论审计上市公司违规处罚公告对审计意见和审计费用影响分析征文

当前位置: 大雅查重 - 范文 更新时间: 2022-09-07 03:58:51 版权:用户投稿原创标记本站原创
摘要:本文以 2009年至2012 年我国 A 股市场中制造业上市公司为研究样本,验证了监管部门披露的处罚公告对审计意见和审计费用的影响。研究发现:监管部门出具的违规公告与公司当年的审计费用没有显著正相关,但与公司当年及后续年度审计费用整体有显著正相关;上市公司规模、净资产回报率与非标准审计意见的出具呈显著负相关,与被处罚、发生亏损、资产负债率、公司上年度审计意见类型和年报披露时间呈正相关。
关键词:违规处罚公告 审计意见 审计费用本科会计专业毕业论文
一、引言
随着我国证券市场运作规范化,法律规范的完善, 2001 年以来证监会本着“三公”的原则实施一系列加强公司违规监管与提高查处力度的举措,对大量的违规事件进行了处罚。而这些一会两所的处罚公告也成为了投资者广泛关注的一个信息焦点。与此同时,随着大量公司违规现象和破产清算企业的增多,一方面社会公众和投资者对审计师寄托了更多“纠错防弊”的愿望,另一方面“中勤天陷入了广银夏业绩的事件”,“给蓝田股份包装上市且出具标准无保留意见的华伦会计师事务所而执业资格被吊销并承担赔偿责任”,“湖北立华会计师事务所协同终”等一系列审计失败的事件浮出水面,“美国安然、世通、安达信悉数破产”造成的巨大影响,又使公众对“经济们”的信任危机达到极点。相应的,审计诉讼案件频繁发生。面对巨大的审计风险和对审计质量的严重质疑,审计界也由此展开了一场关于审计模式和审计方法的改革。2010 年,我国新的审计执业准则体系的发布标志着我国以风险导向为基础的审计模式的确立。那么对于这些备受关注的违规公告和备受质疑的违规公司,无论是出于公众的压力还是基于公告背后可能存在的公司法律风险,审计师是否会以更加严格的职业操守和谨慎性去对待此类公司财报审计,是否会影响出具的审计意见,又是否会收取更多的审计费用。本文对此进行了研究。

二、 文献综述

(一)国外文献 Smith 等(1984) 检验发现市场会因为违规公告产生小范围消极反应,该研究中的公告是美国证监会(SEC) 依据《美国反海外贪污法案》(FCPA) 披露。的违规公告。 Feroz 等(1991)研究股票市场对监管部门处罚公告的反应,从不同违规类型角度发现 SEC 更倾向对提前确认收入和高估流动性资产事件做出违规处罚,市场对该监管行为的反应与公司利润被夸大的程度相关。Nourayi(1994) 研究了市场对 SEC 对于信息披露违规、错误运用 GAAP 准则以及未按规定保留记录等违规行为实施监管的反应,发现监管具有有效性,证券反应与监管严厉程度直接相关。违规监管的最终目的还是规范上市公司的行为,因此之后很多研究也涉及违规原因和公司违规后的相关调整。从违规动因上说,很多研究认为并验证了公司治理结构与违规行为有关。Dechow 等(1996)发现, 一般董事长兼任 CEO,股东数量较小,执行董事所有权过大等此类公司“财务虚假”更有可能发生。Uzun 等(2004) 检验了违规行为和很多反映了公司治理变量的相关性,发现董事会,审计委员会中外部独立董事占比对公司违规行为有显著负影响,但董事会规模、开会频率或是董事兼任 CEO 与违规行为无显著关系。关于公司对违规的后续反应的研究也较多,如 Livingston(1997)发现财务报告违规的公司被处理后,CEO 和 CFO的变动非常大。Srinivasan(2004)发现那些下调收入的违规公司在被处罚后,公司董事离职较多,外部董事变化大。
(二)国内文献 国内伍利娜和高强(2002)采用事件分析对证券市场进行了实证研究,发现违规公告日后股票市场出现明显的正反应,对因信息披露和资金违规不同原因被处罚的公告的反应有显著差异。胡延平和陈超(2004)发现市场对被处罚公司的反应程度和处罚的公开性、处罚力度正相关,且随时间增加而明显。陈工孟和高宁(2005) 发现证券市场对违规处理公告有负反应,同时监管行为是有效的。在违规原因上,陈关亭和倪彬彬(2005)发现违规上市公司中很多都有“股东集中度高,董事长总经理兼任,董事会监督不足,监事会、独立董事形同虚设和内控没有有效实施”等共同特点。陈国进等(2005)研究了2001年至2002年我国受处罚的上市公司,发现第一大股东集中持股能一定程度上对公司违法违规行为有约束,但声誉机制的约束作用非常小。关于审计师对上市公司违规被处罚的反应的研究比较少,但近几年开始有相关文献涉及。陈小林和潘克勤(2007)论证了其他条件等同下,法律执行力度越强和监管措施越严格,会增加审计法律风险和监管诉讼风险,审计定价中风险溢价提高会导致审计定价的提高。谢冰和王泽霞(2009)在讨论有效审计质量替代指标准时发现非标准审计意见与上市公司管理舞弊行有显著正相关。冯延超和梁莱歆(2010)在上市公司法律风险与审计收费和非标意见中将证监会处罚公告作为公司法律风险标准之

