Правительство РФ 7 октября 2004 г. утвердило пять федеральных правил (стандартов) аудиторской деятельности (ПСАД). Однако общее число действующих отечественных стандартов не изменилось и осталось равным 37. Именно столько стандартов одобрила в 1996-2000 гг. Комиссия по аудиторской деятельности при Президенте РФ, которые согласно Постановлению Правительства РФ от 06.02.02 г. действуют до утверждения иных федеральных ПСАД. Таким образом, число замененных стандартов возросло с 11 до 16, а число действующих прежних сократилось.
Новые документы в целом ближе к Международным стандартам аудита (МСА), на основе которых работают аудиторы всего мира. Вместе с тем и прежние мало отличались от МСА, поскольку создавались на их базе, но с учетом российской специфики. Однако в 2000 г. работа по превращению 37 ПСАД в полноценную систему национальных аудиторских стандартов была свернута. Если бы этого не произошло, страна могла бы иметь сегодня первую полную версию системы стандартов, превратить которую во вторую версию, учитывающую развитие МСА и недостатки первой, при надлежащей организации работ можно было бы, по нашему мнению, за несколько месяцев. Почему надо было бросить почти достроенное здание и начать возводить рядом новое, тогдашние руководители отечественного аудита внятно не объяснили.
С позиций аудиторской практики ситуация не столь запутанна, как это может показаться на первый взгляд. При оказании аудиторских услуг естественно ориентироваться на 16 новых и 21 прежний ПСАД, а если их нормы противоречат друг другу, то приоритет за новыми, поскольку это общее правило для нормативных документов одинакового статуса. Положения, не прописанные ни в одном из этих 37 ПСАД, но присутствующие в МСА, не имеющих пока отечественных аналогов, также логично использовать в аудиторской практике (за исключением, конечно, тех положений, которые противоречат российскому законодательству). Официальное издание полного набора МСА 2001 г. на русском языке было осуществлено в 2002 г. (на наш взгляд, вполне квалифицированно) Международным центром реформ системы бухгалтерского учета. Поэтому сегодня отечественные аудиторы имеют реальную возможность работать в соответствии с МСА, реализовать которую им, правда, несколько сложнее, чем их западным коллегам.
Одним из самых сложных для понимания и применения является федеральный ПСАД № 16 «Аудиторская выборка». Во-первых, он требует известных познаний в области теории вероятностей, которыми обладают не все отечественные аудиторы. Во-вторых, текст стандарта изложен достаточно тяжело, что невыгодно отличает его от одноименного ПСАД, разработанного в 1996 г. (выгодное отличие – гораздо большая степень подробности).
Отметим, что линия на почти дословное использование текстов МСА в отечественных аудиторских стандартах была взята на вооружение в 2002 г., что, на наш взгляд, хуже, чем переработка МСА с учетом отечественной специфики. Но и принятая линия последовательно не выдерживается. Так, например, значительно отклоняется от своего прототипа из МСА федеральный ПСАД № 6 «Аудиторское заключение по финансовой (бухгалтерской) отчетности». В МСА есть глоссарий терминов, в системе же новых федеральных ПСАД он отсутствует и т.д.
Такие отходы от МСА есть и в комментируемом стандарте. Если прототип – МСА 530 в русском переводе носит название «Аудиторская выборка и другие процедуры выборочного тестирования», то у ПСАД № 16 вторая часть названия отсутствует, хотя в самом стандарте речь об этом идет (под такими процедурами подразумевается использование несплошного тестирования без опоры на вероятностно-статистический аппарат). В названии МСА 530 фигурирует конструкция «Audit sampling», при этом в качестве основного значения последнего слова словари дают «выборочный метод», но не «выборка», ввиду чего ПСАД № 16 должен был носить название «Выборочный метод в аудите и другие процедуры выборочного тестирования», что отражало бы его содержание точнее. О других отходах от МСА 530 речь пойдет по ходу комментирования отдельных разделов ПСАД № 16.
В традиции комментирования нормативных документов входит выделение разделов комментария в соответствии с разделами самого документа. Но в данном ПСАД таких разделов много: 13 в основном тексте и 3 приложения. Поэтому близкие по содержанию разделы в тексте комментария объединены.
Введение и определения
В разделе «Введение» четко определено, что данный ПСАД «устанавливает единые требования к выборочным проверкам в аудите, а также к методам отбора элементов, подлежащих проверке с целью сбора аудиторских доказательств». Некорректность данной формулировки заключается в том, что вторую ее часть можно вообще исключить, поскольку выборочные проверки включают в себя и методы отбора подлежащих проверке элементов. Заметим, что в МСА 530 данной неточности удалось избежать.
