前言：中文期刊网精心挑选了公司审计意见范文供你参考和学习，希望我们的参考范文能激发你的文章创作灵感，欢迎阅读。
公司审计意见范文1
关键词:注册会计师;审计意见;统计结果;上市公司
中图分类号:F830文献标识码:A文章编号:1009-2374(2010)01-0105-02
一、审计意见类型
按照《中国注册会计师审计准则――1501号》的规定,审计意见分为两大类:标准无保留意见和非标准审计意见。非标准审计意见又分为带强调段无保留意见、保留意见、否定意见和无法表示意见四类。为研究需要,本文再将其细分为:标准无保留意见、带强调段的无保留意见、不带强调段的保留意见、带强调段的保留意见、否定意见和无法表示意见六类。
二、1993～2006年度审计意见统计结果
(一)1997年后,非标准无保留意见明显增加明显提高,到1999年达到最高峰,此后又逐渐下降
通过对1993～2006年度审计意见的纵向统计(见表1),我们可以看出:1993～1996年4年间,没有一家上市公司被出具否定意见或无法表示意见的审计报告。在1997年中国证券市场上第一次出现了否定意见的审计报告(渝太白A) 和无法表示意见的审计报告(宝石A) 各一份。此后非标准无保留意见所占的比例明显提高,到1999年达到最高峰17.23%,此后又逐渐下降。这种趋势反映出我国注册会计师审计责任意识和风险意识在逐渐增强,同时也说明单位的会计责任也在逐渐加强。
(二)强调段的运用呈现出先升后降,然后趋于稳定的趋势
在分析非标准无保留审计意见时,我们发现:自1993年以来,强调段的运用呈现出先升后降然后趋于稳定的趋势(见图1)。这说明:一方面我国注册会计师比较注意利用强调段对重大事项进行披露,以此来提醒报表使用者谨慎利用该报表;另一方面也说明注册会计师可能在利用强调段既起到提请报表使用者注意,又不至于得罪委托人,可谓“两全其美”。
(三)历年标准审计报告与非标准审计报告所占比例变动的幅度不大
从每年标准审计报告与非标准审计报告所占比例(见图2)来看,二者所占比例呈现出此增彼减的关系,但每种比例的变动幅度都在20%之内,变动的幅度不是较大。
(四)历年来标准审计报告为主导
从标准审计报告与非标准审计报告所占比例的平均数来看,14年来标准审计报告所占比例平均为90%,非标准审计报告所占比例平均为10%(见图3),整体来说,非标准审计意见所占比例还是较小。
三、审计意见在不同年度表现特征的形成原因剖析
从上文的描述性统计分析可以看出,形成上述各种趋势的原因是多方面的,本文仅就几项主要的原因加以阐述:
(一)注册会计师审计重大错报风险意识的增强
近年来,随着市场竞争的激烈加剧,企业因管理层舞弊或者经营失败,导致投资者蒙受重大损失的事件不断增多。造成这种现象既有投资者方面的原因,也有注册会计师审计失败方面的原因。但现实中很多投资者往往把这种现象归结于注册会计师未能及时揭示或报告这些问题,并向其索赔。为了避免这种现象的出现,注册会计师在接受审计委托之前,一般都主动进行审计重大错报风险的评估。此外,各国在立法方面也纷纷强化了注册会计师所承担的法律责任,这又在客观上要求注册会计师增强其审计重大错报风险意识。
(二)注册会计师职业队伍素质的提高
审计意见在很大程度上取决于注册会计师的素质――专业胜任能力和执业水平的提高。近10年来,随着我国注册会计师入门门槛的提高,注册会计师有关法律法规的不断完善以及注册会计师后续教育的不断加强,我国注册会计师的素质也在不断提高。这些变化就可以保证注册会计师在出具审计报告时,避免从轻而不恰如其分地签署审计意见。
(三)被审计单位经营业务的日益复杂化
首先,随着经济体制改革的进一步深化,企业主体日益多元化,经济活动日益复杂化, 而法律法规对上述事项的处理尚未做出完善的规定;其次,会计为了体现其世界通用“商业语言”的功能,已与国际惯例进一步接轨,但目前我国会计准则和注册会计师审计准则与国际惯例还存在较大差距,同样许多地方的会计核算还处在进一步具体化和讨论之中。这两方面的原因就导致注册会计师难以找到参照物来判断各项会计事项是否公允,从而很难发表意见,只能利用说明段加以披露。
四、提高注册会计师发表恰当审计意见的建议
在新的经济环境下,为提高我国注册会计师的审计执业质量,发表恰当的审计报告,增加境内外已审会计报告的可比性,我们提出如下建议:
(一)健全相关的法律法规
我国有关政府部门应利用会计市场对外开放的机会,积极学习国际会计、审计的相关经验,修订相关的会计审计准则,一方面更快的与国际惯例接轨,另一方面使注册会计师在审计中有章可循,减少其专业判断可能性。
(二)加强注册会计师的后期继续教育
众所周知,注册会计师执业环境(包括法律、社会、经济等因素) 是不断发展变化的,社会对注册会计师的专业胜任能力和执业水平的要求也是不断变化的,注册会计师只有不断接受后续教育,掌握和应用新知识、新技能和新工具,才能满足执业的需要,保证执业质量。
(三)加强对更换会计师事务所的上市公司的监管
尽管一些上市公司更换会计师事务所有其一定的合理性,但更多的是上市公司有购买会计政策之嫌,即上市公司选择能为其提供满意的审计报告的会计事务所。特别是在目前“一股独大”的情况下,证监会的诸多措施很难真正实施,所以建议证监会加强对更换会计师事务所的公司的监管,特别是对频繁更换事务所的公司,要查明其原因,予以监控,并对那些坚持原则的注册会计师和会计师事务所予以保护和支持。
参考文献
公司审计意见范文2
在一个良好的公司治理结构下，股东的利益能够得到合理的保证，也能够得到与其投资风险相对应的报酬；通过股东大会，广大股东能够表达自己的意志，能够影响公司的重大决策，使得公司的重大决策能够符合广大股东的根本利益；董事会能够尽职尽责，一方面正确实施公司的重大战略决策，一方面能够有效地监督管理层，使其按照股东利益最大化的原则管理公司的日常运作；管理层也能够通过自己的辛勤工作，得到相应的报酬和股权激励，将自己的利益和公司的利益很好地协调在一起。我们可以预期的是在一个内部治理结构很完善的公司里，公司在重大经营战略上不会出现重大错误。
一个具有良好公司治理的公司，投资者的利益和债权人的利益就能够得到合理地保证，公司在资本市场上融资就相对容易，融资成本就相对低廉，从而公司使用资金的成本也就比较低，降低了整个公司的成本，提高了利润率，降低了公司亏损的概率。在这样的良性循环下，公司能够有充足的资金用于新产品的开发和市场推广以及有利可图的投资项目，公司的绩效也就越好，公司的经营风险也就越低，财务表现也就越好，财务造假的动机也就越低。
同样，在一个良好的内部公司治理的环境下，公司的各项规章制度就能够有效地实施，而不是形同虚设，公司的内部控制制度能够有效运行，就能够合理地保证财务报告的可靠性、经营的效率和效果以及对法律法规的遵守。
综合以上的分析可知，一个拥有较为完善的内部治理结构的公司，其财务报告被审计师出具非标准审计意见的概率会比较低。相反，如果公司的内部治理结构不健全，治理质量不高，那么公司的运作就会不规范和不科学，不会产生很好的经营效益，存在较大的经营风险，而且还可能被少数人所控制，谋求自身的利益而损害广大中小股东的利益。审计师在出具审计意见时就会比较谨慎，如果认为公司风险过大，综合考虑自身的风险与收益后，就不会轻易出具标准无保留的审计意见了，而更可能出具非标准的审计意见。
下面分别从独立董事的比例、监事会、管理层激励、控股股东的性质以及其他大股东的对第一大股东的制衡程度来详细分析公司治理的各方面是如何影响审计意见的。
一、独立董事的比例
