非标准审计意见与股价关系研究

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目 录

1 绪论............................................................. 1 1.1 研究背景和意义................................................. 1 1.2 文献综述....................................................... 2 1.3 研究内容、结构和特色........................................... 4 2 相关理论分析..................................................... 6 2.1 委托代理理论................................................... 6 2.2 信号理论....................................................... 6 2.3 审计意见与股价的关系........................................... 7 2.4 审计意见....................................................... 7 3 研究设计......................................................... 9 3.1 研究假设....................................................... 9 3.2 研究方法...................................................... 10 3.3 样本选取...................................................... 13 4 实证研究与分析.................................................. 15 4.1 图形分析...................................................... 15 4.2 均值T检验及分析.............................................. 21 4.3 回归分析...................................................... 28 5 结论与启示...................................................... 35 5.1 结论.......................................................... 35 5.2 问题及应对措施................................................ 35 5.3 研究局限性.................................................... 36 参考文献........................................................... 37 致 谢............................................................. 39

1 绪论

1.1 研究背景和意义

1.1.1 研究背景

20世纪90年代，上海证券交易所和深圳证券交易所相继成立，我国的证券市场也初步形成，虽然起步较晚，正处于规范和发展时期，但随着一系列监管政策的出台，证券市场发展迅速，并逐渐走向了成熟，形成了一定的规模。而作为企业投融资的一个重要渠道，证券市场的健康、有序发展对企业而言极为重要，甚至可以说对一个国家的经济发展也会产生深远影响。如何建立并健全一个高效、健康、有序的证券市场便成为相关部门关注的焦点，而规范信息披露行为作为其中的重要方面，一直也很受社会各方面关注。众所周知，信息是证券市场良性发展的基石，信息质量的高低将直接影响投资者决策的有效性，作为反映公司内在价值的财务状况、经营成果、现金流量等的信息质量也就成了投资者关注的焦点。正式由于以上两点，审计意见对证券市场的影响一直是证券监管部门、投资者及相关信息使用者关注的核心。有关审计意见是否具有信息含量的相关研究，不论国内还是国外的相关文献都未取得一致的结论。国外的相关研究始于20世纪80年代，虽然其相关研究很多，形成了较为合理的方法体系，也已取得相关的实证研究，但由于我国的法律法规和证券市场的实际发展情况与国外存在较大差异，导致我们并不能将国外的研究结果类推到国内。虽然我国对审计意见的实证研究仍不成熟，关于投资者对审计意见的反应问题仍需要不断深入，但随着我国证券市场的逐步规范和证券市场投资者的不断成熟，国家相关监管措施的出台，上市公司、会计师事务所所处的特定政治经济环境以及关政策约束的变化，在通过对2007-2012年审计意见与股价之间的关系进行研究，我们可以判断出在审计意见公开披露的较短时间内，股价对“非标准审计意见”是否具有负面波动，股价对不同种类的“非标准审计意见”的反应是否存在差异，股价对不同年份、不同交易所出具的非标准审计意见是否存在差异等，并借此对审计意见信息可能存在的问题和不足提出建议。 1.1.2 研究意义

众所周知，审计意见的信息使用者主要有公司的管理层、投资者、债权人、政府和社会大众，其中又数投资者的投资决策行为对审计意见的依赖程度最大。但目前我国针对审计意见的研究，大多数仍集中于对审计意见影响因素的研究，而关于审计意见信息含量的研究虽然也有，但是相对而言，就比较少了。因此，对投资者对审计意见的反应，即审计意见信息含量进行研究，考察审计意见对投资者、对股价的影响，对了解我国审计实务现状，规范我国证券市场发展具有重要的指导意义。而且，我国证券市场的起步较晚，各方面还不成熟，上市公司的

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信息披露还是有很多问题存在的，这些问题直接导致投资者对上市公司失去信心，造成信息不对称。上市公司的信息披露存在问题，注册会计师的责任也不容忽视，这又使得投资者对上市公司的财务报告产生疑虑，最终难免会导致投资者的投机行为，很难形成真正意义上的投资行为，严重影响证券市场的发展，降低证券市场资源配置的地位和功能。因此，立足于我国审计市场的现状，研究审计意见的信息含量以及投资者的投资决策、股价与审计意见的关系，有助于提高上市公司信息披露的质量，保护中小投资者的利益，规范投资者、会计师事务所、注册会计师的行为，提高注册会计师的审计质量，并可以对国家制定相关政策提供依据。

1.2 文献综述

1.2.1 研究现状

国内外对审计意见信息含量的研究源于20世纪80、90年代，从现有的研究结果看，虽然得出的结论并不一致，但是绝大多数还是都认同审计意见具有一定的信息含量的。下面我将从审计意见有无信息含量两个角度来列示近年来国内外对审计意见信息含量的研究：

