盈余管理與審計質量的關系研究
——基于2008-2010年我國證券市場數據的實證分析

●中南財經政法大學會計學院 陳夢娟 深圳普聯技術有限公司 黃治康 中南財經政法大學會計學院 林振中

盈余管理與審計質量的關系研究
——基于2008-2010年我國證券市場數據的實證分析

●中南財經政法大學會計學院 陳夢娟 深圳普聯技術有限公司 黃治康 中南財經政法大學會計學院 林振中

學術界普遍認為，審計不僅能夠查出企業的錯報，還能識別并遏制企業的盈余管理行為。為了檢驗審計質量對中國上市公司盈余管理的影響，本文利用2008-2010年中國A股上市公司的經驗數據，用行業專長和事務所規模和品牌作為審計質量的代理變量，用分行業分年度修正的瓊斯模型計算出的操縱性應計項目作為盈余管理的衡量指標，對審計質量和盈余管理的關系進行了實證檢驗，總體而言，審計質量越高，盈余管理程度越低，審計質量越低，盈余管理程度越高。特別是2008年的數據，顯著的支持了研究結論。但是，2009-2010年的經驗證據并不能充分支持盈余管理與審計質量的關系，這可能與我國特定的審計市場不是充分競爭的市場、我國的注冊會計師不夠完全獨立有一定的關系。

盈余管理 審計質量修正的瓊斯模型 審計專長

一、文獻綜述

(一)國外文獻綜述。Teoh和Wong（1993）實證研究了審計質量與盈余反應系數的關系，發現審計質量與盈余反應系數之間具有正向關系，指出較高的審計質量會帶來盈余質量的提高。Becker，Defond，Jiambalvo和Subramanyam（1998）分別采用單變量和多變量分析的方法，對“八大”和非“八大”會計師事務所審計的樣本間的操縱性應計利潤額進行比較，發現非“八大”審計的樣本公司的財務報告中操縱性應計利潤額顯著高于“八大”審計的公司，意味著非“八大”比“八大”能容忍客戶更多的盈余管理。Ken Y.Chen等（2005）在研究審計質量與盈余管理的關系時，以1999-2002年臺灣的IPO公司作為樣本，發現高質量的審計有助于遏制盈余管理行為，并能夠提供可靠的會計信息。Rusmin Rusmin（2010）以在新加坡上市的301家上市公司為樣本，研究了盈余管理和審計質量的關系，研究發現二者呈負相關關系，研究還發現審計專家審計的上市公司盈余管理的程度低于非審計專家審計的上市公司盈余管理程度，“四大”審計的客戶的盈余管理程度遠遠低于非“四大”審計的客戶。Chen Hanwen，Chen，Jeff Zeyun，Lobo,Gerald J.etc（2011）利用2001-2004年中國資本市場的數據實證檢驗了審計質量對國有和非國有兩種類型企業盈余管理和權益資本成本的影響，研究發現在非國有企業組中，由中國前八位會計師事務所審計的上市公司的盈余管理程度遠低于非前八位會計師事務所審計的上市公司，但是在國有企業組中，這種差異并不顯著。