Главное же в данной формулировке заключается в том, что осталось за кадром. Комментируемый ПСАД вовсе не призван обеспечить аудитора всем методическим багажом, необходимым для проведения выборочных проверок. Он определяет лишь требования к их проведению. Например, аудиторская проверка не может считаться проведенной квалифицированно, если выборка не является репрезентативной (представительной) по отношению к совокупности, из которой она отбирается, если не был грамотно определен объем выборки и т.п. А упомянутый методический багаж — это, в первую очередь, внутренние стандарты аудиторских организаций (ВСАО), а также другие внутренние материалы, аудиторская литература и т.д.
Значительное место в ПСАД № 16 занимают определения различных терминов, требующие, на наш взгляд, некоторых пояснений.
1. Термин «генеральная совокупность» – это не только дань терминологии математической статистики. Как и там, слово «генеральная» здесь не лишнее, а несет определенную смысловую нагрузку. Ведь из исходной совокупности (например, основных средств) могут быть выделены некоторые элементы (например, здания и сооружения), а оставшаяся совокупность будет подвергнута выборочной проверке, да и сама выборка – это тоже некоторая совокупность, которая, в свою очередь, тоже может подвергаться усечению (выбраковке аномальных элементов и т.п.). А исходная для этой цепочки совокупность и есть генеральная, хотя после ее разделения на подмножества (страты), т.е. после стратификации, вполне возможно переопределить вновь полученные совокупности как генеральные.
2. Читая п. 3ж комментируемого ПСАД, весьма полезно, на наш взгляд, заглянуть в п. 18, после чего различие между статистическим и нестатистическим подходом к выборочной проверке может стать читателю значительно яснее. Кстати, в основном из-за возможности нестатистического подхода в название стандарта и просится добавление «и другие процедуры выборочного тестирования», о чем уже шла речь выше.
3. А при чтении п. 3и (о допустимой ошибке) рекомендуем сразу посмотреть п. 41, где раскрывается связь между допустимой ошибкой и существенностью (точнее было бы сказать — уровнем существенности).
4. В п. 4 ПСАД № 16 говорится о двух типах рисков, связанных с использованием аудиторской выборки. На самом деле эти риски имеют более общую природу и могут быть вызваны не только переходом от сплошного наблюдения к выборочному, но и недостаточной квалификацией аудитора, характером искажений бухгалтерской отчетности, выбором уровня существенности и т.д. (см. по этому поводу также п. 5). В общем виде они рассмотрены в теории вероятностей и ее многочисленных приложениях. Грубо говоря, ошибка первого рода возникает тогда, когда ситуация в некотором смысле нормальная, а наблюдатель (например, аудитор) оценил ее как нежелательную; ошибка второго роданосит противоположный характер: ситуация ненормальная, а наблюдатель это обстоятельство не выявил. Риски первого и второго рода являются просто вероятностями ошибок первого и второго рода соответственно. Такие ошибки в некоторых приложениях имеют специальные названия: ложная тревога и пропуск сигнала в радиолокации, осуждение невиновного и оправдание преступника в юриспруденции, выбраковка годной продукции и пропуск брака в производственном контроле и т.д.; в аудите риск ошибки второго рода называется риском необнаружения, а ошибка первого рода и ее риск ввиду их меньшей важности не имеют специального названия.
Рискам первого и второго рода посвящено достаточно много литературы как по общей теории принятия решений в условиях неопределенности, так и по ее многочисленным приложениям, которая, как нам представляется, может быть весьма полезна для аудитора. Здесь же заметим лишь, что достаточно типична ситуация, когда какое-либо мероприятие уменьшает риск одного рода, но неизбежно увеличивает риск другого рода (аудиторский пример -изменение уровня существенности), и что увеличение объема выборки всегда уменьшает риски обоих родов. Таким образом, увеличивая объем выборки вплоть до объема генеральной совокупности, аудитор убирает лишь один из источников рисков первого и второго рода, но остальные источники продолжают действовать, ввиду чего снизить эти риски до нуля ни теоретически, ни практически невозможно.
Аудиторские доказательства и их получение при выборочном обследовании
Первые три раздела основного текста комментируемого ПСАД связаны с изложением характера аудиторских доказательств в условиях применения выборочного метода и различных аспектов их получения: это -«Аудиторские доказательства», «Учет риска при получении аудиторских доказательств», «Отбор элементов для тестирования с целью получения аудиторских доказательств». Заметим, что прочие аспекты аудиторских доказательств, не связанные напрямую с использованием выборочного метода в аудите, освещены в специальном ПСАД № 5 «Аудиторские доказательства» и других федеральных аудиторских стандартах.
