一、 文獻綜述及研究假設
(一 )文獻綜述國外關于客戶規(guī)模與審計質量關系的研究由來已久。Reynolds等 (2001)選取 1996年“ 五大 ” 在美國的 499家分枝機構所審計的上市公司為研究樣本 ,以操控性應計為審計質量的替代變量 ,以某一客戶當年銷售收入的對數占分枝機構的全部客戶銷售收入對數之和的比例作為衡量客戶重要程度的待檢驗自變量 ,發(fā)現(xiàn)事務所允許大型客戶所作的盈余管理程度包括絕對值、 正向及負向操縱幅度明顯低于小型客戶 ,認為保護品牌聲譽及避免法律訴訟風險的動力 ,戰(zhàn)勝了對大型客戶的經濟依賴。Chung ( 2001)將來自某一客戶的審計收費、 非審計收費或全部收費占某一事務所全部收入的比例分別作為客戶重要性的替代變量 ,以 2000年“五大 ” 在美國上市公司的審計客戶為樣本 ,以操控性應計絕對值作為審計質量的替代變量 ,作者沒有發(fā)現(xiàn)客戶重要性與審計質量的明確關系。Reynolds等 (2001)和 Chung ( 2001)的研究思路接近 ,只是衡量重要性的變量和重要性的比較基準有所不同。方軍雄等 (2004)以 2001年上市公司為樣本 ,以審計意見作為審計質量的替代變量 ,發(fā)現(xiàn)以“來自單個客戶的全部收入 /該事務所當年全部收入 ” 衡量的經濟依賴性看 ,經濟依賴性越高 ,事務所越慎重;而以客戶在事務所全部客戶中的相對位置衡量的經濟依賴性來看 ,卻得到相反的結論。劉明輝等(2003)以 1998～2000年某一事務所 A股上市公司客戶每年非標準意見家數占當年全部 A股客戶公司家數比例作為審計質量的替代變量 ,以客戶資產規(guī)模作為研究變量之一 ,發(fā)現(xiàn)客戶規(guī)模與高審計質量正相關 ,但不顯著本 論文 出自 無憂論文網。有關文獻以盈余管理作為審計質量的替代很常見。徐浩萍 (2004)利用 1997年之前在上證所上市的、 在 1998 - 2001共 1448個樣本公司的財務數據和審計意見類型 ,分析了盈余管理水平 (絕對值 )、 帶符號的操控性應計幅度在標準無保留審計意見和非標準無保留審計意見樣本公司之間的差異 ,發(fā)現(xiàn)被出具非標意見的公司在盈余管理水平上顯著高于被出具標準意見的公司 ,表明事務所對于客戶的盈余管理有識別能力;正向盈余管理幅度在標準意見公司和非標意見公司不存在顯著差異 ,說明要么事務所鑒別正向盈余管理的技能較低 ,要么正向盈余管理的公司在盈余管理的同時還需要友好的審計意見 ,事務所與客戶的談判以事務所的妥協(xié)而告終;非標意見上市公司的負向盈余管理均值和中位數水平顯著高于標準意見公司 ,說明事務所識別負向盈余管理的能力較強 ,對負向盈余管理公司出具非標意見所受到的壓力也可能更小。(二 )研究假設衡量客戶重要程度最直接的變量是某一審計客戶對事務所全部收入的貢獻。但我國上市公司審計收費的披露非常不規(guī)范;而且非審計服務收費可能對事務所的收入影響更多 ,如果以審計收費作為客戶重要性的替代變量 ,一個方面會導致樣本規(guī)模偏小 ,研究結論可靠性差 ,另外也會導致重要性替代變量本身可靠性差。大型客戶的談判能力更強 ,具有更強的政治影響力、 政策優(yōu)勢等 ,造成大型客戶對事務所的壓力 ,可能影響事務所的行為。由于審計收費數據本身的缺陷和資產規(guī)模具有更多信息含量 ,本文采用客戶資產規(guī)模作為客戶相對重要性的替代變量 ,具體為 I nfi = ln (Assetsi) /∑ln (Asset2si) ,其中 ln (Assetsi)為某一客戶資產總額的對數 , ∑ln (Asset2si)為某一事務所全部上市公司客戶資產對數之和。規(guī)模相對較大客戶對事務所審計收費收入貢獻較大 ,因為審計定價與資產規(guī)模直接掛鉤 ,而且大型客戶需要非審計服務的可能性更大。但大型客戶給事務所帶來的潛在風險和成本可能也更大 ,因為大型客戶引人注目 ,違規(guī)后被發(fā)現(xiàn)的概率更高 ,尤其在 2002年財政部下文從注協(xié)收回獨立審計監(jiān)管權之后。2002年 1月 15日最高人民法院頒布了《關于受理證券市場因虛假陳述引發(fā)的民事侵權糾紛案件有關問題的通知 》 ,打開了虛假陳述的訴訟賠償之門。所以審計師與客戶合謀一旦被察覺 ,事務所就要面對嚴厲的處罰 ,甚至被吊銷執(zhí)照。事務所及審計師如何面對大型客戶 ,取決于收益和成本的權衡。在現(xiàn)階段 ,獨立審計民事賠償法律機制尚不健全 ,事務所及事務所承擔的主要是行政風險 ,而行政監(jiān)管具有不全面、 可以實施事后尋租等特點 ,威懾力可能不足以阻止事務所對重要客戶的經濟依賴。H:規(guī)模相對較大客戶審定后財務報告的操控性應計水平比小客戶高。
