审计师

前言：想要写出一篇令人眼前一亮的文章吗？我们特意为您整理了5篇审计师范文，相信会为您的写作带来帮助，发现更多的写作思路和灵感。

审计师范文第1篇

关键词:会计师事务所任期;独立性;审计质量

中图分类号:F239

文献标识码:A

文章编号:1672-3198(2010)13-0225-01

1 问题的提出

美国《萨班斯――奥克斯利法案》颁布后,审计任期与审计质量的关系就引起了越来越多的关注。而近年来,世界范围内连续发生了一系列上市公司进行会计欺诈、作为公司审计师的会计师事务所出具不实审计报告的事件,严重损害了投资者的利益,动摇了公众对证券市场的信心,并引发了注册会计师职业出现严重的诚信危机问题。安然事件的爆发还直接导致具有近90年历史、声誉卓著的安达信会计公司黯然退出注册会计师职业的世界历史舞台。人们在剖析和反思注册会计师没有发现和披露上市公司会计欺诈、从而发生审计失败的原因时,时常提到的一个因素是,会计师事务所任期过长、引起审计质量低下。根据以上的一些现象,有些人就提出了应强制实行审计师的定期轮换制度,即每隔几年必须更换审计某一客户的会计师事务所。

以此又引起相关的核心问题则是:审计任期增加会损害审计质量吗?如果会,是如何损害审计质量的 如果不会,又是为什么呢?

2 分析问题

问题的争论点主要集中在审计任期的增加是否损害审计质量。而在影响审计质量因素中,最关键的一个因素就是审计师的独立性。根据以下分析表明,审计任期增加可能会损害审计独立性,也可能会提高审计独立性。

2.1 审计任期增加损害审计质量

一种普遍的观点是,随着审计任期的增加,审计师可能会与客户有关人员如董事长、总经理或财务总监等建立起越来越密切的关系。在给定的处罚风险下,审计师与客户之间的密切关系可能会增加审计师对客户的信任从而使得审计师在无意间丧失诚实公正,变得不够谨慎。同时,审计师与客户之间的密切关系也会增加审计师与客户相互勾结的可能性。另一方面,在审计师初次接受委托时,审计师可能会比较愿意纠正前任审计师的一些疏忽或错误,而随着审计任期的增加,审计师的纠错意愿可能会下降,因为纠正自身在以往审计中的错误或疏忽可能会给自身信誉带来不利影响。

Donald和Gary(1992)采用了DeAngelo(1981)对审计品质的定义。该定义中审计人员的独立性是作者研究的重点。作者通过采用Gujarati(1978)的一套独立性变量转换方法,给审计品质赋予一个分值来表示审计品质的高低。独立性越高,审计品质越高;独立性越低,审计品质越低。在对审计品质与审计任期进行回归模型检验后,作者发现,随着审计任期的增加,会计师事务所对于一些财务健康的、审计费用占事务所审计收入比重大的客户会越来越依赖。在与客户发生分歧的时候,会因为害怕失去客源而约束了自身的行为。并且这种行为随着客户的不断壮大,审计费用的不断提高而越来越无法加以控制。如此以来,审计的独立性将严重的受到影响,从而损害到审计品质。因此,审计品质与审计任期负相关。

刘启亮(2006)以中国证券市场上1998年至2004年的上市公司为样本,采用操纵性应计利润作为审计品质的替代变量,分别对代表了管理当局盈余管理空间的操纵性应计利润的绝对值、管理当局正向盈余管理空间的操纵性应计利润正值和负向盈余管理空间的操纵性应计利润负值进行分析。研究发现,在控制了其他变量的影响后,审计任期与审计品质显著负相关,即随着审计任期的延长,上市公司盈余管理的空间越来越大,审计品质越来越差;研究还发现,以5年作为分界点,长审计任期样本的操纵性应计利润相较短审计任期样本的操纵性应计利润偏差要小,该结果说明了长审计任期样本的审计品质要比短审计任期样本的审计品质要高。

鉴于以上几方面原因,我们提出审计任期越长审计独立性就越低相关的研究假说,即:审计任期越长,审计独立性越低。

2.2 审计任期增加会增强审计独立性

随着审计师任期的延长,审计次数的不断增加,审计人员将能更深入地了解客户的生产经营特点和交易流程、运营体系和内部控制系统、行业的市场竞争地位、所采用的会计政策等,从而更好地鉴别客户会计报表的风险,采取有效的审计程序、搜集适当的审计证据,最终有利于提高审计质量。与此同时,审计人员的审计效率也会不断提高,投入的审计人力可以相对减少。相反,如果审计师任期较短,就不可能充分掌握客户的基本情况和真实的财务会计状况,从而也就无从保证审计的质量;而且,审计师任期缩短,则意味着客户更加频繁地变更负责审计的会计师事务所。审计人员虽然可以和客户的前任审计师进行沟通,但事实上前任审计师的经验是很难直接传授的,也是很难充分分享的。

James.N.Myers,Linda.A.Myers和Thomas.C.Omer(2003)以美国证券市场1988至2000年间的公司为样本,使

量审计品质的替代变量,对审计品质和审计任期之间的关系进行了实证研究。该研究采用两组数据,一组数据为审计任期长达5年以上的审计客户样本。另一组数据为审计任期不足5年的审计客户样本。作者对两组数据采用主观应计利润和总应计利润的绝对值以及它们的正负样本值进行检测。实证结果发现,采用绝对值样本的数组审计任期系数显著为负,采用正负样本值的数组审计任期系数都显著为主观应计利润或总应计利润值的异号。

该结果说明审计任期越长都就越能纠正盈余管理的偏差,公司正向盈余管理的程度或负向盈余管理的程度都随着审计任期的延长而减小,审计品质越来越好。因此,审计品质与审计任期成正相关的关系。