CEO和董事间的冲突是董事会所面临的最严峻的问题之一，总经理的动机是控制董事会，以确保其能保住职位并更多地获得职位所带来的各种利益。而董事则需要保持其独立性来监督总经理，并在公司长期绩效不佳时将其替换。由于独立董事不像内部董事那样直接受制于控股股东和公司经理层，因而有利于董事会对公司事务的独立判断。所以，在公司治理中，独立董事在董事会中的人数比例与职责得到了高度的重视。大量研究发现相对于独立董事来说，内部董事很少会对CEO提出异议，因为CEO对他们的职务有重大的影响。激励不相容使得内部董事（包括CEO）有动机维护超过市场水平的报酬或超额在职消费。当独立董事的比例增加时，股东与董事会的利益协调更容易进行。因此我们认为，独立董事由于其相对独立性和客观性，其存在能够很好地制衡CEO与董事会的关系，能够提高公司治理水平，从而使得公司被审计师出具非标准审计意见的可能性比较低。
二、监事会
由于我国的新兴转轨市场经济特点，国内监事会制度存在许多不足之处。
监事会形同虚设，监事会制度的监督作用及其价值没有得到人们的认同，在某种程度上监事会已经成为公司为“建立现代企业制度”而作的一种摆设。
监事会的独立性差，监事会的经费和报酬很大程度上受控于控股股东和董事会，即使就是在形式上实施的监督，法律上也未规定具体的操作程序以及对相关费用的独立进行安排。
从以上分析我们认为，在现行制度下，监事会基本不能起到改善公司治理的作用，监事会会议也很难起到实质性的监督作用，因此，我们认为监事会的设立并不能降低公司得到非标准审计意见的可能性。
三、管理层激励
Jensen和Meckling（1976）认为管理者持股有助于管理者和外部股东的利益趋同，减少管理者在职消费、剥夺股东财富和进行其他非价值最大化行为的动机。管理层的利益动机在于按照其自身利益分配公司资源，这将与外部股东利益相冲突。随着管理层持股比例的增加，在职消费的激励将减少。因为当从在职消费获得的收益固定时，管理者从公司利润获得的份额将随着其所持股份的增加而增加，因此管理者和外部股东之间的利益冲突将在一定程度上得到缓和。
从高管薪酬的激励作用这一方面来讲，较高的高管薪酬有助于激励高管人员实施符合股东的利益的行动，高管有足够的动力提高企业的盈利水平，改善公司治理状况，最终改善公司的审计意见，使得公司得到非标准审计意见的可能性较低。
四、股东状况
国有上市公司的最终控股股东为中央政府或者是地方政府，国有股东对公司治理可能会产生不利的影响。国有股东实际所有者的缺位，经过多重委托环节，实际的经营者没有足够的动力来对公司进行有效的管理，可能导致公司治理水平低下。鉴于此，我们认为当上市公司的控股股东为国有股股东时，公司更加可能得到非标准审计意见。
和第一大股东不同，由于目标函数的差异，其他大股东（一般指第二至第十大股东）可能并不热衷于或者根本无法获得粉饰甚至虚构财务报表，卷入“隧道效应”带来的私人收益，而是扮演监督和制衡的角色。国内外的大量研究表明多个大股东的存在有利于抑制资产掏空等侵害行为，能够对控股股东起到监督、制衡的作用。对中国上市公司而言，其他大股东作为和公司利益紧密关联的内部人，同样具有一定的与其持股比例和控制权相应的信息优势，这可能有助于制衡第一大股东粉饰甚至虚构财务报表的行为，从而改善公司治理水平。因此，我们认为其他大股东对控股股东的制衡程度越高，公司治理水平越高，公司财务报表被审计师出具非标准审计意见的可能性也就越低。
五、政策建议
综合全文的分析，我们可以看出良好的公司治理能够改善审计意见。所以针对被审计公司和注册会计师来说，我们提出以下两点建议：
对被审计公司而言，建立健全公司治理结构，能够降低企业的经营风险和财务风险，从而降低公司被注册会计师出具非标准审计意见的概率，有利于公司的发展。
公司审计意见范文3
【关键词】 短期偿债能力； 营运能力； 现金流动效率； 审计意见类型； 显著负相关
一、引言
2006年2月15日的《中国注册会计师审计准则第1324号――持续经营》，进一步明确了注册会计师在承接审计业务和出具审计报告时应充分关注可能导致被审计单位持续经营能力产生重大疑虑的事项或情况的责任，也将风险导向审计引入审计准则和实务。按照该准则的规定，被审计单位持续经营能力要从财务、经营和其他三个方面的信息来判断。而公司的财务能力是公司财务状况和经营成果的综合反映，在风险导向审计下，公司的财务能力是注册会计师出具不同审计意见类型的重要依据。注册会计师出具的审计意见类型大体可分为两类：标准无保留审计意见和非标准无保留审计意见（包括带强调事项段的无保留意见、保留意见、否定意见和无法表示意见）。本文的目的就是从公司财务的角度出发，研究上市公司财务能力与审计意见类型是否存在相关性。
本文研究的意义在于：通过检验公司财务能力与审计意见类型的相关性，找到能够显著影响注册会计师审计意见类型的财务能力指标，为公司的投资者作出更加正确的投资决策、管理者规避非标准无保留审计意见、监管者加强对公司财务能力的监管提供可靠的实证依据，同时也有助于注册会计师根据公司财务能力出具恰当的审计意见，降低审计风险。
二、理论分析与研究假设
（一）公司偿债能力
公司偿债能力是指公司用其资产偿还长期债务与短期债务的能力。Levitan and Knoblett（1985）发现偿债风险比较大的公司更可能被出具非标准审计意见。Bao and Chen（1998）利用中国上市公司作为研究对象，对可能影响审计意见的11个会计和市场因素进行了检验，发现资产负债率与非标准审计意见正相关。Joseph， Dana and Fenwick （2000）发现流动比率越大，公司越不容易被出具持续经营怀疑审计意见。Chen，Chen and Su（2001）以1995-1997年中国股票市场所有的上市公司作为样本，研究外资股比例等6个自变量和资产负债率等12个控制变量对审计意见的影响，结果发现资产负债率与非清洁审计意见显著正相关。夏立军、杨海斌（2002）发现流动比率与公司审计意见类型有显著的相关性。朱小军、余谦（2003）发现资产负债率高的公司更易收到非标准的审计意见。于鹏（2007）在研究国际“四大”与“非四大”会计师事务所在不同公司特征条件下对审计意见的影响时，发现资产负债率越高的公司越容易被出具非标准审计意见。吕伟、林昭呈（2007）以1997-2004年沪市A股上市公司为研究对象，发现公司资产负债率对审计意见类型有显著的影响，而流动比率对审计意见的影响不大。李平、曲岩（2010）对上市公司股权结构与审计意见的关系进行了研究，发现作为控制变量的资产负债率与非标准审计意见显著正相关。根据现代的委托理论，注册会计师一旦承接审计业务就分别与被审单位和社会公众形成了关系，关系中的信息不对称所产生的道德风险会导致审计人员在追求自身利益最大化的同时使自身的风险最小化，因此，当上市公司的偿债能力不强，所面对的财务风险和经营风险较大时，审计人员偏向于出具非标准审计意见。由此，本文提出假设1。
H1：公司偿债能力与非标准无保留审计意见负相关。
（二）公司营运能力
公司营运能力是指公司对有限资源的配置和利用的能力。Kida（1980）在研究财务指标与审计意见类型之间的关系时发现总资产周转率与审计意见类型具有显著相关关系。Chen，Sun and Wu（2010）研究了中国股票市场上客户重要性、制度改善和审计治理之间的关系，他们将1995-2004年间的样本数据以制度变革的2001年为界限划分为两部分，并分别进行了多元回归检验，结果显示总资产周转率无论是在制度变革前还是在变革后都对审计意见类型有着显著的影响。黄云炼（2005）选取1999-2003年A股上市公司中石油化学类公司作为研究对象，以审计意见类型为因变量，总资产周转率等10个财务指标作为自变量，研究了相关财务指标对审计意见类型的影响，结果发现总资产周转率越高的公司越不容易被出具非标准审计意见。吕先锫、王伟（2007）发现公司营运能力与审计意见类型有显著的相关性，但表示营运能力的不同指标可能对审计意见的影响并不相同，在他们所采用的自变量中，流动资产周转率与非标准审计意见类型显著负相关，而应收账款周转率与非标准审计意见类型显著正相关，这可能是因为注册会计师更倾向于将流动资产周转率看作是公司营运能力的代表性指标，而认为应收账款周转率对公司营运能力不具代表性。根据现代委托理论，当公司的营运能力较强时，说明被审计单位的财务状况和经营状况较好，反之则较差。注册会计师在可实现审计收入不变的情况下，为了使自身风险最小化，当反映公司营运能力的指标越弱时，出具非标准审计意见的可能性就越大，反之则越小。由此，本文提出假设2。
