投資機會、事務所選擇與盈余管理

鄭國洪+張瑜

摘要：由于現代企業中所有權與經營權的相互分離，使得信息不對稱致使所有者和經營者之間的沖突愈加嚴重，從而引發了眾多財務舞弊事件的發生以及會計信息質量的下降。而外部審計作為一種有效地外部監督機制，被認為是解決信息不對稱與委托代理沖突的一種有效方法。但由于不同企業的經營狀況、投資機會等方面各不相同，導致外部審計的監督作用也不盡一致，并且審計監督作用在各個企業發揮的效用，目前學術界尚未得出一致結論。因此，本文從投資機會的角度出發，探討其與審計師選擇之間的關系，同時，引入盈余管理，通過實證檢驗研究三者的關系。

關鍵詞：投資機會;事務所選擇;盈余管理

中圖分類號：F27文獻標志碼：ADOI：10.3969/j.issn.1008-4355.2015.06.04

一、引言隨著現代企業的不斷發展，企業所有權與經營權的分離使得公司治理中的信息不對稱以及委托代理沖突問題越來越嚴重。此時，外部審計師作為獨立的第三方，是公司治理中的一種有效地監督機制，在資本市場中得到越來越多的重視。以往的研究表明外部有效地外部審計能夠抑制會計信息質量的降低[1]，但是這種作用的有效性到底如何，學術界目前并未得出統一的結論。同時理論界和實務界也越來越關注企業的投資機會。因此本文從投資機會的角度出發，研究具有高投資機會的企業對外部審計的需求，以及引入盈余管理后這種關系的變化情況。

文章的研究思路主要是以投資機會為出發點，按照投資機會——外部獨立審計需求——盈余管理抑制這一研究路徑，首先將外部審計與投資機會相聯系，建立模型，對二者關系進行實證檢驗，并得到初步的結論，然后再構建包含投資機會、審計師選擇和盈余管理三者的模型，檢驗投資機會的與企業盈余管理之間的關系以及高投資機會企業選擇的審計師對盈余管理的抑制作用。并在此基礎上進一步分析投資機會與外部審計的內在聯系。

二、理論分析與假設Myers提出投資機會是一種成長選擇權，無論是采取還是放棄都由管理者自由決定，并認為由于未來投資取決于管理者作出的決策，所以投資機會能否實現預期的收益存在很大的不確定性。相對于所有者來說，管理者更容易獲取企業投資機會以及其價值的內部信息。但是，由于管理者很多時候是在不確定的環境中對投資機會做出的選擇，管理者的行為更具有不可觀察性，這就容易造成嚴重的代理沖突。基于代理理論，高投資機會的公司的股東更需要對管理層進行監督和約束。獨立審計相比較債務契約治理、市場監管以及股權性質的管理者報酬契約治理等方式來說具有成本低廉、容易實現等優點。外部審計是職業經理人的保證機制，向企業所有者確保他們不會進行投機行為，但是由于公司的投資機會受多種內外部因素的影響，其價值往往處在不確定的環境中，管理層也無法確保其對投資機會的每次選擇都恰當無誤并且取得收益，而且投資機會越高，公司的內部控制系統越不完善，會計信息越容易出現漏洞。因此，高投資機會的企業會選擇具有高質量的事務所進行審計，以保證其內部控制系統的完善和會計信息質量的提升。基于聲譽理論和風險規避效應，規模大、聲譽好的事務所更有動機提供高質量的審計，由此，本文提出以下假設：