沈玉清、戚务清和曾勇(2006)针对我国和其他国家采用审计强制轮换制度的现象,对审计品质与审计任期的关系进行实证检验,验证是否过长的审计任期会损害审计人员的独立性,从而导致审计品质的降低。作者采用了利用操纵性应计利润和非经常性损益两个指标作为审计品质的替代变量,运用单变量检验以及多元回归分析的方法,对强制轮换制度的执行效果进行检验。实证结果表明:按规定进行审计人员强制轮换的公司,实行轮换后盈余管理的程度更大,审计人员更加无法抑制公司进行盈余管理,审计品质变低;而对于没有实行轮换的公司,在盈余管理的程度上并没有显著的变化,审计品质基本不变。比较了进行强制轮换后和没有进行轮换的公司,作者认为,随着审计任期的增加,审计人员的独立性并没有显著的变差,而一旦更换了审计人员,审计人员的独立性将显著的受到影响,因此审计品质在一定的审计任期内与审计任期正相关,之后趋于稳定。

因此随着任期的增长,审计的独立性也就越高。

2.3 分析结果

从前述的理论分析可以看出,审计师任期对审计质量的影响是多样化的。实际上,也缺乏很充分的有关审计师任期与审计质量间关系的实证证据。因此我们认为,不能简单地得出审计质量和审计师任期是正相关还是负相关的结论,也不能主观地提出延长还是缩短审计师任期的政策建议;恰当的对策应当是采取措施,以力争发挥审计师任期长的积极作用而降低其对审计质量的消极影响。

参考文献

[1]沈玉清,戚务清,曾勇.我国审计师强制轮换制度有效性的实证分析[J].审计研究,2006,(4):50-59.

[2]刘启亮.事务所任期与审计质量:来自中国证券市场的经验证据[J].审计研究,2006,(4):40-49.

审计师范文第2篇

关键词： 审计师 选择问题

一、引言

在新兴资本市场上，集中的所有权结构导致大股东强控制能力，大股东能够控制企业生产经营活动，通过关联交易、资金占用、担保等手段实现掏空，企业内部没有董事会约束，外部没有接管市场，小股东的利益容易受到侵害。这种侵害在大股东利用所控制的企业再控制下级子公司时最终控股大股东的现金流权和控制权不一致时更为严重。理性的小股东和潜在的投资者预期到最终控股大股东的行为可能会损害其利益，因而会选择折价购买或不购买该公司股票，导致公司价值降低和增加融资成本，最终降低了大股东 价值。大股东（企业管理当局）有动机引进监督或保证机制来缓解问题，使投资者合理确信自己的利益受到了保护（Jensen and Meckling，1976）。Fan 和Wong（2005）也认为，控股股东与小股东之间的问题通过董事会和接管等机制难以得到减缓，审计可以作为一种监督机制。审计师之间的声誉不同，程度不同的企业如何选择审计师是一个值得研究的话题。“四大”享有国际声誉，一般认为比国内审计师具有更高的独立性，Teoh和Wong（1993）发现了四大比非四大提供了更高审计质量的证据。在国内，王鹏、王咏梅（2006）也发现， 中国资本市场更认同“ 四大”的审计质量。在弱的法律环境下企业一般需求低质量审计；在一个非常弱的法律环境里，选择何种审计师甚至无关紧要（Francis et al.，2002） 。DeFond， Wong 和Li（1999）运用中国资本市场的数据实证检验发现，审计师独立性增强后许多上市公司转向聘请质量较低的审计师。然而，也有证据表明，在弱的法律环境下，审计师扮演着公司治理的角色，通过运用39个国家的样本数据，Choi和Wong（2004）发现，相对没有发行权益证券的公司，发行权益证券的公司要求更高的审计质量，这种增加在弱法律保护环境的国家比在强法律保护环境的国家更为明显。本文运用A股资本市场2007年至20009年的数据对我国A股资本市场上的大股东与小股东的问题与审计师选择的关系进行了研究。研究发现，大股东控制权比例越高，越有动机聘请的“四大”，大股东现金流权比例越高，越不倾向于聘请“四大”。本文采用了去掉自变量极端值，引入工具变量进行二步回归，将样本进行分组等三种稳健性检验，检验结果进一步支持了本文的假设。本文的研究丰富了审计需求的研究。

二、文献综述

（ 一 ）国外文献 Backman （1999）的研究表明，在东亚转型经济中，企业的冲突并不能引发对高质量审计的需求，控股股东缺乏雇用高质量审计的动机，他们甚至会雇用低质量审计以降低外部监督作用；并将这种需求不足归因于弱的投资者法律保护，以及家族企业中以关系为基础的交易和政治“寻租”行为。DeFond， Wong 和Li（1999）运用中国资本市场的数据发现审计师独立性增后许多上市公司转向聘请质量较低的审计师。李明辉（2006）以2002 年7 月1 日至2004 年6 月30 日这一期间沪深两市179 家IPO公司为研究对象发现，建立在英美市场经济条件下的理论对我国审计师选择行为的解释力并不充分。在公司规模、成长性、财务杠杆、管理层持股比例、董事会独立性等反映公司冲突的变量中，仅公司规模与是否选择大事务所进行审计有显著正向关系，管理层持股与是否选择大事务所审计则呈倒U 形关系，没有发现成长性、财务杠杆与审计师选择存在显著关系的证据。然而，也有较多的国外研究文献发现了问题与审计师选择相关。DeFond （1992） 指出，冲突的程度决定了对审计的需求程度。冲突的程度越高，人降低成本的动力也就越强，公司对高审计质量的需求就越大。在研究了131个审计师变更的案例后，作者发现管理层持股比例、负债水平的变化与审计质量的变化相关。CHOW（1982）认为公司聘请外部审计师的动机是帮助控制公司管理层、股东和债权人之间的利益冲突，用1926年165个NYSE和OTC公司为样本，研究发现，负债率、公司规模和债务金额与公司自愿聘任审计师的动机正相关。