一、发现法律风险和审计收费意见呈正相关。

三、 研究设计

(一) 研究假设 一般来说,受到监管部门处罚的公司必然存在一些违规行为,这些公司审计师面临的法律风险相对中专生毕业论文http://www.328tibet.cn
更大,同时违规公司普遍财务状况较差,经营风险也大。在 Feroz et al.(1991)股价对监管处罚公告的反应研究中,发现被 SEC 披露违规的上市公司的财务分析师盈利预测会明显减小,被股东起诉的比例却超过 80%,审计师被 SEC 处罚的也达到了 42%。而 Rollins 和 Bremser(1997)也发现信息披露不完整,资产和收入多计等财务错报会导致上市公司受处罚,同时一部分公司审计师也会因此受罚。由此看来,审计师可能会更加谨慎去应对这些受处罚公司的审计来避免审计失败和努力规避自己所承担的法律风险,而导致受处罚公司越有可能被出具非标准的审计意见。由此得到本文假设 1:会计专业毕业设计范文
H1:上市公司违规被处罚当年被审计师出具非标准审计意见的概率更高 相关研究表明在审计费用足够高的情况下审计师也会冒险去承担执业违规相应的责任。陈杰平等(2005)以“异常审计收费与不利审计结果的改善”为题研究异常审计收费与审计意见改善的关系,发现不发生审计师变更情况下,在控制了公司基本财务特征和相应的变动情况后,异常审计收费的提高和不利审计结果改善两者呈显著正相关。因此,对于违规受处罚公司,审计师会倾向于对公司要求更多的潜在风险诉讼赔偿及高风险溢价作为审计费用一部分。基于以上分析,提出本文假设 2-1:会计毕业论文范文网
H2-1:违规上市公司被监管部门处罚当年审计师收取的审计报酬较高
目前审计市场一般采用固定收费制,因此在业务约定书签订之后,无论出现什么状况或是否增加工作量,审计费用都会按预定支付,调节的空间很小,因此认为审计费用对监管机构发布的违规公告的反应可能会滞后。在后续的数据调研中本文也发现公司财务报表上披露的财务报表审计费用正常年际间变化很小或不变,且大多数的审计师任期都很长,公司与会计师事务所的审计服务合同通常采用续签,费用一般会沿用上年,这样一定程度上可以验证审计费用的变更具有一定的延时性。由以上情况,本文认为审计费用的变化可能需要一定的阶段,并会在违规后续年度里有所体现,因此提出假设 2-2:
H-2:违规上市公司被监管部门处罚当年及以后年份审计师收取的审计报酬较高
(二)样本的选取与数据来源 本文采用的数据均来自深圳国泰安公司 CAR 数据库,上交所和深交所网站及披露的相关年报整理得到。样本观测选择步骤:由于 A 股证监会行业分类中公司数量差异严重且违规受处罚公司行业分布不均,同时不同行业上市公司的资本结构会对其业绩产生不同的影响,行业差异较大,而金融保险业、房地产公司等行业在会计制度和业务性质上具有较大特殊性。综上决定选取某一特定行业上市公司违规处罚企业来进行研究。由于 A 股制造业企业占总体 50%以上,且对应的违规企业样本也比较合适,选取 A 股制造业为研究公司所在行业。2009年,新会计准则、审计准则颁布。变动较大,因此选择 2006年至2009年为观测的时间跨度。剔除了当年没有披露年报的公司。由于 A 摘自:毕业论文http://www.328tibet.cn
股、B 股、H 股多重上市的公司,其会计制度和审计费用的收费受多方影响,因此予以剔除。在审计费用模型的观测样本中,剔除当年审计费用包括 IPO 收费,及附注包括相关验资服务,咨询服务项目费用的上市公司。剔除自变量、因变量数据不全的上市公司。尤其是目前审计收费披露并不规范,部分公司并没有披露审计费用。另外,有些公司的股东权益值为负数,净资产收益率没有意义,该类公司也予以舍弃。最终样本总体包含 3093 个观测,870 家深沪 A 股制造业上市公司 4 年间数据。其中 Model—Opin 适用的观测为 2914 个,被处罚公司占 5.765%;Model—Fee 适用的观测为 2498 个,被处罚公司占 5.379%。具体如表(1)。