H2：公司的营运能力与非标准无保留审计意见负相关。
（三）公司盈利能力
公司盈利能力是指公司赚取利润和持续经营的能力。Dopuch，Holthausen and Leftwich（1987）第一次将被出具非标准审计意见的公司进行分类研究，发现公司是否亏损与其是否被出具非标准审计意见显著相关。Bell and Tabor（1991）根据审计报告中非标准审计意见的原因对样本进行分类，与Dopuch，Holthausen and Leftwich （1987）的研究结果一致。Chen，Chen and Su（2001）把净资产收益率作为控制变量，研究审计意见更改的影响因素，发现净资产收益率与非清洁审计意见显著负相关。Maria and Cristina（2007）研究了上期盈利状况、资产负债率等因素对公司收到标准审计意见的影响，结果发现公司以往的盈利状况对审计意见类型有显著的影响。KAM-WAH LAI（2009）以审计费用披露要求公布时间为条件，研究了与审计意见更改相关的影响因素，将审计意见的更改作为被解释变量，营业收入占总收入的比率、公司当年及上年是否亏损等作为解释变量，研究结果显示公司当年及上年是否亏损对审计意见类型有显著的影响。Gul，Sami and Zhou（2009）研究了反向流动比率、净资产收益率等因素对审计意见类型的影响，文章以1995-2000年在沪深两市上市的公司作为样本，回归检验结果显示净资产收益率与非标准审计意见显著负相关。章永奎、刘峰（2002）的研究显示，公司的盈利状况影响公司的审计意见类型，亏损的公司被出具非标准意见的可能性比盈利公司要大得多。唐跃军、左晶晶（2005）通过对2000-2003年中国上市公司的财务报告进行多角度研究，发现被出具非标准审计意见的公司净资产收益率低。江岭（2008）对可能影响非标准无保留审计意见的9个市场因素进行了研究，结果发现公司盈利水平对审计意见类型有显著的影响。刘继红（2009）对2001-2006年中国所有上市公司进行了研究，发现净资产收益率越高，公司越不容易被出具非标准审计意见。伍利娜、朱春艳（2010）选取2000-2008年所有中国A股上市公司的数据作为研究对象，对股权分置改革的审计治理效应进行了研究，在对公司当年是否亏损、资产负债率等自变量对审计意见类型影响的显著性检验中，发现当年亏损的公司，被出具非标准审计意见的可能性更大。根据风险理论及审计风险决定模型，审计风险的产生不仅包括审计过程中的检查风险，还包括被审计单位经营失败可能导致公司无力偿还借款或倒闭从而对审计人员或审计组织所造成的营业风险，因此注册会计师在对被审计单位出具审计意见时，为了减轻自身的审计风险，往往会考虑到被审计单位面对经营失败的可能性。当被审计单位盈利状况较差时，公司所面临的经营失败和倒闭的风险就大幅增加，注册会计师为了减轻责任、回避风险，会倾向于出具非标准无保留审计意见。由此，本文提出假设3。
H3：公司的盈利能力与非标准无保留审计意见负相关。
（四）公司现金流动效率
公司现金流动效率不但影响公司的投资决策、公司资信、盈利水平，还影响投资者对公司的估价从而影响公司价值。Levitan and knoblett（1985）以注册会计师是否为公司出具非标准审计意见为被解释变量，以一些财务指标为解释变量，发现现金流动状况好的公司被出具非标准审计意见的可能性较小。Mutchler（1985）挑选了238个生产制造公司作为样本，发现现金流量等财务指标对审计意见类型有显著影响。Chen，Chen and Su（2001）的研究显示，在全样本条件下，现金流动效率与非清洁审计意见显著负相关，而剔除了一些特殊样本之后发现现金流动效率与审计意见没有显著相关性。KAM-WAH LAI（2009）发现经营性现金流动比率低的公司更可能获得持续经营疑虑的审计意见。田利军（2007）对审计意见的影响因素进行了研究，发现每股经营活动现金流动量越大的公司越不容易被出具非标准审计意见。公司现金流动效率高时，说明公司的现金管理比较有效，公司日常生产经营活动所需要的资金就能够得到很好的满足，公司内部的固有风险和控制风险就会大幅下降，根据审计风险模型（AR=IR×CR×DR）和成本效益原则，注册会计师在对这类公司出具审计意见时通常会出具标准无保留审计意见。由此，本文提出假设4。
H4：公司现金流动效率与非标准无保留审计意见负相关。
（五）公司发展能力
公司发展能力是指公司通过自身的生产经营活动，不断扩大积累而形成的发展潜能，是反映公司持续经营能力的重要指标。公司的发展能力越好，意味着公司长期的经营状况和财务状况就越好，持续经营能力和发展潜力就越大。根据《中国注册会计师审计准则第1324号――持续经营》的规一、引言
2006年2月15日的《中国注册会计师审计准则第1324号――持续经营》，进一步明确了注册会计师在承接审计业务和出具审计报告时应充分关注可能导致被审计单位持续经营能力产生重大疑虑的事项或情况的责任，也将风险导向审计引入审计准则和实务。按照该准则的规定，被审计单位持续经营能力要从财务、经营和其他三个方面的信息来判断。而公司的财务能力是公司财务状况和经营成果的综合反映，在风险导向审计下，公司的财务能力是注册会计师出具不同审计意见类型的重要依据。注册会计师出具的审计意见类型大体可分为两类：标准无保留审计意见和非标准无保留审计意见（包括带强调事项段的无保留意见、保留意见、否定意见和无法表示意见）。本文的目的就是从公司财务的角度出发，研究上市公司财务能力与审计意见类型是否存在相关性。
本文研究的意义在于：通过检验公司财务能力与审计意见类型的相关性，找到能够显著影响注册会计师审计意见类型的财务能力指标，为公司的投资者作出更加正确的投资决策、管理者规避非标准无保留审计意见、监管者加强对公司财务能力的监管提供可靠的实证依据，同时也有助于注册会计师根据公司财务能力出具恰当的审计意见，降低审计风险。
二、理论分析与研究假设
（一）公司偿债能力
公司偿债能力是指公司用其资产偿还长期债务与短期债务的能力。Levitan and Knoblett（1985）发现偿债风险比较大的公司更可能被出具非标准审计意见。Bao and Chen（1998）利用中国上市公司作为研究对象，对可能影响审计意见的11个会计和市场因素进行了检验，发现资产负债率与非标准审计意见正相关。Joseph， Dana and Fenwick （2000）发现流动比率越大，公司越不容易被出具持续经营怀疑审计意见。Chen，Chen，Su（2001）以1995-1997年中国股票市场所有的上市公司作为样本，研究外资股比例等6个自变量和资产负债率等12个控制变量对审计意见的影响，结果发现资产负债率与非清洁审计意见显著正相关。夏立军、杨海斌（2002）发现流动比率与公司审计意见类型有显著的相关性。朱小军、余谦（2003）发现资产负债率高的公司更易收到非标准的审计意见。于鹏（2007）在研究国际“四大”与“非四大”会计师事务所在不同公司特征条件下对审计意见的影响时，发现资产负债率越高的公司越容易被出具非标准审计意见。吕伟、林昭呈（2007）以1997-2004年沪市A股上市公司为研究对象，发现公司资产负债率对审计意见类型有显著的影响，而流动比率对审计意见的影响不大。李平、曲岩（2010）对上市公司股权结构与审计意见的关系进行了研究，发现作为控制变量的资产负债率与非标准审计意见显著正相关。根据现代的委托理论，注册会计师一旦承接审计业务就分别与被审单位和社会公众形成了关系，关系中的信息不对称所产生的道德风险会导致审计人员在追求自身利益最大化的同时使自身的风险最小化，因此，当上市公司的偿债能力不强，所面对的财务风险和经营风险较大时，审计人员偏向于出具非标准审计意见。由此，本文提出假设1：