（1）审计意见没有信息含量

Baskin E.F（1972）[1]的研究选取了1965年至1968年之间违反一致性原则的样本128个，并按年报公布时公司是否披露了会计原则的变动情况将研究样本分为两组，选取与之相对应的控制样本，通过对三组样本的股价变动情况的比较研究，试图确定因违反一致性原则而被出具保留审计意见的报告是否具有信息含量。他的研究发现，因违反一致性原则而被出具的保留审计意见对公司股价并无明显的影响，不具有信息含量。

[2]

陈晓、王鑫（2001）运用超额收益法和回归分析法，研究了我国1998、1999

年股票市场对年报公布日前后10天内保留审计意见的市场反应。研究结果表明，我国股票市场对1998年年报的保留审计意见没有明显的市场反应，即我国资本市场对保留审计意见的反应尚不具有一致性。

姜永杰（2003）[3]研究了2000-2001两年年报中221家公司的非标准无保留审计意见，实证后发现对违反企业会计准则、审计范围受限、无法持续经营和多重保留的非标准无保留审计意见整体而言，并没有显著的市场反应，只是在事件被披露之后的较短时间内对股价有些许向下的影响。对于不同类型的非标准审计意见，市场并没有甄别。

邵瑞庆和崔丽娟（2006）[4]在新会计准则颁布之后，对我国上市公司的持续经营审计意见的披露情况进行了描述性统计，以此来分析准则修订前后其是否发生了变化，他的研究结果表明审计意见的信息含量并不明显。

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（2）审计意见具有信息含量

Firth（1978）[5]采用市场研究法研究审计意见的信息含量，得出持续经营和资产计价保留意见对投资者的决策有重大的负方向影响；不同保留事项的保留意见信息含量有差异的结论，即持续经营和资产计价两类保留意见具有信息含量。

Ball、Walker和Whittred[6]选取了1961-1972年间101家上市公司保留意见样本117份，按照保留事项的不同划分为3类，并随机抽选50只交易活跃的工业股票作为控制样本。研究表明：保留意见能够影响投资者对股票价值的预期；投资者对不同保留事项的保留意见的反应不同，市场对建筑折旧保留意见有较为明显的正面反应，对其他保留事项的保留意见也有一定的负面反应。

Kevin C.W.chen等（1996）[7]的研究突破单变量分析的局限，同时采用多变量进行分析，两种方法的结合使检验结果更加具有信服力。在多元回归分析中，审计意见类型作为显著的解释变量；而在单变量分析中，通过被出具持续经营保留意见且最终破产的公司的CAR值小于被出具无保留意见且最终破产的公司的CAR值，我们可以得出持续经营保留意见是具有信息含量的结论。

[8] 李增泉（1999）以1993-1997年间的188份非标准审计意见作为研究样本，

根据被出具非标准审计意见的原因，将该样本组划分为7组，通过比较研究样本和控制样本的CAR值的差异来探索非标准审计意见是否存在信息含量。他的研究发现，非标准审计意见与标准审计意见，不同类型的非标准审计意见存在不同的市场反应，但由于我国证券市场发展水平的限制远未达到半强式有效。 肖旭、周志方（2006）[9]以中国证券市场2001-2004年间被出具非标准审计意见的上市公司公布数据为样本，运用超额收益法和多元逻辑回归模型，分年度考察了非标准审计意见的市场反应及价值相关性。他们的研究表明：在年报公布日前后较短时窗内，市场对非标准审计意见表现出微弱的负反应，即非标准审计意见与股价超额收益增量呈负的弱价值相关性；首次出具和连续出具的非标准审计意见分别与股价超额收益增量存在负的和正的弱价值相关性，且前者的相关性低于后者；2003年度审计报告准则修订对非标准审计意见的价值相关性和决策有限性提升有显著影响。

楚昕（2010）[10]通过采用超额收益法和多元回归法对2006-2008三年间的审计意见进行研究发现，2006年和2007年证券市场对“非标准无保留意见”有负面反应；且两年间市场对两者的反应存在差异；但2008年审计意见的信号发挥作用的程度不是很理想。

冯晓羽（2011）[11]的研究结论表明，2007年和2009年持续经营审计意见引起的负向市场反应程度要大于非持续经营非标准审计意见引起的负向市场反应

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程度；而被出具无保留带强调事项段的持续经营审计意见和保留意见的持续经营审计意见引起的市场反应要小于被出具无法表示意见的持续经营审计意见所引起的市场反应；然而2008年、2009年持续经营审计意见上市公司的ARR值涨跌幅度变化却不明显，2008年回归分析的指标效果也不是很好。 1.2.2 对已有文献的评价

在对论文的前期准备阶段，我查询了大量的文献资料，发现国内外学者对审计意见信息含量的研究，无论是在在理论上还是实证上都取得了丰硕的研究成果。虽然在一般情况下，都验证了非标准审计意见是存在信息含量的，具有负的市场反应，但是还是没有形成一致的结论。相对于国外已成熟完善的证券市场，我国的证券市场由于起步较晚，发展时间较短，相关的制度仍有待完善，因此早期的审计意见对证券投资者决策的影响和股价的波动可能还不是很显著。随着近年来有关制度及法律法规的不断完善，审计意见具有信息含量的结论也越来越显著，但不同年份之间还是有着显著程度上的差异。

