意见证据（精选7篇）
意见证据 篇1
一、控辩意见交换的现状及意义
随着《中华人民共和国刑事诉讼法》 (2012修正) 的实施, 我们发现在刑事诉讼的审查起诉阶段, 辩护人开始更多的运用新刑事诉讼法第一百七十条相关规定, 到检察机关与案件承办人员交换意见或者直接将意见形成材料交到检察机关。这一修改是建立在大量实践经验的基础上, 具有重要的意义。一是可以在审查起诉阶段为检察人员提供公安机关未提供的材料和信息, 保证案件的准确性。二是辩护人提供的证据线索为检察机关在作出不起诉或者起诉的决定提供了便利条件。三是有利于保护犯罪嫌疑人的权益。四是可以更好地节约庭审时间, 降低诉讼成本。
二、建立证据交换制度的实践困境及对策
(一) 实践困难
第一, 《刑法》第306条关于辩护人、诉讼代理人毁灭证据、伪造证据、妨害作证罪的规定。有学者针对该条规定进行过调查, 在接受调查的97名律师中, 主张废除的律师人数占39%, 主张修改的占34%, 主张保持不变的只占17.7%[1]。刑法第306条可谓是怨声载道, 特别是对于律师。近几年, 因为这一罪名而锒铛入狱的辩护人不少, 最著名的当属李庄案。正是由于此类案件的发生才让律师拒绝收集证据, 这种消极状态对保护犯罪嫌疑人权利是不利的。
第二, 辩护人在诉讼中的地位与检察人员存在落差。在调查中发现, 控辩双方由于在性质和手中掌握的权力、证据资源的不同, 处于“不平等”的地位。若在这种条件下, 律师还主动收集证据, 与控方形成对峙的局面, 势必会影响律师在控方承办人心中的印象, 从而影响律师以后案件的办理。
(二) 对策
第一、正确理解和适用刑法第306条。为了给予律师调查取证更好的保障, 必须正确理解和适用刑法306条的规定。主要是对条文中“引诱”的理解, 根据我国权威解释, “引诱证人违背事实改变证言或者作伪证, 包括两种行为, 一是以金钱、物质利益等好处诱使证人改变过去按照事实提供的证言, 二是以金钱、物质利益等好处指使他人为案件做虚假证明、充当伪证的证人。”这是对引诱狭义的解释, 而在司法实践中则经常是只要发现有作伪证的现象就适用该罪名, 这显然不正确。
第二、充分发挥律师行业协会的作用。在律师制度发展比较完善的美国, 律师的管理工作主要由律师协会和法院共同行使。在我国表面上是律师协会和司法部在负责, 但更多的是司法部, 但由于司法部主要是对律师资格的取得、审核等进行管理, 对律师的执业状况就知之甚少了。充分发挥律师协会的作用是必要的, 能更好对律师执业行为进行监督、规范。
第三, 刑事案件证据交换的时间段影响律师违规行为的危害程度。刑事案件在检察机关的审查起诉阶段本质就是对案件材料进行审查, 排除合法怀疑, 准确定罪量刑的过程。[2]故, 在此阶段进行证据交换, 有利于控方充分认知事实, 在案件审查起诉阶段建立证据交换制度在保护辩护人方面是有利的。
三、建立证据交换制度的建立模式
要建立一种制度, 就必须要有这种制度得以延续的模式, 但在理论上对建立刑事证据交换制度还存在着很多争议。有学者认为, “刑事诉讼中的证据开示是指控辩双方在开庭审判或者审判过程中按照一定的程序和方式相互披露各自掌握的诉讼证据和有关资料的活动”。还有学者则“着重于控辩双方将己方证据由向对方保密转为公开”, 即认为“证据披露的基本含义是庭审前在辩护方和控诉方之间相互披露、相互获取有关案件的信息”。由此我们可见在理论界对证据交换大致可分为三种模式:检察机关主导模式、法院主导模式、混合模式。检察机关主导模式是指“证据展示直接由控辩双方在提供公诉后开庭审理前在检察机关就各自掌握的全部证据相互展示”。法院主导模式是指“法庭在对案件正式开庭审理以前, 专设一个证据展示特别程序, 在法官的主持下, 控辩双方在法院分别向对方展示证据, 由法官对展示中的程序性争议问题做出裁决”。混合模式是“证据展示主要由控辩双方在提起公诉之前按照制定的证据展示的规则自主进行展示, 法官一般只有再控辩双方就证据展示事宜发生争议时, 才由法官介入进行裁决”。相应的参与主体也不同。
笔者认为在我国刑事制度体系下, 案件审查阶段建立证据交换制度是最适当的, 即移送检察机关审查起诉后, 辩方可以就案件定性、量刑的不同意见和控方进行意见交换, 也可以在阅卷的时候, 将自己收集的不同证据与控方进行交换。若有影响定罪量刑的证据, 控方能及时进行调查取证, 查清事实, 所以该种模式下证据交换的主体只有辩护方 (嫌疑人可在被讯问时提供证据及证据线索) 和控诉方。并且经过此阶段, 在庭审中辩护人以及公诉人不能再提出新的证据, 造成证据突袭。
参考文献
[1]李兰英, 孙杰, 何霓.刑法第306条存与废:倾听法律职业人的声音[J].河北法学, 2011, 10 (10) .
[2]陈光中, 徐静村.刑事诉讼法学[M].北京:中国政法大学出版社, 2002.
意见证据 篇2
一种基于D-S证据理论的群体预测意见集结方法
以Dempster-Shafer证据理论为基础,通过应用信度预测法,对群体预测意见进行集结,证据理论应用于群体预测具有局限性,提出了克服这一缺点的预测意见集结方法.使用该方法,无论专家意见发生分歧与否均可以得到合理的集结结果.
作 者：吕文红 吴祈宗 LV Wen-hong WU Qi-zong 作者单位：北京理工大学,管理与经济学院,北京,100081刊 名：预测 PKU CSSCI英文刊名：FORECASTING年，卷(期)：24(4)分类号：C934关键词：预测 意见集结 证据理论
意见证据 篇3
财务报告是投资者获取企业信息的重要来源, 是投资者进行投资决策的主要依据。但是由于外部投资者与公司“内部人”之间存在信息不对称, 为“内部人”提供了扭曲财务报告信息的可能性。由于外部投资者与公司“内部人”之间存在信息不对称、“经济人”的自利和机会主义行为, 会计盈余管理行为应运而生。近期上市公司造假案件的频频曝光, 使得资本市场遭受前所未有的冲击, 增加了上市公司的内在风险, 使会计盈余管理行为在上市公司中较为普遍存在。会计师事务所在这场风波中同样处于公众质疑的地位, 注册会计师迫于压力或自身利益存在出具的审计报告类型不当, 主要表现为:用带说明段的无保留意见代替保留意见;用保留意见代替否定意见。注册会计师的审计意见变通行为致使审计报告类型不恰当, 从而降低了已审计的财务会计信息的有用性。近期国内学术界对审计意见变通行为的研究主要有以下观点和方法:孙铮、王跃堂 (2000) 通过对审计意见说明段的描述性分析提出:我国注册会计师对上市公司所出具的审计报告中存在着运用说明段改变审计意见性质的倾向, 特别是将保留意见变通为带说明段的无保留意见。陈关婷、高晓明 (2005) 以2001年至2002年A股上市公司的财务报告为研究对象, 实证分析了审计意见和盈余管理的关系及审计变通行为, 研究结果表明注册会计师在一定程度上揭示了上市公司的盈余管理行为, 但仍存在变通审计意见的迹象。段宏 (2007) 以2004年至2005年A股上市公司的财务报告为研究对象, 实证分析审计意见变通行为及其影响因素, 发现注册会计师很可能存在利用带说明段无保留意见代替保留意见的变通行为, 并进一步研究得出上期审计意见表现了很强的连续性, 而前十大的会计师事务所出具保留意见的可能性更大。上述的研究采用不同的方法、从不同角度对审计意见及其变通行为进行了分析, 但是他们的实证研究模型中都存在一些瑕疵, 笔者以CSMAR数据库2005年至2007年沪市A股上市公司的公开数据进行模型验证, 发现陈关婷、高晓明 (2005) 和段宏 (2007) 的模型存在解释变量的多重共线性问题, 也导致了研究结果有很大的不同。本文的创新之处:运用证监会关于增股配股新的规定, 完善了国内学者用于研究审计意见变通行为的模型, 并以CSMAR数据库2005年至2007年沪市A股上市公司的公开数据为研究对象, 运用Excel2007和EViews5.0软件实证分析了审计意见变通行为, 对审计意见和盈余管理的关系以及审计意见变通行为进一步展开研究。
