客户重要性与审计质量

一、 文献综述及研究假设

(一 )文献综述国外关于客户规模与审计质量关系的研究由来已久。Reynolds等 (2001)选取 1996年“ 五大 ” 在美国的 499家分枝机构所审计的上市公司为研究样本 ,以操控性应计为审计质量的替代变量 ,以某一客户当年销售收入的对数占分枝机构的全部客户销售收入对数之和的比例作为衡量客户重要程度的待检验自变量 ,发现事务所允许大型客户所作的盈余管理程度包括绝对值、 正向及负向操纵幅度明显低于小型客户 ,认为保护品牌声誉及避免法律诉讼风险的动力 ,战胜了对大型客户的经济依赖。Chung ( 2001)将来自某一客户的审计收费、 非审计收费或全部收费占某一事务所全部收入的比例分别作为客户重要性的替代变量 ,以 2000年“五大 ” 在美国上市公司的审计客户为样本 ,以操控性应计绝对值作为审计质量的替代变量 ,作者没有发现客户重要性与审计质量的明确关系。Reynolds等 (2001)和 Chung ( 2001)的研究思路接近 ,只是衡量重要性的变量和重要性的比较基准有所不同。方军雄等 (2004)以 2001年上市公司为样本 ,以审计意见作为审计质量的替代变量 ,发现以“来自单个客户的全部收入 /该事务所当年全部收入 ” 衡量的经济依赖性看 ,经济依赖性越高 ,事务所越慎重;而以客户在事务所全部客户中的相对位置衡量的经济依赖性来看 ,却得到相反的结论。刘明辉等(2003)以 1998～2000年某一事务所 A股上市公司客户每年非标准意见家数占当年全部 A股客户公司家数比例作为审计质量的替代变量 ,以客户资产规模作为研究变量之一 ,发现客户规模与高审计质量正相关 ,但不显著本 论文 出自 无忧论文网。有关文献以盈余管理作为审计质量的替代很常见。徐浩萍 (2004)利用 1997年之前在上证所上市的、 在 1998 - 2001共 1448个样本公司的财务数据和审计意见类型 ,分析了盈余管理水平 (绝对值 )、 带符号的操控性应计幅度在标准无保留审计意见和非标准无保留审计意见样本公司之间的差异 ,发现被出具非标意见的公司在盈余管理水平上显著高于被出具标准意见的公司 ,表明事务所对于客户的盈余管理有识别能力;正向盈余管理幅度在标准意见公司和非标意见公司不存在显著差异 ,说明要么事务所鉴别正向盈余管理的技能较低 ,要么正向盈余管理的公司在盈余管理的同时还需要友好的审计意见 ,事务所与客户的谈判以事务所的妥协而告终;非标意见上市公司的负向盈余管理均值和中位数水平显著高于标准意见公司 ,说明事务所识别负向盈余管理的能力较强 ,对负向盈余管理公司出具非标意见所受到的压力也可能更小。(二 )研究假设衡量客户重要程度最直接的变量是某一审计客户对事务所全部收入的贡献。但我国上市公司审计收费的披露非常不规范;而且非审计服务收费可能对事务所的收入影响更多 ,如果以审计收费作为客户重要性的替代变量 ,一个方面会导致样本规模偏小 ,研究结论可靠性差 ,另外也会导致重要性替代变量本身可靠性差。大型客户的谈判能力更强 ,具有更强的政治影响力、 政策优势等 ,造成大型客户对事务所的压力 ,可能影响事务所的行为。由于审计收费数据本身的缺陷和资产规模具有更多信息含量 ,本文采用客户资产规模作为客户相对重要性的替代变量 ,具体为 I nfi = ln (Assetsi) /∑ln (Asset2si) ,其中 ln (Assetsi)为某一客户资产总额的对数 , ∑ln (Asset2si)为某一事务所全部上市公司客户资产对数之和。规模相对较大客户对事务所审计收费收入贡献较大 ,因为审计定价与资产规模直接挂钩 ,而且大型客户需要非审计服务的可能性更大。但大型客户给事务所带来的潜在风险和成本可能也更大 ,因为大型客户引人注目 ,违规后被发现的概率更高 ,尤其在 2002年财政部下文从注协收回独立审计监管权之后。2002年 1月 15日最高人民法院颁布了《关于受理证券市场因虚假陈述引发的民事侵权纠纷案件有关问题的通知 》 ,打开了虚假陈述的诉讼赔偿之门。所以审计师与客户合谋一旦被察觉 ,事务所就要面对严厉的处罚 ,甚至被吊销执照。事务所及审计师如何面对大型客户 ,取决于收益和成本的权衡。在现阶段 ,独立审计民事赔偿法律机制尚不健全 ,事务所及事务所承担的主要是行政风险 ,而行政监管具有不全面、 可以实施事后寻租等特点 ,威慑力可能不足以阻止事务所对重要客户的经济依赖。H:规模相对较大客户审定后财务报告的操控性应计水平比小客户高。