(二)國內文獻綜述。徐浩萍（2004）從盈余管理的角度考察了中國注冊會計師獨立審計的質量，發現中國的注冊會計師能夠在一定程度上鑒別會計盈余管理的程度，這種鑒別的能力與盈余管理的手段有關。相對操控的經營性應計利潤而言，注冊會計師在對以操控非經營性應計利潤為手段的盈余管理行為的審計中表現出了較高的審計質量。另一方面，審計質量還和盈余管理的方向有關，雖然注冊會計師對以增加利潤為目的的正向盈余管理行為更加敏感，但是與負向盈余管理行為的審計比較，并沒有體現出更高的審計質量。李玲等（2005）從獨立審計質量的衡量與評價標準、盈余管理的計量與鑒別、應計利潤的計算等方面對盈余管理與審計質量的相關性研究進行了評述，認為審計限制盈余管理的作用是隨審計質量的變動而變動的，高質量的審計更易發現和制約管理當局的會計錯誤或違規，更有效的制約盈余管理行為。蔡春等（2005）通過可操縱應計利潤檢驗了外部審計質量對盈余管理程度的影響，研究發現非雙重審計公司的可操縱應計利潤顯著高于雙重審計公司的可操縱應計利潤，非“前十大”會計師事務所審計的公司的可操縱應計利潤顯著高于“前十大”會計師事務所審計的公司的可操縱應計利潤。章立軍（2005）運用博弈論模型分析了在盈余管理高和低兩種情況下，審計師是否被收買，進而通過對2002年披露年報審計費用的滬深295家上市公司運用多元回歸方法進行實證檢驗，得出審計師必然被盈余管理高的上市公司收買，而盈余管理低的上市公司不收買審計師。

綜上所述，學者們在研究盈余管理與審計質量的關系時，基本上都采用瓊斯模型或修正的瓊斯模型計算出的操縱性應計利潤來度量盈余管理，得出盈余管理和審計質量呈負相關關系的結論，并進一步指出經過具備規模優勢和品牌優勢的大所（會計師事務所，比如“四大”）審計的上市公司的盈余管理程度低于非大所審計的上市公司。但是以上研究在測度審計質量時指標過于單一，這可能與審計質量過于抽象，不便于直接計量有關。

二、盈余管理的測度

到目前為止，理論界關于盈余管理的計量方法主要有三種：具體項目法、分布檢測法和應計利潤分離法。具體項目法能夠比較準確的測度某一行業某些項目特定的盈余管理，但是不能反映企業整體的盈余管理行為。分布檢測法通過檢測盈余在特定水平周圍的不連續分布來鑒別哪些公司有盈余管理行為。比如通過凈資產收益率這一指標要求，可以考察上市公司配股時存在的盈余管理行為，通過分析師的預測，可以考察上市公司迎合市場分析預測的盈余管理行為。這種方法只能鑒別哪些公司存在盈余管理行為，但是不能給出盈余管理的程度。應計利潤分離法是運用回歸模型首先估計出正常的操縱性應計利潤，然后將非正常操縱性應計利潤從總應計項目中分離出來。根據估計模型的不同，應計利潤分離法又分為DeAngelo（1986）模型、Healy（1985）模型、Jones（1991）模型、KS模型（1995）、修正的Jones模型（1996）前瞻性修正的Jones模型（2002）等等。根據張雁翎、陳濤（2007）對盈余管理計量效力模型的實證研究和黃梅、夏新平（2009）關于操縱性應計利潤模型檢測盈余管理能力的實證研究的成果，由于在我國分年度分行業回歸的截面修正瓊斯模型在模型的設定和盈余管理的檢驗能力方面比較優越，故本文采用分年度分行業的截面修正的瓊斯模型來測度操縱性應計利潤的大小。具體計算步驟如下：

首先，根據模型（1）計算出總應計利潤；其次，根據模型（2）估計出分年度分行業的值，參與計算分年度分行業的盈余管理樣本數據詳見表2；再次，根據模型（3）計算出非操縱性應計利潤；最后，根據模型（4）計算出操縱性應計利潤。

其中，TAi,t表示上市公司i在第t年的總應計利潤，NIi,t表示上市公司i在第t年的凈利潤，CFOi,t表示上市公司i在第t年的經營活動凈現金流量，Ai,t-1表示上市公司i在第t-1年末的資產總額，△RECi,t表示上市公司i從第t-1年到t年收入的變化值，△RECi,t表示上市公司i從第t-1年到t年應收賬款凈額的變化值，PPEi,t表示上市公司i在第t年末的固定資產原值，NDAi,t表示上市公司i在第t年的非操縱性應計利潤，DAi,t表示上市公司i在第t年的操縱性應計利潤，α1α2α3表示待估計的參數，εi,t表示隨機干擾項。