二、研究设计
(一) 研究假设
审计意见变通的主要表现为用带说明段的无保留意见代替保留意见或用保留意见代替否定意见。因为中国上市公司质量总体较好, 用保留意见代替否定意见的审计意见变通较少。本文主要研究用带说明段的无保留意见代替保留意见的审计意见变通行为。带说明段的无保留意见, 说明段本身既不构成确定审计意见性质的因素, 也不改变审计意见的性质, 此类审计意见传递给信息使用者的含义应是仍然是无保留意见。然而, 信息使用者看到的很可能是潜在保留意见的变通形式。注册会计师可能因为自身或事务所的压力运用说明段改变审计意见的性质, 并希望以说明段规避审计风险。上市公司通常运用的盈余管理行为是税收和费用的时间性差异, 也通过应收账款、非核心收益等进行盈余管理。基于盈余操纵手段与审计意见的关系, 本文提出如下假设:
H1:带说明段的无保留意见与上市公司配股和增发新股的ROE区间正相关
H2:带说明段的无保留意见与上市公司反应盈余操纵的手段 (税费变化率TECR、非核心收益变化率NCRCR和应收账款变化率RVR) 正相关
H3:带说明段的无保留意见与上市公司反映审计师特征变量 (事务所的类型TOP10、事务所变更APC和上年度的审计意见LAO) 正相关
(二) 盈余管理行为相关的上市公司配股和增发新股的规定上市公司配股和增发新股是进行盈余管理行为的重要因素。
我国证监会对上市公司配股和增发新股的规定进行了多次修改见 (表1) , 2006年最新要求最近三个会计年度的平均ROE在10%以上, 因此为了满足配股和增发现象指标的ROE检验区间应该为近三个会计年度平均ROE处于[10%, ∞]。
(三) 模型设计和变量设置
本文使用如下回归模型:AO=b0+b1ADSA+b2TECR+b3NCRCR+b4RVR+b5TOP10+b6APC+b7LAO+et
采用的变量解释如下:AO为被解释变量, 代表审计意见类型, 公司被出具带说明段无保留意见时为1, 出具其他意见时为0;ADSA为测试变量, 代表2006年配股政策为最近三年加权平均ROE的不低于10%, 因此当最近三年平均ROE大于10%时, ADSA等于1, 低于10%时为0;TECR、NCRCR和RVR反应盈余操纵的手段。其中, TECR为税费变化率, 即税费变化率= (本年税费比率-上年税费比率) /上年税费比率, 税费比率= (所得税费用+财务费用+管理费用+销售费用) /营业总收入;NCRCR为非核心收益变化率, 非核心收益变化率= (本年非核心收益率-上年非核心收益率) /上年非核心收益率, 其中非核心收益率= (投资收益+营业外收支净额) /营业总收入;RVR为应收账款变化率, 应收账款变化率= (本年应收账款周转率-上年年应收账款周转率) /上年年应收账款周转率。另外, 本文还选取了与注册会计师有关的3个变量:TOP10代表事务所的类型, 当事务所处于前十位时, TOP10为1, 反之为0;APC代表报告期内主审会计师事务所是否发生了变更, 如果发生了变更则为1, 反之为0。LAO代表上年度的审计意见, 当上年度为带说明无保留意见时为1, 否则为0。如 (表2) 所示:
(四) 样本和数据
本文选取了CSMAR数据库2005年至2007年沪市A股上市公司的公开数据为研究对象, 研究样本受来源限制和样本质量共选择沪市A股上市公司816家, 几乎涵盖了全部沪市A股上市公司;会计师事务所的排名来自中国证监会公布的统计数据。本文的数据处理采用Excel2007和EViews5.0统计软件进行分析。
三、实证结果与分析
(一) 多变量回归分析
本文对模型进行多元线性回归分析, 为方便Eviews5.0软件的应用, 对公式 (1) 所涉及的变量进行了分析替换, 具体的分析替换方式见 (表2) , 从而公式 (1) 的模型可表示为:Y=b0+b1X1+b2X2+b3X3+b4X4+b5X5+b6X6+b7X7+et (2)
对模型运用Eviews5.0进行回归的结果如 (表3) 所示。
从多元线性回归分析结果可以看出:模型的拟合优度为14.8%, 调整后的拟合优度为14.0%, 由于数据大都采用2007的截面数据, 这个结果还是可以接受的。模型的整体F检验值为19.97, p值为0.00, 可以认为模型的整体设计是可以通过检验的。t检验结果中可以看出:x1的t检验不显著, 即2006年配股三年加权平均ROE不低于10%的政策与注册会计师出具带说明段的无保留意见并没有显著关系, 这和前人的研究成果相同。在反映公司盈余管理特征的变量x2、x3、x4的t检验中, 只有x3的结果显著, 即非核心收益变化率与注册会计师出具带说明段的无保留意见显著相关, 而税费变化率和应收账款变化率相关性不显著。在与注册会计师有关的3个变量TOP10、主审会计师事务所变更以及上年度的审计意见的t检验中:x7上年度的审计意见显著相关;x6主审会计师事务所变更能够近似达到相关程度, 可以接受其显著性;而TOP10与注册会计师出具带说明段的无保留意见并没有显著关系。
(二) 残差项et的相关检验
其相关检验主要包括: (1) 异方差性检验。本文应用怀特检验法对样本进行了异方差检验, 部分结果如 (表4) 。根据上述分析结果, n R2的数值为83.14, 其p值为0.00, 结果证明:模型确实存在异方差, 这可能与数据选取为截面数据有关, 亦与样本的数量大, 行业间差别大有关。 (2) 自相关性检验。根据一阶自相关检验的DW值2.04可以看出, 模型不存在自相关性。为防止出错, 进行高阶偏相关系数PAC检验, 共检验至7阶, 结果如 (表5) 。结果表明:模型不存在自相关性, 即残差项et是无序列相关的。因为自相关性往往出现在时间序列中, 而本文选取的数据为截面数据, 从而验证了截面数据是影响异方差性的主要原因。综合异方差性和自相关性的检验结果, 有关最小二乘OLS的估计法能够基本适用于本模型。 (3) 残差的正态分布检验。本文应用雅克-贝拉的JB检验法对残差进行正态分布检验, 结果如 (表7) 。结果显示:p值全部为0.00, 残差项服从正态分布, 这也可以根据中心极限定理从我们选取的样本数量为816家的大样本得出上述结论。
(三) 多重共线性检验
多重共线性检验的方法是相关系数检验法, 结果如 (表6) 。结果证明:变量间不存在多种共线性的问题, 也就是说模型选取的变量是各自独立的, 能够揭示不同因素对被解释变量的影响。
四、研究结论与局限
综上检验结果表明:带说明段的无保留意见与上市公司配股和增发新股规定的ROE区间不相关, 说明审计意见的变通行为与上市公司是否配股和增发新股没有显著关系;上市公司反应盈余操纵的手段中, 只有非核心收益变化率与带说明段的无保留意见显著相关, 说明审计意见的变通行为更容易出现在通过非核心收益的显著变化而进行盈余管理的行为中, 而与通过所得税费用和其他三大费用的变化以及应收账款变化的盈余管理行为没有显著关系;上市公司反映审计师特征的变量中, 上年度的审计意见与带说明段的无保留意见显著正相关, 说明上年度的审计意见如果为带说明段的无保留意见, 本年度延续意见的可能性非常大。也就是说, 上年度发生审计意见变通的企业很可能再次发生审计意见的变通。另外, 报告期内主审会计师事务所是否发生了变更同注册会计师发表带说明段的无保留意见的显著性可以被接受, 这就是说, 近似存在同一会计师事务所对某一企业连续发生审计意见变通的行为。而TOP10不显著可以得出, 无论是否为中国处于前十位的会计师事务所, 都有可能发生审计意见变通的行为。这一结论说明:我国的会计师事务所易于在带说明段的无保留意见和保留意见之间发生审计意见变通。发生审计意见变通行为的依据主要是通过企业非核心收益的差异进行盈余管理的行为, 而对通过所得税费用、财务费用、管理费用和销售费用的变化以及应收账款的变化进行盈余管理的行为并不敏感。审计意见变通行为与主审会计师事务所自身及其审计意见的连续性密切相关, 这可能与会计师事务所的倾向以及我国注册会计师的职业风险不无联系。