H1：企業投資機會越高，越傾向于選擇規模較大事務所進行審計服務。

另外，企業的投資機會可能會影響盈余管理行為。與低投資機會企業相比，高投資機會企業所處的環境更具有不確定性，存在更嚴重的信息不對稱問題，管理者的行為更具有不可觀測性，這些情況給了管理層更多操縱應計項目的空間。樊行健發現投資機會越高的企業，成長性越好，會計信息失真越嚴重，與盈余管理存在相關性[2]。Gul發現由于可操縱性應計利潤不容易被查出，因此存在著更大的審計風險[3][4]。如果高投資機會的企業擁有更多的可操縱應計利潤，那么國內前“十大”事務所遏制可操縱應計利潤方面的能力就更有針對性，如果高投資企業具有的高審計風險對事務所的獨立性有更大的威脅，那么事務所將會對高投資機會的企業實施更高質量的審計來維護其聲譽資本。也就是說聘請國內前“十大”事務所的高投資企業具有更少的可操縱應計。近幾年來，我國的法律環境不斷發生變化，修訂的《證券法》和《證券法》加大了對投資者的保護，《關于審理證券市場因虛假陳述引發的民事賠償案件的若干規定》等也加大了對注冊會計師的懲罰力度，因此，基于聲譽理論和“深口袋”理論，高投資機會聘請的事務所為了降低由于客戶盈余管理行為可能導致的訴訟風險并維護聲譽資產，更會不斷提高審計質量，遏制企業的盈余管理程度。綜述提出假設2和假設3：

H2：投資機會越高，盈余管理程度越高。

H3：在高投資機會企業，選擇國內前“十大”事務所進行審計能有效地遏制被審計單位盈余管理的程度。

西南政法大學學報鄭國洪，張瑜：投資機會、事務所選擇與盈余管理三、研究設計與數據選取（一）研究模型設計

為了檢驗企業投資機會與事務所選擇之間的相關關系，我們構建了以下模型：

CS=α0+α1DS+α2CAPINT+α3SALE+α4LDEBTAT+α5ISSUE+α6LOSS+α7LARGEN+ α8YEAR +ε（1）

其中，a0為常數項，a1為解釋變量的相關系數，a2-a7為控制變量的相關系數，ε為回歸方程的隨機擾動項。CS為虛擬變量，為不同投資機會所選擇的事務所，我們按照 2013 年注冊會計師協會發布的事務所綜合排名，將事務所分為國內前“十大”會計師事務所和國內非“十大”會計師事務所，若為國內“十大”，取值為1，否則取值為0;DS為投資機會，通過因子分析進行計算得出，計算過程如下文;CAPINT為企業固定資產與銷售收入之比;SALE 為銷售收入的規模，營銷 售收入的對數表示;LDEBTAT 為企業長期負債和長期總資產之比;ISSUE 為企業權益增長的可能， 若前一期的權益增長率大 于0，取值1，否則取值0;LOSS為企業損失發生的可能，若前一期凈利潤小于 0，賦值為1，否則賦值為0;LARGENI 為企業凈利潤改變的可能，若凈利潤改變大于10%，賦值為1，否則賦值為0;

為檢驗高投資機會企業中事務所選擇和盈余管理的相關關系，我們構造如下模型：

|DA|=β0+β1DS+β2CS+β3DS×CS+β4LEV+β5SIZE+β6CFLOW+β7ROA+β8YEAR+ε（2）

其中，β0為常數項，β1-β3為解釋變量的相關系數，β4-β7為控制變量的相關系數，ε為回歸方程的隨機擾動項。|DA| 為被解釋變量盈余管理，用可操縱性應計利潤（DA）的絕對值表示，計算過程如下文。解釋變量 DS 和 CS 的定義和計算方式同式（1）中的方法。 DS* CS為 投資機會（DS）和事務所選擇（CS）的交互項，用于檢驗高投資機會企業所選擇的會計師事務所對企業盈余管理行為的抑制作用;除此之外我們還選用了以下控制變量：LEV 表示長期債務權益比，長期負債和所有者權益的比值;SIZE為公司規模，用總資產的對數表示;CFLOW為經營活動現金流量與總資產的比值;ROA 為資產收益率，凈利潤和平均資產總額的比值;YEAR為年度控制變量。

（二）變量的度量

1.投資機會替代變量的設計

投資機會反映的是一個公司未來發展的綜合能力，很難用一個指標來衡量，國內外很多學者都選用綜合因子分析法對投資機會進行衡量，本文借鑒 Smith、 廖洪的研究[5]，選取 4 個替代變量進行衡量，如下：MAS=企業總資產市值/資產賬面價值;MEQ= 所有者權益的市場價值/所有者權益賬面價值;EP=每股收益/年末企業股票收盤價;PPVR=固定資產總值/企業總資產市值。

2.盈余管理的設計

對已有文獻研究，發現 JONES 模型是國內外學者廣泛用來衡量盈余管理的方法，本文借鑒前人對盈余管理的衡量方法的運用，選擇截面的原始 Jones 模型來計算可操縱性應計利潤，并以此衡量樣本公司的盈余管理程度。

