基于風險視角的審計報告決策機制模型分析*

張艷

（湖南商學院會計學院 湖南 長沙 420205）

基于風險視角的審計報告決策機制模型分析*

張艷

（湖南商學院會計學院 湖南 長沙 420205）

本文引入風險決策理論的發展成果，從風險視角構建了基于兩期的審計報告決策分析模型，對審計報告行為決策機制進行了深入分析，并在此基礎上進一步討論了影響審計獨立性的重要因素及防范機制。

風險審計報告決策模型

一、引言

根據風險決策理論，風險決策是決策者在包含不確定性特別是風險的環境中對所確定的多個選擇對象、或者說“前景”的選擇問題。從審計的本質來看，審計報告行為是一種典型的風險決策行為，其行為結果最終體現為所確定的重要性水平和相應的審計意見類型，重要性水平的確定有著多種選擇，并因此會導致不同的審計風險及損失后果。審計報告行為可看作一個兩階段的決策過程：第一階段是專業判斷過程，基于審計后發現的重大錯報風險判斷是否應出具非無保留意見；第二階段是對已發現的重大錯報風險與其他風險因素的綜合考慮和權衡，最終決定是否出具非無保留意見（Krishnan，1996）。其中，前一階段取決于審計師對財務報告錯報的重要性判斷，體現了審計師的專業能力，后一階段取決于審計師對審計風險損失與收益的權衡，體現了審計師的經濟動機以及與管理者雙方的力量對比。本文在一個兩期的模型基礎上展開分析審計報告決策行為，這是因為審計師與客戶在任期上并沒有任何固定的合同，審計報告類型也不是客戶更替審計師的唯一理由，很多時候出于特殊業務（如發行新股）、公司發展、成本等考慮都可能更替審計師，因此審計師在出具審計報告時更可能只是考慮其決策行為對于下一任期的影響。雖然如此，這一分析框架也可擴展到多期。

二、第一階段審計報告決策分析

（一）第一階段審計報告決策范圍 在審計報告過程的兩個階段，參與人是審計師與客戶，雙方中只有客戶知道公司的實際價值V，只有審計師知道審計后的估計價值Ve，雙方面對的是不完全的信息。在第一階段，客戶提出一個報告價值Vc，因為客戶是偏好較高的報告價值的，因此，Vc≥V。假設審計師確認已經對客戶實施了所有必要的審計程序，不需要再擴大測試范圍或追加審計程序，即審計師認為自己對公司實際價值V的審計估計值Ve是無偏的，即V是居于區間（Ve-e，Ve+e）上的均勻分布函數，[-e、e]是審計師所確定的偏離公司實際價值的可容忍誤差的上下臨界點，也是判斷財務報告錯報的重要性水平和是否出具非標準審計意見的閥值點。假設：Vc-Ve=M。如果M∈（-e，e），雙方不會產生沖突，財務報告的報告價值為Vc，審計師出具標準無保留意見的審計報告，財務報告的實際價值為VT=Vc；

（二）第一階段審計報告決策調整 M＜-e這種情況在審計報告階段不會出現，因為審計師可以推測管理者可能存在的機會主義行為，管理者提出的報告價值低于審計估計值更可能源于審計程序未能檢查出某些潛在的錯報，因此在審計過程中就會對審計計劃（包括重要性水平）加以調整，以檢查出更低金額的錯報。即使在無法追加審計程序加以確認的情況下，出于謹慎性原因，審計師也不太可能要求客戶調高報告價值。這時，財務報表的報告價值為Vc，審計師出具標準無保留意見的審計報告，財務報告的實際價值為VT=VC。如果M＞e，財務報告錯報超出了審計師所確定的重要性水平上臨界點，雙方發生沖突并轉入下一階段的博弈。在這一階段，審計師面臨兩種選擇：調整或者不調整已確定的重要性水平，如果將最終確定的重要性水平表示為e1，則其調整范圍為e≤e1≤M，審計師根據調整后的e1出具審計意見，財務報告的實際價值就取決于雙方在此基礎上選擇的報告價值Vr與審計意見類型，即VT=（1-γ）Vr，其中Vr是客戶愿意接受的最后報告價值，Ve≤Vr≤Vc；0≤γ≤1，是投資者根據審計意見對Vr的折扣率，γ是e1的減函數，當e1越大，Vr被出具非標意見的可能性越小，γ越小。

