众所周知，上市公司对外公布的财务报告是投资者进行决策的重要依据，财务报告的信息质量与投资者的经济利益息息相关。审计意见，作为独立于上市公司与投资者的"第三人"--注册会计师对财务报告的信息质量的鉴证，为投资者所高度重视，并会对投资者的决策行为产生重要影响。本文拟以上市公司1993-1997年审计意见作为研究对象，通过考虑年报公布日前后的市场反应，力图从实证角度对审计意见的信息含量作出分析。
　　
　　一、研究背景
　　
　　审计意见可分为标准无保留意见和非标准无保留意见两类。据统计，从1993年至1997年五年间，共有172家上市公司188次被出具了非标准无保留意见的审计报告，且非标准无保留意见的审计报告呈逐年递增趋势，尤其在1997年，共有93家上市公司被出具有非标准无保留意见的审计报告，其绝对数几乎相当于1993年至1996年四年的总和。

　　一般来说，注册会计师对被审计单位出具非标准无保留意见的审计报告，主要基于以下原因：

　　1．合法性。为了研究的需要，我们将于合法性而出具的非标准无保留意见根据违法内容的不同，具体分为以下两类：第一类，由于经济业务的发生不合法而被出具的非标准无保留意见。第二类，由于会计处理违背了《企业会计准则》及其他财务会计法规而被出具的非标准无保留意见。

　　2．公允性。基于公允性而被出具的非标准无保留意见可分为两类：第一类，由于被审计单位存在或有事项、关联方交易、会计政策变更等影响被审计单位会计报表公允表述的会计事项，而被审计单位对其披露不充分导致财务报表或附注不完整，因而被注册会计师出具非标准无保留意见。第二类，由于审计范围受到限制或涉及其他会计师的工作，注册会计师对其是否公允不能确定出具的非标准无保留意见。

　　3．混合型。由于存在以上两方面或多方面的原因而被注册会计师出具的非标准无保留意见。

　　4．强调型。即使被审计单位的财务报告没有违背合法性、公允性原则，但如果注册会计师认为有需要强调的会计事面存在，也会在出具无保留意见的同时增加说明段。实际上，188份非标准无保留意见有90份属于这种类型，占近50%。

　　另外，我们发现，有的上市公司连续几次由于同一原因被出具非标准无保留意见。如华源实业1995、1996年均在由于其他资附属公司--深圳华源科技发展公司对所属各地非法人销售分支机构实行自主经营、自负盈亏的特许经营制度，其会计报表未纳入当年合并会计报表而被出具了非标准无保留意见。这一类型的审计意见具有一定特殊性，本文将其单独作为一类（表1中的P5）。

　　综上所述，我们把188份非标准无保留意见，根据其具体原因划分为七类。各类分布情况如表1所示：

　　表1 非标准无保留审计意见的分布情况　　

类别	P1	P2	P3	P4	P5	P6	P7
家数	8	14	18	17	12	29	90
比重	4.26%	7.45%	9.57%	9.04%	6.38%	15.43%	47.87%

　　注：P1：由于经济业务的发生不合法而被出具的非标准无保留意见
　　　　P2：由于会计处理的不合法而被出具的非标准无保留意见
　　　　P3：由于审计范围受限等原因而被出具的非标准无保留意见
　　　　P4：由于存在某些事项影响了会计报表的公允性而被出具的非标准无保留意见
　　　　P5：由于同一原因被连续出具的非标准无保留意见
　　　　P6：混合型的非标准无保留意见
　　　　P7：强调型的非标准无保留意见
　　
　　一、 研究方法与研究假设
　　
　　（一） 样本选择

　　基于以下原因：（1）1993年以前的上市公司数目甚少，且主管部门对其监管还未达到规范化标准；（2）由于证监会并未要求上市公司的中期报告必须经过注册会计师的审计，各公司的中期报告经审计者甚少，缺乏代表性，本文将1993-1997五年间上市公司年度审计报告中188份非标准无保留意见作为研究样本。另外，为了发现不同类型的审计意见是否有相应的信息含量，根据前文对非标准无保留意见类型的界定，同时将所选择样本分为七个样本组，分别进行考察。