(三)模型构建与变量定义会计论文答辩范文

(1)模型构建。同等情况下违规受处罚上市公司当年被审计师出具非标准意见可能性更大。Model-Opin:由于模型部分因变量为非连续性变量,因此采用 Logistic 回归。因变量-Opinion,即代表审计意见的虚拟变量;测试变量-是否被处罚 punish;控制变量:Size——公司总资产的自然对数,代表公司规模;Invr——存货占总资产的比重;Arr——应收账款占总资产的比重;Lev——资产负债率;Crr——流动比率;Roe—净资产回报率。本文主要参考 DeAngelo(1981)、耿建新、杨鹤(2001)、Chen et al.(2001)。尚兆燕(2009)和贺颖(2010)等对审计意见模型的研究,得到以上控制变量。
Ln[P/(1-P)]=β0+β1punish+β2Insize+β3roe+β4lev+β5Loss+β6big4+β7Cur+β8change+β9Arr+β10Invr+β11fm+β12Lopinion+β13Ac+β14Time+β15-17year+ε (1)
同等情况下违规处罚公告可能使公司当年审计费用增加Model-Fee1 为审计费用模型,用最小二乘法作多元线性回归。因变量-Infee,代表审计收费,以审计收费的自然对数表示;测试变量-是否被处罚 punish;控制变量:本文参照 Simunic,D. A.(1980)、王振林(2002)、王小华(2005)、刘爱东,刘锦芳,胡雅兰(2009)、毛钟红(2008)和钱春杰(2007)等文献对审计费用模型变量的研究得到该模型中控制变量。
InFee=β0+β1punish+β2Insize+β3roe+β4lev+β5Loss+β6big4+β7change+β8Arr+β9Invr+β10fm+β11location+β12Time+β13-15year+ε (2)
同等情况下违规处罚公告可能使公司当年及以后年度审计费用增加Model-Fee2:审计费用模型;其中,仅有测试变量改为当年及以前年度公司是否被处罚 punish(Y&A)。
InFee=β0+β1punish(Y&A)+β2Insize+β3roe+β4lev+β5Loss+β6big4+β7change+β8Arr+β9Invr+β10fm+β11location+β12Time+β13-15year+ε (3)会计实习的目的和意义
(2) 变量定义。 变量说明见表(2)所示。

四、实证检验分析

(一)描述性统计 得到适用模型各自的全部样本后,首先把适用 model-opin 和 model-fee的观测分别分成被处罚组和未被处罚组做了描述性统计分析,统计了各自模型两组数据各变量的平均值及标准差,并对被处罚公司和未被处罚公司组作每个变量的均值差异比较。从表(3)可以看出,在审计意见模型中,两组观测存在更显著的差异,未被处罚通告的上市公司的当年得到标准无保留审计意见的概率为 0.962,而被处罚得到标准无保留审计意见的概率仅为 0.769,因此平均而言,这些平均来说被处罚公司更容易被出具非标准意见。而在审计费用模型中,两组观测之间的审计费用也有显著差异但相对较小,并且未被处罚公司的审计费的自然对数比被处罚公司的审计费用自然对数平均数要高。但初步判断可能是由于处罚组和未被处罚公司组在资产规模,是否四大审计,第一大股东性质的差异更为显著,而这些指标尤其是公司资产是影响审计收费的最大因素。而在其他变量指标上,两个模型适用的样本组在各变量上的均值差均比较相近,符号一致。总体上,在代表公司财务状况和风险系数的一些其他变量上,发现除了净资产收益率、资产负债率和流动比率没有显著性差异外,被处罚组的结果普遍较差且比较显著。同时这些公司规模相对较小,事务所变更情况更普遍,股权性质上被处罚组第一大股东非国有性质较多。表(4)、表(5)列示了分模型观测样本中各变量的基本统计量结果,从均值来看,两个模型适用的观测的各项指标差异并不大,因此初步认为本文对样本的筛选过程对结果造成的偏差不大。