（ 二 ）国内文献 国内的一些研究也发现了问题与审计师选择相关的证据。孙铮等（2004）研究表明，国有股、法人股及境内个人股股东促进上市公司选择高质量审计的动力较小，境外法人股及境外个人股股东为了维护自身的利益会很积极地对上市公司进行监督，促使上市公司管理人员去选择高质量的注册会计师，且境外个人股股东更有获得高质量的财务信息的要求，对上市公司管理人员的影响更大。高强等（2007）研究发现，大股东占款问题越严重的公司， 越倾向于选择高质量审计师， 以发挥外部审计监督的治理作用。王艳艳等（2006）选定2001年至2003 年间上市公司的数据作为研究对象。因变量为虚拟变量，代表高质量审计需求， 各企业当年被审计的事务所是“四大”（包括原“五大”） 或非“四大”时取值为1 ，否则为0。用管理费用与总资产的比例衡量成本，选用企业股权集中度表示大股东与小投资者之间的冲突。研究发现，冲突严重的企业有动机选择高质量审计，向市场传递信号，以吸引潜在的投资者，并且在我国对高质量审计的需求与企业的股权集中度之间呈正相关关系，且随股权集中度的提高，审计质量需求增加会加剧，支持了审计需求的壕沟效应。另一方面，在我国，高质量审计确实能够有效制约企业的机会主义行为，降低成本；同时市场也能够识别企业的选择行为，并对此作出积极反应，高质量审计能够提高盈余的信息含量，降低成本。曾颖、叶康涛（2005） 研究了大股东持股比例、负债与独立审计师需求间的相关性，认为成本高、负债率高的公司对高质量审计师需求更高，且第一大股东持股与独立审计需求呈倒“U”型关系。独立审计师选择与股权集中度之间存在显著正相关关系，第一大股东对公司控制力越大的公司越倾向于聘请高质量独立审计师。王鹏、周黎安（2006）从最终控制人的角度，根据2001年至2004年的中国市场数据，研究了外部审计选择与中国上市内部成本的关系。结果表明，控股股东的股权结构产生的成本越严重，上市公司越有可能选择审计质量较高的“四大”，这种关系受到地区市场化水平、“四大”所在位置以及再融资需求的影响，即在市场化水平较高的地区、“四大”所在的地区以及上市公司有再 融资需求时，“四大”所在位以及再融资藉求的影响， 即在市场化水平较高的地区、“四大”所在的地区以及上市公司有再融资需求时，上市公司的成本和选择“四大”的关系得到进一步加强同时，通过二阶段回归，我们发现选择“ 四大”能提高公司绩效以及降低控股股东对上市公司的资金占用。

三、研究设计

（ 一 ）研究假设 大股东控制权增加会导致大股东掏空企业的能力增加，并且与小股东之间的问题越严重。而更高的现金流权会导致大股东的掏空成本更高，因而会与小股东的协同效应更大，与小股东之间的问题得以减缓。Fan 和Wong（2005）认为，在新兴市场上，只要审计师的行为被监督，审计师选择就会对公司治理产生重要的影响。刘峰等（2008）通过对2001年至2005 年度上市公司审计报备资料的深入研究分析发现：审计师挡住了至少313 家公司的配股企图，减少股市“圈钱” 约1300 亿元；制止至少182 家公司虚增利润、甩掉ST、PT 帽子的企图；将700 多家客户的违规行为以非标准审计意见的方式公诸于众，体现了审计师对我国资本市场健康发展所做的鲜为人知的重大贡献。王鹏、王咏梅（2006）也发现，中国资本市场更认同“四大”的审计质量。基于上述分析，本文提出如下假设：

假设：大小股东之间问题严重程度与聘请“四大”的动机成正比

（ 二 ）模型建立本文根据假设的实际情况，设立以下模型：

AUDITORit=a0+a1Vit+a2Cit+a3SIZEit+a4LEVit+a5ROAit+a6ZFPGit+a7YEAR1+a8YEAR2+a9INDU1+a10INDU2+a11INDU3+a12INDU4+eit

其中，AUDITORit：i公司第 t 年选择的审计师，当审计师为四大时取1，审计师为非四大时取0；Vit：i公司第t年最终大股东的控制权比例；Cit：i公司第t年最终大股东的控制权比例；SIZEit：i公司第t 年资产规模的对数；LEVit：i公司第t年长期债务占总资产的比重；ROAit i公司第t 年总资产报酬率；ZFPGit：i公司第t 年是否增发配股，如无发生则为0，发生多于1次则为1；YEAR1:当样本公司为2007年时取1；YEAR2：当样本公司为2008年时取1；INDU1：CSMAR库对上市公司行业分为6类：金融0001、公用事业0002、房地产0003、综合0004、工业0005、商业0006。本文剔出金融类上市公司，当公司位于公用事业行业时取1；INDU2：当公司为房地产行业取1；INDU3：当公司为综合行业时取1；INDU4：当公司为工业行业时取1。

（ 三 ）样本与数据来源本文选取了A股市场2007年至2009年上市公司的数据。上市公司2007年开始执行新的会计准则，2009年为最近可获得的数据。数据来源于CSMAR，在剔除了金融类上市公司，当年上市的公司及数据缺失的样本后，共得到4182个样本。

四、实证结果分析

（ 一 ）描述性统计从（表1）的描述性统计可以看出，上市公司选择“四大”的平均数为0.0624，即在资本市场上，平均只有6.24%的公司选择“四大”。最终控股大股东的控制权最小为1.49%，最大为100%，平均为37.8825%。现金流权最小为0.24%，最大为100%，平均为31.5526%。从平均数来看，大股东控制权和现金流权相差并不大，这在一定程度上说明大股东通过上市公司再控制另一家上市公司的情况并不是很多。从（表2）Person 相关系数来看，审计师选择与最终控股大股东控制权比例显著正相关，初步支持了本文的研究假设；审计师选择与大股东现金流权比例显著负相关，不支持本文的假设，但结果仍有待进一步检验。自变量和控制变量及控制变量之间Person相关系数较小。整体而言，共线性问题并不严重。