故此，本文将在吸收前人经验教训的基础上，对经历2007年新审计准则的颁布实施和2008年金融危机的洗礼后的证券市场中的非标准审计意见与股价的关系，采用时间研究法和多元回归法统计进行验证，借此分析2007-2012年间非标准审计意见是否存在信息含量。

1.3 研究内容、结构和特色

1.3.1 研究内容和结构

本文前人的经验和教训，对2007-2012年被出具非标准审计意见的上市公司及其配对公司的数据进行整理，运用事件研究法和回归分析法对非标准审计意见与股价的关系进行验证，借以分析非标准审计意见是否具有信息含量，并通过对研究结论的分析以及证券市场存在的问题提出了相应的政策性建议，指出了本文存在的局限性及对后续研究的展望。

论文拟分为五部分，具体的安排如下：

第一章，绪论。本部分主要介绍选题背景、意义以及国内外的相关文献综述，并做简要评论，在此基础上着眼于发现的问题，确定研究思路，介绍本文研究内容和特色。

第二章，相关理论分析。本部分将分别从委托代理理论、信号理论、审计意见与股价的关系以及审计意见类型基本概念的界定等四个方面分析，为后续的实证研究提供理论支持。

第三章，研究设计。本部分在提出了研究假设的基础上，确定变量并定义变量的计算方法，说明研究样本和控制样本的选择标准及数据来源等。

第四章，实证研究与分析。本部分主要是通过事件研究法和回归分析法等进

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行描述性统计、相关性分析和回归分析，对样本数据分析检验。

第五章，结论与启示。本部分主要是根据实证检验的结果，总结研究结论，并结合证券市场存在问题提出相应的政策性建议，最后指出本文存在的局限性以及对后续研究的展望。 1.3.2 本文特色

首先，样本的选取。本文选取了2007-2012年共计六年的非标准审计意见进行研究，在一定程度上减少了偶发性，使研究结果更具说服力。

其次，本文控制样本的选取采用了一对二的配对方式，消除了一对一配对方式下某研究样本无配对样本的情况。

第三，前人的多数研究仅限于非标准审计意见是否存在信息含量或不同非标准审计意见是否会有不同的信息含量等某一个或两个方面，本文中则是对已有的众多结论的整体研究，涉及范围较广，结论比较全面。

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2 相关理论分析

2.1 委托代理理论

委托代理理论也称信息经济学，是非对称信息博弈论在经济学中的应用，从信息不对称条件下契约的形成过程出发，探讨委托人如何以最小的成本去设计一种契约或机制，促使代理人实现自己的效用最大化的同时也实现委托人的效用最大化。

委托代理理论认为审计关系是指一项审计行为中的审计人、被审计人和委托人之间的经济责任关系，这种关系表现为，为了监督检查被审计人经济责任的履行情况，委托人委托审计人进行审计并接受审计人提出的审计报告，这样一来，委托人和审计人之间就形成了一种审计代理关系。

现代注册会计师审计服务市场中的委托代理关系非常复杂，委托代理问题的核心即“信息不对称”问题也变得更加复杂，注册会计师的审计服务作为一种无形商品，其质量是难以直接观察的。会计师事务所作为注册会计师职业服务的供给者，在与委托人进行交易时，在职业服务的质量问题上存在严重的信息不对称，社会公众处于信息劣势地位，这就产生了注册会计师审计市场的“逆向选择”和“道德风险”问题。

在审计市场中，若注册会计师对虚假的会计信息没有进行严格审计，从而出具不真实的审计报告，就降低了服务质量，那么高质量的审计就将被驱逐出市场，而这种“劣质服务驱逐优质服务”现象就是注册会计师审计服务市场中“逆向选择”问题。

审计人作为经济人的目标是自身效用的最大化，也就是用最小的付出获取最大的收入，而道德风险的存在是审计人在追求利益最大化的过程中表现出两种倾向：和被审计人合谋，在风险不变的条件下收入最大化以及没有合谋，审计人有意地肯定管理者的经营能力和财务成果，为了使自身的风险最小化，而倾向于出具非标准无保留意见的审计报告，这就是道德风险问题 。

然而，在现代的审计市场，伴随着审计的产生，也出现了一种新的畸形的委托代理关系，导致了新的委托代理问题，使审计质量受到投资者的质疑。

2.2 信号理论

信号传递理论同样是信息经济学中的一个概念，适用于审计意见的市场反应以及会计信息。会计信息是反映企业价值运动的一种经济信息，除可计量的财务信息以外，还包括一些目前无法用货币单位进行计量的信息。而会计的目标就是要提供满足会计信息使用者需要的会计信息，所以，企业在披露会计信息之前，首先应确定会计信息的使用者，并在此基础上确定他们对会计信息的需求，然后才能确定应披露的会计信息的内容构成、质量特征及披露方式。而审计的作用正