　　
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[1]电大学习网.免费论文网[EB/OL]. /d/file/p/2024/0425/fontbr二、 实证检验

(一 )样本和数据本文首先选取 2002年按收入排名前 20位的事务所 ,其中普华永道拥有上市公司客户 85家 ,安永华明最少 ,有 9家上市公司客户。如此选择的原因是:参与上市公司年报审计的事务所在规模和品牌知名度上存在一定差异 ,所提供服务质量可能也存在一定差异 ,为尽量保持事务所的同质性 ,选择规模接近的事务所较好;为扩大样本规模 ,选择的事务所没有局限在国际四大或前十大所。选定事务所后 ,再确定这些事务所的上市公司客户 ,并作了以下筛选:没有查阅到 2001年度财务数据的公司被剔除;金融行业类公司被剔除。最后样本公司为 526家。财务数据、 执行年度审计的事务所名称、 审计意见、 事务所更换数据来自 CS MAR。(二 )操控性应计估计模型本文采用以下模型来估计操控性应计: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=总应计利润 = EXB I - CFO; EXB I为营业利润 , CFO为经营活动净现金流。Aijt - 1为 j行业 i公司上年资产总额 ,⊿ REVijt为 j行业 i公司本年和上年主营业务收入差额 , PPEijt为 j行业 i公司当年固定资产合计 , I NAijt为 j行业 i公司本年无形资产和其他长期资产合计 ,ε为残差项。在β1、 β2、 β3、 β4估计出来后 ,代入模型 (2) ,估算样本公司的正常应计利润。模型 (2)中 NDAijt为 j行业 i公司经过上年资产调整后的正常应计利润。模型 (3)中 DAijt即为估计出的 j行业 i公司当年的操控性应计利润。在利用模型 (1)估计β系数时 ,利用的是该行业 2002年度全部上市公司而不仅仅是研究样本在该行业的上市公司。(三 )研究模型设定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)的考察变量是 Inf,即客户的相对重要程度 ,DAijt为操控性应计。Becker等 (1998)发现经营活动现金流 (COF)、 客户规模(ASSETS)、 债务水平 (DEBT)对操控性应计水平有重要影响。Dechow等 (1995)也发现 COF与操控性应计呈负向变动关系; Reynolds等 (2001)发现大规模客户操控性应计水平有系统性的偏小差异 ,而且还采用了 Alt man Z - score来控制财务状况 ( PBANK)对盈余管理水平的影响。PBANK值越大 ,公司财务状况越好 ,盈余管理的动机相对较弱。综上 ,引入COF、 ASSETS、 DEBT、 PBANK控制变量。