3.事務所選擇的設計

本文根據中國注冊會計師協會關于發布2013 年會計師事務所綜合評價前百家信息評出的在國內排名前 10 名的會計師事務所定義為大規模會計師事務所賦值 1，其他的事務所賦值為0。

（三）樣本選取和數據來源

本文選取了滬深兩市 2011-2013 年 A 股制造企業的財務數據作為研究的樣本，相關的財務數據指標主要來源于國泰安數據庫和銳思數據庫，為了保證數據的完整性和可靠性，按照下面的原則對數據進行剔除：

（1）剔除數據庫或年報中缺失的、未披露的以及數值異常的公司。（2）剔除各年面臨著退市風險的 ST 、ST*樣本， 減少財務報表被粉飾的可能性，確保財務報表的真實可靠。 最終得到3528個數據，其中 2011 年 1030 個，2012 年 1217 個，2013 年 1281個。

本文選取機械制造業作為研究樣本，一方面，機械制造業是國內的傳統行業，比較成熟，數據比較完善，其存在的問題具有普遍性;另一方面，同一行業樣本之間的差異比較小，異常值少，利于進行實證檢驗。除此之外，會計事務所的排名順序是中國注冊會計師協會發布的關于 2013 年會計師事務所綜合評價前百家信息排名表，研究樣本企業的行業分類標準是按照中國證監會頒布的《中國上市公司行業分類指引》中的行業分類辦法。本文使用 EXCEL 和 SPSS.19 作為實證研究的統計工具。

四、實證分析（一）模型1的分析

1.因子分析

本文運用主成分分析法對 MAS、MEQ、EP 和 PPVR四個替代變量進行因子分析求出綜合得分來衡量公司投資機會。表4-1是投資機會替代變量的描述性統計和相關分析，包括4個變量的最小值、最大值、平均值和中值。其中從表4-1中我們可以看到，相關性最大的是MAS與MEQ（0.765）以及變量MAS與PPVR（-0.527），同時，相關性最弱的是EP與PPVR（-0.032），文章通過因子分析法從4個替代變量中分離出一個或幾個彼此不相關且能夠反映4個替代變量大部分信息的公共因子，來簡化存在于一組變量之間復雜多樣的關系，在不改變原始變量豐富信息的條件下，獲得了簡約的變量。最后用計算得到的因子綜合得分來表示投資機會。表1： 替代變量的描述性統計和相關矩陣A：統計數據MASMEQEPPPVR均值1.29942142.0643436 .0293655.2541604最小值0.20631820.4971485-.11595.02016最大值25.523374675.72722 .171801.94840B：相關矩陣MASMEQEPPPVRMAS 1.000.765** -.106**-.527**MEQ.765** 1.000 -.177**-.378**EP -.106** -.177** 1.000-.032PPVR -.527** -.378**-.032 1.000表2：KMO 和 Bartlett 的檢驗取樣足夠度的Kaiser-Meyer-Olkin 度量。.661Bartlet的球形度檢驗近似卡方4413.576df6Sig..000表2是有關KMO測度和巴特利特球型檢驗結果，KMO值大于0.6，適合做因子分析，表2中的Bartlett的球型檢驗的χ2統計值的顯著性概率是0.000，小于1%，表明數據之間具有相關性，適合做因子分析。

通過SPSS19.0軟件運用主成分分析法提出初等因子載荷矩陣并進行方差最大化正交旋轉，旋轉后因子方差貢獻率如表3。由表3可知，前兩個主成分的特征值大于1，總貢獻率大于75%，所以我們提取出2個公因子。表3：解釋的總方差初始特征值提取平方和載入旋轉平方和載入合計方差的 %累積 %合計方差的 %累積 %合計方差的 %累積 %12.15153.78653.7862.15153.78653.7862.12253.05253.05221.02825.70079.4861.02825.70079.4861.05726.43479.4863.60815.19994.6844.2135.316100.000表4為各個因子的得分系數，由此我們可以得到各個因子得分函數。