В п. 7 ПСАД № 16 говорится, что «аудиторская выборка для тестов средств внутреннего контроля, как правило, является надлежащей, если…». Хотелось бы обратить внимание на то, что понятие «надлежащая выборка» в арсенале математической статистики отсутствует (там есть понятия «репрезентативная выборка», «усеченная выборка», «цензурированная выборка» и т.д.), никак оно не определено и в комментируемом стандарте, и в его прототипе – МСА 530. В этой связи возьмем на себя смелость предположить, что это такая выборка, которая просто устраивает аудитора либо во всех отношениях, либо в целом.
В п. 9 стандарта четко определено, что при получении аудиторских доказательств для оценки аудиторского риска надо использовать профессиональное суждение. С этим нельзя не согласиться. Действительно, аудиторские риски, будучи вероятностями различных (нежелательных) событий, могут быть оценены либо числом, принимающим значения от нуля до единицы, либо степенью риска. Так, например, в приложении к ПСАД № 8 аудиторский риск оценивается или по трем градациям (низкий, средний, высокий), или по пяти (самый низкий, более низкий, средний, более высокий, самый высокий). Но в любом случае эти оценки в аудите обычно вряд ли могут быть получены в результате каких-либо расчетов, и никакого другого пути на практике, кроме как использование профессионального суждения аудитора, не существует.
Далее по тексту п. 9 вступает в противоречие с пп. 4 и 5 стандарта, да и со здравым смыслом тоже. Действительно, утверждение «Аудиторский риск – это риск того, что аудитор выразит ненадлежащее аудиторское мнение при наличии существенных искажений в финансовой (бухгалтерской) отчетности» надо было бы дополнить возможностью выражения ненадлежащего мнения и при отсутствии существенных искажений в финансовой (бухгалтерской) отчетности. Такое может случиться, например, тогда, когда уровень существенности будет выбран чересчур малым, ввиду чего аудитор вынужден будет объявить недостоверной бухгалтерскую отчетность, не имеющую серьезных искажений.
Следует прокомментировать и последнее предложение из п. 9, согласно которому аудиторский риск включает в себя три риска: неотъемлемый, риск средств внутреннего контроля и риск необнаружения. Во-первых, аудиторский риск не просто включает, а является произведением трех указанных рисков. Во-вторых, термин «неотъемлемый», на наш взгляд, гораздо хуже, чем уже привычный отечественным аудиторам термин «внутрихозяйственный». Ведь и риск средств контроля, и риск необнаружения тоже являются неотъемлемыми – в том смысле, что от них нельзя полностью избавиться (хотя их и можно, и нужно уменьшать), что хорошо известно аудиторам и в меньшей мере их клиентам. Теперь же к понятию «неотъемлемый риск» придется, видимо, привыкнуть, поскольку оно уже вошло в ряд ПСАД и может войти и в другие.
Досадная неточность допущена и в начале п. 10, где утверждается, что компоненты аудиторского риска могут быть подвержены влиянию как риска, связанного с использованием аудиторской выборки, так и риска, с таким использованием не связанного. Это утверждение справедливо лишь по отношению к риску необнаружения. Что касается двух других компонент (риска средств внутреннего контроля и неотъемлемого), то данное утверждение справедливо лишь относительно оценок этих рисков, но не самих рисков. Как бы ни увеличивались размеры аудиторских выборок (вплоть до замены выборочного наблюдения сплошным), это никак не отразится на неотъемлемом риске и риске средств контроля, поскольку это характеристики проверяемого экономического субъекта и от действий аудитора они не зависят (если, конечно, не иметь в виду будущие периоды).
В конце п. 10 справедливо подчеркивается, что риск, связанный с использованием аудиторской выборки, может быть снижен путем увеличения ее объема. Хотелось лишь добавить, что это основной, но не единственный путь. Другой связан со стратификацией генеральной совокупности, о чем пойдет речь ниже.
Значительная часть рассматриваемого ПСАД посвящена методам отбора элементов генеральной совокупности. В п. 11 выделяются и далее описываются три метода: сплошная проверка, отбор специфических элементов, формирование аудиторской выборки. Указывается, что сплошная проверка, как правило, не применяется при тестировании средств внутреннего контроля, но чаще используется в случае аудиторских процедур проверки по существу. В качестве примера приводятся три ситуации, когда такие проверки целесообразно осуществлять на базе сплошного наблюдения: малая генеральная совокупность из элементов большой стоимости; высокие значения риска средств внутреннего контроля и неотъемлемого риска в сочетании с малыми возможностями других средств получения аудиторских доказательств; дешевизна сплошной проверки (при компьютерном ведении бухгалтерского учета).