三、第二階段審計報告決策分析

（一）只考慮審計師支付函數的決策分析 DeAngelo（1981）指出由于簽約成本（包括啟動成本和交易成本）的存在，在位審計師與其競爭者相比，具有相對的技術成本優勢和交易成本優勢，從而在未來的審計業務中可獲得與特定客戶相聯系的“準租”（預期審計收費高于可免成本的差額），因此在審計市場競爭環境下，對客戶的經濟依賴使得保留客戶成為審計師最直接的激勵動機。但當審計風險增加時，相對于審計失敗可能引發的損失（主要表現為承擔的法律賠償責任和聲譽損失），準租所帶來的收益被逐步侵蝕，喪失客戶的威脅將變得越來越不重要，即審計師的報告行為取決于失去客戶風險與審計失敗產生的法律責任風險和聲譽損失風險之間的權衡。因此在考慮兩期的情況下，一項審計業務的凈收益包括當期的審計收費、審計成本、該項審計業務可能導致的損失以及保持下一任期可能獲取的凈收益——客戶給與審計師的“準租”，即審計師的支付函數為

其中，NETji為審計師j執行客戶審計業務的凈收益，P為審計收費，C為審計成本，L為該項審計業務可能導致的損失，g為折現率，n為審計任期（n=1，2）。Kahneman等人的研究結果表明個體對不確定性收益及損失的主觀評價并不一致，因此會導致偏好逆轉的現象，因此有必要將審計師可能獲取的收益部分與可能發生的損失部分分別加以定義。因這與消費者行為學將“感知價值”分解為“感知風險”和“感知利得”兩個方面相類似（Zeitham l，1988）。故將（1）式重新表述為：NETji=P1-C1-p×L1+（1-q）×E2（2）

其中，L為該項審計業務可能導致的損失的折現值，p為發生概率；E為下一任期可能獲取的“準租”的折現值，q為失去客戶的概率（或者說更替審計師的概率）。其他變量定義與上同，下標表示任期。從審計師的支付函數來看，由于L1=p×（AL+BL），其中AL為法律賠償金額，BL為聲譽損失，p為相應的發生概率，即審計業務風險，它包括兩部分：審計風險和固有風險，后者是指即使在沒有發生審計失敗的情況下審計師僅僅因為與客戶之間存在審計業務關系而導致損失的可能性，這種風險通常源于客戶的經營失敗并因此牽連到審計師而導致法律風險或聲譽損失。因此，p=R+AR，其中，R為審計風險，AR為固有風險。如果客戶經營風險為MR，AR可表示為MR的一個增函數形式，即：AR=f（MR）。審計風險R是一種潛在的風險，它是否會轉化為現實風險并最終導致審計風險損失在很大程度上取決于審計失敗識別機制的有效性，識別機制越有效，發現審計失敗的概率越大。重要性水平是出具審計意見類型的判斷標準，審計師最終所確定的重要性水平e1是審計風險R產生的直接原因，它與專業判斷能力和獨立性相關。由于客觀重要性水平是不可知的，在第一階段審計師認為自己對公司實際價值的估計值是無偏的情況下，即e處于客觀重要性水平的上下臨界點之間時，審計風險R就取決于第二階段對e的調整大小，e1高于e的程度越大，R越大。同時e1也對事后的審計質量鑒定產生影響，雖然審計質量在事后難以驗證，但如果瀆職行為過分，則是很容易判定的。如上所述，假設以發現審計失敗的概率β代表識別機制的有效性，實際審計風險為：TR=β×R。其中，β是e1及MR的函數，可表示為β（e1，MR），并且：。R是e和e1的函數，可表示為R（e，e1），并且。審計師支付函數中的準租部分（1-q）×E2，q是失去客戶的風險，是重要性水平e1的遞減函數，在其他條件相同的情況下，e1越高，q越小。E2必定不為負，即E2≥0，否則，審計師會選擇主動辭聘，并在e的重要性水平上出具當期的審計意見，這時VT=Ve。在式（2）中，審計收費P1在審計初期確定，并不因為審計報告的類型進行事后調整，審計成本C1是一種沉沒成本，兩者均不影響審計師的報告決策行為，審計師的報告策略和議價能力僅僅受到預期的法律責任、聲譽損失以及與下一期準租的影響。綜合上述，可以將審計師的支付函數表示為：