二、 實證檢驗
(一 )樣本和數據本文首先選取 2002年按收入排名前 20位的事務所 ,其中普華永道擁有上市公司客戶 85家 ,安永華明最少 ,有 9家上市公司客戶。如此選擇的原因是:參與上市公司年報審計的事務所在規(guī)模和品牌知名度上存在一定差異 ,所提供服務質量可能也存在一定差異 ,為盡量保持事務所的同質性 ,選擇規(guī)模接近的事務所較好;為擴大樣本規(guī)模 ,選擇的事務所沒有局限在國際四大或前十大所。選定事務所后 ,再確定這些事務所的上市公司客戶 ,并作了以下篩選:沒有查閱到 2001年度財務數據的公司被剔除;金融行業(yè)類公司被剔除。最后樣本公司為 526家。財務數據、 執(zhí)行年度審計的事務所名稱、 審計意見、 事務所更換數據來自 CS MAR。(二 )操控性應計估計模型本文采用以下模型來估計操控性應計:G Aijt/Aijt - 1 =β1 ( 1 /Aijt - 1 ) +β2 (ΔREVijt/Aijt - 1 ) +β3( PPEijt/Aijt - 1 ) +β4 ( I NAi/Aijt - 1 ) +ε (1)NDAijt=β1 (1 /Aijt - 1 ) +β2 (ΔREVijt - 1 -ΔRECijt) /Aijt - 1 +β3 ( PPEijt/Aijt - 1 ) +β4 I NAi/Aijt - 1 ) (2)DAijt= G Aijt/Aijt - 1 - NDAijt(3)模型 (1)中 GAijt=總應計利潤 = EXB I - CFO; EXB I為營業(yè)利潤 , CFO為經營活動凈現(xiàn)金流。Aijt - 1為 j行業(yè) i公司上年資產總額 ,⊿ REVijt為 j行業(yè) i公司本年和上年主營業(yè)務收入差額 , PPEijt為 j行業(yè) i公司當年固定資產合計 , I NAijt為 j行業(yè) i公司本年無形資產和其他長期資產合計 ,ε為殘差項。在β1、 β2、 β3、 β4估計出來后 ,代入模型 (2) ,估算樣本公司的正常應計利潤。模型 (2)中 NDAijt為 j行業(yè) i公司經過上年資產調整后的正常應計利潤。模型 (3)中 DAijt即為估計出的 j行業(yè) i公司當年的操控性應計利潤。在利用模型 (1)估計β系數時 ,利用的是該行業(yè) 2002年度全部上市公司而不僅僅是研究樣本在該行業(yè)的上市公司。(三 )研究模型設定DAijt=α0 +α1 I nf +α2Cof +α3Debt +α4Assets +α5 Pbank+α6 I mind +α7 I po +α8Op +α9Regch +α10Volch +α11 Ptst +α12Big4 +ε (4)模型 (4)的考察變量是 Inf,即客戶的相對重要程度 ,DAijt為操控性應計。Becker等 (1998)發(fā)現(xiàn)經營活動現(xiàn)金流 (COF)、 客戶規(guī)模(ASSETS)、 債務水平 (DEBT)對操控性應計水平有重要影響。Dechow等 (1995)也發(fā)現(xiàn) COF與操控性應計呈負向變動關系; Reynolds等 (2001)發(fā)現(xiàn)大規(guī)?？蛻舨倏匦詰嬎接邢到y(tǒng)性的偏小差異 ,而且還采用了 Alt man Z - score來控制財務狀況 ( PBANK)對盈余管理水平的影響。PBANK值越大 ,公司財務狀況越好 ,盈余管理的動機相對較弱。綜上 ,引入COF、 ASSETS、 DEBT、 PBANK控制變量。