　　由于审计报告是同盈余报告同时公布的。而会计盈余具有一定的信息含量（赵宇龙《经济研究》，1998.7），为了剔除会计盈余的信息干扰，我们选择符合以下条件的188份标准无保留意见作为控制样本：（1）与研究样本具有相近的净资产收益率或每股收益；（2）与研究样本处于同一行业板块；（3）与研究样本的公布年度相同；（4）与研究样本具有相近的总资产。我们之所以要求（2）（3）（4）三个条件，是为了尽可能的控制其他因素，以保证研究样本与控制样本除审计意见的不同外，其他差异尽可能小。因为根据西方以前的实证研究，行业性质与企业规模也是具有一定信息含量的（Foster,1979）。尤其对于我国的证券市场，其发展速度极为迅速，不同年度的完善程度应有所不同，对于相同的审计意见，在不同的时期有可能会引起不同的市场反应，因此，我们尽可能地保证两个样本在不同年度的分布相同。

　　（二） 模型选择与方法设计

　　作为实证会计理论的奠基人，Ball和Brown于1968年通过分析在纽约股票交易所注册的261家公司1946-1966年间年报公布日前后的非正常报酬率，验证了会计收益对股票价格的影响。此后，在西方的实证会计中，用非正常报酬率来考察会计事件的信息含量甚为流行，并且根据不同的研究目的，非正常报酬率有了多种不同的计算方法。本文采用Fama（1969）在研究审计报告的披露对股票价格的影响时所采用的计算方法，同时考虑到中国证券市场发展时间短的限制，对其进行局部修整后，建立以下模型：

　　1．估计预期报酬率

　　大多数资本市场研究都使用市场模型（Market Model）来估计或预测正常条件下企业的报酬率。本文亦用市场模型来估计某家股票在第j周的正常报酬率。即：

　　Rit =αiRmj+εi ε~(0,σ2)

　　这里的Rij是第I股票在第j周的收益率，即Rij=（Pij- Pij-1）/ Pij-1，Rmj是第j周的收盘指数（本文中，对沪市股票取沪市综合指数，深市股票取深市综合指数）。

　　考虑到年报公司前后存在风险转移（risk shift）问题（赵宇龙，《经济研究》，1998，7），本文采用分段回归求α、β系数。以公司年报公布日所在周为第0周，用j=-24，-23…-5，20周数据（用于1993样本在1993年年报公布周前不足20个交易周，我们用了10个交易周的数据）回归的系数αli、αli构造回归方程Rit=αli+βli Rmt,用来估计第I家股票年报公布日期前20天正常报酬率ERit（t=-20，-19，…-1，0，其中t=0指年报公布日）；用j=5，6，…24，20数据（由于在此期间一股会有分红送配会计事项发生，本文在计算Rij时，对pij进行了复权处理）回归系数α2I、α2I构造回归方程Rit=α2i+β2i Rmt,用来估计年报公布日后20天的正常报酬率ERit（t=1，2，…20）。

　　本文对752个回归方程的回归系数α、β进行了统计T检验，剔除了146个回归方程共81个样本（剔除原则：只要该样本涉及的一个回归系数在90%的置信水平上不显著，即将该样本剔除），其中研究样本36个（剔除后，各类审计意见的分布情况见表2），控制样本45个。为了保证研究样本与控制样本在样本量上的一致性，本文对控制样本进行了二次选择，参照剔除样本，补选了9份，并进行了T检验。

　　表2 剔除不显著样本后的非标准无保留审计意见分布

类别	P1	P2	P3	P4	P5	P6	P7
家数	8	12	15	12	10	25	70
比重	5.26%	7.89%	9.87%	7.89%	6.58%	16.45%	46.06%