表4： 因子得分系數12MAS.917-.109MEQ.846-.250EP-.045.964PPVR-.752-.233

Z1=0.917MAS+0.846MEQ-0.045EP-0.752PPVR

Z2=-0.109MAS-0.250MEQ+0.964EP-0.233PPVR

然后，我們利用因子得分計算

Z=（53.786Z1+25.700Z2）/79.486算出綜合因子得分，最后，我們用綜合因子得分來表示投資機會（ DS） 。

2.描述性統計分析

本文分別研究了當由國內前“十大”會計師事務所（BIG10=1）審計時的描述性統計結果以及由非國內前“十大”會計師事務所（BIG10=0）審計時的描述性統計結果，具體結果如以下兩個表所示：

（1）國內“十大”審計時（BIG10=1）的描述性統計表5：BIG10的描述統計量N極小值極大值均值標準差DS1999-3.7742.570.017.753CAPINT1999.0116.259.475.394SALE199918.15426.12821.3191.350LDEBTAT1999.00000.754.068.086LOSS1999-2368341161-179820.745647400.304ISSUEB199901.00.039LARGENI199901.03.166（2）國內非“十大”審計時（BIG10=0）的描述性統計

表6： 非BIG10的描述統計量N極小值極大值均值標準差DS1529-3.428 2.416-.022.746CAPINT1529.0145.838.478.389SALE152917.33225.61621.1131.266LDEBTAT1529.000.460.0613.078LOSS1529-3861-567349.2712682853.1ISSUEB152901.00.051LARGENI152901.03.167表5是由國內“十大”審計時各變量的描述性統計結果，表6是由國內非“十大”審計時各變量的描述性統計結果，由兩個表中可以看出，樣本總量為3528個，其中選擇國內前“十大”會計師事務所即BIG10=1時的樣本有1999家公司;選擇國內非“十大”會計師事務所即BIG10=0時樣本的有1529家公司。選擇國內前“十大”會計師事務所的樣本中投資機會的均值（0.017）比選擇國內非“十大”會計師事務所的投資機會均值（-0.022）明顯要高，表明高投資企業傾向于選擇國內前“十大”會計師事務所進行審計;在固定資產比重方面，選擇國內“十大”事務所的公司與選擇國內非“十大”的公司基本相同;此外，選擇國內“十大”事務所的企業在銷售收入比重、長期負債比重、損失發生可能性方面都比選擇國內非“十大”事務所的企業要高。

3.相關性分析

本文利用SPSS19.0對投資機會（DS）、事務所選擇（CS）以及相關控制變量做了相關性檢驗，目的是檢驗各變量之間的共線性問題，同時驗證解釋變量、被解釋變量以及相關控制變量之間的相關關系，具體如表7：表7： 相關系數CSDSCAPINTSALELDEBTATLOSSISSUELARGENICS1DS.038** 1CAPINT.041***-.367**1SALE.064**-.199***-.257**1LDEBTAT.036**-.266***.261***.398***1LOSS-.015*-.139***.094***.030.097***1ISSUE-.012-.047**.013.049**.033*-.010 1LARGENI-.001-.042*.024.010.051**.021-.0081（***在0.01的水平上顯著相關，**在0.05的水平上顯著相關，*在0.1的水平上顯著相關） 由表7可以得知，解釋變量投資機會（DS）和被解釋變量事務所規模（CS）之間在0.05的水平上顯著正相關，這一結論初步驗證了H1。即高投資機會的公司，更傾向于選擇國內前“十大”會計師事務所即規模大的事務所。除此此外，控制變量銷售收入比重（SALE）、長期負債的比重（LDEBTAT）與事務所規模呈現顯著的正相關關系。此外，通過Pearson相關性檢驗，發現投資機會和會計師事務所選擇相關關系模型中各個變量之間共線性問題不嚴重，也就是說此模型的回歸結果受多重共線性影響的可能性比較小。

