一、 引 言

2006年2月，财政部颁布了新的《中国注册会计师执业准则》，^①自2007年1月1日起在国内会计师事务所中施行。新审计准则包含了所有国际审计准则(ISA)的原则内容，核心在于将现代风险导向审计模式引入到准则中(杨志国，2006)，强调了风险导向审计在我国注册会计师执业过程中的应用。新审计准则既为注册会计师识别、评估和应对审计风险提供了技术指导，也明确要求注册会计师在审计工作中应该全程关注审计风险、增强审计风险敏感性、提高审计质量和降低审计失败发生的概率(李莫愁和周红，2013)。

①2006年颁布的《中国注册会计师执业准则》包括1项中国注册会计师鉴证业务基本准则、41项具体审计准则、1项审阅准则、2项其他鉴证业务准则、2项相关服务准则和1项会计师事务所质量控制准则。2010年11月1日，修订后的38项中国注册会计师执业准则由财政部颁布，自2012年1月1日起施行。2006年颁布的《中国注册会计师执业准则》首次全面地引入了风险导向审计理念，这些准则相对于以往的审计准则发生了重大变化，而2010年修订的准则变化则相对较少。因此，本文考察2006年颁布的审计准则，评估风险导向审计准则的实施效果。2006年颁布的《中国注册会计师执业准则》在下文中简称“新审计准则”。

理论上，一套有效的审计准则体系应当能够规范注册会计师的执业行为，促使注册会计师在审计工作中恪守独立、客观、公正的基本原则，发挥鉴证和服务作用。但事实上，国内外学者对风险导向审计模式仍褒贬不一。一种观点认为，风险导向审计将审计资源重点分配给高风险客户和高风险领域，是一种先进的审计方法；另一种观点则认为，风险导向审计在低风险客户和低风险领域的审计资源投放不足，从而会影响审计质量。

从国内来看，自新审计准则实施以来，官方人士对准则的实施效果普遍持乐观态度(刘仲藜，2006)。他们认为，风险导向审计准则体系的实施，必将对加强会计师事务所的质量控制与风险防范、提高财务信息质量和降低投资者的决策风险等发挥重要作用。然而，理论界对风险导向审计准则在我国的运用却存在不少质疑。例如，刘峰和许菲(2002)认为风险导向审计在法律风险相对较低的中国审计市场存在适用性问题。也有学者指出，新审计准则的执行情况与预期目标存在偏差，有相当一部分注册会计师对风险导向审计理念理解不到位，不能很好地掌握新审计准则所倡导的风险识别、评估和应对方法。

虽然国内外学者关于风险导向审计准则存在很多争议，但关于其实施效果的研究却较为缺乏。DeFond等(1999)基于1993—1996年我国证券审计市场的数据，研究了我国第一批审计准则的颁布实施对注册会计师的审计独立性和市场集中度的影响，发现注册会计师的审计独立性在独立审计准则的实施后有所提高，但独立性高的大规模事务所的市场份额有所下降。但这项研究只针对早期的审计准则，而未涉及风险导向审计准则的实施效果。张奇峰等(2010)研究了股权分置改革对审计市场集中度和审计师敏感性的影响，发现股权分置改革后审计师的独立性和风险意识都有所加强，但也未涉及风险导向审计准则的影响。^①廖冠民和吴溪(2013)研究了新审计准则中舞弊审计准则对审计师谨慎性的影响，发现舞弊审计准则中强调收入确认的特别风险有助于提高审计师的执业谨慎度，但他们仅考察了2006年新审计准则体系下某项具体审计准则的实施效果，而没有评估新审计准则中风险导向审计方法的全面引入具有怎样的效应。

①我国上市公司的股权分置改革始于2005年4月。张奇峰等(2010)指出，截至2006 年12 月31日，A股市场上已有1 129家上市公司完成了股权分置改革，占上市公司总数的82.53%。

本文考察了新审计准则的实施是否提高了注册会计师的风险敏感性以及不同类型和规模的会计师事务所审计风险敏感性变化的差异。具体而言，我们比较了新审计准则实施前后注册会计师出具非标准无保留审计意见的概率与公司财务困境风险、盈余管理风险和公司治理风险之间的关系是否发生了改变。我们发现，在控制了其他因素的影响后，对于同等的盈余管理风险，注册会计师出具非标准无保留审计意见的概率在新审计准则实施后具有显著的提高，并且这一结果主要存在于小规模的会计师事务所中。此外，我们未发现注册会计师对公司财务困境风险、公司治理风险的敏感性在新准则实施前后发生了显著变化。也就是说，风险导向审计准则的实施提高了小规模的会计师事务所对公司盈余管理风险的敏感性。这意味着风险导向审计准则具有一定的积极效应，尤其是能够促进那些原本风险意识或者风险识别能力较低的小规模事务所提升其风险敏感性。