　　2.计算剩余收益（Residual）

　　剩余收益是指实际报酬率Rit与正常报酬率ERit的差额，即：

　　REit= Rit- ERit

　　其中ERit是指第I家股票在第t天的剩余收益。如果用ARit（Average Residuals）表示N家股票第t天的平均剩余收益，则
　　　　　　　N
　　　　ARit=1/NΣREit
　　　　　　　i=1
　　
　　本文用累积平均剩余收益CAR（Cumulative Average Residuals）来衡量市场反应。为了研究的需要，本文采用两种方法计算CAR，计算公司如下：

　　　　　　N 　　　　　　　　t
　　CARit=ΣARt 　　　CAR2t=ΣARt
　　　　　t=-20 　　　　　　t=-20

　　其中，ARt是平均剩余收益的绝对值。我们计算CAR2t时，之反同用其绝对值，是为了避免平均剩余收益正负相互抵消，削弱市场反应的力度。

　　（三）研究假设

　　毋庸置疑，如果一家上市公司被出具了非标准无保留意见的审计报告，说明在注册会计师看来，这家公司财务报告的编制在合法性、公允性或其他方面存在或多或少的问题，在一定意义上反映了公司管理当局的经营理念及公德意识不够本分。因为，非标准无保留意见的审计报告对投资者来说应是一个"坏消息"，理性投资者应看淡该公司股票，其股价在其年报公布日前后会有一定幅度下跌。而被出具标准无保留意见审计报告的上市公司，则被认为不存在这方面的问题，但由于会计盈余的信息含量，不同公司的股价在其年报公布日前后的涨跌幅度会有所不同。据此，本文提出以下假设：

　　假设1：在年报公布日前后较短时窗（window）内，研究样本的AR应为较显著的负值。

　　假设2：在年报公而日前后较短时窗内，研究样本与控制样本的AR应有显著差异。

　　假设3：在年报公布日前后较短时窗内，研究样本与控制样本的CAR应有显著差异。

　　如前文所述，各公司被出具审计报告的具体原因是不同的，而不同的事项对财务报表的影响是不同的，有的后果较为严重，而有的较轻微。一般认为，强调型的较经（注册会计师对其多出具带说明段的无保留意见审计报告），其他几类型则说明问题相对较为严重。另外，如果一家公司由于同一原因被连续出具非标准无保留意见审地报告，在一个有效地市场中，理性投资者对其应有所预期，在年报公布前就会作出调整，因此，非标准无保留意见在年报公布日前后较短的时间内，不应引起较强的市场反应。据此，本文又提出以下假设：

　　假设4：在年报公布日前后较短时窗内，研究样本各组的AR和CAR应有显著差异。

　　假设5：在年报公布日前后较短的窗内，研究样本级P5与控制样本的AR和CAR不应有显著的差异。

　　（四）统计检验

　　1．两样本均值比较

　　根据统计经验，对研究样本和控制样本可近似认为是来自正态总体的两个独立样本。对来自正态总体的两个样本进行的均值比较常使用T检验的方法，本文也不例外。由于两个样本方差相等与不等时，计算t值的公式不同，故先要对方差齐次性进行F检验。如果用u1、u2为两个样本报样本量，具体检验过程如下：

　　F检验：H0：v1=v2 H1:v1=v2 统计量F=MAX（v1v2）/MIN(v1v2)
　　T检验：H0：u1=u2 H1:U1=U2
　　统计量t的计算
　　方差齐（v1=v2）时：t=(u1-u2)/[s2(1/n1+1/n2)]1/2
　　其中：S2=[(n1-1)v1+(n2-1)v2]/(n1+n2-2)
　　方差不齐(v1=v2)时：t=(u1-u2)/(v1/n1+v2/n2)

