分析師能發現審計合謀嗎?——基于我國上市公司的經驗證據

李志剛，施先旺，劉 拯

(中南財經政法大學會計學院，湖北 武漢 430073)

一、引 言

審計合謀嚴重破壞審計獨立性，對投資者利益和證券市場產生了巨大的負面影響。隨著近年來我國經濟增速放緩、實體經濟疲軟、信貸風險上升，公司對股價穩定性和融資的需求加大，使得各界對審計合謀的擔憂進一步上升。十八大后，我國政府開展了規模空前的反腐工作，這對審計工作又提出了更高的要求。因此，開展審計合謀的研究對保護投資者合法利益、促進資本市場平穩發展、支持反腐工作的順利進行，都具有重要的理論和現實意義。近年來，學者通過對發生審計合謀行為的公司進行研究，發現這些公司有著一些共同的財務特征，并提出以這些特征為依據，可以在一定程度上對審計合謀加以預警［1］［2］。趙國宇和王善平(2010)［3］發現，被審計公司與會計師事務所合謀會使審計收費出現異常，異常審計收費可以作為審計合謀行為的預警信號。然而，普通投資者對審計收費的內涵本就不甚了解，覺察到異常審計收費就更難上加難，找到一條易于讓投資者通過異常審計收費發現審計合謀的傳導路徑變得十分重要。

分析師通過觀察公司行為、解讀財務報告，將復雜的專業信息轉化為通俗易懂的預測信息，使普通投資者易于理解。目前大多數研究認為，經過近二十年的發展，分析師已能夠較好的發揮其信息中介的職能，促進證券定價效率提高和股市平穩發展。而這些研究大多是從投資決策［4］、市場效率［5］、盈余管理［6］等方面研究分析師的作用，較少有文獻從識別公司欺詐的角度來研究分析師的跟蹤行為。作為外部公司治理的重要組成部分、以及資本市場信息解讀者和傳播者，分析師是否能有效通過異常審計收費發現審計合謀行為，并以直觀的方式為投資者預警風險，維持資本市場平穩發展呢?本文將對此問題進行研究。

本文以2006－2013年我國上市公司為樣本，研究分析師是否能發現上市公司與會計師事務所之間的審計合謀行為，并進一步考察公司上市時間和產權性質的差異對這兩者間關系產生的影響。研究發現，當公司審計收費異常時，跟蹤該公司的分析師數量顯著降低，說明分析師可以從審計收費的變動中覺察到風險，提前預知審計合謀行為，并通過放棄跟蹤該公司的方式向市場傳遞信息。進一步研究發現，這兩者之間的關系在上市時間較短的公司和國有上市公司中較弱。

二、文獻綜述及假設提出

目前研究認為，分析師跟蹤行為是由公司規模、盈余情況、券商持股及所面臨風險等因素決定的。規模大的公司因其受市場關注較大［7］、公司披露信息較多［8］，分析師跟蹤的成本更低、風險更小，跟蹤此類公司分析師人數較多;盈余越穩定，分析師得出準確預測的概率越高，分析師跟蹤的動因也就越強;券商持股會使分析師掌握公司更多的信息［9］，增強分析師跟蹤的信心，同時利益沖突的驅使也會使更多的分析師跟蹤所屬券商持有的股票［10］。分析師擁有較高的信息處理和風險識別能力，能夠理解會計信息背后的含義并發現有異常情況的公司，進而通過其跟蹤行為的變化，將信號傳遞給投資者［11］［12］。范宗輝和王靜靜［13］研究發現，我國分析師無需通過承擔多余的風險來建立自己的市場聲譽，其行為表現出風險規避的特征;林小馳等［14］發現，風險越小的公司，分析師跟蹤的數量越多;對于高風險的公司，分析師會選擇規避。因此，在其他條件一定的情況下，分析師所承擔的風險與跟蹤意愿呈現負相關關系，即公司風險越大，分析師跟蹤數量越少。

(一)審計合謀與分析師跟蹤

審計合謀是指上市公司與注冊會計師串通舞弊的行為。上市公司為了順利配股、增發，管理層為了政治升遷或短期經濟利益，事務所為了搶占審計市場等，這些因素都會導致上市公司與注冊會計師串通，導致其出具虛假審計意見。審計合謀具有較強的隱蔽性，直接觀察到審計合謀行為較為困難。國內外學者對審計合謀做了大量研究，為審計合謀的動因、識別與防范提出了許多建議［15］［16］［17］。目前研究較為一致的認為，審計合謀極大地損害了信息披露質量，給投資者造成了巨大損失，保持注冊會計師獨立性可以有效防范審計合謀。

