关于审计质量对盈余管理影响的实证研究来自沪市制造业的经验证要点.docx

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关于审计质量对盈余管理影响的实证研究来自沪市制造业的经验证要点

审计研究　　2005年2期

关于审计质量对盈余管理影响的实证研究

———来自沪市制造业的经验证据

蔡　春　黄益建　赵　莎

（西南财经大学会计学院　610074）

【摘要】　盈余管理一直以来是会计实证研究的一个热点课题。

涉及盈余管

理制约因素的研究则相对要少得多—,非双重审;会计师事务所审计的公司的可操纵应计利润显著高于“。

【关键词】　　双重审计　非双重审计　前十大　非前十大　　,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。

一般来讲,会计信息失真包括两个方面的问题:

一是会计造假,即违反会计管制的违法行为;二是盈余管理,即利用会计管制的弹性操纵会计数据的合法行为。

实证会计理论提出的三大假设指出,公司内部人会在某些情况下进行盈余管理,扭曲真实盈余。

大规模的盈余管理会误导投资者的投资决策,给投资者带来严重的损失。

美国的安然、世通财务丑闻以及我国的“银广夏”“、郑百文”事件,都与注册会计师对上市公司会计盈余操纵的漠视和无效管理,甚至与管理层勾结舞弊有很大关系,这些事件也从实践角度说明盈余管理与外界判断审计质量的重要性。

本文研究的目的就是通过可操纵应计利润（dis2cretionaryaccrual）直接检验外部审计质量对盈余管理程度的影响。

本文主要回答以下问题:

由不同类

①）会计师事务所审计的（前十大”型“和“非前十大”

公司的盈余管理程度是否有显著差别?

实行双重审计的上市公司的可操纵应计利润是否显著低于非双重审计的上市公司

　　一、文献综述和研究假设

（一）文献综述

员调整盈余的动机是为了使公司和经理财富最大

化。

国外研究认为,这些动机是建立在一系列基于报告盈余的合约基础上的（如管理层补偿计划和债务契约）。

大多数关于盈余管理的研究,都把注意力集中在这些动机的研究上,并假设不同公司间会计操纵的能力是相同的。

然而,事实并非如此。

许多因素,诸如公司治理结构（Dechow,Sloan&Sweeney,1996）,以前年度会计政策的选择（Sweeney,1994）限制了公司盈余的可操纵,从而限制了管理层进行盈余管理的能力。

在本文中,我们只集中研究其中一个因素———外部审计质量。

通过让公司的外部人了解财务报告的真实性、有效性,审计降低了经理层和公司股东间的信息不对称。

高质量的审计可以有效抑制盈余管理,这是由于对错误财务报告的揭示将会有损管理层声誉和公司价值。

我们因此预测,由高素质审计人员审计的公司盈余管理程度要小于由低素质审计人员审计的公司盈余管理程度。

在美国,大量研究表明六大会计师事务所的审计质量明显高于非六大。

DeAngelo（1981）发现大的会计师事务所更有可能发现并揭示管理层错报。

与DeAngelo的研究相一致,Teoh&Wong（1993）发现由六大审计的公司比由非六大审计的公司的盈余反应

①根据《21世纪经济报道》的划分,确立我国的十大会计师事务所为:

安永大华、安永华明、北京京都、毕马威华振、德勤华永、湖北大信、普华永道中天、上海立信长江、深圳大华天诚、天健会计师事务所;其余为非十大会计师事务所。

这里我们将上述“十大会计师事务所”定义为“前十大”,其余为“非前十大”。

如前所述,本文研究的目的是通过可操纵应计

利润检验审计质量对盈余管理程度的影响。

经理人

审计研究　　2005年2期

系数更高。

此外,St.Pierre&Anderson（1984）发现针对六大的诉讼要少于非六大。

Defond&Jiambalvo（1991）把差错和非正常事件看作盈余管理的形式,并假设由六大审计的公司发生差错和非正常事件的可能性较小。

Defond&Jiambalvo（1993）的研究表明,审计人员与管理当局意见不一致是出于管理盈余的动机,并且当公司是由六大审计时,这种不一致更可能发生。

近年来,随着我国资本市场的不断发展和完善,一大批有关上市公司盈余管理的实证研究成果得到了发表,它们集中研究了证券市场特殊监管政策下的盈余管理现象。

Aharony（1999）等学者发现中国的上市公司在初次发行股票时（IPO）,存在做大盈余以提高发行价格的现象。

陆宇建（2002）利用1993至2000年AROA料,研究了我国A,（ROE）维持在略高于0或者6%、或者10%之上的证据,并提供了上市公司盈余管理行为随着配股政策的演进而改变的证据。