本文有助于理解风险导向的新审计准则在中国的实施效果。相对于国内外关于会计准则国际趋同的大量研究，关于审计准则国际趋同的研究还非常缺乏；同时，相对于风险导向审计准则的大量争议，鲜有严谨的实证研究考察风险导向审计准则的实施效果。本文的研究结果表明，新审计准则的实施能够影响注册会计师的审计行为和风险判断。因此，从理论来看，即使准则是在较弱的制度环境中实施，相对于准则实施所需的制度基础(Institutional Infrastructure)而言，准则本身也可能是重要的；从政策来看，加强审计准则建设及其执行力度可能是在中国这样缺乏高质量审计需求的环境中提高审计质量的有效措施之一。

二、 理论分析和研究假说

2006年颁布的新审计准则的核心在于将具有风险导向的审计模式引入到已有准则中，出台了识别、评估和应对重大错报风险的4项审计风险准则(杨志国，2006)。审计风险准则包括《中国注册会计师审计准则第1101号——财务报表审计的目标和一般原则》《中国注册会计师审计准则第1301号——审计证据》《中国注册会计师审计准则第1211号——了解被审计单位及其环境并评估重大错报风险》和《中国注册会计师审计准则第1231号——针对评估的重大错报风险实施的程序》。这4项审计风险准则条款中出现了大量的有关审计风险的词汇。例如，《中国注册会计师审计准则第1101号——财务报表审计的目标和一般原则》第十七条规定，“注册会计师应当通过计划和实施审计工作，获取充分、适当的审计证据，将审计风险降至可接受的低水平。”《中国注册会计师审计准则第1211号——了解被审计单位及其环境并评估重大错报风险》第三条规定，“注册会计师应当了解被审计单位及其环境，以足够识别和评估财务报表重大错报风险，设计和实施进一步审计程序。”《中国注册会计师审计准则第1231号——针对评估的重大错报风险实施的程序》第三条规定，“注册会计师应当针对评估的财务报表层次重大错报风险确定总体应对措施，并针对评估的认定层次重大错报风险设计和实施进一步审计程序，以将审计风险降至可接受的低水平。”

由于准则具有法定的约束力，准则本身可能就是重要的，即使在实施环境不太好的国家，准则也可能具有一定的指导和约束作用。新准则明确要求注册会计师在审计工作中应该提高风险意识，加强对被审计单位及其所处环境的了解，在审计的所有阶段都要实施风险评估程序，并将识别和评估的风险与实施的审计程序挂钩(李莫愁和周红，2013)。在应对风险方面，新准则要求注册会计师应该针对各类重大交易、账户余额、列报和披露实施实质性测试，并将识别、评估和应对风险的关键程序形成审计工作记录。这些有关审计风险的要求会增强注册会计师的风险识别动机。

此外，新准则在技术层面上对注册会计师如何提高风险意识进行了更详细、更具有操作性的指导，包括注册会计师从哪些方面了解被审计单位及其环境、如何在审计的各个阶段实施风险评估、如何根据获取的新审计证据修正前期风险评估结果、如何在审计报告出具阶段重新考虑审计风险等。以了解被审计单位及其环境为例，旧准则要求注册会计师应该从行业状况、法律环境与监管环境、其他外部因素和被审计单位性质等方面了解被审计单位及其环境，而新准则在旧准则的基础上增加了对被审计单位会计政策的选择和运用、被审计单位的战略和相关经营风险以及被审计单位财务业绩的衡量和评价的了解。旧审计准则中有关审计风险的规定非常有限且分散于不同准则中，而新审计准则全面阐述了现代风险导向的审计理论在审计工作中的应用，有关审计风险的规定更具体、更详尽和更具有指导性(李莫愁和周红，2013)。如果注册会计师较好地将这些技术性指导运用于审计工作中，那么其风险识别能力将增强。