（ 二 ）回归结果模型回归的2Log Likelihood为1268.477，Na-

gelkerke R2为40.5%。从（表3）的回归结果可以看出，现金流权比例系数为-0.036，与因变量在1%的水平上显著负相关，支持了现金流权比例高的企业不倾向于聘请“四大”，控制权比例系数为0.038，与因变量在1%的水平上显著正相关，支持了控制权比例越高的企业越倾向于聘请“四大”，两个自变量的回归结果都支持了本文提出的假设。ZFPG的系数为负，且在10%的水平上显著相关，说明当年增发配股的企业越不倾向于聘请“四大”，从一定程度上说明了审计师在中国资本市场起到了一定的监督作用。

（ 三 ）稳健性检验去掉自变量V的最大1%样本和最小1%样本，回归结果与上述回归结果相似。C的系数为-0.035，在1%的水平上显著，V的系数为0.038，在1%的水平上显著。为文章简洁，本文没有详细报告回归结果。稳健性检验进一步支持了假设。本文选用的工具变量为公司成立年数，上市年数，资产报酬率，公司规模，收入增长率。公司规模用年末资产规模的对数表示，收入增长率为当年增加的收入除以上年收入。首先本文对V用C和上述工具变量回归，根据回归方程估计得到V的估计值VIN， 再用C对V和上述工具变量回归，根据回归方程得到C的估计值CIN，将VIN和CIN代入模型，2sls 回归的结果如下（表4）。从上述回归结果看，CIN系数为-0.055，在1%的水平上显著相关，VIN系数为0.041，在1%的水平上显著相关。说明在引入工具变量后，大股东现金流权比例仍然与因变量显著负相关，控制权比例仍然与因变量显著正相关，2SLS检验进一步支持了原假设。本文按照V〈50%，v>=50%分组进行回归 得到表5。其中，大股东控制权比例V小于50%的样本3136个，大于或等于50%的样本1046个。根据（表5）显示，在V〈50%的组中，回归结果与总体样本回归结果相似。C的系数为-0.035，在1%的水平上显著相关，V的系数为0.048，在1%的水平上显著相关。在V〉=50%的组中，C的系数为-0.031，在5%的水平上显著，V的系数为-0.0140，但不显著。分组检验从总体上支持了本文的假设。

五、结论

本文选取了A股市场2007年至2009年A股上市公司的4182个样本，对我国资本市场上大小股东问题与审计师选择进行了检验，研究发现，大股东控制权比例越高，越有动机聘请的“四大”，大股东现金流权比例越高，越不倾向于聘请“四大”。研究支持了大小股东之间的问题严重程度与聘请“四大”的动机成正比的假设。多种稳健性检验结果进一步支持了本文的假设。本文的检验发现在一定程度上也说明了审计师在我国资本市场上发挥了一定的监督作用，且这种作用已经得到市场的认可。

参考文献：

［1］李树华：《审计独立性的提高与审计市场的背离》，上海三联书店2000年版。

［2］李明辉：《成本与审计师选择――基于中国IPO 公司的研究》，《财经研究》2006年第4 期。

［3］孙铮、曹宇：《股权结构与审计需求》，《审计研究》2004年第3 期。

［4］王艳艳、陈汉文、于李胜：《冲突与高质量审计需求―来自中国上市公司的经验数据》，《经济科学》2006年第2期。

［5］王鹏、黎安：《中国上市公司外部审计的选择及其治理效应》，《中国会计评论》2006年第2期。

［6］吴溪：《我国证券市场审计师变更的若干特征分析》，《中国注册会计》2002年第1期。

［7］曾颖、叶康涛：《股权结构成本与外部审计需求》，《会计研究》2005年第10 期。

［8］Chow ，C. ，The Demand for External Auditing : Size ，Debt， and Ownership Influences，The Accounting Review ，1982.

［9］DeFond M L. The Association between Changes in Client Firm Agency Cost s and Auditor Switching . Auditing ，1992.

［10］DeAngelo L. Auditor Size and Audit Quality，Journal of Accounting and Economics ，1981.

［11］Fan ， Joseph P. H. ， and T. J . Wong ， Corporate Ownership Structure and the Informativeness of Accounting Earnings in East Asia. Journal of Accounting and Economics ，2002.

审计师范文第3篇

关键词：审计师声誉；审计质量；可操纵性应计利润

中图分类号：F239.4 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2014）08-0215-02

引言

根据国际审计准则，审计师这一概念有广义和狭义之分，狭义上的审计师是指审计师个人，在我国就是指注册会计师，而广义上的审计师既可以指会计师事务所，又可以指审计师（注册会计师）个人。本文中所指的审计师是指会计师事务所。

自安然事件以来，审计师声誉及其相关问题在国内外学术界被广泛关注。由此，学者们围绕审计师声誉问题展开了一系列的相关研究，在理论上与声誉有关的研究内容十分丰富，研究成果也比较丰硕，但由于审计失败事件的社会影响较为深远，所以，审计师声誉与审计质量之间的关系一直备受社会关注。理论研究上的主流声音是审计师声誉与审计质量相符，但也有学者不认可这样的结论。所以，近年来很多关于审计师声誉与审计质量关系的实证研究被重视起来。

通过对以往研究的观察，笔者发现理论研究的推理演绎是很严谨的，审计师声誉与审计质量具有一致性的结论是合理的。在实证研究方面，由于在研究时需要根据研究目的建立研究模型，需要在建立模型时选择一些研究变量，但所选择的研究变量究竟能否科学合理的对因变量进行解释，以及在多大程度上对因变量产生影响在实证研究中并没有充分体现出来。通过验证发现研究变量的选择不同，研究结论也有一定的差异。为此，笔者从另一个角度出发，采用对经验数据进行分析的研究方法，试图揭示出审计师声誉与审计质量之间的关系。