本文在計算操縱性應計利潤時，根據證監會2001年的行業大類分類標準，將上市公司分為農林牧漁業、采掘業、制造業行業等12個行業（各個行業的樣本數量詳見表2），然后分年度分行業對2008年-2010年每個行業修正后的瓊斯模型進行估計，最終計算出每個上市公司每年經過資產總額調整過的操縱性應計利潤。

三、審計質量的測度

DeAngelo提出了定義審計質量的兩個關鍵維度：首先，重大的會計錯報能夠被審計查出；其次，重大的會計錯報必須能夠被披露（聶曼曼，2009）。能夠查出重大的會計錯報體現了注冊會計師的專業勝任能力，能夠披露重大的會計錯報體現了注冊會計師的獨立性，基于此，注冊會計師專業勝任能力和獨立性綜合影響了審計質量，但是注冊會計師的專業勝任能力和獨立性只有注冊會計師自己心里才清楚，很難被外界察覺到，更別說計量審計質量。為此，學者們只好通過尋找審計質量的代理變量間接地來測度審計質量，比如通過審計行業專長、事務所規模和品牌以及事務所出具的非標準審計意見比例等來測度審計質量。審計行業專長的測度通常采用市場份額法，即考察某個會計師事務所在某一個行業的收入占這個行業總收入的比重，由于審計費用數據難以獲得或數據不全，學者們通常用審計客戶的資產總額、營業收入或凈利潤來替代審計費用。在充分競爭的市場中，事務所規模和品牌往往對審計質量起著至關重要的作用，在我國乃至全世界，“四大會計師事務所”規模大且具有顯著的品牌優勢，因而學者們經常用是否為“四大”來衡量會計師事務所的規模和品牌。

本文采用審計行業專長和事務所規模和品牌來測度審計質量。根據模型（5）可以計算出每一個事務所在某一個行業的市場份額，由于我國許多上市公司審計費用數據披露不完善或計算口徑不統一，故本文市場份額數據用審計客戶總資產替代。根據計算結果，如果事務所i在k行業的市場份額超過20%（包括20%），則可確定事務所i在k行業中具備行業專長，反之則不具備行業專長。為了充分準確地反映我國會計事務所在A股市場中的市場份額，本文在計算市場份額時采用剔除金融類企業后的全樣本，然后剔除極少量數據缺失的公司。在進行行業分類時，由于行業比較多，故除了制造業分到二級明細，其他行業均按一級分類標準，共涉及42類行業。

其中，IMSik表示事務所i在k行業的市場份額，即事務所i在k行業的收入（用客戶資產替代）總額占所有事務所在k行業收入（用客戶資產替代）總額的比重表示事務所i在行業k中jik家客戶總資產平方根的和表示所有事務所在行業所有客戶總資產平方根的和。

四、理論分析及研究假設

審計行業專長能夠在一定程度上反映審計質量的高低。國外大量研究證實了審計行業專長對審計質量的積極影響。Dunn等（2000）研究了財務分析師對企業信息披露質量評級與事務所行業專長之間的關系，發現：與非行業專長事務所的客戶相比，行業專長事務所的客戶信息披露質量更高。Owhoso、Carcello和Nagy（2002）等也得出類似的結論，找到了審計行業專長對審計質量影響的證據。因此，將審計行業專長作為審計質量的一個代理變量，具有一定的理論基礎。由具備行業專長的會計師事務所審計的上市公司往往具有較高的審計質量。具備行業專長的事務所在某一行業具有特殊的優勢，包括專業人才、經驗積累、信息資源、專家優勢等等，因而往往具有較高的專業勝任能力的事務所能夠提供更高質量的審計服務。Krishnan（2003）研究了事務所行業專長與盈余管理的關系，發現在“六大”事務所中，具有行業專長的事務所比不具有行業專長的事務所更能限制客戶通過應計項目從事盈余管理；Balsam等（2003）也發現行業專長事務所的客戶在操縱性應計利潤的絕對值水平上比非行業專長事務所的客戶更低，在盈余反應系數上比非行業專長事務所的客戶更高。因此，我們提出如下假設：