H1：公司偿债能力与非标准无保留审计意见负相关。
（二）公司营运能力
公司营运能力是指公司对有限资源的配置和利用的能力。Kida（1980）在研究财务指标与审计意见类型之间的关系时发现总资产周转率与审计意见类型具有显著相关关系。Chen，Sun and Wu（2010）研究了中国股票市场上客户重要性、制度改善和审计治理之间的关系，他们将1995-2004年间的样本数据以制度变革的2001年为界限划分为两部分，并分别进行了多元回归检验，结果显示总资产周转率无论是在制度变革前还是在变革后都对审计意见类型有着显著的影响。黄云炼（2005）选取1999-2003年A股上市公司中石油化学类公司作为研究对象，以审计意见类型为因变量，总资产周转率等10个财务指标作为自变量，研究了相关财务指标对审计意见类型的影响，结果发现总资产周转率越高的公司越不容易被出具非标准审计意见。吕先锫、王伟（2007）发现公司营运能力与审计意见类型有显著的相关性，但表示营运能力的不同指标可能会对审计意见的影响并不相同，在他们所采用的自变量中，流动资产周转率与非标准审计意见类型显著负相关，而应收账款周转率与非标准审计意见类型显著正相关，这可能是因为注册会计师更倾向于将流动资产周转率看作是公司营运能力的代表性指标，而认为应收账款周转率对公司营运能力不具代表性。根据现代的委托理论，当公司的营运能力较强时，说明被审计单位的财务状况和经营状况较好，反之则较差。注册会计师在可实现审计收入不变的情况下，为了使自身风险最小化，当反映公司营运能力的指标越弱时，出具非标准审计意见的可能性就越大，反之则越小。由此，本文提出假设2：
H2：公司的营运能力与非标准无保留审计意见负相关。
（三）公司盈利能力
公司盈利能力是指公司赚取利润和持续经营的能力。Dopuch，Holthausen and Leftwich（1987）第一次将被出具非标准审计意见的公司进行分类研究，发现公司是否亏损对其是否被出具非标准审计意见显著相关。Bell and Tabor（1991）根据审计报告中非标准审计意见的原因对样本进行分类，与Dopuch，Holthausen and Leftwich （1987）的研究结果一致。Chen，Chen and Su（2001）把净资产收益率作为控制变量，研究审计意见更改的影响因素，发现净资产收益率与非清洁审计意见显著负相关。Maria and Cristina（2007）研究了上期盈利状况、资产负债率等因素对公司收到标准审计意见的影响，结果发现公司以往的盈利状况对审计意见类型有显著的影响。KAM-WAH LAI（2009）以审计费用披露要求公布时间为条件，研究了与审计意见更改相关的影响因素，将审计意见的更改作为被解释变量，营业收入占总收入的比率、公司当年及上年是否亏损等作为解释变量，研究结果显示公司当年及上年是否亏损对审计意见类型有显著的影响。Gul，Sami and Zhou（2009）研究了反向流动比率、净资产收益率等因素对审计意见类型的影响，文章以1995-2000年在沪深两市上市的公司作为样本，回归检验结果显示净资产收益率与非标准审计意见显著负相关。章永奎、刘峰（2002）的研究显示，公司的盈利状况影响公司的审计意见类型，亏损的公司被出具非标准意见的可能性比盈利公司要大得多。唐跃军、左晶晶（2005）通过对2000-2003年中国上市公司的财务报告进行多角度研究，发现被出具非标准审计意见的公司净资产收益率低。江岭（2008）对可能影响非标准无保留审计意见的9个市场因素进行了研究，结果发现公司盈利水平对审计意见类型有显著的影响。刘继红（2009）对2001-2006年中国所有上市公司进行了研究，发现净资产收益率越高，公司越不容易被出具非标准审计意见。伍利娜、朱春艳（2010）选取2000-2008年所有中国A股上市公司的数据作为研究对象，对股权分置改革的审计治理效应进行了研究，在对公司当年是否亏损、资产负债率等自变量对审计意见类型影响的显著性检验中，发现当年亏损的公司，被出具非标准审计意见的可能性更大。根据风险理论及审计风险决定模型，审计风险的产生不仅包括审计过程中的检查风险，还包括被审计单位经营失败可能导致公司无力偿还借款或倒闭从而对审计人员或审计组织所造成的营业风险，因此注册会计师在对被审计单位出具审计意见时，为了减轻自身的审计风险，往往会考虑到被审计单位所面对经营失败的可能性。当被审计单位盈利状况较差时，公司所面临的经营失败和倒闭的风险就大幅增加，注册会计师为了减轻责任、回避风险，会倾向于出具非标准无保留审计意见。由此，本文提出假设3：
H3：公司的盈利能力与非标准无保留审计意见负相关。
（四）公司现金流动效率
公司现金流动效率不但影响公司的投资决策、公司资信、盈利水平，还影响投资者对公司的估价从而影响公司价值。Levitan and knoblett（1985）以注册会计师是否为公司出具非标准审计意见为被解释变量，以一些财务指标为解释变量，发现现金流动状况好的公司被出具非标准审计意见的可能性较小。Mutchler（1985）挑选了238个生产制造公司作为样本，发现现金流量等财务指标对审计意见类型有显著影响。Chen，Chen and Su（2001）的研究显示，在全样本条件下，现金流动效率与非清洁审计意见显著负相关，而剔除了一些特殊样本之后发现现金流动效率与审计意见没有显著相关性。KAM-WAH LAI（2009）发现经营性现金流动比率低的公司更可能获得持续经营疑虑的审计意见。田利军（2007）对审计意见的影响因素进行了研究，发现每股经营活动现金流动量越大的公司越不容易被出具非标准审计意见。公司现金流动效率高时，说明公司的现金管理比较有效，公司日常生产经营活动所需要的资金就能够得到很好的满足，公司内部的固有风险和控制风险就会大幅下降，根据审计风险模型（AR=IR×CR×DR）和成本效益原则，注册会计师在对这类公司出具审计意见时通常会出具标准无保留审计意见。由此，本文提出假设4：
H4：公司现金流动效率与非标准无保留审计意见负相关。
（五）公司发展能力
公司发展能力是指公司通过自身的生产经营活动，不断扩大积累而形成的发展潜能，是反映公司持续经营能力的重要指标。公司的发展能力越好，意味着公司长期的经营状况和财务状况就越好，持续经营能力和发展潜力就越大。根据《中国注册会计师审计准则第1324号――持续经营》的规定，注册会计师对公司发展能力应该持有相应的职业谨慎，一旦对公司持续经营审计失败，那么将面临相当大的压力。因此，注册会计师面对发展能力强的公司，一般都会倾向于出具标准无保留审计意见，反之则倾向于出具非标准无保留审计意见以降低其将要承担的风险和压力。由此，本文提出假设5。
H5：公司发展能力与非标准无保留审计意见负相关。
三、研究样本和变量
（一）样本和数据的选取