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是为财务报表信息的可靠性提供一定程度的保证，监督和鉴证证券市场中信息的可靠性及真实性，从而约束证券市场中各相关利益主体的活动。作为审计活动主要成果的审计意见包含着被审计单位的相关的会计信息，向股票市场各利益相关者传递着被审计单位所披露的财务状况、经营成果、现金流量的信息是否真实公允的“信号”。

上市公司通过定期公布财务报表和审计报告，能向市场有效传递有关公司近期状态的信息，从而缓解由于委托代理理论产生的逆向选择问题。高质量公司的管理层有动机将公司较好的业绩、内部控制及风险防范信息等高品质的信号及时传递给投资者。

2.3 审计意见与股价的关系

股票的价值是股票期望未来收益的现值，取决于公司的报酬率和风险。股价，即股票的价格，投资者群体决策的结果，代表了投资大众对公司价值的客观评价。在非完全有效的市场，股票的价格与价值并不一致，而是随着股票价值上下进行波动，投资者要做的就是在其中寻找那些被市场低估了的企业。会计信息作为投资者进行投资决策的重要依据，其真实、完整对投资者决策的正确性具有严重影响。而注册会计师作为公司披露信息的“质检员”，其出具的审计意见是会计信息的“质量检查报告”，反应的是会计信息的可靠程度，对投资者决策极为重要。 标准无保留意见和非标准审计意见有着不同的会计信息质量，理性的投资者也就因此会对公司产生不同的预期，进而对股价做出不同的反应。标准无保留意见表示公司发展势头良好，会计信息质量合格，财务数据较为真实可靠，被操纵的可能性较小，会给市场传递利好消息，致使股价上扬；非标准审计意见表示公司的会计信息质量可依赖程度有一定的问题，会导致投资者对股票的价格降低，股价下降。

因此，审计意见的存在有利于证券市场的发展，它能够增加投资者对于报告信息的信赖程度，降低投资者与经营管理者之间的信息不对称程度，帮助投资者作出有利于自身效用的决定。而审计报告的公布、审计意见信息的传递将会引起证券市场上相应的反应，引起股价的相应波动。

2.4 审计意见

2.4.1 含义界定

在我国，根据财政部新颁布的《中国注册会计师审计准则第1501号——审计报告》的定义：“审计报告是指注册会计师根据中国注册会计师审计准则的规定，在实施审计工作的基础上对被审计单位财务报表发表审计意见的书面文件。”但审计报告的发布仍建立在以下两个基础之上：一是注册会计师遵守了中国注册会计师审计准则的要求；二是实施了审计工作。此外，注册会计师发表审计意见

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的对象是被审计单位的财务报表，包括资产负债表、利润表、现金流量表和财务报表附注以及相关附表。

注册会计师应当就财务报表是否在所有重大方面按照适用的财务报表编制基础编制并实现公允反映形成审计意见。而注册会计师发表审计意见要根据《中国注册会计师审计准则》的要求进行：财务报表是否按照适用的会计准则和相关会计制度的规定编制；财务报表是否在所有重大方面公允反映被审计单位的财务状况、经营成果和现金流量。

注册会计师对财务报告发表审计意见的根本在于提高财务报表的可信赖程度，增强投资者的决策相关性，以降低由于“信息不对称”所带来的交易成本。 信息含量是指探讨某一信息集的公开披露是否会对信息使用者的决策产生重大影响，若信息使用者会因该信息而改变或更加确定他的初始决策，那么我们就可以说其具有信息含量。对投资者而言，注册会计师所出具的审计意见是否是有价值的信息，主要就是看该信息能否对投资者的决策产生重大影响，从而引起股价的异常波动。 2.4.2 审计意见类型

标准无保留意见是指不含有说明段、强调事项段、其他事项段或其他任何修饰性用语的审计意见。非标准审计意见是相对于注册会计师出具的标准无保留审计意见而言的，其具体形式通常包括带强调事项段的无保留意见、保留意见、否定意见、以及无法表示意见。

表2.1 非标准审计意见出具条件

审计意见 出具条件 1.当存在可能导致对持续经营能力产生重大疑虑的事项或情况，但不影响带强调事项段已发表的审计意见时 的无保留意见 2.当存在可能对财务报表产生重大影响的不确定事项（持续经营能力除外），但不影响已发表的审计意见时 1.会计政策的选用、会计估计的做出或是财务报表的披露不符合适用的会计准则和相关会计制度的规定，虽影响重大，但不至于出具否定意见的审计报告时 2.因审计范围受到限制，不能获取充分、适当的审计证据，虽影响重大，但不至于出具无法表示一件的审计报告时 财务报表没有按照适用的会计准则和相关会计制度的规定编制，未能在所有方面公允反映被审计单位的财务状况、经营成果和现金流量 如果审计范围受到限制可能产生的影响非常重大和广泛，不能获取充分、适当的审计证据，以至于无法对财务报表发表审计意见 保留意见 否定意见 无法表示意见 第8页 共39页