一、研究设计

（一）研究样本与数据来源

本文以2011年和2012年沪深两市A股上市公司财务报告数据为研究样本，研究我国会计师事务所的声誉与其提供的审计服务质量是否具有一致性，在审计市场上是否审计师声誉越高其审计质量也越高。在我国证券市场上，金融行业上市公司有其特殊的监管和披露要求，其财务报表特点和其他行业上市公司相比具有相当程度的不同之处，因此，笔者在进行研究时剔除了金融行业上市公司的样本。另外，在样本的选取过程中，由于构建模型的需要还剔除了如下样本：（1）ST公司样本，（2）上市公司样本数量少于20家的行业，（3）IPO公司样本，（4）数据不健全的上市公司样本。经过上述筛选后，共得到上市公司样本数量为2 900个，本研究所有行业分类均采用大类代码分类。财务数据来自于国泰安数据库（CSMAR），上市公司行业类型分类标准来自于中国证监会颁布的《上市公司行业分类指引》2012年修订版，会计师事务所排名信息来自于中国注册会计师协会官方网站。

（二）替代变量及估计模型的选择

审计质量是不能直接进行计量的指标，所以在本文的研究中采用其他指标予以替代衡量。在以往研究中绝大多数学者采用可操纵性应计利润作为审计质量的替代变量，鉴于其已被广泛接受，并且出于数据比较分析的需要，笔者采用可操纵性应计利润的绝对值作为审计质量的替代变量，并选用截面修正的Jones模型来估计各公司的可操纵性应计利润。审计师声誉的衡量采用的是注册会计师协会网站公布的会计师事务所综合评价百家排行榜上的排名。

1.截面修正的Jones模型

（三）研究思路设计

根据注册会计师协会网站公布的2011年和2012年百强事务所排行榜，将上榜的会计师事务所进行分组，其中国际四大为一组用BIG-4表示；年度国内所前六名为一组用TOP-6表示，年度11至20名为一组用GROUP-1表示，年度21至30名为一组用GROUP-2表示，年度31至40名为一组用GROUP-3表示，年度41至50名为一组用GROUP-4表示，年度51至100名为一组用GROUP-5表示。按组分年度计算可操纵性应计利润的绝对值，最后以两年共计2 900个样本为总体按组别进行可操纵性应计利润绝对值的描述性统计分析。其他统计分析亦采用同样的分组方法进行。

二、数据分析

（一）研究组别样本数量统计情况

从该表可以看出在审计市场上，高声誉的会计师事务所成为大多数上市公司的理想选择。这一事实反应出审计师声誉确实有着较强的市场竞争力和可信度。

（二）研究组别可操纵性应计利润绝对值的描述性统计

该表是针对所划分组别进行的可操纵性应计利润绝对值的描述性统计。从表中可以看出，各组极差变化差异较大，但需要注意的是GROUP-1中极差值较大，说明均值的稳定性和大小受到一定的影响，而研究样本GROUP-5仅涉及到4家事务所，故此统计值表现的比较稳定且数值较小，该组数据不具有普遍性。考虑到这些因素后，可以认为统计数据显示出可操纵性应计利润绝对值递减的规律性，也就是说审计质量与审计师声誉呈现出一定程度上的一致性变化。

（三）百强事务所按组别业务收入及市场份额占有率统计情况

该表是根据中注协网站公布的百强事务所排行榜信息，按照本文分组方法进行的数据统计。由于GROUP-5包含的样本量较大，所以其对应数值较大，但是仍然可以看出无论是在业务收入还是市场份额占有率上都反映出审计师声誉越高其被市场认可的程度就越高，这也间接的反映出其审计质量是被市场广泛接受的。

三、研究结论与启示

（一）研究结论

笔者以A股市场2011年和2012年最新数据为研究样本，研究审计师声誉与审计质量之间关系。研究分析发现，审计师声誉越高，其被市场接受的程度就越高，尤其是声誉最高的国际“四大”，其审计的企业少但收入却很高，可见市场还是认为声誉可以在很大程度上保证审计质量。据此可得出结论：审计师声誉与审计质量具有一致性的表现。但限于本文研究样本数量和分组方法的局限性，该结论仍需进一步的研究验证。

（二）研究启示

审计师声誉的研究空间还很大，本文的研究结果还需要进一步的研究来不断地充实和完善。随着市场经济的发展，声誉将成为审计市场上越来越受关注的焦点，不断发展的审计市场和不断健全的审计市场机制必将为审计师声誉和审计质量的研究提供更好的研究前景，也更有研究必要和研究意义。

参考文献：

[1] 陈骏.审计师声誉与银行信贷资源配置――基于银行信用借款决策的经验证据[J].审计研究，2011，（5）：67-72.

[2] 曹建新，颜胜利.高声誉意味着高审计质量吗？ [J].财会月刊，2012，（11）：63-67.

审计师范文第4篇

为了分析非审计服务对审计师独立性的影响，本文通过调查了2010年至2012年期间伦敦证券交易所的105家英国上市公司，在参阅了大量审计师独立性文献，在“理论”的基础上创建了一个回归模型以对调查收集的数据进行分析讨论。结果显示，审计费用与非审计费用之间存在一种正相关关系，这种关系表明非审计服务可增强审计师独立性。

一、 假设：审计和非审计费用之间存在一种正相关关系

下述是回归模型的公式：

Ln （AF） =a + b1Ln （NAF） +b2Ln （TA） +b3TD/TA +b4CA/CL +b5ROA +b6ROE+b7Opinion +b8Big4 + e

审计费用的自然对数= a + b1非审计费用的自然对数+b2总资产的自然对数+b3债务总和与总资产的比例+b4流动资产和流动负债的比例+b5息税前利润和总资产的比例+b6股本回报率+b7建议+b8四大会计事务所+e其他，其中：因变量：Ln （AF）审计费用的自然对数；自变量：Ln （NAF）非审计费用的自然对数；控制变量：Ln （TA）总资产的自然对数；TD/TA债务总和与总资产的比例；CA/CL流动资产和流动负债的比例；ROA息税前利润和总资产的比例；ROE股本回报率；Opinion建议，已收到合格或修改过的报告的公司 （1）和其他（0）；Big 4四大会计师事务所审计师 （1）和其他 （0）。