上式表明，在一定的風險環境下，e1的均衡點取決于客戶所能給與的準租大小，其期望值由實際審計風險曲線與失去客戶風險曲線兩者邊際函數之間的對比關系決定。如（圖1），水平線d表示審計師執行特定客戶審計業務的固有風險，不隨e1的調整而變化。K是總的審計業務風險，實際審計風險曲線K0是重要性水平的遞增函數，并呈邊際遞增特征，失去客戶風險曲線L是重要性水平的單調遞減函數，并呈邊際遞減特征。由于審計質量的難以判斷，審計師確定的重要性水平和客觀重要性水平之間具有相當大的一塊模糊區域，或者說“灰色區域”，在這一區域中，審計風險具有很大的不確定性，事后的責任認定也非常困難，當e1處于該區域時，e1的增加所增加的實際風險較小。隨著e1調整程度增大，審計風險加大，事后責任認定也比較容易，審計失敗被發現的概率急劇上升，實際審計風險隨e1的增加邊際遞增。而對于客戶來說，雙方之間的聘任關系并不唯一地取決于審計師報告行為，審計師出具審計報告時的“保守性”僅僅是現實中替換審計師的可能性理由之一，很多時候出于更替成本、雙方對等關系等考慮都可能削弱更替審計師的動機，因此隨著e1調整程度增大，失去客戶風險呈邊際遞減趨勢。e0是失去客戶風險與審計業務風險之間的均衡點。在法律風險機制和聲譽機制存在的條件下，如僅從可能發生的絕對數額來看，單個客戶的準租與審計風險損失兩者之間顯然相差極度懸殊，只有當等式（4）右邊非常小時，準租才可能彌補審計風險損失，即e1的位置將極大地向e0的左側偏移，在此位置，失去客戶的邊際風險遠遠高于實際審計風險的邊際風險。