Хотелось бы обратить внимание на то, что в п. 24 приводится четвертая такая ситуация: большая ожидаемая величина ошибки в проверяемой генеральной совокупности. Со своей стороны добавим пятую. Большие масштабы недобросовестного предпринимательства в нашей стране могут привести к тому, что пользователи аудита будут склонны иногда рассматривать применение выборочного метода как способ достижения аудитором нужных ему и заранее намеченных результатов проверки. В частности, банк, решающий вопрос о выдаче кредита аудируемому экономическому субъекту, может подозревать аудиторскую фирму в сговоре с экономическим субъектом с целью получения безусловно положительного аудиторского заключения. Речь идет о том, что аудитор может отобрать выгодные ему элементы проверяемых совокупностей, затем объявить об их якобы случайном выборе и далее, работая с ними, прийти к требуемым результатам. Если вероятность такой позиции пользователей аудита представляется аудитору высокой, то ему, может быть, стоит подумать о переходе к сплошной проверке. Особенно после историй с Arthur Andersen и ей подобными, когда доверие к аудиту и на Западе, и в нашей стране серьезно подорвано.
Заметим, что на Западе применение выборочного метода в аудиторской проверке распространено чрезвычайно широко. Например, обследование 163 аудиторских фирм Нью-Йорка показало, что 156 из них использовали выборочные методы. Это же обследование выделило три основные области их применения: проверку дебиторской задолженности (78,8%), проверку запасов (74,4%) и проверку кредиторской задолженности (48,7%)3 . В нашей стране выборочные методы в аудиторской проверке используются гораздо реже (хотя обследований, аналогичных описанному выше, по-видимому, не проводилось). Основной причиной является слабое владение ими отечественными аудиторами, а также их клиентами.
Что касается отбора специфических элементов, то в п. 15 стандарта приводятся примеры отбираемых специфических статей: элементы высокой стоимости, необычные, превышающие определенную величину, подозрительные (в их число, например, согласно ПСАД № 9 могут попасть элементы, связанные с операциями с аффилированными лицами) и т.д. В следующем пункте справедливо говорится о том, что в этом случае мы не получаем аудиторскую выборку, так как выводы по результатам работы с отобранными специфическими элементами не могут быть распространены на всю генеральную совокупность. Это, на наш взгляд, хороший пример из области других процедур выборочного тестирования.
Организация выборочных проверок
Далее перейдем к комментарию к следующим разделам рассматриваемого ПСАД: «Статистический и нестатистический подходы к выборочной проверке», «Построение выборки», «Объем выборки», «Отбор подлежащей проверке совокупности элементов». Что касается первого из перечисленных разделов, то различие между статистическим и нестатистическим подходом к выборочной проверке описано в п. 3ж, посвященном основным определениям ПСАД № 16. Иными словами, если выборка порождается или ее результаты оцениваются на базе теории вероятностей, то подход объявляется статистическим; если же и то и другое делается иначе, то подход нестатистический.
Согласно п. 18 решение о применении того или иного подхода отдается на откуп профессиональному суждению аудитора, что, на наш взгляд, вполне логично, поскольку реально предложить что-нибудь иное достаточно трудно. При этом дается одна справедливая рекомендация. Кратко, но убедительно раскрыто то обстоятельство, что при тестировании средств внутреннего контроля нестатистический подход обычно будет целесообразнее. А в следующем пункте не менее убедительно обосновано, что объем выборки не является действительным критерием для проведения разграничения между двумя упомянутыми подходами. Хотя, добавим от себя, при статистическом подходе на практике следует ожидать в целом гораздо больших объемов выборок, чем при нестатистическом.
В п. 23 стандарта указывается на важность четкого понимания того, что же именно составляет ошибку в отчетности, и в качестве иллюстрации приводятся два примера. Добавим, что важно и четкое понимание того, с какой генеральной совокупностью фактически работает аудитор. Например, если изучается ошибка в оценке стоимости основных средств аудируемого лица, то на самом деле происходит переход от генеральной совокупности оценок стоимостей основных средств к генеральной совокупности ошибок измерения этих стоимостей, причем каждый элемент новой совокупности равен значению соответствующего элемента старой генеральной совокупности минус истинное значение стоимости рассматриваемого основного средства.
Пункты 25—28 комментируемого стандарта затрагивают такой важный с точки зрения и теории, и практики выборочной проверки вопрос, как стратификация, т.е. разделение генеральной совокупности на несколько страт (подмножеств), каждая из которых представляет группу элементов со сходными характеристиками. В п. 26 указано, что цель стратификации состоит в уменьшении объема выборки без пропорционального увеличения риска, связанного с использованием выборочного метода (механизм этого уменьшения несколько подробнее описан в п. 7 Приложения 2), а в п. 27 приведены примеры стратификации в аудите. Еще один пример стратификации в аудите можно обнаружить в п. 39 ПСАД № 16, посвященном анализу ошибок в выборке (подробнее об этом будет сказано ниже).