Teoh等 (1998)、 吴东辉 (2001)发现新上市公司一般都有调高利润的盈余管理行为;客户变更事务所可能也会导致盈余管理水平的波动 ,出于争夺客户的目的 ,事务所对于自愿变更事务所的客户可能更宽容 ,而对于由于原审计机构遭受处罚失去执业资格而被迫变更事务所的客户 ,由于其监管风险更大 ,事务所对其可能苛刻一些;被出具不同类型审计意见的公司盈余管理水平可能是不同的; T类公司面临市场监管压力和生存压力 ,从公司角度看 ,为“ 保牌 ” 目的可能要求盈余管理程度更高 ,从事务所角度看 ,此类客户财务、 经营上困难重重 ,而且早已引起市场和监管层关注 ,审计风险更大 ,事务所可能趋于更稳健; “四大 ” 和本土所审计质量可能存在差异;农业、 钢铁、 能源等基础产业和公共服务行业一直是国家重点支持行业 ,而且这些行业关乎国计民生 ,国家一直占绝对控股地位 ,此类上市公司所具备政策优势和政治优势 ,事务所面对的压力可能更大 ,而且此类上市公司审计风险可能相对较小。为此引入 IPO、 OP、 PTST、 REGCH、 VOLCH、 B IG4、I M I 2ND等控制变量。(四 )实证分析1 .单变量分析由表 2,样本公司操控性应计绝对值的均值达到上年资产的 7%左右 ,最大值达到 75%; I nf均值为 0 . 04,最大值 0 .19,最小值 0 . 02。由表 3, I nf与 abs (DA)在 0 . 01水平显著负相关 ,即客户相对规模越大 ,事务所允许的操控性应计水平越低 ,这与我们的预期完全相反。2 .多元回归分析从表 4可见 ,如果以 abs (DA)为因变量 , I nf的系数在 0 .01水平显著为负 ,与预期完全相反 ,所以事务所对规模相对较大客户更稳健 ,允许的盈余管理水平更低 ,控制变量的符号与预期基本一致。DeFond等 (1997)认为公司管理层可能由于亏损预测而将现在的盈利推迟到未来;DeFond等 (1998)认为调减利润的操控性应计可能是事务所过于稳健的表现。本文以带符号DA为因变量做了多元回归 ,结果列示于本 论文 出自 无忧论文网表 4。带正号的 DA为因变量时 , I nf的符号仍然与预期相反 ,但不显著;采用带负号的 DA为因变量时 , I nf的系数符号为正 ,且在 0 . 1 ( 0 . 089)水平显著 ,说明事务所对大型客户调减利润的盈余管理行为的抑制力度明显大于对小型客户的抑制力度。笔者进行了以下稳定性检验:剔除新上市和获得非标审计意见公司 ,分别用 abs(DA)、正值 DA、 负值 DA作因变量进行多元回归;剔除“四大 ” 客户后重新进行回归分析;将样本公司以 ASSETS的中位数为基准分为上下两组 ,以 abs (DA)为因变量对每一组重新进行回归检验;剔除 I M I ND (重点行业 )的样本公司 ,分别以 abs(DA)、 正值 DA和负值 DA为因变量进行多元回归分析。上述回归分析的结果与表 4报告的结果没有实质差异。

　　 三、 结论和讨论

综上 ,在规模相对较大的事务所 ,没有有力证据表明事务所允许规模相对较大客户盈余管理水平更高 ,即客户的重要性并没有影响审计质量 ,反而有迹象表明相对重要客户的审计质量高于小型客户。表现在: (1)规模相对较大客户操控性应计的绝对值明显低于小型客户; (2)在 DA为负值组的多元回归中规模相对较大客户在调减利润的操控性应计水平上明显低于小型客户。 ( 3)以正值 DA为因变量的回归中 , Inf的系数为负。本文没有控制审计质量内生性问题。规模较大客户可能就是优质客户 ,盈余质量相对较好 ,盈余管理的程度较轻 ,所以并非审计质量好坏的问题。但西方学者也采取了相应措施控制审计质量内生性的影响 ,但并没有改变大型客户审计质量高于小型客户的的结论。

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