2005年5月中国证监会了《关于上市公司股权分置改革试点有关问题的通知》，标志着中国资本市场股改的开始。当年8月中国证监会等五部委联合发出《关于上市公司股权分置改革的指导意见》，股改开始大规模推行，上市公司的管理以及资本市场的功能借此得以进一步加强，注册会计师所面临的审计风险也有所改变，可能会对其出具审计意见类型造成影响。鉴于此，本文选取2006-2009年沪深两市A股所有上市公司为样本，剔除数据不全及数据异常的公司，共选取样本公司5 579个。样本数据分别来自上海证券交易所（省略）、深圳证券交易所（省略）、国泰安CSMAR数据库。为保证数据的准确性，所有数据均已经过笔者的认真核对。本文的数据处理主要运用Excel 2003和SPASS 17.0统计软件。
（二）研究变量
1.因变量――审计意见类型（OP）
本文用审计意见类型（Opinion，简写为OP）作为因变量，它是一个虚拟变量，定义非标准无保留审计意见（包括带强调事项段的无保留意见、保留意见、否定意见和无法表示意见）的OP为1，标准无保留审计意见的OP为0。
2.其他研究变量
从公司偿债能力、营运能力、盈利能力、现金流动效率和发展能力五个方面出发，选取了6个解释变量和5个控制变量，详细见表1。
四、实证检验及结果分析
（一）相关性分析
首先对变量之间的相关性进行分析，主要采用Pearson和Spearman相关系数分析方法，结果见表2。
Pearson相关系数检验结果显示：公司流动比率、总资产周转率和净资产收益率都是在0.01的水平上与审计意见类型显著负相关；资产负债率在0.01的水平上与审计意见类型显著正相关；经营活动现金流入量对经营活动现金流出量的满足率和营业收入增长率与审计意见类型相关性不显著。Spearman相关系数检验结果显示：公司流动比率、总资产周转率、净资产收益率、经营活动现金流入量对经营活动现金流出量的满足率和营业收入增长率都在0.01的水平上与审计意见类型显著负相关；资产负债率在0.01的水平上与审计意见类型显著正相关。本文以下部分将通过多元回归模型对这些结论作进一步的检验。
（二）多变量回归检验
本文根据被解释变量OP、6个解释变量和5个控制变量建立的logistic多元回归模型为：
OPit=α+β1CRit+β2DAit+β3ATit+β4ROEit+β5IOSRit+
β6ROGit+β7LNAit+β8POPit+β9PROEit+β10PLACEit+
β11TIMEit+ε
本文采用了强制性进入策略检验模型的拟合优度和回归方程的显著性，并对影响审计意见类型的变量的显著性进行了检验，检验结果分别见表3和表4。
从表3来看，回归方程的F检验统计量显著性很强，这说明被解释变量与解释变量全体线性关系显著，符合线性模型。从表4来看，解释变量之间共线性较弱（容忍度均接近1，膨胀因子均小于10），说明模型的效果较好。
从表4来看，总资产周转率和经营活动现金流入量对经营活动现金流出量满足率的参数估计值都在1%的水平上与预测符号相符，这验证了假设2和假设4；净资产收益率和营业收入增长率与审计意见类型的相关关系不显著，这与假设3和假设5不符；而流动比率的参数估计值都在1%的水平上显著为负，但是资产负债率的参数估计值显著性不强，说明短期偿债能力强的公司不容易被出具非标准无保留审计意见，而长期偿债能力与审计意见类型的关系不显著，未能验证假设1。
五、研究结论和启示
（一）研究结论
根据上述分析，本文得出以下结论：一是短期偿债能力强的公司不容易被出具非标准无保留审计意见，而长期偿债能力的强弱与审计意见类型之间相关性不显著。这一点可以从资本市场有效性及信号传递理论方面来解释。目前我国资本市场仍处于弱式有效的发展阶段，相对于长期偿债能力，短期偿债能力的信号能够较容易被投资者了解，加上注册会计师与公司管理者和投资者之间存在关系，这就促使注册会计师可能会更加注重公司所面对的短期偿债风险。二是营运能力越强、现金流动效率越好的公司，越不容易被出具非标准无保留审计意见，表明公司的营运能力越好、现金流动效率越高，注册会计师所承担的风险也越小，公司被出具非标准无保留审计意见的可能性就越小。三是盈利能力、发展能力与审计意见类型的相关关系不显著，这可能是因为本文选择本年的净资产收益率来代表盈利能力，而短期内盈利能力的强弱给公司的经营管理所带来的影响毕竟是很有限的，注册会计师所面临的风险并没有大的变动，因此对审计意见类型的影响不大；而发展能力代表的是公司长期发展潜力，短期内对注册会计师面临的风险也没有太大的影响，因此对审计意见类型的影响不大。
（二）研究启示
本文的研究发现对公司管理者、投资者、监管者和注册会计师都有一定的启示。首先，对公司管理者来说，在公司经营管理的过程中，在保持公司的资产和负债在一个合理比例的前提下，应更加注重公司的短期偿债风险，努力提高公司资产的营运能力，增加现金流，高效地运用公司资金，以尽可能避免被出具非标准无保留审计意见；其次，对投资者来说，如果是短线投资，可能公司的短期偿债能力、资金周转效率以及现金流动效率对投资收益都会有比较大的影响；再次，对监管者来说，在关注公司整体财务能力的同时，需要对公司的偿债能力、资金周转率和现金流动效率作出更加严厉的监管；最后，对注册会计师来说，在出具审计意见之前，为了能够在尽可能避免审计风险的前提下提高审计效率，可以着重审查被审计单位的短期偿债能力、资金营运能力和现金流动效率以便出具更加准确的审计意见。
【主要参考文献】
［1］ 于鹏.公司特征、国际“四大”与审计意见［J］.审计研究，2007（2）：53-59.
［2］ 吕伟，林昭呈.关联方交易、审计意见与外部监管［J］.审计研究，2007（4）：59-65.
［3］ 李平，曲岩.上市公司股权结构与审计意见关系的实证分析［J］.财会通讯，2010（5）：97-99.
［4］ 黄云炼.上市公司财务指标与审计意见类型相关性研究［D］.浙江大学，2005（10）:30-36.
［5］ 吕先锫，王伟.注册会计师非标准审计意见影响因素的实证研究［J］.审计研究，2007（1）：51-57.
［6］ 江岭.关于上市公司年报审计意见的一项实证分析［J］.西南大学学报（社会科学版），2008（11）：125-129.
［7］ 刘继红.国有股权、盈余管理与审计意见［J］.审计研究，2009（2）：32-38.
［8］ 伍利娜，朱春艳.股权分置改革的审计治理效应［J］.审计研究，2010（5）：73-80.
［9］ 田利军.审计意见影响因素实证分析［J］.中南财经政法大学学报，2007（6）：116-120.
［10］ Joseph V.Carcello，Dana R.Hermanson，and H.Fenwick Huss.Going-Concern Opinions: The Effects of Partner Compensation Plans and Client Size［J］.Auditing：A Journal of Practice & Theory.2000，19: 68-76.
［11］ Charles J.P.Chen，Shimin Chen，and Xijia Su.Profitability Regulation，Earnings Management，and Modified Audit Opinions: Evidence from China［J］.Auditing：A Journal of Practice & Theory，2001，20：10-28.
［12］ Shimin Chen，Sunny Y.J.Sun，Donghui Wu.Client Importance，Institutional Improvements，and Audit Quality in China: An Office and Individual Auditor Level Analysis［J］.The Accounting Review: American Accounting Association，2010，85：127-158.