Со своей стороны добавим, что стратификация в аудите нередко применяется для выделения из генеральной совокупности страт, которые по тем или иным причинам надо подвергнуть сплошной проверке. Например, основные средства при аудиторской проверке могут разбиваться на три страты: здания и сооружения (число их мало, а стоимость высока); транспортные средства (их учет в большей мере подвержен искажениям, особенно если списываемые автомобили продаются сотрудникам); все остальное. Первые две страты из названных часто логично проверять затем сплошным наблюдением, последнюю – выборочным. Что же касается цели стратификации, то она может заключаться и в уменьшении аудиторских рисков при сохранении общего объема выборок.
В п. 29 описывается порядок нахождения элементов выборки как отдельных показателей в денежном выражении и даются некоторые рекомендации по применению такого подхода. В мировой практике он был введен в аудит несколько десятилетий назад и известен сегодня как монетарное выборочное наблюдение (МВН). Хотелось бы призвать аудиторов к осторожности в применении этого метода, поскольку строгих доказательств его преимущества перед классическим (когда отбор в выборку идет по единицам наблюдения, например по дебиторам, а не по рублям дебиторской задолженности) мы не встречали.
В одном из центральных вопросов применения выборочного метода в аудите — нахождении объема аудиторских выборок -пп. 19 и 31 ПСАД № 16 рекомендуют использовать или методы теории вероятностей и математической статистики, или профессиональное суждение аудитора. Насколько можно согласиться с применением последнего для оценки аудиторского риска или для решения об использовании статистического либо нестатистического подходов в выборочной проверке, настолько вызывает возражение использование профессионального суждения аудитора в чистом виде для нахождения окончательного объема аудиторской выборки. На базе разработок математической статистики автором была предложена4 итерационная процедура увеличения объема выборки и ее обработки, особенно удобная в условиях компьютерного аудита. В ее рамках, начиная со сравнительно малого объема выборки, аудитор за две-три итерации приходит к окончательному объему выборки, не завышая ее объем ни на каком этапе и избегая тем самым лишней работы. Так вот, как один из методов нахождения объема первой (т.н. пробной) выборки профессиональное суждение аудитора, на наш взгляд, вполне приемлемо. Но после обработки элементов первой выборки (определения оценки меры разброса значений элементов в ней и т.д.) значение объема второй – расширенной по сравнению с первой – выборки целесообразно определять на базе строгих методов математической статистики. Причем поскольку обработку выборки аудитор так или иначе проводить будет, то грех не воспользоваться получаемыми при этом результатами для проверки достаточности использованного объема выборки и его увеличения при отрицательном результате такой проверки.
Следует заметить, что разрешение использовать профессиональное суждение аудитора для окончательного определения объема выборки содержится в прототипе комментируемого стандарта – в МСА 530. После известных историй с Arthur Andersen такой подход, по нашему мнению, подрывает и без того низкое доверие к западному аудиту. А в российских условиях он просто может дать зеленый свет самой откровенной халтуре. Ведь по существу недавний «черный» аудитор, высокомерно ссылаясь на свое профессиональное суждение, может взять в выборку пять элементов, проверить их и сказать, что ошибок в генеральной совокупности нет. Как представляется, в порядке исправления данного казуса ПС АД № 16 целесообразно, чтобы общественные объединения аудиторов внесли в свои стандарты рекомендации о последующей проверке достаточности объема выборки, полученного с помощью профессионального суждения аудитора, с помощью известных методов математической статистики. А во внутренних стандартах аудиторских организаций соответствующая процедура должна быть изложена достаточно подробно.
При формировании выборки важно, чтобы она была репрезентативной (т.е. представительной), поскольку целью применения выборочного метода является распространение выводов по выборке на всю генеральную совокупность (п. 32 ПСАД № 16). В п. 32 стандарта также говорится о том, что при статистической выборке у каждого элемента генеральной совокупности должна быть ненулевая вероятность попасть в выборку. Добавим, что указанная вероятность должна быть не только ненулевой, но и одинаковой для всех элементов генеральной совокупности. Никакие из ее элементов не должны быть подвергнуты «дискриминации» или, наоборот, иметь повышенную вероятность попадания в выборку. Эта равновероятность является необходимым условием репрезентативности выборки, но на практике нередко можно два указанных требования считать эквивалентными.