3 研究设计

3.1 研究假设

虽然根据前边的理论分析，我们有理由相信标准无保留意见和非标准审计意见暗含着不同的会计信息，会使投资者对公司产生不同的预期，从而导致股价有一定范围的波动，高品质的审计报告将有助于增加投资者决策的相关性，减少投资者与上市公司因信息不对称而带来的交易成本。然而审计市场存在着种种问题，有可能使投资者忽视审计报告的存在，或因投资者的有限理性使投资者对审计报告过于重视或重视不足，究竟股价会对审计意见做出何种程度、何种方向的反映仍有待证实检验。因此，提出本文的第一个假设：

假设1：在年报公布日前后较短时窗内，非标准审计意见有负的市场反应，并与标准审计意见的市场反应存在明显差异。

从理论上来说，在非标准审计意见中，带强调事项段的无保留意见的性质比保留意见、否定意见、无法表示意见的性质要轻，因而带强调事项段的无保留意见的市场反应可能比保留意见、无法表示意见的市场反应要小。由于2012年的审计报告中没有否定意见，故本次研究对否定意见不作考虑。因此，提出本文的第二、三个假设：

假设2：在年报公布日前后的较短时窗内，不同类型的非标准审计意见的市场反应存在差异。

假设3：在年报公布日前后的较短时窗内，带强调事项段的非标准审计意见的市场反应要小于保留意见和无法表示意见的市场反应程度。

随着证券市场的不断完善，新会计准则的颁布实施，提高了上市公司的会计信息披露质量，提高了注册会计师的专业胜任能力，降低了审计失败发生的概率，增加了社会公众对审计工作的信心。而随着上市公司会计信息和注册会计师审计质量的提高，审计意见的信息含量也将不断增加，投资者对不同年度的非标准审计意见也将会作出不同的市场反应。据此，本文提出以下假设：

假设4：在年报公布日前后较短时窗内，不同年度的非标准审计意见的市场反应存在差异。

由于沪市和深市存在一定的差异，国内研究者也已经有人注意到沪市和深市的非标准审计意见可能存在差异，虽然唐齐鸣（2006）[12]已有研究表明，中国股市的投资者在面对利好消息的时候，更愿意在沪市进行炒作，而针对利空消息则更倾向于在深市进行炒作，但由于尚未有人针对这方向进行实证研究，故本文提出第四个假设：

假设5：在年报公布日前后的较短时窗内，沪市和深市的非标准审计意见的市场反应存在差异。

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3.2 研究方法

本文的研究方法采用事件研究法和回归分析法。 3.2.1 事件研究法

如今证券市场审计意见信息含量的相关研究已经稍显成熟，采用的研究方法主要是事件研究法，即将审计报告的披露定义为某一特定事件，以此事件披露前后的某个时间段为事件期间或时间窗，分析此事件对某一特殊因变量在定义时间窗内的影响是信息含量的研究核心。采用事件研究法的审计意见信息含量研究的关键在于印证信息对于决策者是否有用，是否影响决策，这也导致股价的非正常报酬成为有利的影响因素。

在对国内外相关文献进行分析时，发现国内外的专家学者都会采用累计平均超额收益率（CAR）来表示股价因某事件而产生的异常波动。而目前针对累计平均超额收益率的计算模型主要是市场模型和市场调整模型，沈艺峰与吴世农（1999）[13]的分析认为，在我国目前的证券市场条件下，市场调整模型更为符合要求。鉴于此，本文采用市场调整模型来计算累计平均超额收益率的值。

市场调整模型中比较重要的问题便是期望报酬率的确定，而目前我国在采取哪种指数计算期望报酬率的问题上主要有两种方法：综合指数法和行业指数法。两种方法的区别就是在计算个股日期望报酬率时前者采用的是沪深A股的综合指数，而后者则是采用按证监会标准分类的行业指数。目前大部分学者在运用该模型计算超额收益率时均采用的是沪深综合指数，因此，本文同样采用综合指数法。

累计平均超额收益率的具体计算步骤如下：

（1）个股的日实际收益率:

Rit =（Pit - Pi（t-1））/ P i（t-1） （公式3-1） 其中：Rit 为股票i在第t日的收益率，Pit为股票i在t日的收盘价，P i（t-1）

为股票i在t-1日的收盘价。

（2）个股的日期望收益率：

Rmt=（Pm t - Pm（t-1））/ Pm（t-1） （公式3-2）

其中：Rmt 为在第t日的日期望收益率，第Pm t为在第t个交易日上证或深证指数的收盘价，Pm（t-1）为在第t-1个交易日上证或深证指数的收盘价。

（3）个股日超额收益率的计算：

ARit = Rit - Rmt （公式3-3）

其中：ARit为第i支股票的日超额收益率。

（4）平均日超额收益率：

AARit =1/n?ARit （公式3-4）

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其中：n为每个分类样本总体的样本数，AARit为每个样本总体第t日的平均超额收益率。

（5）累计平均日超额收益率：

CAR（tl,t2）=?AARt （公式3-5）

t?t1t2 其中：CAR（tl,t2）为时间窗口（tl,t2）的累积平均日超额收益率。 3.2.2 回归分析法

超额收益法的研究无法控制企业的资产规模、基本每股收益、预盈、预亏等因素对累计超额收益的影响，虽然通过选择控制样本可以在一定程度上对相应影响因素进行控制但却并不精确。