公司审计意见范文4
【关键词】上市公司；经营业绩；审计意见
审计意见是注册会计师对被审计单位财务报表是否按照适用的会计准则编制，是否在所有重大方面公允反映了财务状况、经营成果和现金流量进行公正评价。而审计意见类型的形成不仅仅取决于被审计单位财务报表本身，还受诸多因素影响。本文以沪市A股上市公司为研究对象，通过收集相关资料，探究公司经营业绩与审计意见相关性的关系。
一、近三年上市公司审计意见类型
表1 2009—2011年审计意见类型表
审计意见类型 2009年 2010年 2011年
份数 比例% 份数 比例% 份数 比例%
标准意见 1514 93.23 1655 93.29 2011 94.46
带强调事项段无保留意见 75 4.62 87 4.90 86 4.04
保留意见 18 1.11 13 0.73 25 1.17
否定意见 0 0.00 0 0.00 0 0.00
无法表示意见 17 1.05 19 1.07 7 0.33
合计 1624 100.00 1774 100 2129 100
数据来源：中国注册会计师协会网站
从上表可以看到，2009-2011年上市公司被出具审计意见的公司数量逐年递增，被出具非标准意见逐年递减，非标准审计意见的比重呈现逐年下降趋势，分别为6.77%、6.71%、5.54%。
二、实证过程
（一）研究假设
为了控制审计风险，注册会计师必然会非常关注公司经营成果和财务状况，特别是持续经营能力。通常，公司经营业绩会影响审计意见类型。经营业绩主要体现在公司获利能力、偿债能力、经营能力等方面。本文提出下面的假设：
：公司经营业绩影响审计意见类型，不同审计意见类型的公司经营业绩存在显著性差异，并且经营业绩差的公司更容易被出具非标准无保留审计意见。
：处于财务困境的公司更有可能被出具非标准无保留审计意见，并且更容易被出具比带强调事项段无保留意见更严重的审计意见。
（二）样本选取与数据来源
本文主要研究对象是2009-2011年被出具审计意见的沪市A股上市公司。由于部分样本公司披露的信息缺失以及金融行业的特殊性，本文以剔除这部分公司后得到的样本作为研究对象。本文所使用的财务指标及审计意见类型的信息来自巨潮资讯网、锐思数据、上市公司年报以及中国注册会计师协会网站，数据处理使用EXCEL2007，变量的描述性统计及回归分析使用的是SPSS17.0.
（三）模型的设计和变量选择
本文将使用会计师事务所出具的审计意见作为因变量，同时根据前人的研究成果选择反映公司经营业绩的财务指标作为自变量，构建Logistic回归模型。
本文构建的基本模型如下：
其中：是常数项；是残差项。
模型中各变量的含义如下：
1.因变量
OP表示审计意见类型，当上市公司被出具非标准审计意见时，OP值取1；当上市公司被出具标准无保留审计意见时，OP值取0。
2.自变量
：总资产的自然对数，反映了上市公司规模；EPS：每股收益，税后净利润与流通在外的普通股股本总数的比率；ROA：总资产收益率，净利润与总资产的比率；ROE：净资产收益率，净利润与股东权益平均余额的比率；CR：流动比率，流动负债与流动资产的比率；DEBT：资产负债率，总负债与总资产之比；TAR：总资产周转率，主营业务收入与总资产平均余额之比；ST：虚拟变量，如果当年上市公司被冠以ST或ST*，则为ST=1；否则，ST=0。
本文选择的财务指标反映了公司的盈利能力、获利能力、经营管理能力以及偿债能力，基本上能够说明上市公司的经营业绩。
（四）相关及回归分析
1.描述性统计
从下表可以看出，无论是财务指标的平均值还是标准差，基本上都是标准无保留的审计意见公司优于标准无保留的审计公司。
表2 非标审计意见公司和标准审计意见公司自变量的均值和标准差比较
解释
变量 均值 标准差
非标公司 标准公司 非标公司 标准公司
LN（TA） 20.7801 22.0621 0.8238 1.2978
EPS -0.0445 0.3792 0.2800 0.4812
ROA -2.0505 4.3630 7.6386 6.6367
ROE -228.1666 14.5011 978.1451 101.9426
CR 1.2287 1.5722 1.2680 1.3976
DEBT 62.0685 52.7940 24.7009 18.5334
TAR 0.5663 44.7672 0.4142 680.9285
ST 0.5313 0.0420 0.5070 0.2008
由于所有变量都不顾从正态分布（K-S检验的P值都小于0.05），所以本文采用Mann-whitney秩序和检验法，以0.05作为显著性水平，对非标准意见的上市公司的经营业绩财务指标和标准意见公司的经营业绩财务指标的进行显著性检验，结果显示各经营业绩财务指标的单变量检验P值都为0.000，其值远远小于0.05的显著性水平，说明公司经营业绩财务指标与审计意见类型有很好的相关性。由此，可以得出以下结论：
标准无保留意见的上市公司的财务指标与非标准无保留意见公司的财务指标之间存在显著的差异性，即财务指标影响审计意见类型，部分验证了研究假设。
但是，上述分析只能够简单的说明公司经营业绩影响审计意见类型，并不能够说明各个财务指标对上市公司审计意见类型的具体影响情况。
2.关性检验
在对自变量和因变量之间进行回归之前，首先要检验模型关于自变量的假设是否是恰当的。各个变量之间的Pearson相关系数如下表：
表3 各变量相关系数矩阵
OPINION LN（TA） EPS ROA ROE CR DEBT TAR ST
OPINION 1 -.188* -.168** -.181** -.213** -.047 .094** -.013 .392**
.000 .000 .000 .000 .172 .006 .714 .000
LN（TA） -.188** 1 .329** .111** .050 -.149** .248** .011 -.247**
.000 .000 .001 .151 .000 .000 .757 .000
EPS -.168** .329** 1 .591** .121** .042 -.073* .012 -.256**
.000 .000 .000 .000 .223 .035 .726 .000
ROA -.181** .111** .591** 1 .227** .110** -.246** .024 -.346**
.000 .001 .000 .000 .001 .000 .490 .000
ROE -.213** .050 .121** .227** 1 .011 -.084* .002 -.112**
.000 .151 .000 .000 .741 .014 .954 .001
CR -.047 -.149** .042 .110** .011 1 -.544** .020 -.068*
.172 .000 .223 .001 .741 .000 .565 .048
DEBT .094** .248** -.073* -.246** -.084* -.544** 1 -.063 .114**
.006 .000 .035 .000 .014 .000 .068 .001
TAR -.013 .011 .012 .024 .002 .020 -.063 1 -.015
.714 .757 .726 .490 .954 .565 .068 .667
ST .392** -.247** -.256** -.346** -.112** -.068* .114** -.015 1
.000 .000 .000 .000 .001 .048 .001 .667
注：*、**分别表示相关系数在0.1、0.05的显著水平上有效
从表3可以看出：LN（TA）、EPS、ROA、ROE、CR、DEBT、TAR、ST指标都与审计意见类型相关；其中DEBT和ST则与审计意见类型呈显著正相关，其相关的系数分别为0.094和0.392；LN（TA）、EPS、ROA、ROE与审计意见类型呈显著的负相关（下转第266页）（上接第264页）关系，其相关系数分别为-0.188、-0.168、-0.181、-0.213，而CR、TAR与审计意见类型的相关系数为-0.047和-0.013，相关性较弱。上述结果综合表明经营业绩良好、获利能力较强、资产管理效率越高的上市公司被出具非标准审计意见的可能性越低。
3.ogistic回归分析
为了更深入地研究各个经营业绩财务指标与审计意见类型之间的相互关系，本文采用Logistic模型对各个自变量与审计意见类型进行回归分析，从而判断各个自变量对审计意见的影响程度以及影响方向。回归分析中的两组样本分为标准无保留意见公司的财务指标和非标准意见公司的财务指标。
表4 ogistic回归分析结果
B S.E. Wald Sig. Exp（B） 95.0% C.I.for EXP（B）
Lower Upper
LNTA -0.865 0.347 6.232 0.013 0.421 0.213 0.830
EPS -3.727 2.489 2.243 0.134 0.024 0.000 3.160
ROA 0.316 0.123 6.643 0.010 1.372 1.079 1.745
ROE -0.073 0.052 1.986 0.159 0.930 0.841 1.029
CR -0.908 0.469 3.757 0.053 0.403 0.161 1.010
DEBT -0.005 0.020 0.066 0.797 0.995 0.957 1.035
TAR -2.336 0.508 21.119 0.000 0.097 0.036 0.262
ST 1.755 0.684 6.589 0.010 5.786 1.515 22.105
Constant 19.799 7.150 7.668 0.006 4.0E+08
Model Chi-square 170.56
Nagelkerke R Square 0.664
模型的判别率 0.975
当Wald值越大，P值越小时，自变量对因变量的影响越大，其中影响较大的自变量有总资产的自然对数、总资产收益率、流动比率、总资产周转率以及ST指标。可以看出LNTA与审计意见类型显著负相关，说明上市公司资产规模越大，被出具标准性无保留意见的可能性越大；EPS与审计意见类型负相关，说明每股收益越高，被出具非标准审计意见的可能性越小，但其相关性并不显著；ROA与审计意见类型呈显著负相关；ROE与审计意见呈负相关，但其显著水平较低；CR与审计意见类型之间呈显著负相关关系；TAR与审计意见类型呈高度的负相关。上述结果说明公司经营业绩影响审计意见类型，不同审计意见类型的公司经营业绩存在显著性差异，并且经营业绩差的公司更容易被出具非标准无保留审计意见，假设1得到支持。ST指标与审计意见存在显著正相关关系，说明公司处于财务困境被出具非标准审计意见的可能性越大，假设2得到部分支持。
三、研究结论
本文运用多元统计回归模型研究了公司经营业绩与审计意见类型的相关性。研究结果表明：上市公司的经营业绩影响注册会计师出具的审计意见类型；不同审计意见类型的上市公司，其经营业绩存在显著差异，经营业绩越好的公司被出具非标审计意见的可能性越小，经营业绩较差的公司更容易被出具非标审计意见。同时，研究结果还表明处于财务困境的公司更有可能被出具非标准无保留审计意见。
参考文献：
[1]白宪生，高月娥.关于上市公司财务指标对非标准审计意见影响的研究[J].工业技术经济，2009（6）.