在注册会计师的风险识别动机和识别能力增强的情况下，其审计风险敏感性可能会增强。然而，新准则的实施也未必就意味着准则制定目标的实现，准则实施效果不仅取决于准则本身的质量，也可能取决于企业的动机、注册会计师的执业水平、监管的力度和民事诉讼机制的有效性等不利因素。首先，中国的上市公司为了避免连续亏损、特别处理或退市以及获得配股或增发新股资格等，具有强烈的盈余管理动机(Chen和Yuan，2004)。最近十多年来，先后发生了银广夏、蓝田股份、绿大地和万福生科等重大财务舞弊案件。在公司具有强烈的盈余管理动机的情况下，注册会计师需要面对来自客户的收买审计意见的强大压力。其次，与成熟市场的审计自发需求不同，我国上市公司的审计需求很大程度上是为了满足政府的管制要求。同时，地方政府是大部分上市公司的控股股东，上市公司对高质量审计的需求较弱(Wang等，2008)。最后，由于立法和司法制度建设的滞后，相对于资本市场屡屡出现的财务欺诈和审计失败案例，针对注册会计师和会计师事务所的民事诉讼极其少见，并且监管部门对违法、违规的审计机构实施的行政处罚相对较轻。在高质量审计需求和供给动力都不足的情况下，风险导向的新审计准则的实施效果可能存有疑问。因为国际审计准则是基于成熟的市场经济环境制定的，包含了所有国际审计准则的原则内容。全面引入风险导向审计理念的新审计准则能否在中国这样的审计市场环境中得到有效实施而不会成为注册会计师削减审计程序与推脱责任的借口，这仍有待探究。

因此，在中国这样高质量会计信息供给和独立审计的需求都不足的环境中，风险导向的审计准则的实施效果可能有限。但由于准则本身属于注册会计师执业的法规体系，也是判断注册会计师是否勤勉尽责的依据，准则的要求以及准则提供的技术指导可能会对注册会计师的行为产生一定的积极影响。虽然监管部门对会计师事务所实施的处罚相对较轻，但通常每年均有几家会计师事务所受到处罚，而这些会计师事务所在被处罚后往往会丢失一定的市场份额。如果注册会计师未能按照新审计准则的要求对客户进行充分的风险评估而发生审计失败，将可能遭受行政处罚，进而给事务所带来其他损失。根据以上分析，我们提出如下研究假说：

假说1：新审计准则实施后，注册会计师出具非标准无保留审计意见的概率对审计风险的敏感性有所提高。

国外已有大量研究发现，不同类型和规模的会计师事务所的审计行为和审计质量可能存在差异。DeAngelo(1981)认为会计师事务所规模越大，则审计质量越高，因为大规模会计师事务所拥有大量的准租，某个特定客户的审计收入占总收入比重较低，大规模事务所在与客户的谈判中更不容易屈服，审计工作中发生机会主义行为的概率更低；而小规模会计师事务所的情况恰恰相反，更容易发生审计失败。Dye(1993)从保险理论出发，认为会计师事务所审计失败所引发的诉讼会使大规模会计师事务所遭受更大的损失，为了避免由诉讼带来的损失，大规模会计师事务所更有动机保持审计的独立性。

国内针对这个问题也开展了一些研究。这些研究大多是比较 “四大”与“非四大”或者“十大”与“非十大”的审计质量差异，但关于事务所与审计质量的关系并没有得出一致的结论。蔡春等(2005)发现，大规模会计师事务所的审计质量更高。李连军和薛云奎(2007)研究发现，国际合作所、国内大会计师事务所、国内小会计师事务所之间在审计收费方面存在显著差异，即存在审计师的声誉溢价现象。这说明审计师声誉作为审计质量的显示信号已经得到了市场的认同。刘峰和周福源(2007)比较了国际四大会计师事务所与国内会计师事务所之间的审计质量，认为从非标准无保留审计意见出具的概率、可控性应计的数量和会计盈余的持续性等角度来看，国际四大会计师事务所与其他会计师事务所的审计质量并不存在显著的差异。从已有研究可以看出，会计师事务所规模可能会影响审计质量和审计行为。

