吳青川 鄢志娟 張燁

摘要：2007年我國正式實施以風險導向?qū)徲嫗楹诵牡膶徲嫓蕜t，這一準則是否能如預期提高審計質(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，比較了風險導向?qū)徲嫓蕜t實施前后審計質(zhì)量的差異。研究結果表明，風險導向?qū)徲嫓蕜t的實施有利于提高審計質(zhì)量。

關鍵詞：風險導向?qū)徲嫓蕜t；審計質(zhì)量；審計意見；可操控應計利潤

一、 引言

我國自2007年正式實施風險導向?qū)徲嫓蕜t以來，其實施效果如何？是否能如預期達到提高審計質(zhì)量的目的？這是有待經(jīng)驗證據(jù)檢驗的問題。而目前關于風險導向?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，研究結果表明，風險導向?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)量關系的研究提供了新的經(jīng)驗證據(jù)。從研究結論看，肯定了風險導向?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

1. 文獻回顧。

（1）風險導向?qū)徲嫛鹘y(tǒng)的風險導向?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。

對于風險導向?qū)徲嫷男Ч瑢W術界的觀點也未達成一致。蔡春（2006）與胡春元（2009）認為，風險導向?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）指出風險導向?qū)徲嫓p少了利益相關者的信息風險。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定相對應審計資源的模式有可能導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)略的預期形成一種博弈。

綜上，對于風險導向?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論。

（2）風險導向?qū)徲嫓蕜t對審計質(zhì)量的影響。風險導向?qū)徲嫓蕜t對于審計質(zhì)量影響的規(guī)范研究中，主要結論認為風險導向?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、會計師事務所、審計行業(yè)及市場、會計師協(xié)會以及審計結果等多種驅(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顯得十分必要，只有這樣風險導向?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，實證檢驗了風險導向?qū)徲嫓蕜t對審計質(zhì)量的影響，結果表明兩者呈現(xiàn)正相關關系。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)，得出結論證明風險導向?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計利潤的壓縮是否是因為會計準則變更導致的，由此導致對審計質(zhì)量度量的偏差。因此，由于目前關于風險導向?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。風險導向?qū)徲嬍菑馁~項導向?qū)徲嫼拖到y(tǒng)導向?qū)徲嬛饾u演變過來的，審計工作開始更多的關注財務報表使用者的利益，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，逐步形成報表預期，從而確定相應的實質(zhì)性測試水平，最終由注冊會計師在專業(yè)基礎之上作出合理保證。

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標準，風險導向?qū)徲嫓蕜t通過要求審計人員通過關注企業(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：

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

三、 研究設計

1. 樣本及樣本期間選擇。本文以2001年～2012年的滬深A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)以及公共服務業(yè)；（2）由于新會計準則及審計準則的頒布財務數(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，從而對可操控應計利潤產(chǎn)生壓縮效果，所以企業(yè)的可操控應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)了審計工作的結果。

除此之外，審計質(zhì)量的替代指標還包括審計收費、事務所規(guī)模及品牌、審計訴訟與投資者的盈余反應等，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）實證檢驗模型。為了檢驗本文的假設，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。四大會計師事務所（Big4）這一變量體現(xiàn)了審計服務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、 實證結果與分析

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

3. 回歸結果分析。表3列示了Logistic回歸的結果。變量Aft07與審計意見（Auditopi）在5%水平上顯著的正相關，即2007年風險導向?qū)徲嫓蕜t實施后出具非標準審計意見的概率顯著提高，本文的假設獲得驗證?？刂谱兞恳卜项A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，風險導向?qū)徲嫓蕜t的實施與可操控應計利潤呈現(xiàn)顯著的負相關關系，說明風險導向?qū)徲嫓蕜t的實施有效的壓縮了可操控應計利潤，提高了審計質(zhì)量。這與我們之前的研究結論一致。

五、 研究結論與不足

本文以我國滬深A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，比較了風險導向?qū)徲嫓蕜t實施前后的審計質(zhì)量。研究結果表明，風險導向?qū)徲嫓蕜t的實施與審計意見呈現(xiàn)顯著正相關關系，表明風險導向?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)量關系的研究提供了新的經(jīng)驗證據(jù)。在研究模型的設計中，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，使結論更為可信。并且，通過本文的研究肯定了風險導向?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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2.陳永鳳，吳青川.事務所改制能提高審計質(zhì)量嗎？——基于中國資本市場的經(jīng)驗證據(jù).會計與經(jīng)濟研究， 2014，（3）.

3.蔡春，趙莎.現(xiàn)代風險導向?qū)徲嬚?北京：中國時代經(jīng)濟出版社，2006.

4.陳紅，陳玉秀.風險導向?qū)徲嫓蕜t對審計質(zhì)量的影響——基于A股市場的實證研究.南京審計學院學報，2013，（5）.

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。