此外，審計合謀與審計收費存在一定的因果關系。Lennox［18］發現，審計意見購買是審計收費異常的主要原因;雷光勇［16］認為，合謀行為與會計師事務所經濟利益存在一定聯系，被審計單位審計意見購買最有可能誘發審計合謀。方軍雄和洪劍峭［19］發現，上市公司通過支付更高的審計費用來購買審計意見，這種異常的審計收費對審計意見的改善有正向的關系;趙國宇(2009)［20］的研究表明，正常情況下，審計收費體現的是事務所提供專業服務的價值，但若審計收入偏離正常水平，存在明顯的異常收費，則有可能是審計意見購買的結果。趙國宇［3］從證券監管機構發布的公開處罰報告中發現，與被處罰公司合謀的會計師事務所，存在異常審計收費行為。雷新途等［21］發現，注冊會計師不惜出具虛假審計意見以獲取高額的審計費用及非審計業務費用。綜上所述，異常審計收費很可能意味著注冊會計師與上市公司合謀，上市公司從而得以披露失真或虛假的財務報告。

分析師普遍具有較強的信息分析能力和風險感知能力，能較好的解讀財務報告，發現其中隱含的虛假信息［22］。一方面，財務報告是分析師做出預測判斷的重要信息來源［23］，審計合謀將會使財務報告中的信息嚴重失真，分析師很難做出準確的預測;另一方面，有合謀現象的公司，壞消息一旦集中爆發，將面臨股價暴跌，甚至破產退市的風險，這對跟蹤該公司的分析師聲譽有負面影響。因此，分析師有能力從財務報告中發現公司的異常信息，一旦分析師覺察審計收費出現異常，為了規避審計合謀帶來的巨大風險，分析師通常會放棄對這一公司的跟蹤。分析師在一定程度上能對投資者決策產生影響，審計合謀這一信息將會通過分析師放棄跟蹤的方式傳遞至投資者［24］。李剛(2013)［25］研究發現，審計質量與分析師跟蹤意愿和數量顯著正相關，表明上市公司的信息透明度越低、風險越高，分析師跟蹤意愿越弱。

綜上所述，審計合謀使公司的信息披露質量大為降低，不確定性急劇升高，導致分析師跟蹤所面臨的風險顯著增大，而分析師則能有效地通過異常審計收費感知到合謀現象所帶來的風險。當發覺審計收費的異常變動后，分析師會重新評估跟蹤該公司的風險;如果跟蹤該公司承擔的風險超過其可接受的程度，分析師就會放棄對這一類公司的跟蹤。因此，本文提出第一組假設:

H1a:分析師跟蹤數量與異常審計費用呈負相關關系。

H1b:有無分析師跟蹤與異常審計費用呈負相關關系。

(二)上市時間、審計合謀與分析師跟蹤

公司上市時間的長短會對審計合謀與分析師跟蹤之間的關系產生影響。隨著法律環境的改善和市場力量的增強，上市時間長的公司承受著更多的市場壓力，從而對標準審計意見的需求更強，有較大的可能通過異常的審計費用來改善審計意見。唐躍軍(2007)［1］的研究結果顯示，上市時間較短的公司被出具非標意見的可能性較低，而上市時間較長的公司有較大可能收到非標審計意見。潘越等(2011)［26］發現，我國IPO市場普遍存在承銷商托市行為，受雇于承銷商的分析師會無視風險而持續跟蹤并發布預測信息。這一發現表明，上市時間較短的公司，異常審計收費與分析師跟蹤之間的關系較弱。原紅旗和黃倩茹(2007)［27］發現，跟蹤上市時間較短公司的分析師所屬券商往往是該新上市公司股票承銷商，由于利益的驅使和豐富的私有信息，審計收費的異常變動不會改變分析師跟蹤的決策行為，分析師有較大的可能會無視風險而對此類公司持續跟蹤。此外，Simon和Francis(1988)［28］研究發現，事務所為爭奪市場，在和客戶初次簽訂審計約定書時，通常會給予一定的折扣。綜上所述，上市時間較長的公司審計費用的異常，反映的是風險的增加，分析師觀察到此現象時，會放棄跟蹤;而上市時間較短的公司，其審計收費的異常可能是受到其他因素的干擾，與風險之間的關系較弱，且通常而言，跟蹤新上市公司的分析師通常與該公司之有著密切的關系，故即使面臨一定的風險，分析師也不會輕易放棄跟蹤。因此，本文提出第二個假設:

H2:分析師跟蹤數量與異常審計費用之間的關系受公司上市時間的影響。

(三)產權性質、審計合謀與分析師跟蹤

產權性質作為我國上市公司一個顯著特征，亦會對審計合謀與分析師跟蹤之間的關系產生影響。長期以來，國有上市公司在我國經濟中有著舉足輕重的作用，普遍承擔著較重戰略性和社會性的政策壓力，當其陷入財務困境時，得到政府幫扶的可能性較高。因此，同等條件下，國有上市公司面臨的風險較低。方紅星等［29］發現國有上市公司發行的債券有著較低的成本，這是由于國有產權發揮了隱性擔保作用，使市場對其違約風險的敏感度降低。國有企業的規模總體上比非國有企業要大，可用于內部控制建設的資源較多，受到的媒體關注度也更高，公司治理更加健全，內部控制水平更高，而內控水平高的公司面臨的風險較低。因此，分析師對國有上市公司的異常審計費用較為不敏感。劉啟亮等［30］發現，相比于政府控制的上市公司，地方上市公司內部控制質量相對較差。劉桂春等［31］發現，總體上國有企業比非國有企業的內部控制水平高。此外，由于其政治背景和政治關聯，國有上市公司面臨的經營風險、財務風險、破產風險、法律風險更低。相比而言，民營上市公司則存在著融資渠道有限、融資難的問題，其面臨的風險更高。因此，當分析師發現國有上市公司存在異常審計收費時，對其風險評估較低，放棄跟蹤的可能性較小。基于此，本文提出第三個假設:

H3:分析師跟蹤數量與異常審計費用之間的關系受公司產權性質的影響。

三、研究設計

(一)數據來源及樣本篩選

本文以滬深兩市2006－2013年上市公司年度財務數據、分析師預測數據以及審計收費數據為樣本，檢驗分析師跟蹤與異常審計收費之間的關系。數據來自國泰安及銳思數據庫。對于初始數據，本文進行了如下處理:(1)剔除金融業公司，剔除ST、PT的公司;(2)剔除各變量中有缺漏值、異常值的數據;(3)為了減弱極值對回歸結果的影響，所有連續變量在1%和99%分位上進行縮尾處理。完成上述處理后，本文最終得到了9121個觀察值。

(二)回歸模型

根據Lang和Lundholm(1996)［32］，以及徐欣和唐清泉(2011)［33］的研究設計，本文通過模型(1)來檢驗分析師跟蹤與審計合謀之間的關系。

其中解釋變量Abfee為異常審計收費，本文從三個角度對其衡量。Cov為被解釋變量，表示分析師跟蹤人數，Coverage為虛擬變量，表示是否有分析師跟蹤，由于分析師是否跟蹤一般是由公司上一期的特征所決定的，因此本文將分析師跟蹤滯后一期，同時也減弱了內生性的影響。

(三)變量定義

1．被解釋變量

本文的被解釋變量有兩個，分別為分析師跟蹤數量(Cov)和分析師是否跟蹤(Coverage)。根據徐欣和唐清泉(2011)［33］的研究，分析師跟蹤數量(Cov)用當年對該公司發布預測分析師的數量來表示，分析師是否跟蹤(Coverage)為虛擬變量，用當年是否有分析師跟蹤該公司并發布預測來衡量。

2．解釋變量

本文參考趙國宇(2012)［34］的研究方法，以異常審計收費作為審計合謀的代理變量，具體定義如下:

根據審計收費理論，審計收費主要受到審計客戶規模、審計復雜程度、審計風險、會計師事務所特征等因素的影響，簡化的審計收費模型如(2)所示:

模型(2)中，Fee表示審計收費金額;Xi表示影響審計收費的因素;μ為殘差項，表示無法合理解釋的審計收費構成部分，殘差項為正值可以理解為審計收費異常高，殘差項為負值可以理解為審計收費異常低。本文異常審計收費的估計方法是，先用模型(2)做回歸分析，得出各個變量的系數估計值，根據這些系數估計值，計算上市公司的正常審計費用，然后用公司年報披露的審計費用減去該數值得到審計收費的異常部分，即μ值，本文據此設立異常審計收費(Abfee1)變量。其具體計算公式如(3):