　　2．多样本均值的比较

　　本文对各样本组均值间的显著性差异用单因素方差分析（One-Way ANOVA）进行检验。

　　3．本文的统计分析借且于SPSS（Statistical Package for the Social Science）。

　　三、结果及分析

　　1.图解

　　图1，图2和图3分别是研穿样本与控制样本在年报公布日及前后各20个交易日共41个交易日的AR，CAR1和CAR2时间分布：

　　从图1和图3我们可以看出，非标准公司（指被出具非标准无保留意见的公司，下同）较之标准公司（指被出具标准无保留意见的公司，下同）无论市场反应的及时性，还是市场反应的力度，前者都远远强于后者。这与我们的假设1相符，同时也从另一角度验证了会计盈余的住信息含量。但奇怪的是，被出具标准无保留意见的公司在年报公布前股价有较短时间的大幅上扬，导致研究样本组有正的AR出现。对于这一"异常现象"，笔者以为最可能的解释是存在机构的恶意操纵。这种"机构操纵"过程，通过对图2的分析我们可以"窥其一斑"：在年报公布前的约第八个交易日，市场对"坏消息"似有这觉察，CAR有较短时间、轻音乐上幅度的负值，然而大众投资者的盲从心量在此时暴露无遗，在机构投资者的"怂恿"下，CAR开始直线上扬，正的CAR一直持续到年报公布日，随着"朦胧题材"的明朗化，CAR才开始滑向谷底，而此时机构投资者虽已逃之夭夭，被套或"割肉"者惟有大众投资者。
　　表3 AR均值的检验结果　　
　　表3和表4的结果说明，研究样本与控制样本的AR值尽管在（0 20）差异非常显著，但由于（-20 -1）时窗内，差异度高度不显著（0.789）的显著水平，即如果我们认为二者具有
　　
　　注：F，T分别为统计量的计算值；P（F），P（T）分别为F检验的显著水平。

　　著性差异，犯错误的概率高达78.9%),因而在（-20 20）时窗，AR均值差异在统计上并不显著；不过从累计效应来看，研究样本统计样本的市场反应仍然表现出显著的不同（CAR均值差异的显著水平为0）。这一结果与假设2并不完全一致。这说，由于市场主力的"恶意"操纵，在年报公布前，"非标准"公司与"标准"公司的市场走势并无多在差异，但年报公布后，投资者除了对非标准无保留意见除"厌恶"外，"上当受骗"后的情绪反应，都使得"非标准"公司的股价直线下跌，从而与"标准"公司的市场反应大相径庭，这与有关的实证结论（赵宇龙），市场对"坏消息"反应不足相一致。

　　（二）研究样本组间比较

　　1．图解

　　图4、图5和图6分别是研究样本各组的AR和CAR时间分布：

　　注：系列1-7分别为P1-P7组样本数据

　　综合图4、图5和图6，我们可以看出，对由于"经济事项"被出具的非标准无保留意见，市场反应最为敏感，而对于无保留意见中的"说明段"却有点"熟视无睹"。另外，对于被注册会计师连续"举牌"的上市公司，市场也没有能作出预期，因此当年报公布时，市场很多"始料不及"，反应有点过度，导致该组的AR在年报公布日负至各组之最，令本文的假设4"大跌眼镜"；甚至其他四类原因各异的非标准无保留意见，市场表现大致相同，投资者对其并未进行严格区分，本文的假设3与此并不相符，这也在一定程度上说明我国的证券市场尚不能称为"半强式有效市场"（Semi-strong Efficient Market）。

