簡介：本文以我國證券市場2005和2006年獲得非標準審計意見的上市公司為樣本,運用事件研究法和多元回歸分析模型,同時從正向和反向角度分年度考察了非標準審計意見的信息含量。研究發現：2005年我國上市公司非標準審計意見有負的信息含量,但上年非標準審計意見本年標準審計意見無明顯的信息含量；2006年和2005年非標準審計意見的信息含量存在顯著差異；2006年和2005年上年非標準審計意見本年標準審計意見的信息含量存在顯著差異。

　　上市公司非標準審計意見具有重要的信息含量，從理論上分析非標準審計意見應當為投資者高度重視并會對投資者的決策行為產生重要影響。本文以滬深兩市上市公司2005年和2006年度的非標準審計意見為研究對象，同時考慮公司規模和樣本所屬板塊的影響，力圖同時從正向和反向的實證角度研究非標準審計意見的信息含量，從而為進一步探討獨立審計在我國的價值相關性和投資決策價值提供經驗證據。

　　一、現有研究綜述與本文研究假設

　　國外對審計意見的信息含量實證研究始于20世紀80年代前后。從國外已有的研究結論來看，絕大部分都支持非標準審計意見具有信息含量。伊利埃特與都德(Elliott和Dodd)等的研究顯示，市場對非標準意見表現出微弱的負反應。（道徹(Douche )）等的研究則顯示市場對媒體披露的非標準意見表現出強烈的負反應，即“ST”保留意見具有信息含量。西貝爾和坦尼爾(Seibel和Tunnel)從他們對上市公司股價隨機波動變化的調查中發現，非標準審計意見會向資本市場發出上市公司質量降低的警示信號，造成投資者對該公司股票失去信心的后果。陳(KevinC W Chen)通過研究持續經營保留意見的披露與公司提出破產申請后市場反應之間的統計關系，發現審計意見類型是顯著的解釋變量，持續經營保留意見具有信息含量。

　　國內對審計意見的信息含量實證研究始于90年代末期。李增泉(1999)的研究顯示，標準公司與非標準公司在年報公布前后有不同的市場表現；不同類型的非標準無保留意見會引起不同的市場反應。單鑫(1999)認為，我國股票市場對保留意見的反應在不同年度之間并不具有一致性。陳曉、王鑫(2001)和陳梅花(2002)則認為年報非標準審計意見的披露沒有顯著的負面反應。吳粒、焦燁妍(2004)認為我國股票市場對非標準審計意見存在明顯的市場反應，但在不同年度間不具有一致性。肖序、周志方((2006)認為非標準審計意見的市場反應、價值相關性并不明顯，但隨著一系列證券監管政策的頒布與審計準則的修訂，非標準審計意見的價值相關性在不斷得到加強。

　　從國內的研究看，目前主要采用事件研究法和回歸分析法，得出了一些有意義的結論，但也存在一些不足。特別是尚未有人從反向角度研究非標準審計意見的公司，在被出具標準審計意見后是否有不同的市場反應。本文結合我國股票市場近兩年的變化，從正向和反向的角度對非標準審計意見的信息含量進行研究，提出如下研究假設：

　　1.大多數研究者都支持非標準審計意見有一定的信息含量。因為上市公司一旦被出具非標準審計意見，即意味著企業未來經營、投資等活動存在問題的可能性較大，導致會計報表的可信度降低，且這種情況與非標準審計意見的嚴重程度呈正相關關系。故本文提出第一個假設：在年報公布日前后較短時窗內，非標準審計意見有負的市場反應，并與標準審計意見的市場反應存在顯著差異。

　　2.如果說非標準審計意見在公布后有負的市場反應，那么上年非標準審計意見本年標準審計意見在公布后是否有正的市場反應呢，這應該是一個非常有意思的研究角度。菲爾德和威爾金斯(Field和Wilkins 1991)的研究發現，當保留意見的公司在被出具標準審計意見時，會產生正的異常報酬。而國內尚未有人對上年非標準審計意見本年標準審計意見的市場反應進行研究。故本文提出第二個假設：

　　在年報公布日前后較短時窗內，上年度被出具非標準審計意見的公司在本年度被出具標準審計意見后有正的市場反應，并與標準審計意見的市場反應存在顯著差異。

　　二、研究設計

　　(一)計量模型及變量說明

　　本文的研究方法采用事件研究法和回歸分析法。事件研究法中的非正常報酬率的計算步驟為：

　　(二)樣本選取及數據來源

　　樣本的篩選具體步驟如下：首先，查詢2005-2006年度被出具非標準無保留審計意見的上市公司數為314家；查詢2005-2006年度上年度被出具非標準審計意見在本年被出具標準審計意見的上市公司數為122家。然后，剔除觀察期內有重大事件發生的樣本計35家；剔除每股收益變化異常或無法計算等的樣本公司22家；剔除否定意見的公司1家：剔除B股公司的樣本計11家；剔除無法配對公司的樣本計14家；剔除停牌或者連續2個以上正常交易日無股票實際日收益率數據的136家公司，得到最終研究樣本共217份。

　　為了控制審計意見以外的其他信息，如會計盈余信息、股利政策、公司行業和規模對股價的信息干擾本文采用控制樣本法，嚴格篩選符合以下控制樣本條件的217份標準無保留意見作為最終控制樣本門.與研究樣本的審計意見披露年度相同；2.與研究樣本具有相近的凈資產收益率變化和每股收益變化；3.與研究樣本資產規模相近；4.與研究樣本處于同一行業板塊。研究中所需要的數據取自CCER中國經濟研究服務中心色諾芬數據庫、巨潮資訊網和中國上市公司資訊網。