而回归分析法主要是在一定的样本选择和窗口选择的基础上，建立审计意见与超额收益之间的回归方程，然后根据回归系数的大小、符号和显著性判断出审计意见对股价的影响。 (1)因变量

累积超额收益率，即CAR，作为研究股价对审计意见信息含量的关键指标，在这里选为因变量。 (2)自变量 ①解释变量的选择

由于本文就是研究上市公司非标准审计意见信息含量的实证研究，而审计意见也是股价变动的重要解释变量，故将审计意见作为本文的解释变量。又因为采取一比二配对，存在样本因素，本文就将审计意见分为标准无保留意见和非标准审计意见（带强调事项段的无保留意见、保留意见、无法表示意见）两个大类，并通过回归方程中审计变量的系数符号和显著性检验来判断股票市场对审计意见的反应。该变量为虚拟变量，取值“1”和“0”，这两个值的具体含义也因研究对象的不同而代表不同的审计意见，具体含义见下表的变量说明。

② 控制变量的选择

本文主要是为了研究审计意见对股价的影响，因此为了控制随年报一同披露的其他信息和研究窗口内其他事项的公布对股价的影响，本文选取了公司规模、每股收益变化率、预盈、预亏、是否是ST、诉讼担保、违规等多个控制变量。

a.上市公司规模（V）

根据前人的研究成果，我们有理由相信公司规模与股票收益率之间存在着显著的相关性，公司规模在年报公布日前后会对证券市场产生影响，造成规模效应。 而宋献中、汤胜（2006）[14]的研究，借由对2001-2002年沪市A股赢家组合和输

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家组合的规模进行检验，确定了规模效应对上市公司股票超常报酬率的影响比过度反应更为明显，而我国的股票市场中上市公司的股价也是受到规模效应和过度反应的共同影响，并不支持市场有效假说。故本文引入了公司规模变量，来检验我国股票市场的规模效应假说存在与否。 b.每股收益变化率（△EPS）

每股收益和净资产收益率虽然是评价上市公司经营业绩的两个重要指标，但

[15]是孙爱军（2002）的研究却表明未来每股盈余和净资产收益率对超常收益均具

有显著影响，股票收益对会计盈余具有明显的信息含量，而赵宇龙（1996）[16]的研究则证明会计盈余信息及其披露对投资者的决策和交易会产生实质性的影响，每股收益变化率和净资产收益率具有高度相关性。由于回归方程存在多重共线性，部分上市公司净资产为负，便无法计算净资产收益率，故此本文选取每股收益变化率作为自变量。 c.研究窗口内的重大公告

运用事件研究法时，我们要注意研究窗口内的上市公告以及不同类型的公告对超额报酬率的不同影响，并将一些重要信息作为控制变量加以控制，如重大诉讼担保（IMPORT）、预盈（YY）、预亏（YK）、违规（VIO）、暂停上市风险警示报告（ZTSS）。前人的众多研究表明上市公司的诉讼仲裁公告中蕴含着有效信息，但也存在信息的提前泄露和利用；重大事项对累计超额收益有着显著影响，但由于年报预报制度，每股收益变化率不是很显著；而且股票市场对退市风险警示反应过度，故此本文对重大诉讼担保、预盈、预亏、违规和暂停上市风险进行控制。 d.其他

在提出本文的假设时，我们考虑了上市地点的不同对审计意见信息含量的影响，故而引入公司上市地（PLACE）作为自变量的一种，同时考虑到样本是否属于问题股板块（DIST）对研究样本非标准审计意见分析时的影响，引入该变量。 故此，我们建立以下模型：

CAR=β+β1OP+β2OP1+β3OP2+β4OP3+β5LinV+β6EPS+β7ST+β8VIO+

β9YY+β

10YK+β11IMPORT+β12ZTSS +β13PLACE +β14 ST

（公式3-5）

表3.1 多元回归模型变量说明 符号 OP OP1 OP2 OP3 △EPS

变量含义 虚拟变量：非标准审计意见为1，其余为0 虚拟变量：带强调事项的无保留意见为1，其余为0 虚拟变量：保留意见为1，其余为0 虚拟变量：无法表示意见为1，其余为0 每股变化收益率 预期符号 - - - - + 第12页 共39页

V DIST IMPORT ZTSS VIO YY YK REPEAT PLACE

公司规模，即当年年末资产账面价值 虚拟变量：ST或*ST为1，其余为0 虚拟变量：研究窗口内重大诉讼、仲裁为1，其余为0 虚拟变量：有暂停上市风险为1，否则为0 虚拟变量：违规为1，无违规为0 虚拟变量：研究窗口内发布预盈信息为1，否则为0 虚拟变量：研究窗口内发布预亏信息为1，否则为0 虚拟变量：首次披露非标为1，其他为0 虚拟变量：深市为1，沪市为0 - + - - +/- - - - -/+ 3.3 样本选取