本文也存在局限性:受样本规模的限制, 本文仅对上证A股上市公司进行了研究, 且只讨论了2005年至2007年的截面数据, 这对模型的普遍性产生影响。鉴于上市公司少有被出具否定意见, 也未能对审计意见变通的第二种情况, 保留意见与否定意见的变通进行实证研究。另外, 数据收集的困难可能导致统计分析上存在一些欠缺。因此, 上述问题有待于在以后的进一步研究中加以解决。
参考文献
[1]陈关婷:《利用说明段变通审计意见的实证分析》, 《审计与经济研究》2005年第1期。
[2]李爽、吴溪:《审计意见变通及其监管》, 《中国会计与财务研究》2002年第12期。
[3]段宏:《审计意见变通行为实证分析》, 《价值工程》2007年第7期。
意见证据 篇4
第一条 当事人的诉讼请求不明确的，法官应告知当事人明确诉讼请求。
第二条 人民法院根据《规定》第三十五条的规定告知当事人变更诉讼请求，当事人不变更诉讼请求的，不影响人民法院对案件的审理。
第三条 举证期限届满后，具有下列情形之一的，人民法院可以重新确定举证期限。重新确定的举证期限可少于30天。
（一）被告未在答辩期内提出答辩意见，而在答辩期届满后才提出答辩意见，原告据此要求补充举证的；
（二）被告在答辩期届满后提出新的答辩意见，原告针对被告新的答辩意见要求补充举证的；
（三）由于送达等原因，原告收到答辩状时已超过其举证期限，原告针对被告的答辩意见要求补充举证的；
（四）当事人在举证期限内向人民法院提交的证据未经庭前交换，一方当事人在开庭时针对对方提交的证据要求提交反驳证据的。
第四条 人民法院指定举证期限后，当事人协商一致要求变更该举证期限的，人民法院可予认可，并根据当事人的约定，重新确定举证期限。
当事人约定的举证期限明显过长以致影响案件在审限内审结的，人民法院可责令当事人重新约定举证期限；当事人协商不成的，由人民法院指定举证期限。
第五条 人民法院应一方当事人的申请延长举证期限的，该延长的期限适用于未提出申请的当事人。
第六条 被告在答辩期内提出管辖权异议的，原定的举证期限失效。管辖权确定后，人民法院应依照《规定》第三十三条的规定重新确定举证期限。
第七条 需公告送达举证通知书的案件，当事人的举证期限从公告期届满之日起计算。
第八条 人民法院在二审程序中指定的举证期限可少于30天。
第九条 原告撤诉后又重新起诉的，人民法院应重新确定举证期限，原告的举证不受前一诉讼举证期限的约束。
第十条 发回重审的案件，人民法院可不重新确定举证期限。当事人提供“新的证据”的，应当在法庭辩论结束前提出。但案件发回重审后需追加当事人的，应重新确定举证期限。第十一条 《规定》第四十一条中“新发现的证据”，包括在举证期限届满后新出现或新形成的证据；或在举证期限届满前已经存在，但当事人因客观原因无法知道其存在的证据。第十二条 一方当事人在举证期限届满后以属于“新的证据”为由，向人民法院提交的证据，对方当事人认为不属于“新的证据”的，一方当事人对其负证明责任。
第十三条 具有以下情形之一，当事人在举证期限届满后仍可以向人民法院申请调查收集证据或申请鉴定。
（一）被告没有在答辩期内提出答辩，答辩期届满后才提出答辩意见，原告针对答辩意见申请人民法院调查收集证据或申请鉴定的；
（二）被告在答辩期届满后提出新的答辩意见，原告针对新的答辩意见申请人民法院调查收集证据或申请鉴定的；
（三）由于送达等原因，原告收到答辩状时已超过其举证期限，原告针对答辩意见申请人民法院调查收集证据或申请鉴定的；
（四）当事人在举证期限内向人民法院提交的证据未经庭前交换，一方当事人在开庭时针对对方当事人提交的证据，申请人民法院调查收集证据或申请鉴定的。
第十四条 当事人或其诉讼代理人向非国家机关的证据保管人、持有人提取证据不能，符合《规定》第十七条第（三）项规定的条件，可以申请人民法院调查收集证据。
第十五条 下列案件，可以不组织庭前证据交换：
（一）所有被告均下落不明、公告送达的案件；
（二）证据材料不多的案件；
（三）被告答辩时认可原告在起诉状中陈述的事实的案件；
（四）合议庭或独任法官认为不需要进行庭前证据交换的其他案件。
第十六条 人民法院组织庭前证据交换，可根据案件具体情况采取以下不同方式：
（一）由人民法院主持证据交换。对当事人无异议的证据记录在卷；对当事人有异议的证据，按照证据证明的内容分类记录在卷，并记载异议的理由；确定当事人的争议焦点；
（二）组织当事人相互直接交换证据；
（三）当事人营业所在地或住所地远离法院，交通不便，或因其他正当原因不能参加庭前证据交换的，经当事人申请，人民法院可以通过邮寄方式交换证据复印件；
（四）以当事人协商同意的其他方式进行证据交换。
第十七条 人民法院主持庭前证据交换，应当在证据交换日3天前通知双方当事人及其他诉讼参加人。
第十八条 证据交换日应安排在最后一个举证期限届满日之后。
第十九条 证据交换日与举证期限届满日不一致的，以证据交换日为提交证据的最后日期。
第二十条 对于当事人提交的反驳证据，是否需要再次进行证据交换，由人民法院根据案件的具体情况决定。
第二十一条 当事人在举证期限届满前增加、变更诉讼请求或者提起反诉的，举证期限应通过当事人协商或者人民法院指定的方式重新确定。当事人增加、变更诉讼请求的，人民法院指定举证期限可少于30天。当事人提出反诉的，人民法院指定的举证期限不得少于30天。第二十二条 当事人增加、变更诉讼请求或者提起反诉的，应当在举证期限届满前提出。当事人在举证期限届满后法庭辩论结束前增加、变更诉讼请求或者提起反诉的，作如下处理：
（一）一方当事人减少原有的诉讼请求，或者一方当事人增加、变更的诉讼请求依附于原有的诉讼请求的，人民法院可予准许；
（二）一方当事人增加新的独立的诉讼请求，不属于《规定》第三十五条规定情形的，人民法院不予审理，告知其可另行起诉；
（三）当事人在举证期限届满后才提出反诉的，人民法院不予审理，告知其可另行起诉。第二十三条 一方当事人在举证期限届满后提出 “新的证据”的，或虽不属于“新的证据”，但对方当事人同意质证的，人民法院可以组织质证并予认证。但在必要共同诉讼中，对方当事人众多只有少数同意质证的，人民法院可不组织质证和认证。
第二十四条 一方当事人在庭审中以对方当事人提供的证据不属“新的证据”为由不同意质证的，由不同意质证的当事人对对方当事人提供的证据发表意见。庭后经评议认定当事人提交的证据属于“新的证据”的，视为该证据已经过质证。
第二十五条 一方当事人在诉讼过程中承认对方当事人陈述的案件事实，但具有下列情形之一的，不产生自认的效力：
（一）当事人恶意串通，损害国家利益、社会公共利益或第三人的合法权益而作出的承认；
（二）对与身份关系案件相关事实的承认；
（三）当事人在诉讼中为达成调解协议或者和解的目的，基于妥协作出的承认；
（四）属于人民法院依职权调查的事项。
第二十六条 在普通共同诉讼X，共同诉讼的当事人一人或数人对另一方当事人陈述的事实表示承认的，仅对作出承认的当事人产生自认效力。
意见证据 篇5
运用痕迹检验技术, 可以完成案发现场罪犯遗留的各种痕迹的检验, 从而实现证据的收集和犯罪变化规律的有效推断, 继而为案件的侦查和审判提供更多依据。但是, 痕迹检验人员在完成痕迹检验后会出具两种书面结论, 二者则拥有不同的证据效力。因此, 相关人员还应该加强两种检验结论的证据效力分析, 以便更好的开展相关工作。
二、证据与证据效力
