內部控制了解程度的高低。
3.控制變量
(1)本年度損益(PROFIT)
上市公司危機嚴重程度也會影響注冊會計師的審計意見類型,Chen and Church(1996)、Louwers(1998)認為當上市公司危機顯性化(出現凈虧損、債務違約、涉及法律訴訟)時,審計師不僅比較容易察覺公司的持續經營危機,而且更有可能出具非標意見。若本年度上市公司盈利,PROFIT=1;否則PROFIT=0。
(2)審計師變更(CHANGE)
李爽、吳溪(2002)借鑒Lennox的研究思路進行實證研究,結果表明,對于在變更前一年度被出具非標意見的上市公司,通過變更審計師,確實能夠在一定程度上改善審計意見的嚴重程度。耿建新、楊鶴(2001)發現,被出具過非標準無保留意見審計報告的上市公司比未被出具過的更易變更會計師事務所,在變更后,其審計報告中標準無保留意見顯著地多于非標準無保留意見。所以,若2008年上市公司變更了審計師,則CHANGE=1;否則CHANGE=0。
(3)資產規模(SIZE)
魯桂華等(2007)實證研究發現:在控制住文獻中已知對審計意見存在影響的諸多審計風險、公司財務特征、事務所特征等變量的前提下,客戶相對規模顯著地影響審計師的審計意見決策,相對較小的客戶被出具非標意見的概率較高。在模型中,SIZE表示t期末資產總額的自然對數。
(4)事務所規模(Big10)
Shackly(1981)和Knapp(1985)的研究證明了事務所的規模會對審計獨立性產生影響,規模越大的事務所獨立性越強。事務所的規模能夠影響會計師的獨立性,從而影響審計意見類型。吳瑞勤(2009)實證發現“十大”所出具的非標意見的比例并不比非“十大”高,可見,在中國審計上市公司的事務所在出具審計意見方面并不受自身規模的影響,事務所的規模效應在我國的審計市場中并未體現出來。因此若該事務所為表1中的前十大,則Big10=1,否則Big10=0。
(5)股權集中度(OC)
楊孟環(2006)認為,在其他條件一定的情況下,股權適度集中的公司比股權高度集中和股權高度分散的公司,注冊會計師更可能發表真實可信的審計意見。張秀梅(2009)選擇H5指數表示上市公司股權集中的程度,該指數表示前5大股東持股比例的平方和。該指標的效應在于對持股比例取平方后,會出現馬太效應(即強者衡強,弱者衡弱),從而突出股東持股比例之間的差距。實證發現股權集中度高的公司,股權集中度與非標意見正相關,但不具有顯著性。
(6)總資產凈利率(NPM)
吳錫皓等(2009)利用Logit回歸模型考察財務能力對審計意見的影響是否顯著,實證研究發現,每股收益和總資產凈利率越高的上市公司,其被出具非標意見的概率越低,反之亦然,即公司總資產凈利率和被出具非標意見的可能性成反比。
(7)是否ST(ST)
表示上市公司的持續經營能力不確定。被ST的上市公司,其持續經營能力都在不同程度上受到了一定的影響。吳瑞勤(2009)實證發現上市公司是否被ST也是公司是否被出具非標意見的一個重要的影響因素,原因在于,被ST的公司風險較大,由此被出具非標意見的可能性也大。2008年被ST的公司取ST=1;否則ST=0。
在此基礎上,為了檢驗前述假設,采用多元回歸進行驗證,本文建立如下審計意見回歸模型:
模型:OPINION = β0 β1ICID β2INTERNAL β3 EXTERNAL β4 PROFIT β5CHANGE β6 SIZE β7 Big10 β8 OC β9 NPM β10 ST ε
用模型來檢驗假設1、2、3。
(二)樣本與數據來源
本文選擇了2008年度在我國證券市場上的A股上市公司作為樣本,并按以下原則剔除樣本:(1)由于金融類公司與非金融類公司差異較大,剔除金融保險類行業公司;(2)剔除距年度報告日上市時間不到一年的公司,即IPO上市公司;(3)剔除收集數據過程中一些無法得到公司內部控制信息的公司。共得到1 433家審計意見樣本,占A股總上市公司數量(1 543家)的92.87%,其中上交所807家,深交所626家。