上述研究表明,我国上市公司为应付特殊的监管政策普遍进行盈余管理。

夏立军等（2002）以上市公司2000年度财务报告为研究对象,对上市公司审计意见和监管政策诱导性盈余管理的关系进行了实证研究,研究结果表明,从整体上看,注册会计师并没有揭示出上市公司的这种盈余管理行为,注册会计师的审计质量令人担忧。

张为国、王霞（2004）以1999—2001年会计年报中出现“会计差错更正”的A股上市公司为样本,研究了高报盈余的会计差错的动因,并发现外部审计对高报错误的发生没有解释力,十大会计师事务所在会计差错问题上没有显现出较大的执业能力。

由于我国目前对“十大”、“非十大”没有一个权威的划分,在本文中,我们参照国外的实证研究,假设非前十大比前十大更可能通过可操纵应计利润允许高估利润的盈余管理。

我们集中考察高估利润的操纵,因为:

第一,管理当局更倾向于高估盈余而不是低估盈余（Defond&Jiambalvo,1991,1993;Kinney&Martin,1994）。

第二,有证据表明会计师事务所经常由于允许高估盈余被起诉,而很少由于低估盈余被起诉（St.Pierre&Anderson,1984）。

我们用一个多变量模型检验沪市制造业343家公司的可操纵应计利润与事务所规模（前十大或非前十大）的关系。

可操纵应计利润按截面修正的4

Jones模型估计。

我们发现来自于双重审计公司的

可操纵应计利润显著低于来自于非双重审计公司的可操纵应计利润,聘请“前十大”事务所公司的可操纵应计利润显著低于来自于聘请“非前十大”事务所公司的可操纵应计利润。

虽然我们的假设主要关注增加收入的应计项目,但同时我们也关注可操纵应计利润的变化。

研究结果显示,代表较高审计质量的双重审计和前十大事务所对可操纵应计利润有抑制作用。

可操纵应计利润是衡量盈余管理的主要方法,,,这有待于以。

本文后面部分将进一步探讨研究假设,样本选择和研究设计,以及研究结论及其局限。

（二）研究假设

审计对于降低债权人和股东间的代理成本是一种有效的监督形式（Jensen&Meckling,1976;Watts&Zimmerman,1983）。

审计可以降低会计信息的错报。

Kinney&Martin（1994）发现审计可以降低审计前净资产和净利润的正偏差。

Hirst（1994）发现审计人员对盈余管理很敏感,并关注管理当局高估盈余的动机。

基于以上的研究,我们假设审计质量随事务所质量变化而变化。

Watts&Zimmerman（1980）,DeAn2gelo（1981）把审计质量定义为识别和报告财务报告差错的可能性,它依赖于审计人员的独立性

。

高素质的审计人员更可能拒绝有问题的财务报告,并识别和报告差错和非正常事件。

将事务所按前十大和非前十大划分,并设置前十大/非前十大虚拟变量是对审计质量的最常见的表述,许多研究已经支持了这一替代变量（Nichols&Smith,1983;Simunic&Stein,1987;Palmrose,1988;Francis&Wilson,1988;De2Fond,1992;DeFond&Jiambalvo,1991,1993;Davidson&Neu,1993）。

陈海明、李东（2004）在对新股短期发行抑价的会计师事务所声誉假说进行实证研究时,根据1996年1月至2003年3月各会计师事务所所审计的发行公司的总家数排名、总资产排名等因素,赋予相同的权重,确定十大和非十大会计师事务所。

我们采用这一替代变量,是因为事务所规模可以用作审计质量的替代（DeAngelo,1981;Dopuch&Simu2nic,1982）。

事务所规模越大,意味着它们在丧失声

审计研究　　2005年2期

誉的事件中损失越大,所以作为中国最大的前十家

会计师事务所,它们保持独立性的动机应该高于非前十大会计师事务所。

基于以上的分析和结论,我们提出本文的第一个假设:

假设一:

由非前十大审计的公司相对于由前十大审计的公司,报告更高的可操纵应计利润。

虽然审计人员更可能关注高估盈余,但高质量的审计也应该抑制低估盈余。

Warfield,Wild&Wild（1995）的研究结果表明,可操纵应计利润的绝对值可以很好地替代增加利润和降低利润的盈余管理水平,克服有关盈余管理计算正负相抵消的影响,从而更准确地反映盈余管理的真实程度和问题的实质。

因此,。

中国证监会于200116号———A

（以下简称“《16

）。

根据号文》”《16号文》的要求,A股公司在首次公开发行股票并上市,或上市后在证券市场再融资时,应聘请具有执行证券期货相关业务资格的国内会计师事务所,按中国独立审计准则对其依据中国会计准则、会计制度和信息披露规范编制的法定财务报告进行审计。

此外,应聘请获中国证券监督管理委员会和财政部特别许可的国际会计师事务所,按国际通行的审计准则,对其按国际通行的会计和信息披露准则编制的双重财务报告进行审计。

双重审计过程实际上是国际著名会计师事务所与国内事务所互相帮助、互相督促的过程,这有助于国内事务所向国际标准靠拢,有助于国际事务所熟悉国内的情况。

双重审计也有助于国内注册会计师顶住某些上市公司串通造假的压力,坚持正确意见,确保审计工作质量。

双重审计的核心内容是在中国A股市场的首次融资和再融资环节中引入国际著名会计师事务所的双重审计,其主要目标在于,通过增加公司外部监督层次的做法提高审计独立性和会计信息质量。

由于执行双重审计的事务所一般为国际大所或者是国际大所在我国的合资所,与“假设一”的理由类似,并且执行双重审计的事务所与执行法定审计业务的事务所之间具有相互牵制的作用,我们认为实行双重审计代表着具有较高的审计质量。

因此,我们提出本文的第二个假设。

假设二:

实行双重审计的上市公司的可操纵应

计利润显著低于非双重审计的上市公司。

　　二、样本选择和描述统计

（一）样本选择

我们选取了2002年沪市制造业上市公司为研究对象,样本共有343家上市公司,根据假设对样本按照是否聘请“前十大”会计师事务所分类,包括101家由“前十大”会计师事务所审计的公司,和242家由“非前十大”会计师事务所审计的公司,按照是否实行双重审计分类,包括29家实行双重审计的公司,和314。

并分别对两。

我们选择制造,。

我们选择2002年作为样本期间,是因为要保证在样本期间会计师事务所是连续的,而样本期越长,满足这一条件的样本公司就会越少,因此选择一年作为样本期是合适的;另一方面《公开发行证券的公司信息披露编报规则,第16号———A股公司实行补充审计的暂行规定》自2002年1月1日起施行。

政策的变化也是我们选取2002年作为样本期的原因。

同时,对计算可操纵应计利润数据不充分以及ROE在[-100%,100%]之外的样本也被排除。

上市公司财务数据取自中国上市公司财务数据库（CSMAR）,并参照了上市公司相应的年度报告,上市公司聘请的会计师事务所信息来自上市公司年报,抽样公司的年度报告来自于中国证监会网站（）。

上市公司的行业类型借鉴了中国上市公司财务数据库（CSMAR）提供的分类结果,并对照了上海证券交易所网站（）的相关信息。

（二）描述统计

表一描述了样本公司的财务变量。

第一部分的A、B栏依次反映了双重审计与非双重审计的公司变量,第二部分的A、B栏依次反映了聘请“前十大”事务所与“非前十大”事务所公司的公司变量,C栏是两组数据的参数与非参数的比较检验。

表一表明双重审计的公司在资产规模和营业利润上显著高于非双重审计公司。

双重审计公司资产总额的自然对数的中位数是717461百万,而非双重审计公司资产总额的自然对数的中位数是711067百万。

双重审计公司的营业利润/总资产的中位数是116%,非双重审计公司的营业利润/总资产的中位数是3138%。

审计研究　　2005年2

期

统计表明,两组样本的经营现金净流量/资产总额的中位数没有显著差异。

虽然总应计利润平均值为负,但非参数检验表

SectionA

明在P=012422的概率水平下,非双重审计的公司总应计利润绝对值较小。

表一:

样本数据的描述性统计

SectionB

SectionC

第一部分

双重审计的观察样本

（n=29）

Mean

Median717461010160010721015031010499

StandardDeviation018547010446010642010010458

非双重审计的观察样本

（n=314）

Mean711673010296010-010243010514

Median71106701014266-010220010353

StandardDeviation0181790101013898010693010524

假设检验零假设（A=B）

t-statistic（p-value）415850

（1））010924（019264）017154（014749）019202（013581）015658（015719）

z-statistic（p-value）412287（010000）210913（010365）013631（017166）212205（010264）111695（012422）112947（011954）

资产总额的自然对数（百万）

营业利润/总资产经营活动产生的现金流量净额/总资产资产负债率总应计利润/总应计利润/总资产的绝对值

718979010161010527015109-010570

SectionASectionBSectionC

第二部分

来自前十大事务所的观察样本

（n=101）

Mean

-010*********

StandardDeviation019382010501010724011761010622010499

来自非前十大事务所的观察样本

（n=242）

Mean711753010279010487014711-010207010518

-010*********

StandardDeviation017984010586010712014335010710010527

假设检验零假设（A=B）

t-statistic（p-value）118329（010677）012782（017810）210679（010394）016137（015398）119308（010543）010299（09762）

z-statistic（p-value）115250（011273）010006（019995）211808（010292）014175（016763）213696（010178）017544（04506）

资产总额的自然对数（百万）

营业利润/总资产经营活动产生的现金流量净额/总资产资产负债率总应计利润/总资产总应计利润/总资产的绝对值

713581010298010662014437-010364010520

注:

t检验为对平均值差异分析的双尾t检验,z统计量来自Wilcoxon双样本检验

　　表一的第二部分表明“前十大”审计的公司在资产规模和经营现金净流量上显著高于“非前十大”审计的公司。

“前十大”审计的公司的资产自然对数的中位数是712362百万,而“非前十大”审计的公司的资产自然对数是711144百万。

两组样本的营业利润/总资产的中位数没有显著差异。

而“前十大”审计的公司的经营现金净流量的中位数（占总资产的6

6144%）显著高于“非前十大”审计的公司的经营现金净流量（占总资产的4187%）。

虽然总应计利润平均值仍为负,但非参数检验表明在P=010178的概率水平下“,非前十大”审计的公司总应计利润绝对值较小。

表一反映了实行双重/非双重审计的公司“前,十大”/“非前十大”审计的公司间资产规模、经营现

审计研究　　2005年2期

金净流量、利润以及可操纵应计利润的差异。

因此,

除了对假设进行单变量检验,我们也采用一个包含资产自然对数、经营现金净流量和可操纵应计利润的多变量检验,我们没有把盈余作为控制变量,是因为可操纵应计利润是盈余的一个构成部分,排除盈余可降低多重共线性的影响。

　　三、研究设计

（一）可操纵应计利润的估计

TAt/At-1=a1（1/At-1）+a2（ΔREVt/At-1）+a3

（PPEt/At-1）+εt

（2）

αα式中,a1,a2,a3是αAt1,2,3的OLS估计值;T

是第t期的总应计利润ε;t为剩余项,代表各公司总应计利润中的可操纵应计利润部分（Subramanyam,1996;DeFond&Park,1997）,其他变量含义和方程

（1）相同。

DAt=TAt/At-1-NDAt

（3）

以前的研究已经用多种方法检验会计选择对报告盈余的影响。

McNichols&Wilson（1988）检验了坏账准备的估计,Sweeney（1994）研究特定会计方法选择的变化。

潜在影响报告盈余的会计选择包括应计利润的估计和特定方法选择（Schipper,1989）,们参照Becker,Defond,操纵应计利润。

离法,即将应计利润分离为非可操纵应计利润和可操纵应计利润。

所谓应计利润是指那些不直接形成当期现金流入或流出,但按照权责发生制和配比性原则应计入当期损益的那些收入和费用。

在盈余管理的实证研究中,有四种主要模型以及以它们为基础的衍生模型被较为广泛地采用。

它们分别是:

希利模型（Healymodel,1985）、迪安戈模型（DeAngelomodel,1986）、琼斯模型（Jonesmodel,1991）和行业模型（Industrymodel,Dechow&Sloan,1991）。

本文采用由Jones模型衍生出来的截面修正的Jones模型来计量上市公司的盈余管理。

截面修正的Jones模型中参数是用截面数据估计,而不是用时间序列数据估计。

在截面修正的Jones模型中,非操纵性应计利润用事件期（即假设的盈余管理发生期）数据估计,其模型如下:

ΔREVt-ΔRECt）/At-1]NDAt=α1（1/At-1）+α2[（+α3（PPEt/At-1）

（1）

在上述应计利润模型中,总应计利润的计算有两种方法,,另一种是现金流量表法。

法,:

Et（4）

At为第t年总应计利润;EBXIt为第t年非经常性项目前利润;OCFt为第t年现金流量表中经营活动现金流量净额。

之所以采用现金流量表法是因为在某些情况下,用资产负债表法计算总应计利润不如现金流量

表法好（Collins&Hribar,2000）。

例如,当有些样本公司存在收购兼并、非持续性项目、外币转换等情况时,用资产负债表计算总应计利润时,将这些特别情况产生的应计利润也包括在其中,并进而被计算为可操纵应计利润,这样就会使实证研究的结果产生误差。

因此,最近的一些研究（如Batov,Gul&Tsui,2001）注意到此问题,在研究过程中尽量控制这一问

题,并对这些特殊样本公司进行专门的分析。

（二）检验方法

我们的检验目的是比较“前十大”和“非前十大”样本组及双重和非双重审计样本组的可操纵应计利润。

我们在进行单变量检验的基础上进行多变量检验。

在多变量分析中

将可操纵应计利润作为应变量,反映事务所类型的虚拟变量、反映是否为双重审计的虚拟变量和其他若干控制变量作为解释变量。

由于我们假设是否实行双重审计以及是否聘请“前十大”会计师事务所（作用审计质量的代理指标）将影响可操纵应计利润的大小,我们在回归方程中分别设置是否实行双重审计虚拟变量和是否聘请“前十大”会计师事务所虚拟变量。

表一中的描述统计数据表明,两组样本的经营现金净流量存在差异,因此,经营现金净流量被包括在多变量回归中。

表一也反映出两组样本的规模差异,在回归方程中我们引入总资产的自然对数,以控制公司规模对可操纵应计利润大小的潜在影响。

式中,NDAt是经过第t-1期期末总资产调整

ΔREVt是第t期收后的第t期的非操纵性应计利润,

入和第t-1期收入的差额,ΔRECt是第t期的净应收款项和第t-1期的净应收款项的差额,PPEt是第t期期末总的厂场、设备等固定资产价值,At-1是第t

α-1期期末总资产。

2α,3是不同行业、不同年份1α

的特征参数,这些特征参数α,2α,3的估计值根据1α

以下模型,并运用经过行业分组的不同年份数据进行回归取得:

审计研究　　2005年2期

Francis,Maydew&Sparks（1996）认为,由于外部

Continue———会计师事务所变更时,等于1的虚

人很难区分可操纵应计利润和非操纵性应计利润,产生应计利润潜力更大的公司更难保证其报告盈余的质量。

Francis等人认为,在美国,应计利润大的公司倾向于聘请“六大”,以向投资者提供盈余管理已被“六大”限制的信息,并从中获得最大的收益。

Becker等人（1998）认为由“六大”审计的公司可操纵应计利润更为保守。

然而,总应计利润绝对值较大的公司,其可操纵应计利润也较大,为了控制这一因素,我们引入总应计利润的绝对值作为多变量检验的控制变量。

DeFond&Subramanyam（1997）发现被审计公司在会计师事务所变更前的最后一年和变更后的第一年易报告负可操纵应计利润。

基于这一假设,变量,,1。

蒋义宏（1998）、Qi、Wu&Zhana（1998）,刘杰（1999）,孙铮、王跃堂（1999）,陈小悦、肖星、过晓燕（2000）等对上市公司净资产收益率的频率分布进行了检验,均发现在配股生命线（净资产收益率等于10%）右侧,上市公司具有非常集中的趋势,从而说明上市公司为了达到配股要求,存在着一定的利润粉饰行为。

陈小悦等（2000）还对上市公司的盈余管理方式进行了检验。

他们发现具有配股权的临界公司应计利润总额显著高于非临界公司,意味着上市公司存在利用应计项目进行盈余管理的可能。

基于以上研究,ROE处于6%-7%之间的公司采取盈余管理手段的可能性将会更大。

因此,我们在回归方程中包含一个虚拟变量Sixseven,对于ROE处于6%-7%之间的样本公司赋值1。

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