在研究证据效力问题时, 还要理清证据与证据效力之间的关系。所谓的证据, 就是证明案件事实的重要依据, 能够为诉讼开展提供保障。而只有经过一定流程判定, 其才能被认定为合法的证据。对证据能否起到证明作用进行认定, 就可以完成证据的证据效力判定。所以, 证据效力的认定受法律约束, 具有证据效力的证据具有法律层面的证明能力和效力。在证据得到合法认定的情况下, 其证据效力主要取决于证据与案件的关联。如果证据与案件联系密切, 其拥有较强证据效力, 反之则只有较弱证据效力。
三、痕迹检验鉴定书与痕迹检验意见书的证据效力
(一) 鉴定书的证据效力
痕迹鉴定员对案件中痕迹进行同一认定检验后, 其得到的鉴定结论将以书面形式出具, 并被称之为痕迹检验鉴定书。而鉴定书的产生, 不仅需要有明确目的, 还要确保检验结果合法、公正, 所以产生过程较为严格, 能够用于认定案件中痕迹是否具有证据效力及效力强弱。在同一认定检验过程中, 涉及物与人要得到同一认定。在人的同一认定过程中, 需确定人身的物质证据。如果需要对案件嫌疑人的身份进行判定, 就要完成现场周密勘查, 以确定嫌疑人与受害人的关系, 并利用受害人身上留下DNA信息与嫌疑人DNA进行比对。在进行物同一认定时, 需对案发现场遗留相关物体进行认定[1]。如果发现嫌疑人有案发现场遗留物体的一部分, 需证明遗留物体与嫌疑人所有物存在直接联系或曾经为一个整体。
(二) 意见书的证据效力
实际上, 在痕迹检验工作中, 由于一些案件检验难度大, 同时受检验设备和仪器功能的限制, 所以无法得到肯定结论。此时, 检验人员将给出倾向性意见, 并以书面形式出具, 被称之为痕迹检验意见书。根据案发现场嫌疑人留下的作案痕迹和脚印等痕迹, 检验人员将做出作案工具种类、嫌疑人身高和体重等推断。但是由于无法获得同一认定结论, 所以只能出具意见书通常的情况下, 在案件侦查过程中, 专家都会通过勘查现场痕迹和对比死者身上痕迹给出意见书。由此可见, 意见书并不具备直接证明事实证据效力, 仅能对鉴定书进行补充, 是证据链的组成内容, 可与其他证据一同发挥作用。但在确定侦查范围和提供侦查线索方面, 意见书能够发挥重要作用。根据意见书内容, 侦查人员可实现侦查方向及时调整, 以提高案件侦破效率
(三) 二者的差别分析
分析痕迹检验鉴定书与痕迹检验意见书的差别可以发现, 二者在审判和诉讼中的证据效力不同, 在案件鉴定结果出具上有不同的表现形式。而前者的证据效力与犯罪关联程度和痕迹物证性质有关, 可以根据证明能力划分为同一认定、事实真伪认定、事实程度认定和同属认定。想要确保案件审判工作和侦破工作能够顺利开展, 还要对二者的差别有更为深刻的认识, 并结合实际情况进行运用。除了在证明能力上, 二者的诉讼能力也并不相同。受鉴定水平、检验技术和以期精度等因素的影响, 痕迹检验证明能力会有所不同。在检验要求得到满足的情况下, 鉴定书将给出肯定或否定结论, 能够提供准确、科学和客观的同一认定结果可在案件证明中的直接使用。而意见书给出的为倾向性结论, 无法作为证据直接使用, 但可用于解决痕迹同属类问题。
四、痕迹检验鉴定书与痕迹检验意见书的使用
在案件侦查过程中, 合理使用痕迹检验鉴定书和痕迹检验意见书, 将能为案件侦破提供较大助力。首先, 需对鉴定书的类型进行确认, 确定其提供的结论是肯定还是否定。针对意见书, 应避免对结论进行肯定或否定, 需开展倾向性调查。其次, 应明确鉴定书与意见书的使用范围, 避免二者被混淆使用。利用鉴定书可以对检验中同一认定问题进行解决。使用意见书则能够使同类属问题得到解决。再者, 在诉讼中, 需进行二者的区别使用。在司法诉讼中, 鉴定书具有确定性、科学性和明确性, 能够被当成是有力证明案件的证据, 可以直接使用, 也可独立使用。而在使用意见书时, 需将其当成是补充材料, 可实现鉴定书的补强和印证, 并印证证据的真伪和可靠与否。此外, 由于其证据效力较弱, 因此还要和其他证据配合使用。
摘要：在审判和诉讼工作中, 只有清楚认识痕迹检验鉴定书与痕迹检验意见书的差别, 才能通过正确使用发挥二者不同的证据效力。基于这种认识, 本文对痕迹检验鉴定书与痕迹检验意见书的证据效力展开了讨论, 以期为关注这一话题的人们提供参考。
关键词：痕迹检验鉴定书,痕迹检验意见书,证据效力
参考文献
意见证据 篇6
关键词：融资约束,盈余管理,审计意见,信息不对称
一、引言
融资约束一直是阻碍企业发展壮大的重要因素。在理想的资本市场中,企业可以从外部获得充足的资本,因而不存在融资约束的问题。但在现实的市场经济下,特别是我国还处于经济转变的过程中,资金供求双方存在信息不对称的情况非常普遍。同时,有限的外部资源使得上市公司外部融资成本增大,进而引发融资约束问题。
众多研究表明,信息不对称和信息风险是产生融资约束的重要原因。信息不对称理论认为,持有财务信息的交易者会剥夺无财务信息交易者的利益,为弥补这一损失,无财务信息交易者会向持有财务信息的交易者要求更高的收益率。为此,信息不对称程度会导致企业融资成本的差异。如果公司的信息风险高,那么投资者就会要求较高的风险补偿,从而提高公司的资本成本,给公司带来融资约束。对于无财务信息的外部交易者而言,企业的盈余管理行为往往被视为一种信息风险。
本文以2010 ~ 2013年A股上市公司为研究对象,通过盈余管理程度、方向和属性三个方面,分析不同盈余管理对融资约束的影响。在研究盈余管理与融资约束关系的过程中,将会计信息的鉴证方——审计师的审计意见引入其中,进一步分析审计作为会计信息质量的重要保障机制,能否在上市公司的融资约束中起到应有的调节作用。
二、文献回顾
(一)信息披露与融资约束
MM理论(Modigliani & Miller,1958)认为,资本在内部市场和外部市场自由流通,因此企业能够根据自身需要获得资本而无须考虑融资成本。但在现实市场上,这种理想状态并不存在。由于信息的获取、处理和储存需要较高的成本,以致其他利益相关者仅掌握较少或者片面的信息(Teoh et al.,1998)。正是因为信息不对称的存在,导致企业管理者与使用信息的利益相关者之间的沟通成本增加,从而提升了融资成本,导致融资约束。
股权融资是企业重要的融资方式,许多学者从股权融资的角度研究融资约束问题。Amihud & Mendelson(1986)、Welker(1995)和Healy et al.(1999)的研究发现,买卖价差会导致信息披露对企业股权融资成本产生影响。从投资者的角度来看,如果他们购买股票的差价较大,他们就希望获得更多的补偿来弥补其所承担的额外成本。信息披露质量的提高,会缩小价差,从而减少股权融资成本,进而促进股票的有效流通。
Diamond & Verrecchia(1991)、Kim & Verrecchia(1994)对股票流通性与其成本关系进行了比较深入的研究,他们认为,企业提高信息披露质量可以获得更多的大宗交易,而以这种方式交易可以减弱股票的非流动性。一般情况下,投资者也会考虑更多地持有信息披露质量较高的股票,从而使股票的流动性得到进一步增强,这有利于降低融资成本。
在债务融资方面,Sengupta(1998)发现,提高信息披露质量可以有效地降低融资成本,即越高质量的信息披露,其融资成本就越小。Francis(2005)在研究信息披露质量与融资成本两者的关系时也发现,信息风险与债务成本是正相关关系,即公司的信息风险越高,其资本成本也越高。张璋(2011)以2001 ~ 2004年的短期借款利率为研究对象,通过实证分析发现,上市公司的信息披露质量越高,其债务成本越低。
作为信息质量替代变量之一的盈余管理行为同样会影响企业融资。Biddle和Hilary(2006)通过实证研究发现,信息质量高的企业,其管理者与利益相关者双方之间的信息不对称会有所降低,从而使得会计信息质量与投资—现金流量敏感性显著负相关。企业的盈余管理行为会降低会计信息质量,因此会加大企业融资的难度。