二、数据分析与讨论

表1显示的数据如下：2010年，样本公司支付的平均审计费用是1，602，000英镑，2011年是1，609，000英镑，2012年是1，659，000英镑；2010年平均非审计费用是1，273，000英镑，2011年是1，321，000英镑，2012年是1，309，000英镑。该表也记录了不同控制变量的统计数字。最近三年的股本回报率、资产收益率和流动资产与流动负债之比的平均值是基本相同的。而且，近三年的非审计费用与总费用的比值也基本保持在45%。由于所有公司都收到了不合格报告，因此决定从公式中删除意见项。

表1 描述性统计

[Variable＼&变量＼&Audit fee＼&审计费用＼&Non-audit fee＼&非审计费用＼&ROE＼&股本回报率＼&ROA＼&资产收益率＼&CA/CL＼&流动资产与流动负债比＼&Total Asset＼&总资产＼&Big 4＼&Big4＼&NAF/（NAF+AF）＼&新账户形式/（新账户形式+账户形式）＼&Year ＼&年份＼&Mean＼&均值＼&Median＼&中值＼&Std. Dev＼&标准差＼&Maximum＼&最大值＼&Minimum＼&最小值＼&]

共线性指的是解释变量之间存在的线性关系。当各个解释变量高度线性相关时，回归参数的精确度会受到影响。因此，在使用逻辑回归模型之前必须测定解释变量间的共线性程度。

表2：相关系数矩阵

[Predictor＼&预测因子＼&Constant＼&常数＼&NAF＼&新账户形式＼&ROE＼&股本回报率＼&ROA＼&资产收益率＼&CA/CL＼&流动资产与流动债务比＼&TA＼&总资产＼&Big 4＼&Big4＼&Coef＼&系数＼&]

注：在p值分别小于等于0.10、0.05和0.01时重要性级别分别为*，**和***。

在该表中，回归结果显示2011年和2012年NAF的p值分别为0.032和0.008，它们是分别小于等于0.05和小于等于0.01的正值，即使2010年0.735的NAFp值不重要。一般来说，NAF与AF极其正相关，而AF与假说一致。对于股本回报率，2011年和2012年的p值为分别小于等于0.01和0.05的正值，2010年的股本回报率不是特别显著。流动资产和流动负债的比值和AF正相关。三年的总资产p值低于0.01，表示总资产和AF极其正相关。由于三年p值都大于0.1，资产回报率和AF及Big4和AF非正相关。对于以上数据，回归模型结果证明非审计费用和审计费用正相关。

Solomon （1990）总结出关于审计和非审计费用之间正相关关系的四种解释。第一，如Simunic （1984）所说，问题公司可能需要较大量的审计服务和非审计服务。第二，Palmrose （1986）认为一些非审计服务可能改变客户的公司结构，其需要额外的审计工作且收取更多的审计费用。第三，Solomon （1990）指出，如果非审计服务缺乏市场竞争将导致审计费用增加，并且客户将被要求获取相关的非审计服务。第四种可能解释了审计事务所和合伙人薪酬。根据Solomon（1990），正相关的一种解释是公司需要更多审计或非审计服务的问题。在该解释中，可以用于衡量公司审计费用模型的影响因素包括资产收益率、股本回报率、流动资产和流动负债的比值和总资产。股本回报率、流动资产和流动负债的比值和总资产的系数是显著的，然而最近三年的资产收益率却不显著，这一结果支持了审计费用和非审计费用相关的解释。

进一步的假设和计算支持了审计费用和非审计费用由彼此的规模决定的观点。对于审计费用而言，更多的顾客有更多的贸易和审计的资产负债。审计员有更大的风险，但能从高质量的审计中得到更多。同样地，对于非审计服务，这些大客户有更复杂的业务方式，更复杂的税务问题，更可能筹集资金，并且热衷合并收购，因而，他们也有许多在这些情况下提供非审计服务的审计员。（Hay，D， el，等等，2006）此外，这一结果与Solomon（1990）指出的结果相似。

本文也以模型的方式分析了审计和非审计费用之间的关系，证明了NAS和审计独立性之间的正相关关系。同样地，在本模型分析中，由于问题公司可能需要大量的审计和非审计服务，问题公司在非审计模型中的措施包括资产收益率和目前的流动资产和流动负债比值。考虑到总债务和总资产的比率，不仅包括长期的和短期的资产，也包括有形和无形资产，过去常常通过判定公司有多少资金是由债务提供来判定公司的财务风险。在非审计费用模型中，审计变化的虚拟变量和非审计费用或自变量无关。

此外，本文有一些不同于以前研究的变量，例如，先前的研究考虑更多的因素，例如子公司数量的平方根，它能产生更多精确的数值来分析假设。上市也是现在不考虑而先前研究考虑的因素，这个因素关注的是该公司是不是上市公司，这就意味着先前的研究把不同规模、不同情形和不同类型的公司考虑在内。先前的研究也将INVERC（存货清单数额和应收账款分别对总资产的比率）考虑在内，应收账款指公司销售行为已发生但未收到的账款，该因素非常详细，因为它通过存货和应收账款占总资产的比例反映了公司的资产结构。先前的研究也将意见看作一个因素，但在本文模型中，查找的100多家英国公司均未收到不合格评价，因此不使用这些意见。此外，还使用资产收益率、总债务与总资产比和流动资产和流动负债比支持本文假设。

三、结论与建议

审计师范文第5篇

【摘要】本文搜集整理了国外的相关文献，着重回顾与总结了审计师执业素质及其所面临的审计风险和经济利益等方面的因素对持续经营审计判断质量的影响，并在此基础上提出了我国在此领域可深入研究的内容和采用的研究方法，以期对提高我国持续经营审计判断的质量和这一领域的理论研究有所借鉴。