4.多元回歸分析表8：回歸模型結果

B標準誤差Tsig.（常量）-.065.163-.398.691DS .033.0122.667.008***CAPINT-.006.026-.230.818SALE .029.0083.890.000***LDEBTAT .161.1221.317.188LOSS1.074.0001.204.029**ISSUEB-.163.187-.872.383LARGENI .009.050 .172.863YEAR控制控制控制控制樣本量 ?3528R方 0.112***F值4.498***表8是針對投資機會和事務所選擇模型的回歸結果，從表中可以看出，檢驗2011-2013年3528個樣本量，發現解釋變量投資機會（DS）和被解釋變量事務所規模（CS）之間在0.01的水平上顯著正相關，對假設一進行了驗證，即擁有高投資機會的公司更愿意選擇規模大的事務所，來解決公司的代理沖突問題，抑制管理層的“機會主義”。從委托代理視角來看，公司的所有者和管理者存在利益沖突，尤其是高投資公司，由于其發展速度快，具有更多的不確定性，許多情況要依賴管理層的主觀判斷，這就為管理者謀取私利提供了更多的機會，所有者為了監督管理者的行為，保證其自身利益，往往傾向于選擇規模大、聲譽好的事務所進行審計，基于聲譽效應和風險規避考慮，大規模的事務所更愿意提供高質量審計以降低風險，從而企業可以利用審計的監督職能降低企業的代理成本和道德風險，提高公司價值。

從表8中我們還可以看到銷售收入比重（SALE）與事務所規模在0.01水平上有著顯著的正相關關系。這表明，企業銷售收入越高，越傾向于選擇規模大的會計師事務所從公司治理的層面看，公司的銷售收入越多，公司的控制風險和審計風險就越高，這就需要規模大、聲譽好的提供更高質量的審計。上一年凈利潤虧損（LOSS）與事務所規模在0.05的水平上顯著正相關，說明公司上一年的利潤虧損程度如何嚴重影響下一年會計師事務所的選擇。若損失嚴重，那么下一年會更主動的選擇規模大的會計師事務所進行審計，來提高會計信息質量。除此之外，并未發現固定資產比重（CAPINT）、長期負債比重（LDEBTAT）、權益增長可能性（ISSUEB）、利潤增長可能性（LARGENI）與事務所選擇上有顯著的關系。

（二）模型2的分析

1.盈余管理的計算

本文借鑒已有文獻對盈余管理的衡量方法，選擇截面的Jones模型來計算可操縱性應計利潤，并以此衡量樣本公司盈余管理程度。

原始JONES模型如下：

TAit/Ai（t-1）=α1（1/Ai（t-1）+α2（REVit）/Ai（t-1）+α3（PPEit/Ai（t-1）+ε

其中TAit代表本期的總應計利潤，REVit代表本期的營業收入與上期的差額，PPEit代表本期的固定資產原值，Ai（t-1）代表T-1期的資產總額，其中總應計利潤等于當年凈利潤減去當年的經營活動現金流量，PPEit為固定資產原值，ε為殘差，即以總資產衡量的t期可控應計利潤，按照該步驟先算出α1、α2、α3。

非操控性應計利潤（NDA）采用以下模型進行計算：

NDAit=β1（1/Ai（t-1））+β2（REVit/Ai（t-1））+β3（PPEit/Ai（t-1））

其中NDAit表示第T期的非操控性應計利潤，β1、β2、β3是調整后系數，最后算出可操控性應計利潤。

DAit=TAit/Ai（t-1）-NDAit

2.相關性分析表9：變量相關系數 |DA|DSCSDS*CSLEVLNSEETCFLOWROA|DA|1DS .035*** 1CS-.015* .0051DS*CS-.071*** .078*** .710**1LEV .128*** .031-.191***-.156***1LNSEETT .331*** .067***-.226***-.192*** .341***1CFLOW-.141***-.050*** .140*** .132***-.024*.91*** 1ROA .003 .027-.421*** .328***-.215***.053***.330*** 1（***在0.01的水平上顯著相關，**在0.05的水平上顯著相關，*在0.1的水平上顯著相關）由表9可以得知，被解釋變量盈余管理（|DA|）和解釋變量投資機會（DS）之間在0.01的水平上顯著為正，這也初步驗證了H2。即公司投資機會和盈余管理程度有顯著的正相關關系。盈余管理（|DA|）與CS以及DS和CS的交互項（DS*CS）都呈顯著的負相關關系，這也初步驗證了事務所規模對盈余管理有抑制作用，尤其是在高投資企業，這種抑制作用更強。除此此外，控制變量長期負債比率（LEV）、企業規模（LNSEET）與盈余管理呈現顯著的正相關關系，經營活動現金流量與總資產的比值和盈余管理呈顯著的負相關關系。此外，通過Pearson相關性檢驗，發現投資機會、事務所選擇和盈余管理相關關系模型中各個變量之間共線性問題不嚴重，也就是說此模型的回歸結果受多重共線性影響的可能性比較小。