卢太平、张东旭(2014)研究了企业融资与盈余管理之间的双重关系,他们认为,融资需求和融资约束虽然会诱发企业的盈余管理行为,但融资约束会增加盈余管理行为的控制成本,因此在一定程度上又会对盈余管理行为起到控制作用。
另外,虽然融资约束会增加盈余管理的操控成本,但盈余管理行为本身会产生很多的附带效益,因此企业还是会选择承担操控成本,从而引发更多的盈余管理行为。
(二)审计意见与盈余管理
Ferdinand & Judy(1998)对上市公司审计意见与盈余管理的关系进行了研究,得到的结论是盈余管理与审计意见负相关,即盈余管理程度大的企业容易被出具非标审计意见。Bradshaw,Richardson & Sloan(2001)等以操控性应计利润为盈余管理的替代指标,研究发现,盈余管理程度大的企业容易被出具非标准审计意见。
Bartov,Gul & Tsui(2001)分别以Jones模型、修正的Jones模型、截面Jones模型、修正的截面Jones模型、Healy模型以及De Angelo模型等多个模型来计量盈余管理,发现除了De Angelo模型,其他模型所计量的盈余管理均与非标准审计意见显著正相关。
Laura,Fermin & Santiago(2008)将应计利润与不同类型的非标准审计意见进行分析,研究发现应计利润只有与不确定性持续经营的非标准审计意见呈负相关关系,而与其他非标准审计意见都呈显著正相关关系。
在国内,章永奎(2002)等通过修正的Jones模型来对盈余管理进行衡量,以研究上市公司盈余管理与审计意见之间的关系。研究结果表明,审计师执业质量会影响二者之间的关系。高质量的审计意见有助于降低盈余管理水平;但是,如果审计师的执业质量不高,则双方的相关性不强。
通过回顾现有文献可以发现:在信息质量与融资约束方面,由信息不对称所导致的盈余管理会降低会计信息的质量,加大企业融资成本,从而导致融资约束。在审计意见与盈余管理方面,盈余管理水平可以通过审计师出具的审计意见得到一定的反映。但我们也不难发现,已有的研究仅仅关注盈余管理程度与融资约束的关系,没有对盈余管理进一步细化。另外,现有的研究也没有综合考虑审计意见对盈余管理及融资约束的影响。
三、研究假设
盈余管理是指在公认的会计准则允许的范围以内,以选择某种合理的会计政策作为一定的手段来使企业的市场价值或者经营者自身价值最大化。信息传递论认为,进行盈余管理操作后的财务报表可以向信息使用者传达出更为稳定的经营信息,对企业的发展有积极的作用。但过度的盈余管理会成为报表粉饰、盈余操纵或会计舞弊的工具,使会计信息失去其应有的公允性、可靠性和可比性,从而信息的质量被严重破坏(赵卫锋,2012)。会计信息质量的下降,会加大会计信息风险,给投资者和债权人带来风险。为了弥补这一风险,投资者或债权人会提高企业的融资成本,从而使企业面临更大的融资约束。
不同类型的盈余管理对会计信息质量有着不同的影响。从盈余管理程度上看,盈余管理程度越大,说明企业对盈余的操纵空间就越大,会计信息的质量就越差。从盈余管理的方向上看,向上盈余管理是一种以调增利润为目的的盈余管理,与旨在调减利润的向下盈余管理相比,向上盈余管理不符合会计的谨慎性原则,其会计信息质量比向下盈余管理更低。从盈余管理属性上看,可划分为两种类型,即机会主义盈余管理与决策有用性盈余管理:机会主义盈余管理是企业为了获取私利或满足监督人员的要求而进行的会计操纵;决策有用性盈余管理是企业为更好地向投资者传达未来价值而进行的盈余管理。决策有用性盈余管理后的应计利润能够反映企业未来现金流量和收益,而机会主义盈余管理后的应计利润与企业未来现金流以及收益并无太大的关系。相对于决策有用性盈余管理,机会主义盈余管理后的应计利润的不确定性更大,其会计信息质量更低。
审计的作用在于增强会计信息的可靠性。众多的研究已经表明,盈余管理与审计意见呈负相关关系,这说明审计意见能够识别盈余管理对会计信息质量的影响。从会计信息质量与融资约束的关系来看,低质量的会计信息会使企业融资受到更大的约束。在不同种类的盈余管理中,程度大的盈余管理、向上盈余管理和机会主义盈余管理可能代表更大的信息风险。如果此类盈余管理经审计后获得了审计师的认可,即获得了标准无保留的审计意见,则表明,审计师认为该类企业的盈余管理不会影响会计信息的质量,从而可能消除盈余管理对企业融资的不利影响。
为此,本文提出以下三个假设:
假设1:标准审计意见可以削弱盈余管理程度对融资约束的不利影响。
假设2:标准审计意见可以削弱向上盈余管理对融资约束的不利影响。
假设3:标准审计意见可以削弱机会主义盈余管理对融资约束的不利影响。
四、研究设计
(一)融资约束和盈余管理的度量
1.融资约束的度量。
融资约束的度量方法有多种,包括FHP模型(Fazzari,Hubbard & Pertersen,1998)、ACW模型(Almeida,Campello & Weisbach,2004)、KZ指数(Kaplan &Zingales,1997)及WW指数(Whited & Wu,2006)等。在上述众多方法中,ACW模型在我国的运用比较广泛(唐建新和陈冬,2009;连玉君等,2010;周宝源,2011;孙刚,2011)。本文也采用ACW模型来衡量融资约束。
ACW模型的基本逻辑是:如果公司预见到未来可能存在融资约束,则会通过存储现金来应对。但由于持有现金会增加成本,因此公司会在当前和未来的投资之间进行权衡,以确定其最优现金持有量。而非融资约束公司的最佳现金持有量是不会受到投资活动的影响的。为了体现现金持有量与未来投资的关系,ACW以现金持有量的变化为因变量,以代表投资机会的托宾Q和现金流为自变量来构建模型,具体为:
上式中,△CH为现金及现金等价物的净增加额,CF为经营性现金流量,Q为托宾Q值,SIZE为公司规模。根据ACW理论,融资约束公司应该具有正的现金流敏感性系数,而非融资约束公司的该系数不显著为正。
2. 盈余管理的度量。
(1)盈余管理的程度(DA)。本文通过以修正的Jones模型估计可操纵性应计利润,取其绝对值DA来表示盈余管理程度。DA的数值越大,代表企业盈余管理的程度越高;而DA的数值越小,则说明企业盈余管理的程度越低。具体计算公式如下:
其中:ETAin表示公司i第n年公司的总应计利润;Ai,n-1表示公司i第n-1年末总资产;△REVin表示公司i第t年与第n-1 年主营业务收入之差;△RECin表示公司i第t年与第n-1 年应收账款净额之差;PPEin表示公司i第n年末固定资产净额。α1、α2、α3为行业特征参数,其依据是通过模型在估计的区间内运用不同行业进行分组,进而回归取得;残差ξin的绝对值即为盈余管理水平变量的值,以DA表示。
(2)盈余管理方向(ABSEM)。盈余管理方向依据Jones模型估计的可操纵性应计利润来确定,当估计的可操纵性应计利润为正时,表示向上的盈余管理,ABSEM取值为1;当估计的可操纵性应计利润为负时,表示向下的盈余管理,ABSEM取值为0。
(3)盈余管理属性(IEM)。本文通过间接推定法区分决策有用性盈余管理和机会主义盈余管理。首先,本文通过采用修正的Jones模型对全部样本公司可操纵性应计利润进行估计,然后通过估计得到的可操纵性应计利润分离出盈余管理的分布,将其阈值区分为“保牌”、“配股”、“增发新股”,并将在该组的公司划分为机会主义盈余管理的样本,IEM取值1,其他则为决策有用性盈余管理样本,IEM取值0。“保牌”、“配股”、“增发新股”阈值区如表1所示:
(二)研究模型
为了验证假设1、假设2和假设3,本文建立了模型(1)、模型(2)和模型(3),模型中相关变量的含义如表2所示。三个模型中,β1反映企业的融资约束,β3反映盈余管理对融资约束的影响,β5反映审计意见对融资约束的影响,β7反映审计意见对盈余管理与融资约束之间关系的影响。
(三)数据来源