(二)相关性分析 本文进行了如下分析:

(1) Model-opin 控制变量相关系数检验。本文使用逐步分析法剔除那些引起多重共线性且并不重要的解释变量来减小对回归结果的影响。即首先估计被解释变量对每一个解释变量的回归方程,然后以显著性检验确定对因变量贡献大的解释变量的原则逐个引入解释变量。在不明显影响回归方程总体统计意义情况下,通过该保留与剔除,最后确定的审计意见回归模型如下:
Ln[P/(1-P)]=β0+β1punish+β2Insize+β3roe+β4lev+β5Loss+β6Invr+β7fm+β8Lopinion+β9Time+ε
表(6)为模型保留的变量间的相关系数,虽然有些控制变量间还存在一定的相关性,但并不显著,对回归结果并无影响。
(2)Model-Fee1 控制变量相关系数检验。同样对回归方程各控制变量进行了共线性检验,并采用逐步分析法剔除部分引起多重共线性且并不重要的解释变量,把对回归结果的影响降低到最小。通过保留与剔除,最后确定的审计费用回归模型如下:
InFee=β0+β1punish+β2Insize+β3roe+β4Loss+β5big4+β6change+β8fm+β9location+β10Time+ε
表 (7)为模型保留的变量间的相关系数,控制变量间的相关性较小,基本不对回归结果造成影响,可以进行多元回归。

(三)回归分析 本文进行如下回归分析:

(1)Model-opin 控制变量的回归分析。 表(8)为对 H1 的检验结果,首先模型系数的综合检验的 P 小于 0.05,Nagelkerke,R 方为 0.504,说明模型总体具有统计意义。其次,变量——是否有被处罚的相关系数对应的 P 小于 0.05,说明是显著的,应该能够验证假设 1,即审计意见可能受处罚公告影响。从以上回归结果看,监管机构的处罚公告会在较大程度上影响审计师对公司当年出具的审计意见,与本文之前的分析比较一致。同时,分析其他控制变量的回归系数,发现非标准审计意见与上市公司规模,净资产回报率呈显著负相关,与发生亏损、资产负债率、公司上年度审计意见类型和年报披露时间呈显著正相关。审计意见类型与是否为“四大”事务所审计,公司是否有审计委员会,是否变更事务所等没有显著关系,而从这个角度讲,本文认为一定意义上说我国 CPA 素质和审计意见公允性是有所提高的,审计意见类型更多地与公司的本身情况相关,而不因审计人员等第三方一般论文格式范文http://www.328tibet.cn
的变化而剧烈变更。
(2)Model-Fee1 控制变量的回归分析。表(9)为 H2-1 下审计费用模型的回归的结果,模型汇总的 R 方为 0.537,说明模型总体具有统计意义。然后看是否被处罚这一变量的相关系数,相关系数的符号为正,与原假设一致,即受处罚的公司更容易使审计师的审计意见为负,但相关系数对应的 P 值大于 0.05,结果不显著,因此没有能够验证假设 H2-1,处罚公告对当年审计费用的提高影响较小。同时,公司审计费用与当年盈利能力,是否四大审计,审计师是否变更,公司注册地是否北上广等都显著相关,尤其与公司规模显著正相关,起关键作用。由 Model-Fee1 回归发现,假设 H2-1 没有得到验证,以下来验证同质假设 H2-2。
(1)Model-Fee2 控制变量的相关度检验。同理检验控制变量相关系数,确定如下的审计费用回归模型:
InFee = β0+β1punish(Y&A)+β2Insize+β3roe+β4Loss+β5big4+
β6change+β8fm+β9location+β10Time+ε
(2)模型回归结果。表(10)为 H2-2 下审计费用模型的回归的结果,模型汇总的 R 方为 0.538,说明模型总体具有统计意义。然后看是否被处罚当年及以后年度这一变量的相关系数,相关系数的符号为正,且对应的 P 值小于 0.05,说明公司处于受处罚当年及以后年度这一状况使其审计费用高于那些没有处于受处罚或处罚后状态的公司,并且这一影响是显著的。即验证了假设 H2-2。
考虑到我国审计收费的实际情况,用本文选取了两个标准来验证处罚公告对审计收费的影响,并结合进行分析。从以上结果看,H2-1 没有得到较好验证,即仅仅考虑被处罚当年,处罚公告对当年审计收费影响不明显。但 H2-2 的得到较好验证,如果考虑被处罚当年及以后年份,则对审计收费的影响是显著的。由此结果,也从另一个角度考证了当前我国审计市场中,审计收费多为合同约,固定收费制居多,因此公司状况的变化及对审计实务中劳务调整或是出现的突发状况不能有及时的反应。回归结果表明监管机构公布的处罚公告对审计师的审计收费具有影响,但由于审计定价在我国当年实务中确实存在滞后性,因此该影响很大程度上体现在对公司审计费用的持续性上。另外,根据回归结果,相对于该审计费用中的其他变量,是否被处罚或处罚之后这一变量对审计费用的影响的显著性并不算高。也就是说在审计费用组成中,对违规成本的预期可能并不占大的比重。本文这一状态与我国目前实际情况也是相符的。在我国的很多法规中如《注册会计师法》、《公司法》和《证券法》都对审计师的审计收费有规定。但法律法规对于审计失败,审计师法律责任却缺乏具体界定依据,审计人员需要承担的审计风险和责任在实务中通常也难以评判。因此,实际审计市场中,我国的会计师事务所由于其从事的财务报表审计业务而遭遇诉讼的案例非常少。由于这些诉讼主体法律规定不明,赔偿金额不能确定等导致起诉点较高,实务中审计师承担的责任和法定的收费权利处于不对等的状况,承担的风险较小,因此对违规诉讼成本的预期应当也是相对不显著的。这一情况也在一定程度上导致目前审计市场的很多非理性行为和定价混乱。同时,分析其他控制变量的回归系数,发现公司资产规模,财务报告年度亏损,公司注册地在北上广,年度披露的时间的较晚都与审计收费呈正相关,符合预期。而“四大”审计收费溢价的现象也得到了很好的验证,审计是上市公司获取投资者信任的一个重要途径,由于这些事务所规模大,信誉度高,提供的审计服务有“异质”性,在审计质量,专业素质和声誉上生成了相对其他事务所的审计溢价。另一方面,当年更换会计师事务所与审计费用负相关,在一定程度上可能由于随着近年我国审计市场发展,竞争相对比较激烈。会计师事务所为了争取新客户而使用“低价竞争”、“低价进入”的审计策略(Low-bailing)等。而本文开始认为的应收账款比例关联的风险和函证数量,存货比例关联的盘点花费成本,估价重大错报风险对审计费用的正相关性并没有得到验证,结果认为这几个指标都和审计收费没有显著关系。 五、结论
本文研究发现:监管部门出具的上市公司违规公告与当年审计意见的非标准性正相关。被处罚的上市公司当年被出具非标准审计意见的概率显著高于没有受处罚的公司,可能是违规处罚审计师在一定程度上考虑违规等因素,在审计过程中表现出一定的职业谨慎。监管部门出具的违规公告与公司当年的审计费用没有显著的正相关,但与公司当年及后续年度审计费用整体有显著正相关。这是由于目前审计市场普遍的收费模式决定的,部分观测中审计费用的调整存在一定滞后性,这使得处罚公告对审计费用的影响体现出一定的后滞和持续性,但同样验证了审计师在审计定价中会考虑违规诉讼成本,违规处罚公告可能一定程度上提高审计师的审计收费。可能是监管部门出具的处罚公告对审计师的工作可起到一定的参考作用,对投资者提供了一定的信息,监管部门的监管行为有多方面的意义。研究发现监管部门违规公告涉及的上市公司一般财务状况较差,并且一些存在一定程度运营不规范和多次违规现象,而同时监管处罚涉及的罚款额度通常很小。业绩不好的公司更易出现违规行为,因此提高我国公司治理的普遍水平,通过制度构建转移风险也是监管部门防范打击违规的重要措施。而对于屡犯不止的现象,可能需要适当加大处罚力度。在审计意见模型中,验证了上市公司规模,净资产回报率与非标准审计意见的出具呈显著负相关,与被处罚、发生亏损、资产负债率、公司上年度审计意见类型和年报披露时间呈显著正相关。在审计费用模型中,验证了公司资产规模,财务报告年度亏损,公司注册地在北上广年度披露的时间较晚,“四大”审计与审计收费呈正相关,而当年更换会计师事务所及公司第一大股东性质为国有与审计费用呈显著负相关。
参考文献:
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(编辑 梁 恒)摘自:本科生毕业论文http://www.328tibet.cn
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