本文所涉及的公司財務數據主要來源于國泰安數據庫(CSMAR),并從巨潮資訊網(WWW.CNINFO.COM.CN)、中國注冊會計師協會發布的《2008年中國總收入前十名的會計師事務所情況表》中獲取部分補充資料,涉及內部控制信息的數據由筆者手工整理。本文利用Eviews5.1和SPSS16.0軟件完成計算和回歸分析過程。
五、實證分析
(一)描述性統計結果
對變量的描述性統計結果如表2,其中被出具非標意見的上市公司為101家,占樣本數的7.05%;內部控制信息披露程度(ICID)最小值為0,最大值為10,平均值為6.9546,說明內部控制信息披露程度不高,內部控制效率普遍低下;有635家上市公司的內部控制監督部門定期向董事會或審計委員會提交了工作報告,僅占樣本數的44.31%,說明大多數公司的內部控制監督部門并沒有定期提交內部控制監督報告,內部控制監督部門沒有有效地行使監督職能,有待于進一步提高;收到審計機構核實評價意見的為266家,占樣本數的18.56%,比率偏低。總體上來說,從上述數據分析中我們發現,我國上市公司的自愿性披露自我評價報告的積極性并不高,披露程度存在嚴重的問題,上市公司內部控制制度還不完善。
表3比較了非標意見樣本(1332家)與標準意見樣本(101家)在解釋變量和控制變量方面的差異,即各變量之間的平均數、中位數及其是否具有顯著的差異。單變量檢測結果顯示:兩類公司在變量ICID、INTERNAL、EXTERNAL、PROFIT、CHANGE、
SIZE、OC、NPM、ST方面表現出顯著差異。其中,標準意見樣本的ICID和INTERNAL、EXTERNAL、 PROFIT相對較高,分別在1%水平上顯著高于非標意見樣本;標準意見樣本的CHANGE在5%水平上顯著低于非標意見樣本。表3表明內部控制信息披露程度越高,審計師出具非標意見的可能性越小;定期提交內部控制監督報告的公司,審計師出具非標意見的概率比較低。當然,嚴格的結論有待于下文統計檢驗的結果來證明。在非標意見樣本組與標準意見樣本組之間,變量Big10不存在顯著性差異。
(二)相關性分析
表4說明各變量之間的相關系數。相關系數表明,反映內部控制效率的三個變量,即內部控制信息披露程度(ICID)、內部監督(即內部控制部門定期提交監督報告)(INTERNAL)和外部監督(EXTERNAL)分別在1%的水平上與非標意見顯著負相關。控制變量中,PROFIT、CHANGE、SIZE、OC、NPM、ST與審計意見在1%水平上顯著相關。
魯桂華等(2007)實證研究發現:在控制住文獻中已知對審計意見存在影響的諸多審計風險、公司財務特征、事務所特征等變量的前提下,客戶相對規模顯著地影響審計師的審計意見決策,相對較小的客戶被出具非標意見的概率較高。在模型中,SIZE表示t期末資產總額的自然對數。
(4)事務所規模(Big10)
Shackly(1981)和Knapp(1985)的研究證明了事務所的規模會對審計獨立性產生影響,規模越大的事務所獨立性越強。事務所的規模能夠影響會計師的獨立性,從而影響審計意見類型。吳瑞勤(2009)實證發現“十大”所出具的非標意見的比例并不比非“十大”高,可見,在中國審計上市公司的事務所在出具審計意見方面并不受自身規模的影響,事務所的規模效應在我國的審計市場中并未體現出來。因此若該事務所為表1中的前十大,則Big10=1,否則Big10=0。
(5)股權集中度(OC)
楊孟環(2006)認為,在其他條件一定的情況下,股權適度集中的公司比股權高度集中和股權高度分散的公司,注冊會計師更可能發表真實可信的審計意見。張秀梅(2009)選擇H5指數表示上市公司股權集中的程度,該指數表示前5大股東持股比例的平方和。該指標的效應在于對持股比例取平方后,會出現馬太效應(即強者衡強,弱者衡弱),從而突出股東持股比例之間的差距。實證發現股權集中度高的公司,股權集中度與非標意見正相關,但不具有顯著性。
(6)總資產凈利率(NPM)