本文选取2010~2013年沪深两市的A股上市公司作为样本。由于金融企业所受的融资约束与其他企业存在差别,为保证数据的连续性和有效性,本文剔除了所有金融类公司和相关数据缺失的公司。经过以上处理后,最终得到7938个数据,其中2010年1603个,2011年1951个,2012年2201个,2013年2183个。
全部样本数据来自国泰安(CSMAR)数据库,全部数据采用Stata软件进行分析处理。
五、实证检验
(一)描述性统计
各主要变量的描述性统计如表3 所示。从表3 中可以看出,样本公司现金及现金等价物净增加额与经营性现金流量的平均值分别为-0.00208 和0.0374;盈余管理程度的均值为0.0698;盈余管理方向的均值为0.504,说明有一半左右的公司进行了向上的盈余管理行为。
从盈余管理属性上来看,其均值为0.0840,说明只有极少的企业进行了机会主义盈余管理。审计意见的均值为0.9598,说明绝大部分的企业获得了标准审计意见。
(二)相关系数
表4显示了各主要变量的相关关系。从表4中可以看出,变量CF和CH显著正相关,初步表明样本公司存在融资约束,DA、ABSEM和IEM都分别与CH、CF存在显著的相关关系,表明盈余管理的程度、方向和属性均会对企业融资产生影响。
另外,OPIN、SIZE、INV、Q和△NWC也分别与CH、CF存在相关关系。尽管大部分自变量之间相关系数显著,但其系数最大值仅为0.669,因此,多重共线性不会影响回归结果。
注:∗、∗∗、∗∗∗分别表示在10%、5%和1%的水平上显著,下同。
(三)回归结果分析
针对前文提出的三个研究假设,我们以2010 ~ 2013年A股上市公司为样本,分别运用模型(1)、模型(2)和模型(3)进行回归分析检验。
下页表5报告了样本回归结果:从模型(1)的回归结果可以看出,DA×CF系数为正,且在1%的水平上显著,表明盈余管理程度越高的企业,其所受到的融资约束就越大。OPIN×DA×CF的系数为负,并且在1%的水平上显著,说明标准审计意见在缓解高盈余管理程度对融资的不利影响方面发挥了积极的作用,假设1得到了证实。
从模型(2)的回归结果可以看出,ABSEM×CF的系数为正,但显著性较弱,说明向上的盈余管理与向下的盈余管理对企业融资的影响并没有太大的差异;而OPIN×ABSEM的系数为负且在1%的水平上显著,表明向上的盈余管理比向下的盈余管理被出具非标准审计意见的可能性更大。OPIN×ABSEM×CF系数为负,并在5%的水平上显著,说明在企业存在向上盈余管理但得到审计师出具的标准无保留意见的情况下,企业面临的融资约束能够得到有效缓解,从而支持了假设2。
从模型(3)的回归结果可以看出,IEM×CF显著为负,表明在不考虑审计意见的情况下,机会主义盈余管理并不会增大企业的融资约束。综合考虑审计意见后,OPIN×IEM×CF的系数显著为正,说明进行机会主义盈余管理且获得标准审计意见的企业,其受到的融资约束没有得到缓解,假设3没有得到证实。
我们认为,这一现象可能与我国资本市场属于弱式有效有关。在弱式有效的资本市场中,信息传导机制的不完善和投资者对披露信息解读的差异,使得企业的机会主义盈余管理行为未能被市场所识别,而审计师出具的审计意见也没有起到应有的缓解作用。
六、研究结论和建议
通过对2010 ~ 2013年的A股上市公司的数据进行分析,我们得到以下结论:①企业的盈余管理行为会使企业面临更大的融资约束,而不同的盈余管理行为,其对融资约束的影响会有所差异。从程度上来看,盈余管理程度越大,企业受到的融资约束就越强。从方向上来看,向上的盈余管理对企业融资的约束更强。从盈余管理属性上看,机会主义盈余管理行为并未对企业的融资产生约束。②审计意见有助于缓解盈余管理所造成的融资约束。如果企业获得标准审计意见,那么其盈余管理程度和向上的盈余管理所带来的融资约束会得到缓解。
意见证据 篇7
自1980年我国注册会计师制度恢复重建以来,发生过多次规模较大的事务所合并。第一次合并源于1998年的脱钩改制政策,以此为契机,我国注册会计师行业正式揭开了合并、重组的序幕。脱钩改制为我国会计师事务所合并从制度环境上奠定了基础。第二次合并开始于2000年。2000年财政部先后发布了《会计师事务所扩大规模若干问题的指导意见》、《会计师事务所合并审批管理办法》等相关文件。由此,政策主导下的本土事务所“上规模、上水平”的第二次合并浪潮被掀起。2005年中国加入WTO后,国外会计师事务所的直接进入使我国审计市场的竞争加剧,为了满足国内大型、特大型企业集团服务需求,以及行业应对日益激烈的国际竞争的需要,增强国内事务所的竞争力,树立本土事务所的品牌,中注协于2006年下发了《中国注册会计师协会关于推动会计师事务所做大做强的意见(征求意见稿)》的通知,确定了事务所做大做强的总体目标,由此,国内本土事务所又掀起了第三次合并大潮。2009年,财政部制定了《关于加快发展我国注册会计师行业的若干意见》(国办发[2009]56号)文件,又涌现出事务所合并联合的新浪潮,特别是强强合并的氛围空前浓厚。2010年,中国注册会计师协会印发了《会计师事务所合并程序指引(征求意见稿)》(会协[2010]14号)。经历了多次合并浪潮之后,我国审计市场竞争格局发生了极大的变化。但是近年来国内的多项研究表明,由于合并事务所素质、内部管理、风险控制等因素再加上政府政策主导下合并的形势化和盲目性,本土事务所的合并成效与预期还存在一定的差距。随着市场经济的不断深入发展,鉴于国内会计师事务所合并浪潮的此起彼伏,事务所合并的经济效果成为关注的焦点:事务所合并后其审计质量是否有显著提高?从利益相关的投资者角度该如何衡量审计质量是否提高?另外,事务所在全国范围内的合并也会带来事务所地域分布上的较大变化,从而使地方政府对合并后事务所的行政干预减弱,这种改变会不会使事务所独立性增强?投资者是否会对这种信号作出反应呢?本文全面关注我国审计市场竞争格局的变化,综合考虑了2000年至2010年的本土事务所的合并情况,从事务所合并和投资者的视角研究审计质量,将会计师事务所合并与审计意见信息含量两方面的研究相结合,检验了事务所合并前后审计质量变化的市场反应,争取在研究视角、研究对象和研究领域上有所创新。
二、研究设计
(一)研究假设
本文提出如下假设:
(1)事务所规模、声誉及合并与审计质量关系。国外学者关于会计师事务所规模与审计质量关系方面的研究开始的比较早,其中比较有代表性的是De Angelo(1981)提出的准租理论。准租理论认为,规模较大、品牌良好的事务所的审计质量要高于规模较小、品牌知名度不高的事务所。规模较大、品牌优良的事务所会通过规模和品牌来标识身份,向信息使用者传递其提供的审计服务质量高的信号,来满足资本市场对高质量审计服务的需求。事务所会通过投入更多的资源和保持独立性等方法来壮大其品牌和规模,不断向信息使用者传递其审计服务高质量的信号;客户出于有效降低公司内部代理成本和向投资者传递其财务信息可靠性强的信号以降低资本成本的动机,也乐于接受事务所发出的这种信号。在这个过程中,审计意见是连接事务所、客户及其他信息使用者的桥梁。审计意见作为审计活动的最终结果,是审计制度的概要表征,传递着公司会计信息质量是否公允的信号。高度概括反应了企业的财务状况、经营成果以及现金流量状况,是对企业能力从专业方面提供的鉴证与说明,为投资者和债权人的经济决策提供了依据,资本市场的互相信任与良好运行提供了动力。非标准审计意见可以看作是不利于被审计单位的信息,企业一旦被出具非标准审计意见,说明企业未能满足年度财务报告合法性、公允性、一致性的要求,企业可能在盈余、现金流等方面存在一些问题,投资者将会承担更高的风险。由于这些信息是注册会计师经过一系列严格的审计程序得出的结论,这种浓缩的信息必然会引起相应的市场反应。也即是说,被审计单位被出具非标准无保留意见对于投资者来说是一个“坏消息”,理性的投资者会相应调低对该企业的市场预期。与非标准审计意见不同的是,标准无保留意见表明被审计单位财务报告在所有重大方面均真实公允的反映了财务状况,经营成果与现金流量,这将向投资者传递积极的市场信号,反应到证券市场上将表现为上市公司股价的正向波动。综上,本文预测相比合并前的事务所,合并后事务所出具的审计意见应该向投资者传递出更强的市场信号,投资者信心增强,上市公司的CAR也会出现更为强烈的反应。基于以上分析,本文提出研究假设H1:
H1:在审计意见公开披露后的较短时窗内,证券市场对合并前后同一事务所出具的审计意见的市场反应有差异
(2)上市公司实际控制人与事务所独立性。夏立军(2005)研究发现,政府干预使得上市公司选择低质量事务所的动机增强,而地方政府控股的企业更有动机与本地小所进行“合谋”。Chan et al.(2006)发现与外地会计师事务所相比,当地事务所对于当地客户具有很强的经济依赖性,同时也深受地方政府的政治影响,因此更倾向于出具对于地方国企有利的审计意见。Wang et al.(2008)发现与非国有企业相比,地方政府控制的企业更倾向于选择当地的小事务所。但是随着市场化程度的逐渐提高,这种倾向会逐渐减弱。作者认为这种现象是由共谋理论,信息优势理论和需求理论三者共同作用的结果。共谋理论是指地方政府利用其对于当地小事务所的行政影响力、地方政府和地方事务所之间的高层关联等与当地小事务所进行合谋,于是地方国企倾向于选择当地的事务所,当地事务所也倾向于出具有利于地方国企的审计意见。在共谋理论下,当地事务所的独立性受到地方政府的较大影响。虽然民营企业和国企都有动机与事务所共谋,但国企的共谋成本相对较小,因为政府拥有政治权力进而对事务所的经营产生影响。政府也可以通过财政部门,审计部门,当地注册会计师协会影响到当地事务所的营业执照的获取和日常的经营管理。各级政府尤其是地方政府对本地小所具有政治和经济影响,并且监管力量和法律约束难以对其发挥作用,因此政府控股尤其是地方政府控股的公司具有更强的动机与本地小所“合谋”。基于以上分析,将上市公司的实际控制人划分为3类:中央政府控股(central),地方政府控股(local)和非政府控股(private)。会计师事务所的地域性会影响审计意见的出具(Chan et al.,2006),预期事务所合并后其地域性可能发生改变,地方政府对事务所的行政干预可以相对减少,从而事务所的独立性相应提高。实际控制人为地方政府的上市公司在合并后收到的审计意见更为可靠,从而也能收到投资者更为积极的反应。因此本文提出研究假设H2:
H2:在审计意见公开披露后的较短时窗内,证券市场对合并前后的事务所的不同审计意见的市场反应因上市公司的实际控制人而异。具体来说,实际控制人为local的市场反应会较实际控制人为其他两类更强烈
(二)样本选取和数据来源
本文选取2000年至2010年之间发生合并的本土会计师事务所及其审计的A股上市公司作为研究样本。根据研究需要,要求对应的上市公司在合并前后由同一家事务所审计,同时上市公司在合并前后均具有观测值。同时,满足以下条件的事务所和匹配的上市公司将被剔除:事务所合并时间不详;合并的成员所均不具有审计上市公司的资格,即不具有从事证券、期货相关业务审计的资格;年度审计报告中审计意见类型缺失的上市公司。特别地,由于所使用的数据库中不包含2000年以前和2011年的最新审计报告,合并发生在2000年及以前或者是2010年的事务所也将被剔除;加入或被并入国际所或者与国际四大合并的事务所;实证研究中需要用到累计超额收益率(CAR),因此存在以下问题的上市公司要剔除:审计报告出具的日期缺失(影响事件日的选取);年报公布日前后交易数据不完整的上市公司,且要求年报公布日在1月1日到4月30日之间(控制年报延迟披露对审计意见信息含量的影响);金融行业的上市公司。在经过以上研究样本的剔除之后,本研究最终选取事务所合并样本63个,匹配的上市公司样本486个。事务所基本信息资料及合并信息来源于中国注册会计师协会(CICPA)网站及由上海国家会计学院主办的中国会计视野网。上市公司的相关数据来源于中国股票市场研究数据库(CSMAR)。上市公司实际控制人性质的数据来自于网易财经和搜狐财经。
(三)模型建立和变量定义
本文建立如下回归模型:
说明:i表示上市公司,Control表示控制变量,包括每股盈余变化率ΔEPS,股利分配预案DIV,资产规模SIZE,总资产报酬率ROA,资产负债率LEV,企业市场价值与期末总资产的比值Tobin Q,上市公司亏损与否LOSS,行业IND和年份YEAR。ε为误差项并服从期望值为0、方差为σ的正态分布,即:ε~(0,σ)。其中:
(1)因变量。累积超额收益率(cumulative abnormal return,简称CAR)是超额收益率的累积值,某支股票的非正常回报(abnormal return,简称AR)等于该股票的实际回报减去该股票的预期回报。本文采用市场调整模型来计算超额收益率,具体计算步骤如下:
(1)股实际(日)收益率:
Pi,t,Pi,t|1分别为第i家样本公司在t,t-1个交易日的收盘价。
(2)个股期望(行业指数)收益率:
Pm,t,Pm,t|1分别为各行业指数在第t,t-1各交易日的收盘价。
(3)个股(日)超额收益率:
(4)样本组平均(日)超额收益率:
(5)事件期样本组累计平均超额收益率:
(t1,t2)为预测窗口期。在预测超额收益率AR时,将年报公布日定义为第0日,即事件日。以(-180,-30)共150天的时间作为预测窗口期,计算出在(-3,3),(-5,5)和(-10,10)三个研究窗口期的CAR,用以揭示年报公布前后的较短时窗内证券市场对不同类型审计意见的反应。日市场回报率采用考虑现金红利的流通市场加权平均市场回报率,日个股回报率采用考虑现金红利的日个股回报率。
(2)测试变量。审计意见(OP)是累计超额收益率的重要解释变量。通过审计意见系数的符号,大小及显著性,表示审计意见对超额收益的影响。该变量为哑变量,如果上市公司当年收到的是标准审计意见则OP=1,非标准审计意见则OP=0。为区分审计意见是出具在合并前还是合并后,加入另一个哑变量POST,当审计意见为合并后事务所发表时POST=1,合并前事务所发表时POST=0。同时,本文还加入了OP和POST的交叉项OP*POST,此交叉项的设置可以直接衡量事务所合并后标准审计意见对CAR的影响,其系数的经济意义也比较明显。另外,还设置了(1-OP)*POST项,以直接衡量事务所合并后非标准审计意见对CAR的影响。
(3)控制变量。控制变量包括:第一,每股盈余变化率ΔEPS。以往实证研究得出我国股票市场中会计盈余对超额收益能产生显著影响,具有信息含量的结论。本文参照陈梅花(2002)的文献,选取每股盈余变化率ΔEPS作为控制变量。EPSt和EPSt-1分别为第t年和第t-1年年报中披露的每股收益数据。第二,股利分配预案DIV。上市公司的股利分配政策具有很强的信号传递作用,向投资者传递着企业的经营业绩及未来的前景预期,从而引导投资者以增加企业价值。理论上讲,如果企业宣告分配股利,则预示着企业良好的发展前景,会增加投资者信心,从而增加股票价格;反之则亦然。考虑到股利分配政策的重大影响,本文也参照陈梅花(2002)引入虚拟变量DIV作为控制变量,若企业宣告股利分配则取1,反之取0。第三,资产规模SIZE。企业资产规模能在一定程度上反映企业的经营能力和获利能力,一般情况下,投资者对资产规模大的企业有更大的信心。因此,本文选用期末资产总账面价值反映企业的资产规模,为消除量纲的影响,将总资产账面价值取自然对数。第四,总资产报酬率ROA。总资产报酬率反映企业总体资产的获利能力,是评价企业资产运营效益的重要指标。第五,资产负债率LEV。负债具有税盾效应,同时债权人作为公司的外部人也有动机提高公司的治理水平,从而提高公司价值。第六,Tobin Q。市值考核是公司绩效判断的标准之一。第七,上市公司亏损与否LOSS。上市公司亏损与否向市场和投资者传递出不同的信息,从而导致上市公司股价的不同波动。本文引入虚拟变量LOSS,来控制上市公司经营成果对股票价格的影响。当上市公司净利润为负时LOSS取1,否则取0。第八,行业IND。李增泉(1999),宋常和恽碧琰(2005)实证研究表明,行业性质也是具有一定信息含量的。不同的行业中投资者给予的关注度和市场反应是不同的,因此本文加入了行业类型作为控制变量。第九,年份YEAR。变量定义表(1)。