虽然风险导向的新审计准则旨在规范和指导所有会计师事务所降低审计风险，减少审计失败；然而，不同规模的会计师事务所的动机和能力有所不同，对准则的理解深度和执行程度也可能不同。因此，在新准则实施后，不同会计师事务所的审计风险敏感性变化可能存在差异。由于国际审计准则的风险导向审计理念在“国际四大”中长期实践，而本土的大规模事务所在审计方法和理念上也大多以“国际四大”为学习对象，因此“国际四大”和本土大规模事务所在新准则颁布之前的风险意识和风险识别能力可能就比本土小规模事务所更高。而本土小规模事务所的风险意识和风险识别能力相对较差，新准则在提高风险意识要求和给出具体技术性指导之后，小规模事务所的风险识别动机和能力可能提高较大。鉴于此，我们提出如下研究假说：

假说2：新审计准则实施后，注册会计师对审计风险敏感性的提高主要存在于本土小规模会计师事务所中。

三、 研究设计 (一) 样本选择与数据来源

新审计准则于2006年2月15日颁布，并从2007年1月1日起实施。需要注意的是，在新审计准则颁布的同一天，财政部颁布了新的会计准则体系，并且从2007年1月1日起在上市公司中实施。但由于财务报告和审计报告的编制时间存在差异，上市公司2006年度的财务报告仍按照旧会计准则编制，而注册会计师已经需要按照新审计准则的规范和要求对其开展审计工作。换言之，新会计准则首次影响的是2007年度的财务报告，而新审计准则首次影响的是对2006年度财务报告的审计。因此，我们将2005年和2006年的国内非金融行业上市公司作为初始样本，这两个年度的财务报告均依据旧的会计准则编制，但与2005年度财务报告的独立审计不同，2006年度财务报告的独立审计已经按照新的审计准则实施。这样，我们对比2006年度与2005年度的审计行为，就可以消除新会计准则实施的干扰，从而揭示新审计准则的效应。

剔除金融行业上市公司的样本，是因为金融类上市公司的财务状况、资产状况、经营特点与其他行业存在较大差异，注册会计师对其审计时采取的审计方法、审计侧重点与其他行业也可能有所不同。出于两个年度之间可比性的考虑，我们还剔除了2006年度上市或退市的公司样本。此外，如果2006年为公司提供年报审计服务的会计师事务所相对于2005年度发生变更，那么事务所变更事件很可能会影响审计意见。为了消除事务所变更事件的干扰，我们进一步剔除了2006年度发生事务所变更的公司样本。最终，获得了2005年和2006年两个年度的平衡样本，共计2 344个观测值。在这个平衡样本中，公司与为公司年报提供审计服务的会计师事务所在两个年度均是一一对应的。这样的样本选择方法有助于更好地观察新审计准则的实施效果。表 1给出了最终样本的行业和年度分布情况。

审计数据、公司财务数据、公司治理数据以及行业类型等数据均来自CSMAR中国股票市场研究数据库。

(二) 变量与模型

本文构建如下Logit回归模型来检验新审计准则实施后注册会计师出具非标准无保留审计意见的概率对审计风险的敏感性是否发生变化，即在同等财务困境风险、盈余管理风险或公司治理风险水平下，注册会计师出具非标准无保留审计意见的概率在新审计准则实施后是否发生变化。

$ \begin{align} & O{{P}_{i}}={{\beta }_{0}}+{{\beta }_{1}}POS{{T}_{i}}+{{\beta }_{2}}Risk\_Fi{{n}_{i}}+{{\beta }_{3}}Risk\_E{{M}_{i}}+{{\beta }_{4}}Risk\_C{{G}_{i}} \\ & \ \ \ \ \ \ +{{\beta }_{5}}POST\times Risk\_Fi{{n}_{i}}+{{\beta }_{6}}POST\times Risk\_E{{M}_{i}}+{{\beta }_{7}}POST\times Risk\_C{{G}_{i}} \\ & \ \ \ \ \ \ +{{\beta }_{8}}BIG{{4}_{i}}+{{\beta }_{9}}Loca{{l}_{i}}+{{\beta }_{10}}Centra{{l}_{i}}+{{\beta }_{11}}Marke{{t}_{i}}+{{\beta }_{12}}Siz{{e}_{i}}+{{\beta }_{13}}LE{{V}_{i}} \\ & \ \ \ \ \ \ +{{\beta }_{14}}RO{{A}_{i}}+{{\beta }_{15}}IND\_{{D}_{i}}+{{\varepsilon }_{i}} \\ \end{align} $

其中，β₀为截距，β₁至β₁₅为变量系数，ε_i为残差项。β₅至β₇分别代表新审计准则实施后注册会计师出具非标准无保留审计意见的概率对审计风险敏感性的变化情况。模型中各变量的含义如下：