假設1：同不具備行業專長的會計師事務所審計的上市公司相比，由具備行業專長的會計師事務所審計的上市公司的盈余管理程度更低。

在充分競爭的市場上，會計師事務所的規模和品牌可以反映事務所的審計質量。首先，具備規模優勢和品牌優勢的事務所往往更加關注自己的聲譽。市場對于具備規模優勢和品牌優勢的會計師事務所的期望往往要高于一般的會計師事務所，這些具備規模優勢和品牌優勢的會計師事務所要想維持自身在業界的聲譽，就必須更加重視審計質量，以避免審計失敗，從而通過質量贏得市場的信任和支持。其次，具備規模優勢和品牌優勢的會計師事務所具備提供高質量審計服務的資源。具備規模優勢和品牌優勢的會計師事務所擁有人力資源、信息資源、質量控制體系、從業經驗、專家資源等諸多優勢，與中小事務所相比，它們有足夠的實力和動力保證高質量的審計。衡量會計師事務所的規模和品牌通常可以用是否為 “四大”（或 “八大”、“十大”）會計師事務所這一指標來替代。Menon and Williams（1991）通過實證研究發現企業在IPO時往往需要更高質量的審計，而當企業進行IPO時往往聘請“五大”會計師事務所。研究者還發現通過審計可以降低IPO的發行價格。Becker et al.（1998）發現當上市公司聘請“五大”會計師事務所進行審計時，預期之外的應計項目降低了。據此，本文提出第二個假設：

假設2：同非“四大”會計師事務所審計的上市公司相比，由 “四大”會計師事務所審計的上市公司的盈余管理程度更低。

五、實證檢驗

(一)樣本選擇和數據來源。本文研究的樣本數據均為

2007年-2010年中國A股上市公司的數據，在樣本篩選過程中遵循以下原則：不考慮金融保險類上市公司，因為這類公司在很多方面與一般企業的差異非常大；剔除了總資產為0的上市公司；剔除了各個變量數據缺失的上市公司；剔除了連續2年數據不全的上市公司，因為本文在計算某年的操縱性應計利潤指標時，需要用到上年度的相關數據；最終經過篩選共得到2008年1416個，2009年1482個，2010年1627個，合計4525個樣本。樣本篩選情況詳見表1，樣本分年度分行業的情況見表2。本文所使用的大部分數據來自于CSMAR數據庫，部分數據通過手工收集和計算得到，數據處理、分析采用EXCEL 2007、SPSS17.0和EVIEWS6.0軟件。

表1 樣本篩選過程

表2 樣本分年度分行業數量情況

(二)控制變量和模型。本文根據理論假設建立了如下幾個模型：

模型（6）-（8）中DAi(i=1,2,3)表示操縱性應計利潤，DA1通過對操縱性應計利潤取絕對值后得到，利用DA1可以考察審計質量對盈余管理的綜合影響，DA2表示正向的盈余管理，DA3表示負向的盈余管理。等式右邊包含了是否為 “四大”和是否具備行業專長兩個控制變量和資產總額、經營活動凈現金流量、凈資產收益率等控制變量。ST類公司通常面臨著巨大的退市壓力，因而很有可能通過盈余操縱來改變現狀，故控制變量中包含上市公司是否被ST。發生會計師事務所變更的上市公司，往往是因為在某些會計處理上和前任事務所沒有達成一致，因而希望通過更換事務所來購買審計意見，故控制變量中包含了事務所是否變更這一變量。資產總額和經營活動現金流量不同的企業，盈余管理的水平往往不一致，因而將其作為控制變量。已有研究表明，上市公司進行盈余管理有很強的配股動機，因此本文將凈資產收益率納入控制變量的范圍。資產負債率和流動比率用于衡量企業的風險，資產負債率和流動比率偏高的企業面臨著較高的債務契約壓力，因而有很強的盈余管理動機。各個變量的定義詳見表3：