3.多元回歸分析表10：回歸模型結果B標準誤差Tsig.（常量）-1.031.062-16.695.000DS.034.0065.618.000CS-.014.006-2.388.017DS*CS-.029.008-3.717.000LEV.016.0091.784.074LNSEET.064.00322.040.000CFLOW-.571.044-12.890.000ROA.227.0534.297.000樣本量3528R方0.156***F值101.468***表10是模型二的多元回歸結果，從總體樣本回歸結果來，企業投資機會和盈余管理程度在0.01的水平上顯著正相關，也就是說投資機會越高的企業，可操縱性應計利潤越高，這就驗證了假設二：投資機會越高，盈余管理程度越高。注冊會計師事務所在審計高投資企業時會面臨著更高的審計風險。但是，從表中我們可以看到事務所規模（CS）和盈余管理（|DA|）在0.05的水平上呈顯著負相關的作用，也就是說規模大的事務所對被審計單位的盈余管理有抑制作用，大規模事務所能有效的減少企業的可操縱應計利潤，這也就解釋了為什么擁有高投資機會的企業更傾向于選擇國內“十大”的事務所進行審計。從表中還可一看到DS和CS的交互項DS*CS與|DA|在0.01的水平上呈顯著的負相關關系，這進一步說明，較之低投資機會的企業，在高投資機會企業中，其所選擇的大規模事務所能夠更有效的抑制盈余管理層度，也就是說高投資機會選擇的大規模事務所基于聲譽效應和“深口袋”理論，有足夠的動機去減少被審計單位的可操縱性應計利潤，抑制盈余管理程度，這也就驗證了假設三：在高投資企業中，國內前“十大”會計師事務所能有效遏制被審計單位的盈余管理程度。

除此之外，我們還可以發現，企業規模（LNSEET）、資產收益率（ROA）都與企業的盈余管理程度在0.01的水平上呈顯著正相關的關系，也就是說企業規模越大，可操縱性應計利潤越高，盈余程度越高;資產收益率越高，企業盈余程度越高;還發現經營活動現金流量與總資產的比值與企業的盈余管理程度在0.01的水平上呈顯著的負相關，這一發現與Dechow）等前人的研究一致。

五、研究結論和啟示本文從投資機會的角度出發，以滬深A股制造業2011-2013年的數據為研究樣本，發現，我國滬深A股制造業投資機會的大小對事務所選擇有很大的影響，高投資企業傾向于選擇國內“十大”會計師事務所進行審計。同時，高投資機會企業更可能處在不確定的環境中經營，存在更嚴重的信息不對稱，管理者的行為更具有不可觀測性，這些情況給了管理層更多操縱應計項目的空間，盈余管理程度就越高。較之低投資機會的企業，在高投資機會企業中，其所選擇的大規模事務所基于聲譽效應和“深口袋”理論，更有足夠的動機去減少被審計單位的可操縱性應計利潤，抑制盈余管理程度。同時，也給予我們一定的啟示：要加強高投資機會企業的審計監督，不斷擴大事務所規模，提升審計質量，抑制盈余管理水平。JS

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Investment Opportunities， Public Accounting

Firm Choice and Earnings Management

ZHENG Guohong， ZHANG Yu

（Southwest University of Political Science and Law， Chongqing 401120， China）

Abstract：Because of the separation of ownership and management in modern enterprises， the information asymmetry between owners and managers is more serious， which leads to the occurrence of financial fraud and the decline of the quality of accounting information. As an effective external supervision mechanism， external audit is considered as an effective method to solve the problem of asymmetric information and agency conflicts. However， due to the different operating conditions， investment opportunities and other aspects， resulting in the supervision of external audit is not consistent， and the academic community has not yet reached a consensus about the role of audit supervision in various enterprises. Therefore， this article tries to explore the relationship between investment opportunities and the public accounting firm choice， at the same time， earnings management is considered， and this paper tests the relationship between the three through empirical.

Key Words： investment opportunities; public accounting firm choice; earnings management