1.因变量

OP为虚拟变量，代表样本公司当年财务报告被注册会计师出具的审计意见类型。如果公司当年财务报告被出具非标准无保留审计意见，OP取值为1，否则取值为0。非标准无保留审计意见包括无保留加说明意见、保留意见、否定意见以及拒绝表示意见。

2.解释变量

POST为年度虚拟变量。鉴于新审计准则从2007年1月1日开始实施，公司2006年和2005年报告的审计工作分别按照新审计准则与旧审计准则开展，2006年POST取值为1，2005年取值为0。在后文采用更长期间进行稳健性测试时，2006年及以后的POST取值为1，2005年及以前取值为0。

Risk_Fin为财务困境风险的衡量指标。如果公司连续两年亏损或者年末净资产为负数，那么Risk_Fin取值为1，否则取值为0。根据中国证监会颁布的股票特别处理规则，连续两年亏损或者年末净资产为负数的公司通常被认为财务状况异常。对于注册会计师而言，这样的公司存在持续经营风险，按照审计准则通常需要发表持续经营不确定的非标准审计意见。

Risk_EM为盈余管理风险的衡量指标。如果公司的每股收益处于0与0.01元之间，Risk_EM取值为1，否则为0。以往文献发现，中国的上市公司为了避免被特别处理或退市，存在避免亏损的盈余管理动机，因此微利公司存在盈余管理的可能性较大(Chen和Yuan，2004)。这些公司往往通过盈余管理将亏损调节为盈利，按照审计准则关于重要性的判断标准，这是注册会计师需要揭示的重要事项。

Risk_CG为公司治理风险的衡量指标。如果公司当年被证券监管部门实施行政处罚，Risk_CG取值为1，否则为0。我们认为公司因信息披露、内幕交易等问题被证券监管部门实施行政处罚是公司治理不善的一个信号。对于审计师而言，这意味着较高的风险。公司治理既涉及大股东侵害上市公司利益从而影响上市公司的持续经营能力，也涉及会计信息质量。这两个方面都可能给注册会计师带来风险。

POST×Risk_Fin、POST×Risk_EM、POST×Risk_CG分别为POST与三个审计风险变量Risk_Fin、Risk_EM、Risk_CG的交乘项，用以识别注册会计师对审计风险的敏感性在新审计准则实施前后的差异。

3.控制变量

BIG4是虚拟变量，用来控制会计师事务所规模对审计意见的影响。如果公司的财务报告由“四大”会计师事务所审计，那么BIG4取值为1，否则为0。国内外研究发现，大规模事务所与小规模事务所的审计独立性和审计质量存在差异(DeAngelo，1981；DeFond等，1999)，因此我们在模型中纳入此变量以控制事务所规模对审计风险敏感性的影响。

Local与Central是虚拟变量，用来控制公司最终控制人类型对审计意见的影响。如果公司最终控制人为地方政府，Local取值为1，否则取值为0；如果公司最终控制人为中央政府，Central取值为1，否则取值为0。国内已有研究发现，最终控制人类型不同的公司的投融资方式、事务所选择等行为存在一定的差异(Wang等，2008)。

Market是连续变量，用来控制公司所在地区的市场化程度对审计意见的影响。市场化指数来源于樊纲等(2011)编制的中国各省区市场化指数。公司所在地区的市场化指数得分越高，则市场化程度越高。国内已有研究发现，公司所处地区的市场化程度不同，则其投融资行为、事务所选择等也存在一定差异(Wang等，2008)。注册会计师在不同地区的公司开展审计工作过程中，其审计独立性可能也会存在差异。因此，我们在模型中纳入此变量，用来控制公司所处地区市场化程度对审计意见的影响。

Size、LEV和ROA分别用来控制公司规模、财务杠杆、盈利能力对审计意见的影响。这些控制变量与DeFond等(1999)使用的控制变量基本一致。Size是公司总资产的自然对数，LEV是公司负债总额与资产总额的比率，ROA是公司净利润与资产总额的比率。

IND_D是虚拟变量，用来控制公司所处行业对审计意见的影响。如果公司所处行业为制造业，IND_D取值1，否则取值为0。由于研究样本仅为两个年度的观测值，某些行业观测数较少，因而我们仅将行业类型区分为制造业和非制造业。