（二）考慮雙方支付函數的決策分析 在上述分析中只關注了客戶對審計師的力量而忽略了審計師對客戶的力量，從而可能會高估審計師最后所確定的重要性水平。在第二階段的談判中，雙方的議價能力取決于各自的支付函數及效用值，其中替換審計師、決定審計風險損失的市場及制度因素是雙方決策函數中的共同影響因素，動態地分析它們在雙方之間的交互作用（interaction）能夠更準確地描述現實中雙方的“相機”選擇行為。審計師與客戶之間的簽約成本不僅使審計師可能獲得未來的“準租”，并且還使得審計師擁有與特定客戶相關聯的資產，這種資產的特殊性質意味著審計師與客戶之間是一種雙邊壟斷關系，任何一方都可以以中止聘約來威脅另一方，客戶可以中止這一關系使得審計師喪失未來的準租，審計師也可以中止這一關系使得客戶不得不承擔更換審計師的額外啟動成本和交易成本，因而雙方都有動機維持目前的關系并期望從中獲益（DeAngelo，1981）。可見，簽約成本改變了審計師更替因素在雙方支付函數中的單向作用，更替審計師將同時降低雙方的效用。審計市場及制度因素也發揮了類似的雙向影響效應，審計師可能承擔的法律責任風險和聲譽損失風險不僅僅是審計獨立性風險的約束機制，同時也是削弱客戶力量來源的方式，由于這些外生約束機制的存在，意味著客戶難以找到更“合意”的審計師來替代現任審計師，客戶更換審計師并不必然能夠達到“意見購買”的結果，卻要承擔更替審計師的額外成本，基于理性的預期，客戶就不會輕易地采取更替審計師的行動。因此在其他條件不變的情況下，失去客戶的風險會低于（圖2）的水平，即曲線L向右移至L1處，同時重要性水平從e0移至e2。下面通過客戶的支付函數作進一步分析，在單個時期內客戶的支付函數為當期的財務報告實際價值扣除聘請審計的成本，如果客戶聘任的是新審計師，與聘任現任審計師相比，他需要支出額外的啟動成本和交易成本（DeAngelo，1981），即：如聘任現任審計師i，NETj=VTi-P，其中VTi是e1的單調遞增函數；如聘任新任審計師l，NETj=VTl-Pl-I，，其中VTl是假設客戶公司的實際價值不變，聘任新審計師l所得到的實際報告價值。Pl是審計收費，I由式（6）可以看到，q相對于e1的邊際變動率除了受到實際報告價值的邊際變動率的影響外，還會受到購買審計意見的實際制度約束成本（包括法律成本和聲譽損失）以及更替審計師所發生的額外成本的影響。當審計師面臨的制度約束成本加大（同時也意味著等式（4）右邊的分子更大），購買審計意見的收益VTl-VTi越小。更替審計師所發生的額外成本部分Pl-P+I則與審計市場競爭、外部監管、資本市場的反應等因素相關，如新任審計師采取“低價攬客”競爭方式分擔了公司部分更替成本。在其他條件不變的情況下，只有當VTl-VTi>Pl-P+I時，客戶才會替換審計師，因此當分母為負，更替審計師的純收益為負，q=0；當分母減小時，q相對于e1的邊際變動率會增大，q相對于e1的變動更敏感，e1的微小調整就可能大幅度地降低更替審計師的風險，失去客戶風險曲線相對更陡峭（L3）；反之，當分母增加時，q相對于e1的邊際變動率會減小，q相對于e1的變動的敏感性會降低，失去客戶風險曲線相對更平坦（L4）。這意味著L3與L4相比，降低同樣大小的喪失客戶風險，審計師在重要性水平上所做的讓步更低，獨立性減損的程度也更低。將（6）代入（4），則有：

四、審計風險及識別機制構建

（一）審計產品性質與獨立性風險 對客戶的經濟依賴是產生審計獨立性風險的根源，20世紀70年代之后對獨立性影響因素的許多實證研究表明：訴訟風險和聲譽損失是影響審計獨立性的兩個顯著的激勵因素，這部分動機甚至明顯超過了對客戶的經濟依賴（Antle，1982，1984；Gibbins，1984；DeFond et.al，2002）。法律風險和聲譽對審計獨立性風險的這種顯著影響效應源于審計產品的特殊性質，這種特殊性質放大了單個客戶的審計風險，使得這一風險潛在的法律責任或聲譽損失遠遠超出對單個客戶的經濟依賴。首先，由于審計過程是不可觀察的，審計質量即使在事后也難以驗證，審計產品具有“信任品”的性質，針對這種情況，投資者通過觀察審計師和客戶的關系來選擇獨立性較高的審計師，在這種市場機制下，審計師寧愿保持較高的獨立性以建立良好的聲譽贏取更多的客戶，因此，審計市場從本質上來說是一個“聲譽”市場，審計風險后果在聲譽機制的作用下具有傳遞性，放大了單個客戶的審計風險。Simunicand Stein（1990）在討論審計師的客戶選擇策略時，將審計師擁有的客戶看作是一組“風險資產”的組合，并進一步地區分不同審計客戶的風險后果，這意味著不同的客戶在審計師風險決策中并不是被賦予同等的權重，也就能解釋為什么審計師為了某些客戶更愿意冒風險。其次，由于審計產品的服務對象具有不確定性，審計師可能承擔的損失賠償責任隨著審計報告傳播范圍的擴大具有無限擴大的趨勢，這樣就會使審計師遭受“在不確定的時間對不確定的群體承擔不確定數額的責任”（轉引自周學峰，2004），極可能給事務所帶來滅頂之災。二十世紀六七十年代，美國的審計師甚至進入了“訴訟爆炸”?，F代風險決策研究表明收益因素和損失因素在個體行為決策中具有不對等性特征，個體有高估不確定損失的傾向，并將極力避免損失，Gibbins（1984）研究發現當審計師面臨不確定時，他們更傾向于關注每種決策可能帶來的負面結果而非收益。因此，只要法律風險機制與聲譽機制存在并具備一定的運行效率，就能夠極大地抑制審計獨立性風險。