[2]贺颖.审计意见影响因素实践研究[J].科技和产业，2010（2）.
公司审计意见范文5
[关键词] 盈余质量审计意见逻辑斯蒂回归
一、盈余质量的评价标准
纵观历年来研究盈余质量的文献,对于盈余质量的研究主要集中在盈余质量与现金流的价值相关性,盈余质量的信息含量、盈余质量与股价变动的相关性等方面,也因此确定不同的评价标准,选择了不同的盈余质量代表变量。Dechow et al(1998)基于存货调整等假定,推导出了经营现金流预测模型(DKW模型),Barth et al等人(2002)对DKW模型进行了修订,认为将盈余分为现金与应计项目之后能够更好地预测未来现金流。假定盈余等于现金与应计项目之和:
EARNt=CFt+ΔARt+ΔINVt-ΔAPt
修订后的DKW模型:
Et(CFt+1)=CFt+[1-(1-β)γ1γ2(1-π)α-1]ΔARt+(1-β)ΔINVt-ΔAPt
其中:CFt+1为t+1期的经营性现金净流量;CFt为t期的经营性现金净流量;ΔARt为t期的应收账款的变动数;ΔINVt为t期存货的变动数;ΔAPt为t期的应付账款的变动数;α表示应收账款占销售收入的目标比率;β表示应付账款占材料采购的目标比率,且0≤α,β≤1;π表示销售利润率;γ1表示目标存货量占销售成本的一定比率;γ2表示由于目前的销售波动导致存货数没有及时被调整,而递延至下一期间再调整的比例,且该式表明,预期下期现金流为本期现金与应计项目的函数,也就是说将盈余分解为现金流与应计项目后可以得到未来现金流的无偏估计。
由于将现金流与盈余数据相结合能够更好地分析公司的盈余质量状况,因此本文在指标设计时注意盈余指标与现金流指标相结合,对盈余按照其结构配之相应的现金流指标,选取相应的指标。
二、盈余质量综合评价模型的构建
本文数据主要来源于国泰安中国证券市场数据库。数据分析主要应用EXCEL和SPSS12.0统计软件。本文选择在深沪两市上市公司A股中房地产业作为研究对象,研究年份定为1999年～2008年。由于盈余的持续性和成长性指标中需要计算某些增长性指标,比较当年度数据和上年度数据的变化情况,剔除不连续样本、数据不全样本、异常值样本。本文中将盈余质量综合评价指标用EQS来表示,构建模型为:
EQSi=∑αiZi
其中:i取决于因子分析中选取的因子个数;αi为因子的方差贡献率,作为对各因子的权重;Zi为变量,是因子分析中得到的各因子得分。
下面对因子进行方差最大旋转,以使得每个因子上的具有最高载荷的变量数最小,进而简化对因子的解释。旋转后的因子载荷阵见表1。
由排列后的因子载荷矩阵表1可以看出:第一主因子主要是由现金比率、流动比率、速动比率和资产负债率决定的,衡量盈余安全性的质量代表因子;第二主因子得分主要是由营运资金对净资产总额比率、营运资金比率和营运资金对资产总额净流量决定的,主要反映了短期偿债能力有关的指标;第三主因子得分主要是由现金流量比率、债务保障率、每股经营活动现金净流量和营业收入现金比率决定的,反映了与现金流量能力有关的指标;第四主因子主要是由资产报酬率、净资产收益率和营业毛利率决定,主要反映了盈利能力指标;第五主因子主要是由总资产周转率决定,主要反映了营运能力指标;第六主因子主要由总资产增长率决定,主要反映了增长性指标;第七主因子主要是由营业利润率决定主要反映了盈利能力指标。
综上所述,利用因子分析的统计方法,共得到7个公共因子来替代以前的17个原始指标,这些因子能够衡量盈余质量的所有核心要素,可以利用计算得出的因子得分来构建盈余质量综合评价模型;而且因子之间互不相关,有利于下一步盈余质量与审计意见相关性的逻辑斯蒂回归分析。根据因子得分系数矩阵可以计算出因子得分,如第一因子得分计算公司如下:
Z1=0.308X1+0.349X2+0.347X3-0.145X4-0.010X5+0.036X6-0.037X7-0.052X8-0.026X9-0.064X10-0.038X11+0.25X12-0.108X13-0.047X14-0.056X15+0.122X16+0.059X17
以此类推。至此,对数据的因子分析已经完成并可以计算出因子得分。根据因子分析的结果,以方差贡献率为权数,以提取的因子为自变量,得出盈余质量综合评价模型如下:
EQS=0.23948Z1+0.16406Z2+0.11105Z3+0.0862Z4+0.06913Z5+
0.05799Z6+0.05286Z7
其中:Z1、Z2、Z5是盈余安全性的质量代表因子,Z3是盈余现金保障性的质量代表因子,Z4、Z7是盈余持续性的质量代表因子,Z6则是盈余持续性和成长性的综合质量代表因子,EQS代表盈余质量综合评价得分。根据前面的分析,我们认为各因子得分越高,EQS值越高,那么企业的盈余质量也就越好。
三、盈余质量和审计意见相关性的实证研究
本文将审计意见类型分为标准审计意见和非标准审计意见两类。本文采用二项逻辑斯蒂(Logistic)回归模型研究自变量对因变量的影响情况。把清洁样本(被出具标准审计意见的公司)用虚拟变量“1”来表示,不清洁样本(被出具非标准审计意见的公司)用虚拟变量“0”来表示,那么,本文的逻辑斯蒂模型表达形式为:
P(Y=1)=1/[1+exp(-Z)]
其中,P(Y=1)表示公司收到标准审计意见的概率;Z=∑βiXi,Xi表示盈余质量的代表变量和引入的相关控制变量,βi为回归方程变量的系数,它的正负和大小可以反映自变量对因变量的作用方向和作用程度,当βi为正时,随着值的增大,公司被出具标准审计意见的可能性就越大;i为自然数,n的个数取决于所选择的自变量个数。选择盈余质量综合评价得分作为公司盈余质量的代表变量,用变量EQS表示,选择盈余质量核心要素分项得分作为综合评价的分解变量进行分项分析,用变量Zi表示。
由表2回归系数和显著性检验可以看出:
(1)Z1、Z2、Z4、Z5盈余质量分项指标的回归系数都为正,与审计意见类型呈正相关,当盈余质量分项得分指标越高时,被出具标准审计意见的可能性就越大。Z1,Z4的显著性水平都远小于0.05,且是正向影响,属于正相关;即公司的这几项指标越高,盈余质量越好,公司被出具标准审计意见的可能性就越大, Z1由现金比率、流动比率、速动比率和资产负债率决定的,Z4是由资产报酬率、净资产收益率和营业毛利率决定。说明这几方面表现好的公司出具标准审计报告的可能性强。
(2)Z7分项指标的回归系数为负,与我们的预测情况相反,但是其回归系数都没有通过Wald值检验,分析其意义不大。
(3)七项分项指标中Z3、Z6两项指标的回归系数都没有通过Wald值检验,说明这几项指标对审计意见类型的影响较小,清洁样本和不清洁样本指标之间的差别不大。但是不能认为被出具了标准审计意见报告公司的盈余质量各项指标都很好,仍需要结合具体指标进行判断,尤其是应特别关注盈余结构情况和盈余现金保障性的指标情况。