吳錫皓等(2009)利用Logit回歸模型考察財務能力對審計意見的影響是否顯著,實證研究發現,每股收益和總資產凈利率越高的上市公司,其被出具非標意見的概率越低,反之亦然,即公司總資產凈利率和被出具非標意見的可能性成反比。
(7)是否ST(ST)
表示上市公司的持續經營能力不確定。被ST的上市公司,其持續經營能力都在不同程度上受到了一定的影響。吳瑞勤(2009)實證發現上市公司是否被ST也是公司是否被出具非標意見的一個重要的影響因素,原因在于,被ST的公司風險較大,由此被出具非標意見的可能性也大。2008年被ST的公司取ST=1;否則ST=0。
在此基礎上,為了檢驗前述假設,采用多元回歸進行驗證,本文建立如下審計意見回歸模型:
模型:OPINION = β0 β1ICID β2INTERNAL β3 EXTERNAL β4 PROFIT β5CHANGE β6 SIZE β7 Big10 β8 OC β9 NPM β10 ST ε
用模型來檢驗假設1、2、3。
(二)樣本與數據來源
本文選擇了2008年度在我國證券市場上的A股上市公司作為樣本,并按以下原則剔除樣本:(1)由于金融類公司與非金融類公司差異較大,剔除金融保險類行業公司;(2)剔除距年度報告日上市時間不到一年的公司,即IPO上市公司;(3)剔除收集數據過程中一些無法得到公司內部控制信息的公司。共得到1 433家審計意見樣本,占A股總上市公司數量(1 543家)的92.87%,其中上交所807家,深交所626家。
本文所涉及的公司財務數據主要來源于國泰安數據庫(CSMAR),并從巨潮資訊網(WWW.CNINFO.COM.CN)、中國注冊會計師協會發布的《2008年中國總收入前十名的會計師事務所情況表》中獲取部分補充資料,涉及內部控制信息的數據由筆者手工整理。本文利用Eviews5.1和SPSS16.0軟件完成計算和回歸分析過程。
五、實證分析
(一)描述性統計結果
對變量的描述性統計結果如表2,其中被出具非標意見的上市公司為101家,占樣本數的7.05%;內部控制信息披露程度(ICID)最小值為0,最大值為10,平均值為6.9546,說明內部控制信息披露程度不高,內部控制效率普遍低下;有635家上市公司的內部控制監督部門定期向董事會或審計委員會提交了工作報告,僅占樣本數的44.31%,說明大多數公司的內部控制監督部門并沒有定期提交內部控制監督報告,內部控制監督部門沒有有效地行使監督職能,有待于進一步提高;收到審計機構核實評價意見的為266家,占樣本數的18.56%,比率偏低。總體上來說,從上述數據分析中我們發現,我國上市公司的自愿性披露自我評價報告的積極性并不高,披露程度存在嚴重的問題,上市公司內部控制制度還不完善。
表3比較了非標意見樣本(1332家)與標準意見樣本(101家)在解釋變量和控制變量方面的差異,即各變量之間的平均數、中位數及其是否具有顯著的差異。單變量檢測結果顯示:兩類公司在變量ICID、INTERNAL、EXTERNAL、PROFIT、CHANGE、
SIZE、OC、NPM、ST方面表現出顯著差異。其中,標準意見樣本的ICID和INTERNAL、EXTERNAL、 PROFIT相對較高,分別在1%水平上顯著高于非標意見樣本;標準意見樣本的CHANGE在5%水平上顯著低于非標意見樣本。表3表明內部控制信息披露程度越高,審計師出具非標意見的可能性越小;定期提交內部控制監督報告的公司,審計師出具非標意見的概率比較低。當然,嚴格的結論有待于下文統計檢驗的結果來證明。在非標意見樣本組與標準意見樣本組之間,變量Big10不存在顯著性差異。
(二)相關性分析
表4說明各變量之間的相關系數。相關系數表明,反映內部控制效率的三個變量,即內部控制信息披露程度(ICID)、內部監督(即內部控制部門定期提交監督報告)(INTERNAL)和外部監督(EXTERNAL)分別在1%的水平上與非標意見顯著負相關。控制變量中,PROFIT、CHANGE、SIZE、OC、NPM、ST與審計意見在1%水平上顯著相關。