（二）審計風險識別機制 法律風險機制與聲譽機制作為事后的一種懲罰機制，其運行效率很大程度上取決于審計風險識別機制的有效性。審計風險識別機制包括正式的質量驗證機制和市場自發的識別機制兩種，前者如事務所年檢制度、同業復查、訴訟等，后者主要指企業發生經營失敗、陷入財務困境、破產等極端狀況時對審計失敗行為的暴露。在法律風險機制和聲譽機制存在的條件下，只有當等式（4）的右邊非常小時，準租才可能彌補審計風險損失，并導致獨立性風險，即e1的位置將處于e0的左側。從等式右邊的分子看反映了審計質量驗證機制的有效性表示獨立性風險導致的邊際審計風險，與e1所處的區域及審計質量驗證機制的有效性相關，驗證機制越有效，判斷重要性水平的“灰色區域”越小越大。兩者相結合，實際審計風險曲線將變得更為陡峭，相應地e0和e1的位置均向左移動，隨著驗證機制有效性的提高，實際審計風險曲線的坡度漸趨于垂直，審計師調整e1的空間將被逐漸侵蝕殆盡。現實中，審計質量驗證機制的有效性受到審計產品性質的影響，往往缺乏效率，正如莫茨和夏拉夫所言“只有置身于作出決策的當時，才能正確評價審計判斷的妥當性，這在某種程度上解釋了為何確定某項審計業務是否遵循了公認審計標準是相當困難的。當然，如果瀆職行為過分，是很容易判定的。但當案件不確定時，精確地重構當時作出判斷的條件和證據就非常困難。這種困難事實上妨礙了對審計決策作出符合實際的檢驗”（羅伯特等，1990）。在這種情況下，公司經營失敗在很大程度上是一個觸發機制，成為審計市場上對審計失敗的重要識別工具。但如果客戶本身沒有發生經營性問題，市場往往很難察覺到實際發生的審計失敗，這種嚴重的信息不對稱大大削弱了聲譽機制和法律責任的實際風險和運行效率，成為誘發審計獨立性風險的另一個根源。審計師的經濟動機總是促使其根據具體的環境權衡審計風險的收益和損失，并決定最終的審計報告行為，因此獨立性風險始終存在。

*本文系湖南省社科基金項目“重大報錯風險事項識別系統及應用研究”（項目編號：08YBB110）及湖南省自科基金項目“信號理論 規?；c審計市場績效：我國注冊會計師行業規?；獙嵶C研究”（項目編號：10JJ6109）的階段性成果

［1］羅伯特·K·莫茨等著、文碩等譯：《審計理論結構：，中國商業出版社1990年版。

［2］李增剛：《行為經濟學和實驗經濟學的基礎——2002年諾貝爾經濟學獎獲得者思想介評》，《經濟評論》2002年第6期。

［3］DeAngelo L.E..Auditor independence，‘low bailing’，and disclosure regulation.JournalofAccountingand Economics，1981.

［4］DeFond M.L.and Jiambalvo J..Factors related to auditor-client disagreements over income-increasing accounting methods.Contemporary Accounting Research，1993.

［5］GibbinsM..Propositionsabout the Psychology ofProfessional Judgmentin Public Accounting.JournalofAccountingResearch，1984.

［6］J.Krishnan.The Role of Economic Trade-Offs in the AuditOpinion Decision:An EmpiricalAnalysis.Journalof Accounting，Auditing&Finance11，1996.

［7］Karl Hackenbrack and Mark W.Nelson.Auditors'Incentives and Their Application of Financial Accounting Standards.The Accounting Review，1996.

［8］Simunic D.A.and M.T.Stein.Audit risk in a clientportfolio context.Contemporary AccountingResearch，1990.

張 艷（1973-），女，四川仁壽人，湖南商學院會計學院副教授

（編輯 虹 云）