随着各国关于持续经营审计准则的颁布，持续经营审计判断质量引起了国内外审计学术界和实务界的关注。持续经营审计判断质量是指审计师进行持续经营审计判断的过程和最终做出的判断结果与一定标准的相符程度。对客户持续经营能力进行评价、判断并最终出具审计报告是一个复杂的过程，因此，在这一过程中，持续经营审计判断的质量会受到各方面因素的影响。审计师作为持续经营审计判断的主体，对提高持续经营审计判断的质量起着举足轻重的作用。

一、研究内容回顾

（一）审计师的执业素质对持续经营审计判断质量的影响

审计师的执业素质不仅包含知识结构、经验等可以直接观察到的信息，还包含了记忆、技能等一些不易直接观察、但却对审计判断质量起重要作用的部分。

1.知识结构

国外学者研究发现，审计师要想做出高质量的持续经营审计判断，不仅要掌握审计领域的知识，还应掌握被审单位所属行业的相关知识和其他一切有利于做出高质量审计判断的知识。Biggs通过与一些审计师的面谈，他发现与客户相关的知识对审计师进行持续经营审计判断有着重要作用，如客户管理水平、所处行业特点以及影响客户财务状况的国内外事件等。Thibodeau（2003）的研究提供了有关审计业务知识管理的证据。他认为，拥有金融服务行业知识的审计师，在执行贷款信用复核时，能够更好地评价债务人的财务生存能力。相反，专审其他行业（如，制造业）的审计师，在评价公司的财务生存能力时就有一定的局限性。研究结果还表明，贷款信用复核任务的知识能够在审计业务和行业背景之间相互传递，以帮助审计师提高其持续经营审计判断的质量。Abu-Musa（2004）在研究电子商务给传统的审计职业提出的挑战时认为，审计师在进行持续经营假设判断时，仅掌握有关审计知识是远远不够的，还需要掌握电子商务行业特点等方面的知识并理解电子技术的使用是如何影响审计程序的。

2.经验

持续经营审计判断是一项非结构化和信息高度集中的专业判断，审计师要做出合适的审计判断则需要大量的经验（Ho，1994）。随着经验的不断增加，审计师的持续经营判断质量也会不断提高。有经验的审计师比没有经验的审计师在信息的利用方式和效率上的不同，导致了持续经营审计判断质量的差异。Ho（1994）发现，当持续经营能力存在重大不确定性时，公司倾向于提供不明确或模棱两可的信息，这更增加了持续经营审计的困难性。因此，经验就显得尤为重要。另外，他的研究还证明，当面临同一个问题公司时，具有不同经验水平的审计师，做出的持续经营审计判断存在显著差异。Shelton（1999）通过实验证明，在持续经营审计判断中，无关信息对高级审计师判断的有效性具有稀释效应，而对有经验的审计经理和合伙人的判断却没有影响。

3.记忆

好的记忆可以被认为是做出正确判断的必要条件。Chow（1987）认为，由于持续经营审计判断是一项非常复杂的任务，因此，审计师无法在执行其他任务的同时做出持续经营审计判断，而只能将有关信息储存在长期记忆中，当要做判断时，再从长期记忆中搜寻相关的信息。Rau和Moser（1999）在研究中提到，高级审计师的持续经营审计判断误差似乎是由偏误的记忆造成的。因此，采用一个外部记忆辅助工具有助于减少审计师对长期记忆的依赖，从而减少持续经营审计判断中的偏误。然而，也有学者持相反观点，如Shedler和Manis（1986）指出现有记忆和判断之间关系的研究还不足以得出这样的结论：判断是基于记忆的。他们通过统计分析发现，审计师的判断偏误无法通过记忆得到减轻。

4.技能

技能是指人们掌握和应用专门技术的能力。对于审计师来说，要对客户的持续经营进行审计并做出判断就必须掌握持续经营审计的专门技能。De Angelo（1984b）以及Citron和Taffler（1992）都认为，审计师只有具备了一定的专业技能，才能发现客户持续经营能力存在的问题，做出的审计判断才有价值。Paul和Hooi（1993）在他们早期的研究中提到，缺乏专业技能是公司破产和审计师持续经营判断之间弱相关性的原因。

因此，审计师除具备良好的审计知识以外，必须具备与被审单位相关的行业知识，以及诸如金融、电子商务等方面的多学科知识，才能胜任当今的持续经营审计。多种基于新手与专家的比较，证实了经验对持续审计判断质量的影响。相关信息在记忆中的长期贮存，或者通过审计师的大脑记忆，或者辅以外部工具的辅助记忆，对提高审计师的判断质量至关重要。技能是审计师应具备的基本执业素质，随着审计环境的变化，对审计师技能的要求也逐渐提高。

（二）审计风险对持续经营审计判断质量的影响

在这一领域的研究中，许多学者认为，审计师在进行持续经营审计判断时，会面临来自被审计单位和第三方利益者等的压力以及诉讼、丧失声誉和失去客户等风险。预期的风险因素如丧失客户、与客户关系恶化或是投资者诉讼等都会影响审计师出具非标审计意见。Kida（1980）和Mutchler（1984）认为，一方面，审计师如果出具非标准审计报告，将会面临失去客户的风险；另一方面，无法辨别出公司的持续经营问题，将会使审计师面临第三方利益相关者的诉讼并丧失声誉。Krishnan Jagan 和Krishnan Jayanthi（1996）以及Emiliano等（2004）都持有相类似的观点。另外，持续经营审计判断还与自我实现预期效应有关（Tucker等，2003）。Venuti（2004）发现，由于害怕持续经营审计意见会加速已处于困境公司的破产，降低债权人给予公司贷款的意愿，或是增加公司的诉讼，因此，审计师不得不面临两难选择：是出具持续经营审计报告而面临增加处于财务困境公司的破产风险，还是不出具这样的报告而面临公司利益相关者诉讼的风险。然而，有学者则持有相反的观点，如Citron和Taffler（1992）的研究没有发现自我实现预期效应（The Self-fulfilling Prophecy Effect）与持续经营审计判断有关联。