　　三、結果與分析

　　(一)非標準審計意見市場反應的實證結果

　　首先我們得出研究樣本和控制樣本在年度財務報告公布日前后，即時間窗口(-10, 10)之間的累計超額收益率(CAR)的分布狀況如圖1所示。然后我們進行了研究樣本和控制樣本CAR均值檢驗，結果如表2所示。最后運用公式(1)進行了回歸分析，結果如表3所示。

　　由圖1我們可以發現，2005年非標準審計意見在年報公布前后有負的市場反應，而2006年非標準審計意見在年報公布前后有正的市場反應，并且研究樣本和控制樣本之間是存在差異的。表2顯示，2005年證券市場對非標準審計意見在所有窗口內均有顯著的負面反應，并且與標準審計意見控制樣本存在顯著差異，這符合假設1。2006年證券市場對非標準審計意見的市場反應不具有一致性，有2個窗口有正的市場反應，有3個窗口有負的市場反應，另外3個窗口沒有明顯的市場反應，與標準審計意見樣本的均值差也不具有一致性，有正有負，假設1在2006年未能得到證實。

　　表3的回歸結果顯示2005年回歸方程在所有窗口中均通過了a = 0.05的顯著性水平檢驗，變量OPIN在6個窗口中通過了a = 0.05的顯著性水平檢驗，并且符號同預測的一致為負號，這表明非標準審計意見有負的市場反應，并與標準審計意見的市場反應存在顯著差異，假設1被證實。

　　2006年回歸方程只在2個窗口中通過了a = 0.05的顯著性水平檢驗，變量OPIN也只在2個窗口中通過了a=0.1的顯著性水平檢驗，但符號同預測的相反為正號，假設1被拒絕。

　　在通過T檢驗的研究窗口內，控制變量的情況為：2005年△EPS, LX和S丁分別在5個、4個窗口內通過了回歸系數下檢驗，表明這三個因素對非標準審計意見的市場反應有一定的影晌，也就是說投資者對上市公司的經營業績、是否被連續出具非標準審計意見、是否被出具ST標志都有一定程度的關注。2006年在通過F檢驗的研究窗口內，控制變量均沒有通過回歸系數丁檢驗，這與2005年存在較大差異。

　　(二)上年非標準審計意見的公司在本年被出具標準審計意見后市場反應的實證結果

　　首先我們得出研究樣本和控制樣本在年度財務報告公布日前后，即時間窗口（-10, 10)之間的累計超額收益率((CAR)的分布狀況如圖2所示。

　　然后我們進行了研究樣本和控制樣本CAR均值檢驗，結果如表4所示。最后運用公式(2)進行了回歸分析，結果如表5所示。

　　由圖2我們可以發現，2005年和2006年上年非標本年標準樣本的累計超額收益率((CAR)在年報公布前都比較接近，在年報公布后研究樣本的累計超額收益率((CAR)在控制樣本上方；2005年上年非標本年標準樣本的累計超額收益率((CAR)在年報公布前比較接近0，在年報公布后為負值；2006年上年非標本年標準樣本的累計超額收益率((CAR)在年報公布前后均為正值。

　　由表4可知，2005年在窗口[-10,10], [0,10],[0,5)的研究樣本CAR通過了a = 0.01顯著性水平的t檢驗，但均值同預測的相反，為負值，并且研究樣本和控制樣本的均值差在所有窗口內均沒有差異，假設2在2005年未能得到證實。2006年在所有窗口內研究樣本CAR通過了a = 0.05顯著性水平的檢驗，并且均值都為正，均值差在其中5個窗口內通過了a = 0.05顯著性水平的檢驗，這說明2006年上年非標本年標準研究樣本有正的市場反應，并與標準審計意見存在顯著的差異，假設2在2006年的均值檢驗中得到證實。

　　在表5的回歸分析結果中，2005年和2006年回歸方程都沒有通過a = 0.1的顯著性水平檢驗，變量BZH也沒有通過a = 0.1的顯著性水平檢驗。

　　這說明假設2在2005年和2006年的回歸分析中均未能得到證實。

　　四、結論與啟示

　　1. 2005年非標準審計意見的披露具有負的市場反應，并且這種負的市場反應和非標準審計意見的披露在統計上具有相關性；2006年非標準審計意見的披露具有正的市場反應，但這種正的市場反應和非標準審計意見的披露在統計上沒有相關性。這說明非標準審計意見的市場反應在不同年度間是存在顯著差異的，這可能和證券市場的投機氣氛有關。比如2006年證券市場投機氣氛比較小，2007年我國證券市場已經由熊市轉為牛市，證券市場投機氣氛非常濃厚，“垃圾股”被市場爆炒，“垃圾股”股價飛上天，而在被出具非標準審計意見的公司中，“垃圾股”占了非常大的比例。這說明在我國加強投資者教育、降低市場投機氣氛非常重要。

　　2. 2004年被出具非標準審計意見的公司在2005年被出具標準審計意見后沒有明顯的市場反應；2005年被出具非標準審計意見的公司在2006年被出具標準審計意見后有正的市場反應，但這種正的市場反應和審計意見的披露在統計上沒有相關性。2006年上年非標本年標準樣本有正的市場反應，這一方面說明從反向角度對非標準審計意見的信息含量進行研究非常必要，另一方面由于正的市場反應和審計意見的披露在統計上沒有相關性，說明這方面的研究還有待進一步深入，這也是未來研究的一個方向。