表3 變量定義表

(三)描述統計分析

全樣本描述統計分析涉及各個回歸變量的平均值、中位數、極值、標準差以及各個變量自身的t檢驗。根據表4可知，在4525個樣本的統計結果中，操縱性應計利潤（取絕對值）的最大值約為2.61，最小值約為0，二者相差2.61。需要特別指出的是，上市公司中發生會計師事務所變更的比重為7.25%，“四大”審計的比重為6.19%，由具備行業專長事務所審計的比重為4.11%，說明“四大”審計的客戶比重在我國并不大，并且我國由具備行業專長的事務所審計的上市公司比重偏低。

表5 列示了針對各個變量均值的t檢驗，并列示了它們的置信區間（置信水平為95%），從表中數據可知，被解釋變量操縱性應計利潤（取絕對值）和所有的解釋變量的均值檢驗都非常顯著（P值顯著為0），說明各個變量的均值都是顯著的。

表5 單變量t檢驗

表6 列示了各個變量間的Pearson相關系數，從系數表來看，操縱性應計利潤與是否四大和是否具備行業專長的相關系數分別為-0.057、-0.031，且分別在0.01水平 （雙側）和0.05水平（雙側）上顯著負相關，這與前面的假設相一致。操縱性應計利潤和是否變更事務所、資產負債率、是否為ST等變量均顯著正相關，說明發生事務所變更的上市公司，資產負債率高的公司，ST類公司越傾向于盈余管理。經過資產調整后的經營活動凈現金流量與操縱性應計利潤顯著負相關。各個解釋變量和控制變量之間，除了資產負債率和流動比率的相關系數達到-0.457（絕對值遠小于臨界值0.6），其他大部分變量之間相關系數的絕對值都低于0.1，說明它們之間不存在多重共線性的問題，這樣不會影響模型回歸的效果。

表6 Pearson相關系數表

(四)多元回歸分析。表7列示了全樣本的多元回歸結果，從結果來看，使用D1回歸的結果中，是否為“四大”審計通過了顯著性檢驗（P=0.0164），是否具備行業專長雖然沒有通過顯著性檢驗，但是仍舊在0.1（P=0.0624）的水平上非常顯著，而且它們回歸系數均小于0，說明上市公司的盈余管理程度受會計師事務所是否具備行業專長的影響，且具備行業專長的事務所比不具備行業專長的事務所更能降低上市公司盈余管理程度；由“四大”會計師事務所審計的上市公司的盈余管理程度顯著低于非“四大”審計的上市公司。另外，是否發生事務所變更、資產負債率、流動比率、經營活動凈現金流量、是否ST均通過了顯著性檢驗，是否發生事務所變更、資產負債率、是否ST均與盈余管理呈正相關關系，經營活動凈現金流量與盈余管理負相關，與前面相關分析的結果相一致，符合理論預期。

但是，使用D2和D3進行回歸時，是否為“四大”審計、是否具備行業專長并沒有通過顯著性檢驗（P值分別為0.1117、0.9636、0.1005、0.3760，均大于0.05），這可能是因為單獨考慮正向盈余管理組或負向盈余管理組時，由“四大”審計的上市公司或由具備行業專長事務所審計的上市公司的盈余管理程度和一般會計師事務所審計時差別不大，但是當把正向盈余管理組和負向盈余管理結合起來考慮時，樣本數量大大增加，由“四大”審計或審計行業專家的效用就充分體現出來了。此外，在模型（7）和模型（8）中資產總額、是否發生事務所變更、資產負債率、經營活動現金凈流量等控制變量均通過了顯著性檢驗。根據估計值的符號，可以確定是否“四大”審計、是否具備行業專長變量仍舊與盈余管理呈負相關關系，即審計質量和盈余管理之間的確呈反方向變化。從調整后的判定系數來看，模型（7）和模型（8）的判定系數分別達到了38.33%、28.44%，遠高于模型（6）的判定系數5.34%。