（三）经济利益对持续经营审计判断质量的影响

审计师对客户进行持续经营审计，到最终出具相应的审计报告，将会面临各种经济利益的刺激。一些学者认为，审计师在审计过程中所面临的最主要的经济刺激是从审计业务中可获得的经济报酬等，这些经济因素会影响审计师的持续经营审计判断。Carcello等（2000）研究了审计师持续经营判断是否会受到与审计师损失函数（Loss Function）相关的经济利益因素的影响，如预期的审计费用、审计师与客户的合作期、近期的审计诉讼、客户的丧失等。他们认为，近期审计客户的丧失似乎会缓解审计师出具持续经营非标准审计意见；审计费用越高，审计师披露持续经营不确定性的意愿越低。然而，也有学者并不认为审计师的持续经营审计判断质量与审计师所面临的经济利益因素有关。如Louwers（1998）指出，由于审计师仅仅关注客户的财务状况，因此，没有证据表明，审计师的持续经营审计判断会受到与审计师损失函数相关的经济因素的影响。Vanstraelen（2002）在其研究中也未发现：审计师的持续经营审计意见会受到审计师和客户合作时间的长短、审计师任期和审计意见类型的显著影响。另外，会计师事务所适当的经济激励也会激发审计师通过提高工作努力程度来改善持续经营审计判断的质量。Wallman（1996）发现，一些会计师事务所正在建立报酬激励机制来减少合伙人对某些客户的依赖程度，提高他们在持续经营审计判断中的独立性和质量。然而，Carcello等（2000）的研究表明，真正的持续经营审计报告决策不受合伙人报酬计划的直接影响。

二、研究方法的分析

从所收集的文献可以发现，国外学者针对不同的研究内容所采用的研究方法也不同。

首先，由于审计师的知识、经验、记忆和技能都属于认知科学的领域，因此，这方面的研究多采用专家访谈法，调查问卷法或实验研究的方法。Biggs（1993）采用专家访谈的方法，研究审计师应该拥有并使用三种知识：财务知识、事项知识和程序性知识。他通过面对面和电话等方式，对一些持续经营审计方面的专家――国际会计师事务所的合伙人或经理进行了访谈，发现他们根据财务指标初步判断公司存在持续经营问题后，会利用有关的事项知识和程序知识来减轻或明确他们的判断。Ho（1994）采用实验研究的方法，研究了有经验和没有经验的审计师对同一个问题公司，做出的持续经营审计判断的不一致性。他从四个大型会计师事务所选取了156名审计师作为实验对象，其中114名审计师是在参加培训课程时接受该项实验，而另外42名有经验的经理和合伙人是由研究者直接与其接触。在实验中，笔者给每个实验对象同一案例公司，让他们对公司的持续经营能力进行判断。实验结果表明，两组审计师做出的持续经营审计判断明显不同，并且有经验的审计师更偏好于做出更积极的持续经营审计判断。另外，Rau、Moser（1999）和Thibodeau（2003）在做相关研究时，也采用了实验研究的方法。

其次，在研究审计风险和经济利益等方面对持续经营审计判断质量的影响因素时，国外学者一般采用非实验的研究方法：根据所要研究的内容提出假设，建立相关模型，从现有的数据库或公开资料中选取一定的样本，采用描述性统计或Logistic回归等分析方法对这些样本数据进行分析，找出影响因素，得出研究结果。Krishnan Jagan和Krishnan Jayanthi（1996）在研究审计师所面临的审计风险对持续经营审计判断质量的影响时，采用了现有统计数据分析方法。他们根据研究目的提出假设，建立了模型，选取了1986年到1988年CRSP数据库中的1837家公司作为样本公司，对这些样本公司进行了描述性统计分析等。研究结果表明，诉讼风险、丧失声誉的风险和丧失审计业务的风险是审计师所面临的主要风险因素。Vanstraelen（1995）选取了1992-1996年间的392家破产公司、392家存在财务困境但没有破产的公司和392家不存在财务困境也没有破产的公司为样本，采用了描述性统计分析和Logistic回归等分析方法，检验了在一个受诉讼限制的经济环境（比利时）中，审计师所面临的经济刺激与出具的持续经营审计意见之间的关系。另外，Louwers（1998）、Carcello等（2000）和Tucker等（2003）在做相关研究的时候都采用了相同的研究方法。

三、总结与建议

持续经营审计判断质量影响因素的研究，在国外已经取得相当的成果。有关审计师方面的影响因素更是受到极大的关注。在我国，从1999年第一次颁布《独立审计具体准则第17号――持续经营》、2003年进行修订，到2006年《中国注册会计师审计准则第1324号――持续经营》的出台，持续经营审计已越来越受到国内各方的关注。但是，对影响持续经营审计判断质量的审计师方面因素的研究却少之又少，如王守江（1999）“对客户持续经营能力发表意见，审计师必须具有很好的业务素质”；秦荣生（2003）“由于存在‘自我实现预测效果’，所以，审计师在出具审计报告时应谨慎措词”等。因此，国外在此领域已有的研究成果值得借鉴，这也正是本文的初衷。

从研究内容上来看：一是审计师是持续经营审计判断的主体，其执业素质对持续经营审计判断质量的影响重大。因此，国内可以进一步研究各种执业素质是如何影响判断质量的；同时，审计师应该加强各项执业素质的学习，提高自身持续经营审计判断的能力。二是随着审计服务的市场化，审计师进行持续经营审计时，越来越容易受到外部因素的影响。因此，学者们应该通过实证研究的手段深入分析我国审计师所面临的各种风险和经济利益对持续经营审计判断的影响，使得审计师能从本质上防范这些风险，从而提高他们的独立性和判断质量。