(说明:CAR[-3,3]、CAR[-5,5]和CAR[-10,10]分别表示上市公司在(-3,3)和(-5,5)和(-10,10)窗口期内的累计超额收益率。)
三、实证结果分析
(一)描述性统计
(表2)中Panel A和Panel B是各主要变量的描述性统计,合并前、后的研究样本均为243个。合并前后上市公司CAR[-3,3]的平均值分别是-0.025和0.002,CAR[-5,5]的平均值分别是-0.038和0.004,CAR[-10,10]的平均值分别是-0.058和0.017,合并后的CAR高于合并前;但CAR[-5,5]合并后的中值-0.013略小于合并前的-0.011。合并前上市公司OP的平均值是0.942,合并后是0.922,合并后有所下降,说明事务所合并后上市公司收到的标准审计意见有所下降,非标准审计意见增多,这在一定程度上反应了合并后事务所独立性的增强。
(二)回归分析
(表3)的回归结果可以看出:首先,在(-3,3)、(-5,5)和(-10,10)三个窗口期内,回归方程均在不同的统计显著性水平上通过了F检验,回归方程有效。其次,在上述三个窗口期内,OP*POST的系数均是显著为正的,且在三个窗口期内显著性水平均为1%;而(1-OP)*POST的系数不论正负,均不显著。这验证了前文提出的假设H1:在审计意见公开披露后的较短时窗内,证券市场对合并前后同一事务所出具的审计意见的市场反应有差异。具体来说,投资者对合并前后事务所出具的标准审计意见反应出显著为正的差异,当同一家上市公司继续收到合并后的事务所的标准审计意见时,相比合并前收到的标准审计意见,市场会出现更加积极的反应;同时,回归结果显示:(1-OP)*POST的系数在统计上不显著,无法验证投资者对合并后继续出具的非标准审计意见有更加负向的反应。但是,这也说明投资者对合并前后事务所出具的不同类型的审计意见反应不同。结合之前的理论分析,会计师事务所合并后,其规模、品牌、审计师的能力和审计师独立性都会发生较大变化,相应的合并后的事务所在发表审计意见方面有更为坚定的立场,事务所会根据被审计单位的财务状况如实出具相应的审计意见,并且合并后的事务所不管是出具标准审计意见还是非标准审计意见,其传递的信号都会更加强烈。标准审计意见向投资者等信息使用者传递出积极信号,合并后的事务所出具的标准审计意见传达的信息可靠性增强,投资者会提升对相关上市公司的预期。这种对上市公司预期的提升反应到股价上去,就会出现CAR的更为正向的变动。这就为OP*POST的系数显著为正提供了解释。另外,从行为经济学角度来看,大多数人在面临获利的时候是风险规避的,在面临损失的时候是风险喜好的,投资者也不例外。当合并前的事务所出具标准审计意见时,虽然对投资者来说是“好消息”,投资者出于规避风险的考虑,对这个“好消息”做出的是较为保守的反应;当合并后的事务所再次出具标准审计意见时,这种“好消息”的信号就更为强烈,投资者此时也更愿意接受这种积极信号,这也可以为本文的实证结果提供解释。另外,从回归结果来看,OP的系数符号在三个窗口期内不一致,尽管在(-10,10)的窗口期内为正,与预期相符,但是在统计上是不显著的。部分控制变量的系数在不同窗口期内存在不一致情况,但是均不显著,对总体结果影响不大。上述主回归采用的是事务所合并前后严格匹配的上市公司样本,这里本文将未严格匹配的上市公司,即保留那些只具有合并前或合并后数据的上市公司共1069个样本按照上市公司实际控制人性质分为三组分别进行回归。(表4)的回归结果显示,在三个窗口期内,OP*POST的系数均是显著为正的,其中,在(-3,3)和(-10,10)三个窗口期内显著性水平均为10%,在(-5,5)窗口期内显著性水平为5%。这验证了本文的假设H2:在审计意见公开披露后的较短时窗内,证券市场对合并前后的事务所的不同审计意见类型的市场反应因上市公司的实际控制人而异。实际控制人为local的市场反应确实较实际控制人为其他两类的强烈。基于之前共谋理论的分析,地方政府控股的公司具有更强的动机与本地小所“合谋”,事务所的独立性受到影响,投资者对合并前事务所出具的标准审计意见可能持怀疑态度。但是,事务所合并后其地域性发生改变,地方政府对事务所的行政干预可以相对减少,从而事务所的独立性相应提高。实际控制人为地方政府的事务所在合并后出具的标准审计意见更为可靠,投资者收到这种积极信号后自然会作出更为积极的反应。
注:(1)*、**、***分别表示在10%、5%和1%水平上显著;(2)本文在回归模型中设置了IND和YEAR两个虚拟变量分别对行业和年份的影响加以控制,这里未列示具体的回归结果;(3)表格中每个变量对应两行数据,其中第一行是变量的系数,第二行括号中的数字是对应的t值,下同。)
(说明:CEN,LOC和PRI代表的是上市公司的实际控制人类型,分别为中央政府、地方政府和非政府。三组的样本数依次为172、478和419个。其余同表3。)
(三)稳健性检验
本文研究的是合并前后审计意见类型对CAR的影响,理论上要求对应的上市公司在合并前后由同一家事务所审计,同时上市公司在合并前后均具有观测值。本文按此要求得出了上述主回归结果,为保证回归结果有足够的说服力,本文现在采用的数据未严格要求所有的样本必须符合此规定,即保留那些只具有合并前或合并后数据的上市公司共1069个样本重新进行回归以进行稳健性测试。进一步回归结果(未详细列出)显示,在上述三个窗口期内,OP*POST的系数都是正的,虽然在统计上显著性有所降低,但是还是与本文之前回归结果预期是相符合的。另外,国外有关会计信息和资本市场的实证研究结果表明,在市场达到一定效率的前提下,股票市场会对会计信息的公布作出迅速、无偏的反应,这主要体现在股票超额回报率的增加和股票交易量的增加——超常交易量上。本文参考Beaver(1968)在对盈余信息公告效应检验中用到的股票超常交易量计算方法算出了样本公司的股票超常交易量,并替换原来的因变量CAR进行了回归,OP*POST的系数在三个窗口期内也都是正的,虽然在统计上不显著,但也反应了与主回归结果相同的趋势。
四、结论与建议
本文分析显示,证券市场对会计师事务所合并前后出具的标准审计意见有不同的反应,而且这种差异是显著为正的;证券市场对事务所合并前后出具的非标准审计意见也有不同的反应,但差异在统计上不显著。虽然最后的回归结果没有完全支持本文的假设H1,但是相比事务所合并前出具的标准审计意见,证券市场对于合并后事务所出具的标准审计意见的反应更加强烈,说明事务所通过合并其规模和品牌有所提升,向信息使用者传递其提供的审计服务质量更高的信号,且这种审计质量的提高能被市场所感知。证券市场对会计师事务所合并前后出具的标准审计意见因实际控制人不同而有不同的反应。实际控制人为地方政府的上市公司在合并后收到的标准审计意见更为可靠,投资者收到这种积极信号后会作出更为积极的反应。做大做强本土会计师事务所仍将是我国会计师行业未来发展的一项重要任务。事务所之间的合并是做大做强的一个主要手段,对提高我国本土会计师事务所的独立性、专业技能都具有积极意义。会计师事务所的做大做强将为我国资本市场健康发展提供更高质量的审计服务。政府应该在事务所做大做强这方面继续投入力度,争取早日建立起完善的审计市场格局,提高本土事务所的竞争力,为我国资本市场的进一步发展贡献力量。