表7 全樣本多元回歸結果

本文進一步分年度對樣本進行回歸。從2008年回歸結果來看，是否“四大”審計、是否具備行業專長均通過了顯著性檢驗（P<0.05），估計值分別為-0.015353、-0.013129，說明由“四大”和具備行業專長審計的上市公司的操縱性應計利潤顯著低于一般會計師事務所審計的上市公司的操縱性應計利潤，即審計質量和盈余管理之間呈負相關關系，審計質量越高，盈余管理程度越低，審計質量越低，盈余管理程度越高，證實了前面的理論假設。但是從2009年和2010年的回歸結果來看，是否“四大”審計、是否具備行業專長沒有通過顯著性檢驗，說明“四大”或具備行業專長審計的上市公司的操縱性應計利潤并不低于一般的會計師會計師事務所審計的上市公司。究其原因，可能是2009年之后，“四大”會計事務所或具備行業專長的事務所與一般的事務所相比，并沒有表現出更高的質量。蔡春，鮮文鐸（2009）等以國內證券市場數據為樣本，實證檢驗了會計事務所行業專長和審計質量的關系，指出“在中國上市公司審計市場中，總體而言，會計師事務所行業專長與審計質量負相關”。這說明在中國審計行業專長并不能持續反映審計質量的高低，因而才導致了2009年和2010年“四大”會計師事務所或具備行業專長沒有通過顯著性檢驗。但是國外大量研究證實行業專長和事務所規模和品牌能夠提高審計質量，可能是因為發達國家資本市場比較發達，市場競爭比較充分，事務所規模和品牌、行業專長都能夠充分衡量審計質量，因此得出的結論比較可靠。

六、研究結論與不足

本文利用2008-2010年中國A股上市公司的經驗數據，用行業專長和事務所規模和品牌作為審計質量的代理變量，用分行業分年度修正的瓊斯模型計量盈余管理指標，實證檢驗了審計質量和盈余管理的關系，總體而言，審計質量越高，盈余管理程度越低，審計質量越低，盈余管理程度越高，這與已有的研究結論是一致的。但是除了2008年事務所規模和品牌和審計行業專長能夠比較好地代理審計質量外，2009年和2010年事務所規模和品牌和審計行業專長并不能一致地反映審計質量的高低，因此，也就不能反映審計質量對盈余管理的影響。

本文研究的不足之處主要在于審計質量的度量上。本文運用了事務所規模和品牌和審計行業專長來度量審計質量，但是我國資本市場不夠完善，事務所規模和品牌和審計行業專長難以充分反映中國審計市場的質量。因此，要想進一步得出更為可靠和穩定的結論，必須尋找到審計質量更為合理的計量方式。■

1.蔡春、黃益建、趙莎.2005.關于審計質量對盈余管理影響的實證研究——來自滬市制造業的經驗證據[J].審計研究，2:3-10。

2.蔡春、鮮文鐸.2007.會計師事務所行業專長與審計質量相關性的檢驗——來自中國上市公司審計市場的經驗證據[J].會計研究，6:41-47。

3.黃梅、夏新平.2009.操縱性應計利潤模型檢測盈余管理能力的實證分析[J].南開管理評論,5:136-143。

4.聶曼曼.2009.論審計質量概念的重新界定——關于過程質量與結果質量的思考[J].中南財經政法大學學報，6:55-59。

5.張雁翎、陳濤.2007.盈余管理計量模型效力的實證研究[J].數理統計與管理，3:481-488。

中南財經政法大學2012年大學生創新性訓練項目國家級重點項目〈GCX121052050〉階段性研究成果。）