(三) 描述性统计

模型中各变量的描述性统计见表 2。为了减轻异常值的影响，我们在分析中对所有的财务指标上下各1%的观测值进行了Winsorize处理。从表 2可以看出，样本公司获得非标准无保留审计意见的概率的平均值为0.1，这表明10%的公司获得非标准无保留审计意见。Risk_Fin、Risk_EM和Risk_CG的均值分别为0.09、0.03和0.05，这表明9%的公司存在财务困境风险，3%的公司存在盈余管理风险，5%的公司存在公司治理风险。

四、 实证结果及解释 (一) 相关性分析

表 3给出了各变量的Pearson相关性分析结果。从中可以看出，年度虚拟变量POST和Market都与OP负相关，但不显著；Risk_Fin、Risk_CG和LEV均与OP显著正相关；Risk_EM与OP正相关，但不显著；BIG4、Local、Central、Size和ROA都与OP显著负相关。为了更严格地考察新审计准则实施后注册会计师出具非标准无保留审计意见的概率对审计风险的敏感性是否发生了变化，我们将进行多元回归分析。

(二) 多元回归分析

为了进一步考察新审计准则实施前后注册会计师出具非标准无保留审计意见的概率对审计风险敏感性的变化情况，表 4给出了多元回归分析结果。

表 4中的回归(1)是在总样本中考察审计准则、审计风险与审计意见的关系。从中可以看出，POST与非标准无保留审计意见负相关，但不显著，这表明没有证据支持新审计准则实施后上市公司总体上获得非标准无保留审计意见的概率存在显著变化；财务困境风险和公司治理风险与非标准无保留审计意见的概率都在1%水平上显著正相关，这表明上市公司财务困境风险越高或公司治理风险越高，获得非标准无保留审计意见的概率越大。盈余管理风险与非标准无保留审计意见的概率正相关，接近显著水平，这表明上市公司盈余管理风险越高，获得非标准无保留审计意见的概率越大。由此可见，财务困境风险、盈余管理风险和公司治理风险较好地衡量了公司的审计风险。

表 4中的回归(2)-回归(6)是在总样本、“四大”和“国内十大”、“国内十大”、“国内所”、“国内小所”样本中着重考察新审计准则实施前后注册会计师对审计风险敏感性的变化情况，这也是对研究假说1和研究假说2进行检验。

在表 4的回归(2)中，POST与非标准无保留审计意见负相关，但不显著，这表明没有证据支持新审计准则实施后上市公司总体上获得非标准无保留审计意见的概率存在显著变化。Risk_Fin的系数(1.485)和Risk_CG的系数(1.380)均在1%水平上显著，这表明新审计准则实施后公司财务困境风险和公司治理风险都与获得非标准无保留审计意见的概率显著正相关，即公司财务困境风险越高或公司治理风险越高，公司获得非标准无保留审计意见的概率也就越大。Risk_EM的系数为-0.367，这表明新审计准则实施后公司盈余管理风险与获得非标准无保留审计意见的概率负相关，但不显著。在几个交叉项中，POST×Risk_EM的系数为1.588，且在10%水平上显著，这表明注册会计师对盈余管理的风险敏感性在新审计准则实施后有了显著提高，这支持了研究假说1。POST×Risk_Fin和POST×Risk_CG的系数分别为0.011和0.171，但均不显著，这表明注册会计师对财务困境风险和公司治理风险的敏感性在新审计准则实施后没有显著变化。

与回归(2)中Risk_Fin和Risk_CG均与因变量显著正相关不同，在回归(3)和回归(4)中，这两个变量都与因变量没有显著关系，但在回归(5)和回归(6)中，这两个变量均与因变量显著正相关。这表明国内小规模事务所倾向于对审计风险高的公司发表非标准无保留审计意见，而“国内十大”和“国际四大”倾向于通过客户选择而非发表非标准无保留审计意见来降低审计风险。值得注意的是，POST×Risk_EM的系数在回归(3)和回归(4)中不显著，而在回归(5)和回归(6)中尤其是在回归(6)中显著为正，这表明在新审计准则实施后，国内小规模事务所对客户盈余管理风险的敏感性有了显著提高，而在“国内十大”和“国际四大”中没有这一结果，这支持了研究假说2。此外，与回归(2)类似，在回归(3)-(6)中，POST×Risk_Fin和POST×Risk_CG的系数均不显著，这说明“国内小所”、“国内十大”和“国际四大”对财务困境风险和公司治理风险的敏感性在新审计准则实施后均未发生显著变化。