Abfee2為實際審計費用與正常審計費用之比減1。具體計算公式如(4):

為了使規模不同的上市公司之間，異常審計收費的差異具有可比性，本文將μ與正常審計費用的比值作為Abfee3，具體計算公式如(5):

3．控制變量

依據現有文獻［32］［33］，以下因素會影響分析師跟蹤行為，本文將這些因素作為控制變量，詳見表1。

表1 變量的定義與度量

四、回歸結果分析

(一)描述性統計

表2是主要變量的描述性統計結果，總計樣本數為9121個。從表2可以看出，我國分析師對公司的選擇跟蹤存在很大偏好，有29%的上市公司沒有受到分析師的關注。分析師跟蹤人數(Cov)的平均值為5.71，中位數為3，表明上市公司分析師跟蹤人數普遍較少，且分布并不均勻;三個度量異常審計收費的指標的平均值均為0，中位數分別為－0.02，0和0，表明我國目前審計費用收取的較為合理，異常審計收費現象并不嚴重。控制變量方面，營業收入增長較快，平均年漲幅為16%;股票回報率的標準差較高，說明公司間股利分配政策有較大的不同;有10%的公司當年為虧損，機構投資者持股比例平均為14%。

表2 主要變量的描述性統計

(二)回歸分析

1．審計合謀與分析師跟蹤

表3報告了針對H1a和H1b的多元回歸結果，即異常審計收費對有無分析師跟蹤、分析師跟蹤人數的影響。其中，列(1)至列(3)檢驗了異常審計收費對分析師跟蹤人數的影響，Abfee1、Abfee2和Abfee3的系數分別為－0.404、－5.323和－5.404，均在1%的水平上顯著。結果表明，異常審計費用越大，分析師跟蹤人數越少，支持了假設H1a。列(4)至列(6)檢驗了異常審計收費對是否有分析師跟蹤的影響，Abfee1、Abfee2和Abfee3的系數分別為－0.436、－5.838和－5.821，均在1%的水平上顯著。結果表明，異常審計費用的出現，分析師跟蹤意愿降低，支持了假設H1b。大部分控制變量的符號與預期一致。實證結果表明，分析師能有效通過審計收費的異常變動覺察公司風險的增加，從而降低了其跟蹤的意愿和積極性。這說明分析師能夠識別審計收費的信息內涵，通過放棄跟蹤的方式，向市場傳遞可能存在審計合謀公司的風險信息。

表3 分析師跟蹤與異常審計費用的多元回歸分析

2．上市時間、審計合謀與分析師跟蹤

表4報告了針對H2的多元回歸結果，即根據公司上市時間的中位數對樣本進行分組，研究上市時間長短對異常審計收費與分析師跟蹤行為之間關系的影響。其中，列(1)、列(3)與列(5)檢驗了在上市時間較短的公司樣本中，異常審計收費對分析師跟蹤人數的影響，Abfee1、Abfee2和Abfee3的系數分別為0.039、0.576和0.600，均不顯著。列(2)、列(4)與列(6)則檢驗了在上市時間較長的公司樣本中，異常審計收費對分析師跟蹤人數的影響，Abfee1、Abfee2和Abfee3的系數分別為－0.752、－9.885和－9.874，均在1%的水平上顯著。實證結果表明，由于上市時間較長的公司審計費用理應趨于正常和穩定，異常審計費用的出現，很有可能是上市公司管理層與注冊會計師合謀，以掩蓋被審計公司經營業績下滑、經營風險加大的事實，證券分析師在觀察到異常審計費用的出現時，會將其視為審計合謀的一種信號，從而降低對公司的跟蹤，實證結果支持了H2。