Конечно, на практике аудитору не требуется количественно оценивать вероятности попадания в выборку различных элементов генеральной совокупности и проверять, одинаковы ли они. Достаточно проанализировать, нет ли явных или скрытых механизмов нарушения одинаковой вероятности попадания. Например, если нас интересует рост взрослого москвича, то не стоит проводить отбор в выборку в баскетбольном или гимнастическом зале (в первом случае результат будет завышенным, во втором — заниженным), а вот на входе в метро – пожалуйста, поскольку нет причин, по которым люди высокого, среднего или низкого роста явно предпочитали бы метрополитен или, наоборот, сторонились бы его. Аудиторский пример. При проверке московского предприятия может возникнуть искушение для ускорения аудита ограничиться дебиторами столичного региона. Но поскольку экономическая ситуация в данном регионе лучше, чем в целом по стране, это означало бы фактическую дискриминацию сомнительных дебиторов при конструировании выборки. Заметим, наконец, что при статистическом подходе к выборочной проверке с использованием генератора случайных чисел (о чем подробнее пойдет речь при комментировании Приложения № 3 к ПС АД № 16) условие равновероятности выполняется автоматически.
Ошибки в выборке и их распространение на генеральную совокупность
Заключительная часть комментариев к основному тексту ПС АД № 16 охватывает четыре его раздела: «Проведение аудиторских процедур», «Характер и причина ошибок», «Экстраполяция (распространение) ошибок», «Оценка результатов проверки элементов в отобранной совокупности».
Первый из перечисленных разделов посвящен в основном ситуации, когда по отношению к какому-либо из отобранных в выборку элементов невозможно провести намеченные аудиторские процедуры. Стандарт предлагает здесь по существу три возможных решения. Во-первых, это нахождение замещающего элемента (п. 35 стандарта). В качестве примера приведем ситуацию, когда компьютерная запись, относящаяся к выбранному элементу, почему-то недоступна и при этом нет оснований для подозрений в отношении работников аудируемого лица. В этом случае целесообразно просто отобрать другой элемент в выборку. Второе решение — применение альтернативных процедур вместо запланированных (п. 36 стандарта, в котором приведен также простой и удачный пример такой ситуации). Если же применение альтернативной аудиторской процедуры невозможно, то третье возможное решение таково: аудитор считает, что данная статья бухгалтерского учета содержит ошибку (п. 36 стандарта).
Одним из центральных моментов выборочной проверки является анализ характера и причин ошибок, выявленных среди отобранных в выборку элементов. Насколько велика вероятность таких ошибок в отечественной аудиторской практике, надежных статистических данных, естественно, нет. Согласно одному западному обследованию в счетах дебиторской задолженности вероятность ошибки составила 2%, а в счетах запасов – 15%. Можно ожидать, что в нашей стране частота искажений показателей значительно выше, чем на Западе, что связано с масштабным реформированием бухгалтерского учета, постоянным изменением его нормативной базы и др. Поэтому наличие ошибок в аудиторской выборке для нашей страны может рассматриваться как типичная ситуация.
Пункт 37 стандарта требует, чтобы аудитор проанализировал характер и причину каждой выявленной ошибки, причем даже для тех из них, которые аудитор считает несущественными. Логика, скорее всего, здесь такая: в выборке ошибка может казаться несущественной, а после распространения на всю генеральную совокупность положение, возможно, изменится.
В п. 38 ПСАД № 16 описывается специфика работы с ошибками при тестировании средств внутреннего контроля. В частности, аудитор должен проанализировать прямое влияние выявленных ошибок на достоверность бухгалтерской отчетности, надежность системы бухгалтерского учета и внутреннего контроля (оценке такой надежности Международная федерация бухгалтеров придает в последнее время весьма большое значение), а также влияние этой надежности на планируемые аудиторские процедуры, с тем чтобы внести необходимые коррективы в план проверки.
Ошибки выборки могут иметь общие характеристики, а могут быть аномальными — важно разделить на практике эти ситуации. Поэтому в п. 40 ПСАД № 16 формулируются требования к работе с ошибками, подозреваемыми в аномальности, и приводится два примера аномальных ошибок. В п. 39 стандарта приводится перечень общих характеристик возможных ошибок (вид операции и т.д.) и указывается, что аудитор может выявить все такие элементы генеральной совокупности, т.е. стратифицировать ее и провести необходимые аудиторские процедуры в отношении такой страты. Допустим, что при переоценке некоторой группы основных средств был использован ошибочный коэффициент. Данная ошибка была связана с тем, что три элемента этой группы попали в выборку из числа всех основных средств. Логично в этом случае выделить такую группу в отдельную страту, при необходимости исследовать ее на базе сплошного наблюдения и предложить работникам бухгалтерии внести необходимые исправления.
После анализа ошибок в выборке комментируемый ПСАД естественно переходит к экстраполяции ошибок на всю генеральную совокупность; иногда для этой процедуры используется термин «проектирование ошибок». В пп. 41-42 стандарта рассматриваются различные аспекты такой экстраполяции, но не описывается ее конкретная реализация. Между тем обычно ошибку, обнаруженную по выборке, просто умножают на отношение объема генеральной совокупности к объему выборки. Если, например, при проверке 30 позиций по запасам из 600 аудитор обнаружил суммарную ошибку оценки их стоимости в 400 руб., то при экстраполяции эта цифра должна возрасти в 20 раз, что даст ошибку во всей генеральной совокупности, равную 8000 руб. Именно последнюю величину надо далее сравнивать с заранее принятым уровнем существенности.