以上结果显示，新审计准则并未直接提高注册会计师出具非标准无保留审计意见的概率，而是增强了小规模事务所的注册会计师对风险(与财务报告有关的盈余管理风险)较大的客户出具非标准无保留审计意见的概率。这可能是因为：一方面，如以往文献所揭示的，“大所”本身的风险意识和风险识别能力在新准则颁布实施前就相对更强，因而新准则的影响有限，而“小所”则相反；另一方面，对于与财务报告没有直接关系的公司财务状况风险和公司治理风险来说，审计准则不能直接对其进行约束，因而新准则的作用也有限。

在控制变量上，Local和Central的系数在回归(1)-(6)中均为负数，且均显著，这表明地方政府控股和中央政府控股的上市公司获得非标准无保留审计意见的概率更小，这与Wang等(2008)的发现一致。在回归(1)-(4)中，Market的系数均为正数，且达到显著水平，这表明上市公司所处地区的市场化程度越高，公司获得非标准无保留审计意见的概率也就越大，这可能是因为市场化环境提高了注册会计师尤其是大会计事务所注册会计师的独立性。LEV在回归(1)-(6)中的系数均为正数，且在1%水平上显著，这表明公司资产负债率越高，其获得非标准无保留审计意见的概率也就越大；ROA在回归(1)-(6)中的系数均为负数，且在1%或者5%水平上显著，这表明公司经营业绩越好，其获得非标准无保留审计意见的概率也就越小。控制变量的回归结果与我们的预期及以往文献相符，这表明本文采用的审计意见模型能够较好地刻画审计意见的影响因素。

(三) 稳健性分析

在上文的检验中，本文选取的样本时间为2005年和2006年，这在很大程度上减少了新会计准则的干扰。在稳健性测试中，我们改变样本年度，分别选取2004年和2005年、2006年和2007年作为样本区间进行多元回归分析，以考察研究结果的可靠性。

2004年和2005年间的财务报告是按照旧会计准则编制的，审计工作均按照旧审计准则开展。稳健性检验中，我们没有发现2005年注册会计师对审计风险的敏感性相对于2004年发生了显著变化，这表明2006年注册会计师审计风险的敏感性变化并非来源于时间序列上的自然变化趋势，而可能来源于新审计准则的实施。2006年和2007年是新审计准则实施后的两年。稳健性检验中，我们发现2007年注册会计师对审计风险的敏感性相对于2006年也未发生显著变化，这表明新审计准则在2006年就产生了一定的效应，而在2007年这一效应既未加强也未减弱。

五、 结论与启示

本文从理论和实证两个层面分析了中国2006年颁布的风险导向的新审计准则是否提高了注册会计师对审计风险的敏感性，并利用会计准则和审计准则实施的时间差来排除新会计准则实施的干扰，研究发现：在控制了其他因素的影响后，在同等盈余管理风险水平下，注册会计师出具非标准无保留审计意见的可能性在新审计准则实施后有了显著提高；但对于同等的财务困境风险和公司治理风险，注册会计师出具非标准无保留审计意见的概率在新准则实施前后没有发生显著变化。在考察事务所类型与新审计准则实施效果的关系后发现，国内会计师事务所和国内小规模会计师事务所出具非标准无保留审计意见的可能性对盈余管理风险的敏感性有了显著提高。因此，风险导向的审计准则的实施在一定程度上提高了小规模会计师事务所的风险敏感性。这说明，即使审计准则是在较弱的制度环境中实施的，准则本身相对于制度环境来说也可能是重要的。因此，加强审计准则的建设及其执行力度是在中国这样缺乏高质量审计需求的环境中提高审计质量的有效措施之一。

需要指出的是，为了排除新会计准则实施的干扰，我们仅考察了新审计准则实施初期的效应，因此研究结果仅是对风险导向审计准则实施效果的一项初步评价。此外，张奇峰等(2010)发现，2006年左右实施的股权分置改革可能提高了注册会计师的风险意识。但由于股权分置改革后公司股权真正流通需要一年以上的锁定期，我们预计股权分置改革不太可能构成对研究结果的替代解释，因而未在研究模型中进行控制。同时，我们通过区分会计师事务所规模将研究结果与新审计准则进一步联系起来，这也增强了研究结论的可靠性。