　　2．统计检验结果

　　表5和表6分别为研究样本组间AR和CAR均值比较的单因素方差分析结果：

　　通过表5可以发现，在我们所选的4个时窗内，各组间AR均值的差异在统计上并不显著，相反我们却可以得出各组间AR均值相等的统计结论，时窗（-20 -1）除外，因其均值相等的显著水平仅为（0.1269）。即使我们选择从图4看来较大差异的P1，P5和P7三组进行以4个时窗的统计检验，AR均值的差异显著，（限于篇幅，统计检验结果未列出）。但表6的结果却表明，除时窗（-20 -1）内的CAR2均值差异不显著外，在我们所选的3个窗内，研究样本各组的CAR2均值差异不显著外，在我们所选的3个时窗内，研究样本各级的CAR1和CAR2均值均为显著性差异。这说明，总体看来，在年报公布前后，各种"非标准"公司的市场发展趋势大小同异，大都在年报公布前有短时间的股价上扬，然后下跌的，一般在年报公布日跌至最底点，最后经过不足一周的消化调整期，即可恢复常轨。在这期间，"机构操纵"迹象明显（笔者认为上市公司炒作自家股票的可能不可排除）。但由于几种特殊类型审计意见的信息毕竟不同，因此市场对其反应的力度不尽相同，加之前期机构操纵的程度也有所差异，导致各且的市场表现并不尽一致。
　　表5 研究样本组间AR均值比较检验结果　　
　　
　　四、结论与建议

　　（一） 结论

　　结论1："标准"公司与"非标准"公司在年报公布前后有不同的市场表现，审计意见会对投资者的决策行为产生重要影响。

　　结论2：不同类型的"非标准无保留意见"会引起不同的市场反应，但投资者并未对其进行严格区分。

　　结论3："非标准"公司在年报公布前的反常表现及被连续出具的非标准无保留意见在年报公布日仍有一定的信息量，说明我国的证券市场"半强式有效市场"

　　表6 研究样本组间CAR均值比较检验结果
　　
　　（二） 建议

　　建议：1：有关部门应加大市场监督力度，对利用"内幕信息"赚取非法收益的行为要严惩不怠。如前所述，对"非标准公司在年报公布前的反常表现最可能的解释是存在"机构操纵"，而这种扰乱市场秩序的违法行为，极大地损害了广大投资者的切身利益，严重挫伤了他们证券制度的积极性，对我国证券市场的健康发展是极为不利的。

　　建议2：进一步规范CPA的执业行为，加强CPA的执业风险教育。本研究表明，投资者对无保留意见中的说明段很是不以为然，对注册会计师有点过度依赖。但有关研究发现，按照国际惯例，这些说明型的非标准无保留意见有很大一部分应被出具对投资者决策行为有重要影响的否定意见或保留意见。另外，对其他几种类型的"非标准无保留意见"，很大一部分注册会计师对其中的"非标准事项"也仅是加以简单罗列，而对该事项可能会对被审计单位的财务状况和经营成果造成何种影响，却只字不提，这很可能是造成对会计知识知之甚少的投资者对几种类型的审计意见未能严格区分的重要原因。因此，规范CPA的执业行业，有助于投资者对上市公司作出更为准确的判断，降低CPA的执业风险。

　　五、本研究局限

　　由于我国特殊的信息披露制度，会计盈余，分配案和审计报告是在同一时间公布的，因此若考察某一事件独自的市场反应，必须要对其他因素加以控制。尽管本文对会计盈余的信息影响进行了控制，但能否全部剔除很难保证。对于股利分配等其他因素影响，本文未加控制。但据有关的实证结论（魏刚，《经济研究》，1998，6），分配政策对投资者行为具有重要影响，这无疑会对本文的研究结果具有一家的影响。

　　参考文献：
　　李树华，"审计意见与证券市场"，《中国证券市场财务会计问题实证研究》，上海财经在大学出版社。
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　　Ball R. And P.Brown,"An Empirical Evaluation of Accounting Income Numbers",Journal Of Accounting Research ,Autumn 1968.
　　Eskew,R.K.and W.F.Wright,"An Empirical Analysis of Differential Capital Market Reacions to Extraordinary Accountong Items",Journal Of Finance,May 1976.
　　Jensen,Michael C.,"The Foundations Curreng States of Capital Market Theoty",Studies In The Theory Of Capital Markers, praeger 1972.
　　Fama,Eugene F., Lawrence Frsher,Michael C.Jensen,and Richard Roll,"The Adjustment of Stoke Prices New Information",International Economic Review,Febuary 1969.