Однако при другой выборке из той же генеральной совокупности того же объема в 30 позиций суммарная ошибка может получиться отличной от 400 руб. как в большую, так и в меньшую сторону. Такая ситуация типична для приложений математической статистики, которая в качестве основной рекомендации предлагает здесь построение так называемых доверительных интервалов. Применительно к нашему примеру это будет такой интервал, который с заранее заданной (доверительной) вероятностью — например 0,95 — накрывает точно неизвестную нам ошибку выборки. Допустим, это интервал от 300 до 500 руб. Тогда экстраполяция на всю генеральную совокупность даст интервал от 6000 до 10 000 руб. И вот эти-то величины, по нашему мнению, надо сравнивать с уровнем существенности. Если обе границы доверительного интервала лежат ниже этого уровня, ошибка оценки стоимости запасов несущественна. Если обе границы выше этого уровня, то оценку стоимости запасов следует признать недостоверной. В промежуточном случае требуются дальнейшие, более детальные исследования.
В п. 43 ПСАД № 16 указывается, что для тестов средств внутреннего контроля не требуется экстраполяция ошибок в явном виде, поскольку доля ошибок в выборке в то же время является предсказываемой долей ошибок во всей генеральной совокупности. Действительно, если, например, из 1000 документов определенного типа составлена выборка объемом 50 документов и 5 из них оказались оформленными неверно (отсутствуют необходимые разрешительные подписи или т.п.), то доля ошибок в выборке равна 10%, и эта же цифра будет в первом приближении характеризовать ошибку во всей генеральной совокупности. Но только в первом приближении, поскольку другая выборка в 50 документов из тех же 1000 может дать другую долю ошибок в выборке, например 9%. Как и в случае с аудиторскими процедурами, по существу здесь полезно построение доверительных интервалов. Допустим, выяснится, что доверительный интервал для доли ошибок в нашей генеральной совокупности окажется 8-12%. Его границы полезно сравнить с заранее принятым аудитором порогом существенности. Если последний был принят, скажем, в размере 15%, то ошибки средств внутреннего контроля здесь несущественны, если в размере 6% – то существенны. В промежуточном случае требуются дальнейшие, более детальные исследования. Построение доверительных интервалов такого типа и работа с ними в аудите подробно описаны в уже упоминавшейся книге Гутцайта Е.М. «Аудит: концепция, проблемы, эффективность, стандарты».
Таким образом, аппарат доверительных интервалов весьма удобен при оценке результатов проверки элементов в отобранной совокупности (последний раздел основного текста ПСАД). В соответствии с п. 44 стандарта неожиданно высокое значение верхней границы доверительного интервала при тестировании средств внутреннего контроля может привести к увеличению оцениваемого риска этих средств и, как следствие, к увеличению объема аудиторских процедур по существу. В п. 45 ПСАД № 16 применительно к аудиторским процедурам по существу сказано, что «если лучшая оценка ошибки приближается к допустимой ошибке, аудитор оценивает риск того, что иная выборка привела бы к другой оценке ошибки». Иными словами, для выдачи положительного заключения аудитором важно, чтобы все практически возможные выборки, а значит и весь доверительный интервал для ошибок, вписывались бы в допустимую ошибку.
Пункт 45 ПСАД № 16 предлагает также при оценке характеристик генеральной совокупности учитывать и аномальные ошибки (напомним, что согласно п. 3г это такие ошибки, которые за исключением некоторых случаев не могут произойти повторно). В примере с запасами это означает, что границы доверительного интервала должны быть увеличены с 6000 и 10 000 руб. на величину аномальной ошибки. При этом, работая с оставшейся частью генеральной совокупности, полезно не забыть уменьшить ее размер, потому что выделение элементов с аномальными ошибками по существу означает стратификацию генеральной совокупности.
Приложения
Как и в МСА 530, в комментируемом ПСАД № 16 имеются три приложения.
В первых двух приложениях приводятся примеры факторов, влияющих на объем выборки (соответственно для тестирования средств внутреннего контроля и для проверки по существу), и рассматриваются направления их влияния (увеличение или уменьшение объема выборки). Интенсивность влияния перечисленных факторов в Приложениях 1 и 2 или их ранжирование не рассматриваются. Сделать это, по нашему мнению, было действительно весьма трудно. При анализе влияния факторов используются конструкции типа: «чем выше… тем больше должен быть объем выборки». Например, в п. 1 Приложения 2 зафиксировано следующее: «Чем выше аудитор оценивает неотъемлемый риск, тем больше должен быть объем отобранной совокупности».