本文模型对非标准审计报告的解释不是很好。没有显著表明什么盈余质量会导致出具非标准审计报告。当然,这也符合中国的证券市场情况。被出具非标准审计报告的公司可能是由于各种原因叠加导致。本文研究只选取了房地产上市公司为样本企业,很房地产上市公司很多都是借壳上市,虽然本文在选取模型时注意到了这点并剔除在样本之外,但是有些数据仍然被包括进来。但是以上结论对投资者使用审计意见报告还是有一定参考价值的。
参考文献:
[1]Kinney,W. Information Quality Assurance and Internal Control for Management Decision Making. McGraw-Hill,2000
[2]Penman.S,X.J.Zhang.The Accounting Conservatism,The Quality of Earnings and Stock Returns.The Accounting Review,2002,77(2):237～264
[3]Beaver.W.H.The Information Content of Annual Earnings Announcements.Journal of Accounting Research,1968,6:67～72
[4]张朝毖苏文宾:当代会计实证研究方法. 大连:东北财经大学出版社,2001
[5]孙铮王志伟吴茜:市场监管公司治理会计改革. 会计研究,2002,3
[6]陈晓陈小悦倪凡:中国上市公司首次股利信号传递效应的实证研究. 经济科学,1998,5
公司审计意见范文6
1.1数据来源与样本选择本文以2010年—2012年三年间所有A股上市的ST公司作为研究样本。部分数据如为上市公司提供审计服务的会计师事务所、审计收费、审计意见、公司资产总额、各财务分析指标等来源于国泰安数据库、中国注册会计师协会统计的2010年—2012年三年年报数据、审计情况快报,会计师事务所十大排名部分的数据来源于2010年——2012年会计师事务所综合评价前百家信息表。为了保证数据的连续性,本文选取数据主要包括:2010年A股ST公司59家，2011年A股ST公司12家，2012年A股ST公司45家，一共105家，剔除2012年中已在前两年ST的公司和数据缺失的公司，ST样本组公司一共94家。设立ST组的对照组②，与ST组公司数目一致94家，通过对于108家上市公司数据进行分析研究。
1.2变量选取与研究设计
1.2.1研究设计为了检验假设1，本文首先logistic模型作为研究模型，对模型一设计所设计的变量进行数据检验，其logistic回归模型如下：模型一：OP=α0+α1ST+α2SIZE+α3LEVEL+α4CHANGE+ε模型二：OP=α0+α1AFD+α2LA+α3BIG+α4SIZE+α5FS+α6CHANGE+α7EPS+α8LEVEL+α9ROA+α10TR+ε回归模型中各个变量定义参考相关文献。
1.2.2变量选取本文选取了2010-2012年三年中被ST的公司与对照组公司的数据合并进行分析，共计样本188个，对于所有ST公司样本数据进行1：1配对，得到配对样本量94个。变量定义表如下表1所示。本文所有数据来源于国泰安数据库、巨潮资讯网站、中国注册会计师网站等。所使用的数据分析软件为EXCEL7.0、EViews5.0。
2.实证结果与结论分析
2.1描述性统计本文运用Eviews5.0软件完成了相关变量的描述性统计表，如下表3所示。列出了模型一涉及的被解释变量、解释变量和控制变量的数据统计特征。对于虚拟变量而言，其均值没有任何数量大小的意思，但是可以说明具有某一特征或属性的样本公司占所有样本的比例。本文中所有的虚拟变量均值如下：OP的均值为0.6063，说明在样本公司中，有60.63%的公司收到了标审计意见；CHANGE的均值为0.234，说明样本中有23.4%的公司变更了会计师事务所；FS的均值为0.0817，说明我国A股上市ST公司有8.17%操纵利润的可能性，间接说明了盈余管理的可能性。鉴于篇幅限制，模型一、模型二相关变量的描述性统计未一一列示。
2.2回归分析将前面所定义的自变量和控制变量全部带入模型，建立上文所示如下Logistic模型一和模型二，分别检验假设一和假设二。从回归分析可知，样本公司财务指标中，ST公司的标准差结果为0.627111，回归系数结果显著。因此通过数据我们可以证实假设一：ST公司比照非ST公司更可能被出具标准审计意见。ST公司比非ST公司对于标准审计意见的敏感性更强，可以理解为ST公司因其面临被实行特别处理的处境，在限期内未能改正将会失去上市公司的资格与地位，而退出证券市场。ST公司需要将公司经营业绩扭亏为盈才能确保继续拥有在股票市场上挂牌上市的资格，ST公司迫切地需要会计师事务所的承认与认可，因此，ST公司对于会计师事务所给出标准审计意见的倾向性更为强烈，模型一的回归结果证实了ST公司更具有获得标准审计的意见的更为强烈愿望。根据假设二的logistic实证结果来看，前一年度审计意见对于本年度的影响十分显著，其标准差为0.775024，z统计量为5.440080，更加说明模型二对于假设二的有力证明。从实证结果发现，其他解释变量如审计费用依赖度（AFD）、审计事务所是否国内十大会计师事务所（BIG）、公司规模（SIZE）、公司盈余管理程度（FS）、是否变更会计事务所（CHANGE）的显著水平并不高③，根据本文样本数据分析结果不能说明其他解释变量对于审计意见有着显著的影响，但是其他解释变量的标准差和Z统计量能够部分表明与审计意见类型的相关影响关系，鉴于本文研究范围，后续研究可以做进一步研究。
3.相关建议
通过本文研究，结合研究取得的成果，提出以下建议：
3.1提高会计师事务所行业准入门槛通过对于会计师事务所标准的提供，可以对于完善市场结构起到门槛式拦截效果。由于我国拥有数量众多的会计师事务所，激烈的竞争使得行业内甚至存在着“低价揽业”之类的行为,有些事务所甚至对某个公司的审计收费达到一定程度上的依赖,根本无法保证审计人员的独立性,审计质量无法得到保证。
3.2改变审计收费的来源通过统一设定审计收费标准，并完善会计师事务所信息披露制度。由于审计收入来源于被审计客户，而报告的实际使用人为广大投资者和相关利益群体，付费者与真正使用者的错位，不能保证审计的质量，因此，可以通过改变审计收费来源来确保审计报告与审计意见的质量。可以将审计收费设置成不同的标准，根据会计师事务所规模的不同、被审计单位相关的限制设定一系列评价标准，最终形成审计收费的标准指南。