3.3.1 数据来源

本文主要有研究样本和控制样本，研究样本是被出具非标准审计意见的上市公司，控制样本则是被出具标准审计意见的上市公司以一比二的配对方式和研究样本进行配对的公司。

（1）上市公司的审计意见类型源于中国注册会计师协会网站；

（2）关于上市公司规模、基本每股收益、违规、重大诉讼担保等指标数据源于上海证券交易所、深圳证券交易所和巨潮资讯网；

（3）关于所有样本公司中年报公布日前后各10天的股价、上证指数和深证指数则源于搜狐证券网。 3.3.2研究样本的选取

由于本文是对上市公司非标准审计意见信息含量的研究，故本文将以2012年被出具非标准审计意见的上市公司为研究对象。样本选取原则如下：

（1）所选取的样本公司必须是2012年以前上市的公司，因为新近上市的公司股票更易于引起投资者关注，股价波动可能更为显著，上市时间越长的公司被出具非标准审计意见的比例越高，所以必须选取2012年以前上市的公司来消除这两方面的影响；

（2）剔除连续五个交易日以上没有开盘的公司； （3）剔除B股。

根据中国注册会计师协会的审计快报，整理后共计得出了2012年被出具非标准审计意见的上市公司90家，剔除连续五个交易日以上没有开盘的公司24家，最终得到研究样本公司66家。 3.3.3控制样本的选取

控制样本的选取原则主要有以下五条：

（1）与研究样本的非标准审计意见披露年度相同； （2）与研究样本处于同一行业板块；

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（3）与研究样本的公司规模相近，即总资产相近； （4）与研究样本具有相近的每股收益变化率； （5）与研究样本符合一比二的配对方式。

经过上述筛选过程后，共计选取了132个控制样本。

表3.2 研究样本与控制样本的配对检验

检验项目 公司规模 假设方差相等 假设方差不相等 方差方程的 Levene 检验 F 0.601 — Sig. 0.439 — 均值方程的 t 检验 T -0.267 -0.270 Sig.(双侧) 0.790 0.787 由表3.2的配对检验结果来看，公司规模没有通过显著性水平检验，即研究样本与控制样本的规模，符合配对条件。

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4 实证研究与分析

4.1 图形分析

(1)2007-2012年混合样本下研究样本与控制样本的AR、CAR比较：

0.020.0150.010.0050-0.005-0.01研究样本控制样本-9-8-7-6-5-4-3-2-1012345678910

图4.1 2007-2012年非标准审计意见与控制样本AR比较

由上图我们可以看出，控制样本相较于研究样本来说波动略大，控制样本的最高点远大于研究样本，控制样本的最低点也略高于研究样本，这说明投资者对非标准审计意见的期望反应不一致。在研究窗口[-2,0]，[3,5]，[8,10]有明显差异，在这些窗口内的非标准审计意见和控制样本的AR值存在明显的负相关关系，在[-2,0]窗口内的非标准审计意见明显低于控制样本，这一现象说明非标准审计意见对股价具有负反应，存在明显的信息含量。

0.030.0250.020.0150.010.0050-0.005-0.01研究样本控制样本-9-8-7-6-5-4-3-2-1012345678910图4.2 2007-2012年带强调事项段的无保留审计意见与控制样本AR比较

有图4.2可以看出，带强调事项段的无保留审计意见的变化趋势比控制样本的变化趋势平缓得多，而在[-2,0]窗口可以看出带强调事项段的无保留意见与控制样本呈现明显的负相关，在[-9,-8],[-7,-6],[3,10]窗口也可以看出研究样本与控制样本的波动存在明显差异，基本成负相关，说明带强调事项段的无保留意见对股价有负反应，有明显的信息含量。

0.0150.010.0050-0.005-0.01-0.015研究样本控制样本-9-8-7-6-5-4-3-2-1012345678910

图4.3 2007-2012年保留意见与控制样本AR比较

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由图4.3看出，被出具保留意见的研究样本与其配对样本的平均超额日收益率的波动都很大，在窗口[5,10]被出具保留意见的研究样本与其控制样本的AR值出现明显的负相关，这一现象表明保留意见对股价有负反应，具有信息含量。

0.0250.020.0150.010.0050-0.005-0.01-0.015-0.02-9-8-7-6-5-4-3-2-1012345678910研究样本控制样本

图4.4 2007-2012年无法表示意见与控制样本AR比较

由图4.4可以看出，被出具无法表示意见的研究样本与控制样本的AR值波动都很大，研究样本和控制样本的波动趋势大致相同，且研究样本的波动略小于控制样本的波动，在[-9,-7]，[1,4]窗口无法表示意见的研究样本与控制样本存在较为明显的负相关关系，这说明无法表示意见有负反应，具有信息含量。

0.020.0150.010.0050-0.005-0.01研究样本控制样本-8-7-6-5-4-3-2-1012345678910

图4.5 2007-2012年非标准审计意见与控制样本CAR比较

由图4.5可以看出，在年报公布日前后非标准审计意见研究样本与控制样本的波动幅度较大，有明显的信息含量，且在年报公布日前后研究样本与控制样本呈现明显的负相关，但是持续时间不是很长，在2-3日后就恢复了差别不是很大的变化趋势。