Teoh等 (1998)、 吳東輝 (2001)發(fā)現(xiàn)新上市公司一般都有調高利潤的盈余管理行為;客戶變更事務所可能也會導致盈余管理水平的波動 ,出于爭奪客戶的目的 ,事務所對于自愿變更事務所的客戶可能更寬容 ,而對于由于原審計機構遭受處罰失去執(zhí)業(yè)資格而被迫變更事務所的客戶 ,由于其監(jiān)管風險更大 ,事務所對其可能苛刻一些;被出具不同類型審計意見的公司盈余管理水平可能是不同的; T類公司面臨市場監(jiān)管壓力和生存壓力 ,從公司角度看 ,為“ 保牌 ” 目的可能要求盈余管理程度更高 ,從事務所角度看 ,此類客戶財務、 經營上困難重重 ,而且早已引起市場和監(jiān)管層關注 ,審計風險更大 ,事務所可能趨于更穩(wěn)健; “四大 ” 和本土所審計質量可能存在差異;農業(yè)、 鋼鐵、 能源等基礎產業(yè)和公共服務行業(yè)一直是國家重點支持行業(yè) ,而且這些行業(yè)關乎國計民生 ,國家一直占絕對控股地位 ,此類上市公司所具備政策優(yōu)勢和政治優(yōu)勢 ,事務所面對的壓力可能更大 ,而且此類上市公司審計風險可能相對較小。為此引入 IPO、 OP、 PTST、 REGCH、 VOLCH、 B IG4、I M I 2ND等控制變量。(四 )實證分析1 .單變量分析由表 2,樣本公司操控性應計絕對值的均值達到上年資產的 7%左右 ,最大值達到 75%; I nf均值為 0 . 04,最大值 0 .19,最小值 0 . 02。由表 3, I nf與 abs (DA)在 0 . 01水平顯著負相關 ,即客戶相對規(guī)模越大 ,事務所允許的操控性應計水平越低 ,這與我們的預期完全相反。2 .多元回歸分析從表 4可見 ,如果以 abs (DA)為因變量 , I nf的系數在 0 .01水平顯著為負 ,與預期完全相反 ,所以事務所對規(guī)模相對較大客戶更穩(wěn)健 ,允許的盈余管理水平更低 ,控制變量的符號與預期基本一致。DeFond等 (1997)認為公司管理層可能由于虧損預測而將現(xiàn)在的盈利推遲到未來;DeFond等 (1998)認為調減利潤的操控性應計可能是事務所過于穩(wěn)健的表現(xiàn)。本文以帶符號DA為因變量做了多元回歸 ,結果列示于本 論文 出自 無憂論文網表 4。帶正號的 DA為因變量時 , I nf的符號仍然與預期相反 ,但不顯著;采用帶負號的 DA為因變量時 , I nf的系數符號為正 ,且在 0 . 1 ( 0 . 089)水平顯著 ,說明事務所對大型客戶調減利潤的盈余管理行為的抑制力度明顯大于對小型客戶的抑制力度。筆者進行了以下穩(wěn)定性檢驗:剔除新上市和獲得非標審計意見公司 ,分別用 abs(DA)、正值 DA、 負值 DA作因變量進行多元回歸;剔除“四大 ” 客戶后重新進行回歸分析;將樣本公司以 ASSETS的中位數為基準分為上下兩組 ,以 abs (DA)為因變量對每一組重新進行回歸檢驗;剔除 I M I ND (重點行業(yè) )的樣本公司 ,分別以 abs(DA)、 正值 DA和負值 DA為因變量進行多元回歸分析。上述回歸分析的結果與表 4報告的結果沒有實質差異。
三、 結論和討論
綜上 ,在規(guī)模相對較大的事務所 ,沒有有力證據表明事務所允許規(guī)模相對較大客戶盈余管理水平更高 ,即客戶的重要性并沒有影響審計質量 ,反而有跡象表明相對重要客戶的審計質量高于小型客戶。表現(xiàn)在: (1)規(guī)模相對較大客戶操控性應計的絕對值明顯低于小型客戶; (2)在 DA為負值組的多元回歸中規(guī)模相對較大客戶在調減利潤的操控性應計水平上明顯低于小型客戶。 ( 3)以正值 DA為因變量的回歸中 , Inf的系數為負。本文沒有控制審計質量內生性問題。規(guī)模較大客戶可能就是優(yōu)質客戶 ,盈余質量相對較好 ,盈余管理的程度較輕 ,所以并非審計質量好壞的問題。但西方學者也采取了相應措施控制審計質量內生性的影響 ,但并沒有改變大型客戶審計質量高于小型客戶的的結論。
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