表4 分析師跟蹤與異常審計費用(按上市時間分組)的多元回歸分析

3．產權性質、審計合謀與分析師跟蹤

表5報告了針對H3的多元回歸結果，即依據上市公司產權性質對樣本進行分組，研究產權性質的不同對異常審計收費與分析師跟蹤行為之間關系的影響。其中，列(1)、列(3)與列(5)檢驗了在國有上市公司樣本組中，異常審計收費對分析師跟蹤人數的影響，Abfee1、Abfee2和Abfee3的系數分別為－0.398、－5.128和－4.963，均不顯著。列(2)、列(4)與列(6)檢驗了在民營上市公司樣本組中，異常審計收費對分析師跟蹤人數的影響，Abfee1、Abfee2和Abfee3的系數分別為－0.439、－5.798和－6.223，均在1%的水平上顯著。實證結果表明，國有上市公司由于擁有雄厚的經濟實力和政治背景，即使出現異常審計收費，分析師評估其風險上升的幅度也不大;而民營上市公司則在其出現經營風險、財務風險時，對標準無保留審計意見的需求較大，有較強的動機與會計師事務所合謀;分析師觀察到異常審計收費時，對民企的風險評估較高，有較大的可能放棄跟蹤，實證結果支持H3。

表5 分析師跟蹤與異常審計費用(按國企民企分組)的多元回歸分析

五、穩健性檢驗

(一)明星分析師效應

楊丹和萬麗梅(2012)［35］的結論表明，明星分析師能發現更多公司特質信息;董大勇等(2012)［36］發現，有更長研究經歷、更高的歷史領先度、以及所屬機構年度發布報告數越多的分析師，有較大的可能領先發布。因此，由于具有公司特有信息和超群的預測判斷力，能力較強的明星分析師可能會對審計費用異常的公司持續跟蹤，進而領先發布對該公司不利的預測。為了進一步加強結論的穩健性，本文以《新財富》雜志每年評選出的明星分析師為研究樣本，僅用明星分析師跟蹤數量進行上述回歸。結果顯示，有3365家公司受到明星分析師的跟蹤，約占總樣本的1/3。審計費用出現異常的公司，明星分析師跟蹤的數量也同樣顯著減少，說明明星分析師同樣為規避公司審計費用的異常所帶來的風險，而放棄對該公司的跟蹤，證明了本文結論的穩健性①限于篇幅，穩健性分析結果沒有列示。。

(二)變量的替換和增加

本文對部分控制變量的代理變量進行了替換，并嘗試增加新的控制變量。回歸結果表明，結論未發生實質性的變化。具體的替代情況如下:(1)公司規模(Size)用營業收入的自然對數替換總資產的自然對數;(2)財務業績指標，用凈資產收益率(ROE)替換模型中的總資產報酬率(ROA)。

六、結 論

本文以2006－2013年我國上市公司財務數據、分析師跟蹤數據以及審計收費數據為樣本，采用異常審計收費作為衡量審計合謀的代理變量，研究分析師跟蹤與審計合謀的關系，檢驗分析師是否能覺察到審計合謀行為。研究結果表明，分析師跟蹤與異常審計收費呈顯著負相關關系。這說明分析師可以覺察到公司支付了不合常理的審計費用，從而發現會計師事務所與公司間可能存在審計合謀行為，繼而通過放棄跟蹤的方式將這一消息傳播給市場，使投資者免于因審計合謀受到的損失，保證了資本市場平穩發展，同時也說明了分析師是有效率的。

進一步研究發現，由于上市時間較長的公司對標準審計意見的需求更大，上市較短的公司有承銷商的分析師樂觀托市的情況，分析師跟蹤與異常審計收費之間的關系在上市時間不同的公司間存在差異;國有上市公司特有的經濟背景和政治關聯，使其面臨的經營風險、財務風險、破產風險、法律風險更低，而民營上市公司則面臨著融資渠道有限、融資難的問題，其經營風險和法律風險更高，因此，分析師跟蹤與異常審計收費之間的關系在產權性質不同的公司間存在差異。

根據本文的研究結論，我們提出以下政策建議:(1)分析師跟蹤可以有效的發現公司審計合謀行為，市場應提供條件使分析師能更好發揮信息中介的作用;(2)證券管理部門可以根據分析師跟蹤數量的變動甄別出可能出現審計合謀的公司，對這些公司加強監督，促使其對外披露更多有價值的信息，降低投資者風險;(3)異常審計費用往往伴隨著審計合謀，使注冊會計師喪失獨立性，會計師事務所可能會為被審計公司出具不真實的審計報告，擾亂正常市場秩序。監管部門應該出臺規范的審計收費政策，確保會計師事務所和注冊會計的獨立性，保證審計質量。

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