0.120.10.080.060.040.020-0.02-0.04强调 CAR保留 CAR无法表示 CAR-9-8-7-6-5-4-3-2-1012345678910

图4.6 2007-2012年各种类型非标准审计意见CAR比较

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由图4.6各种类型非标准审计意见的CAR比较，显示出带强调事项段的无保留意见与保留意见在研究窗口内的波动趋势没有明显的差别；在波动幅度上，带强调事项段的无保留意见的CAR值曲线最为平稳，而保留意见的CAR值波动幅度明显大于带强调事项段的无保留意见，但无法表示意见的CAR值波动幅度最大，这表明不同类型的非标准审计意见的信息含量存在差异，审计意见越差其对应的CAR值波动就越大，对股价的影响也就越明显。

0.040.030.020.010-0.01-0.02-0.03-0.04-0.05-9-8-7-6-5-4-3-2-101234567891007年08年09年10年11年12年

图4.7 2007-2012年各年非标准审计意见CAR比较

由图4.7各年的非标准审计意见的CAR比较中可以看出，2007年的股价波动最大，且有着最高点和最低点，2012年的波动次之，2011年的波动比2007和2012年小，但大于2008年，2010年的波动是幅度最小的，一直处于较为平稳的状态。2007-2012年的波动变化来看，这可能是由于投资者对被出具非标准审计意见的公司的炒作逐年减少，被出具非标准审计意见的上市公司自身经营状况有可能存在问题，投资者对非标准审计意见的关注度逐年提高，说明非标准审计意见的信息含量也在逐渐增长，随着交易市场和投资者实践知识的健全，越来越多的投资者认识到审计意见的意义，形成了理性的投资意识。 (2)2012年非标准审计意见与控制样本AR、CAR比较分析

0.10.080.060.040.020-0.02-0.04研究样本 AAR控制样本 AAR-10-9-8-7-6-5-4-3-2-1012345678910

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图4.8 2012年非标准审计意见与控制样本AR比较

由图4.8可以看出非标准审计意见研究样本和控制样本AR值在窗口[-7,-5],[-3,2],[3,7]内出现了差异，并呈现负相关反应，在其他时间窗口两者的变化趋势基本一致，研究样本的波动幅度明显小于控制样本，年报被出具标准审计意见的上市公司最高点明显高于非标准审计意见的公司，因此可以说审计意见类型有一定的信息含量。

0.120.10.080.060.040.020-0.02-0.04研究样本 AAR控制样本 AAR-10-9-8-7-6-5-4-3-2-1012345678910图4.9 2012年带强调事项段的无保留审计意见与控制样本AR比较

由图4.9可以看出，在研究窗口[-7,-5],[-2,0],[3,5]被出具带强调事项段的无保留意见的上市公司的AR值与被出具标准审计意见的公司的AR值出现明显的差距，呈现显著的负增长，而在其他窗口的市场反应变化趋势基本一致。

0.080.060.040.020-0.02-0.04-0.06研究样本 AAR控制样本 AAR-10-9-8-7-6-5-4-3-2-1012345678910

图4.10 2012年保留意见与控制样本AR比较

由图4.10可以看出，在研究窗口[5,7],[8,10]保留意见研究样本和标准审计意见的控制样本存在差异，呈现明显的负相关反应，在其余时间窗口变化趋势基本一致，但是变化幅度低于控制样本的变化幅度，这说明保留意见具有一定的信息含量。

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0.040.030.020.010-0.01-0.02-0.03研究样本 AAR控制样本 AAR-10-9-8-7-6-5-4-3-2-1012345678910

图4.11 2012年无法表示意见与控制样本AR比较

由图4.11可以看出，被出具无法表示意见的研究样本比控制样本的AR值波动更为明显，其最高点和最低点明显大于控制样本。在年报公布日后1-5天内被出具无法表示意见的上市公司所引起的市场反应变化最大。

0.120.10.080.060.040.020-0.02-0.04研究样本 CAR控制样本 CAR-9-8-7-6-5-4-3-2-1012345678910

图4.12 2012年非标准审计意见与控制样本CAR比较

由图4.12可以看出，在研究窗口[3，5]年报被出具非标准审计意见的上市公司与年报被出具标准审计意见的上市公司呈现明显的反向差异，在其他时间窗口的变化趋势趋于一致，知识波动幅度略有不同，控制样本的波动幅度大于研究样本。

0.120.10.080.060.040.020-0.02-0.04强调 CAR保留 CAR无法表示 CAR-9-8-7-6-5-4-3-2-1012345678910

图4.13 各种不同类型非标准审计意见CAR比较

由图4.13可以看出，三种不同类型非标准审计意见的CAR变化趋势大体相同，但各自的波动幅度存在差异，其中带强调事项段的无保留意见的波动幅度最为平缓，保留意见的波动幅度则略大于带强调事项段的无保留意见的波动幅度，

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