Особо хотелось бы остановиться на таком факторе, как число элементов генеральной совокупности. В п. 5 Приложения 1 и в п. 8 Приложения 2 сказано: «При большой генеральной совокупности действительный ее объем оказывает лишь незначительное влияние на объем отобранной совокупности». Это очень полезная для российских аудиторов информация, поскольку в отечественной аудиторской литературе нередко предлагается брать объем выборки, пропорциональный объему генеральной совокупности. В частности, в одном из недавно опубликованных ВСАО предлагается брать объем выборки не менее 20% от объема генеральной совокупности и милостиво разрешается в случае однородных типовых операций снизить эту цифру до 10%.
В отношении данного предложения следует отметить, что если генеральная совокупность в аудите будет насчитывать десятки тысяч элементов, то ёё выборка составит несколько тысяч единиц, что сделает работу с ней на практике нереальной. Пропорциональность объема выборки размеру генеральной совокупности с точки зрения математической статистики — нонсенс. При использовании ее подходов аудиторские выборки исчисляются десятками (изредка сотнями) элементов.
Кстати, в МСА 530 формулировка несколько иная, зато более точная. Там сказано следующее: «В случае большой генеральной совокупности ее действительный объем оказывает лишь незначительное (если вообще какое бы то ни было) воздействие на объем отобранной совокупности». Скобка здесь совсем не лишняя. Дело в том, что выборки бывают повторные и бесповторные. В первом случае отобранный в выборку элемент из генеральной совокупности не исчезает (и может попасть в выборку повторно), а во втором — исчезает, ввиду чего сама генеральная совокупность уменьшается. В аудите обычно применяются бесповторные выборки, но могут применяться и повторные (например, в ряде ситуаций компьютерного аудита ввиду их более простой машинной реализации). При повторной выборке размер генеральной совокупности никак не влияет на объем выборки, что и отражает указанная скобка. При бесповторной выборке незначительное влияние имеет место. Таким образом, и в данном вопросе комментируемый стандарт выглядит хуже своего прототипа – МСА 530.
В Приложении 3 дана характеристика четырех методов отбора элементов генеральной совокупности в выборку. Сделано это без сравнения их достоинств и недостатков и рекомендаций по преимущественному применению какого-либо из них (что для ПСАД, конечно, не обязательно). Мы же возьмем на себя смелость такого рода рекомендации аудиторам предложить.
Из четырех рассмотренных в Приложении 3 методов основными являются два. Первый метод – это случайный отбор, когда все элементы выборки находятся на базе таблиц случайных чисел, публикуемых как в математической, так и в аудиторской литературе, или на базе генератора случайных чисел. Последний обычно представляет из себя программу, входящую в математическое обеспечение современных компьютеров и порождающую случайные числа, равномерно распределенные между нулем и единицей, обладающие при этом рядом определенных свойств. Далее по значению случайного числа определяется номер отбираемого из генеральной совокупности элемента; например, если последняя состоит из 1000 единиц, а случайное число – после округления равно 0,763, то в выборку попадает 763-й элемент генеральной совокупности. Второй метод — это систематический отбор, когда первый элемент выборки обычно получается на базе генератора случайных чисел, а остальные отстоят от него на равные интервалы.
На наш взгляд, первый метод при компьютерном аудите экономичнее. Действительно, в этом случае рационально брать первую выборку небольшой, а затем увеличивать ее размер. При случайном отборе все выбранные элементы и результаты работы с ними при расширении выборки сохраняются; просто к ним добавляются в соответствии с новым запуском генератора случайных чисел новые элементы.
При систематическом отборе это не так. В самом деле, допустим, что объем генеральной совокупности равен 1000, причем для первой выборки начальный элемент имеет значение 15, а интервал выборки составляет 50. Тогда первая выборка состоит из 20 элементов с номерами 15, 65, 115, 165 и т.д. Пусть оказалось, что объем второй выборки необходимо взять равным, например, 23. Тогда интервал для второй выборки равен 43 (1000/23), а сама она даже при том же начальном элементе состоит из элементов 15, 58, 101, 144 и т.д. Тем самым работа с большинством элементов первой выборки не будет востребована при анализе второй, ввиду чего затраты времени аудитора существенно увеличатся, причем без повышения качества аудита.
В заключение заметим, что многие генераторы случайных чисел позволяют при повторном обращении к ним получать ту же самую последовательность случайных чисел. Это их свойство может быть использовано при внутрифирменном контроле качества аудита, позволяя контролерам проверять правильность получения выборок основной аудиторской группой как при случайном, так и при систематическом отборе. Иногда это свойство генераторов случайных чисел может облегчить и внешний контроль качества аудита, например, при организации такого контроля в рамках общественного аудиторского объединения.