我国上市公司盈余管理对审计费用影响的分析
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作者: 张丽华
【摘要】 文章利用2009年我国深沪股市1 333家上市公司横截面数据，实证分析了盈余管理对审计费用的影响。实证结果发现审计费用与盈余管理显著正相关。
【关键词】 审计费用； 盈余管理； 可操控性应计利润
一、导论
独立审计对企业代理成本的降低、资本市场的优化配置，市场经济的健康发展发挥着不可替代的作用。审计产品有着特殊的特质，不仅是一种典型的服务产品，同时又是一种准公共产品。由于审计产品付费方与收益方不是同一方，再加之审计质量本身的不可观察性，使得审计定价变得复杂而神秘。如何以合理的审计定价提升注册会计师的风险意识，维护审计质量，确保合理的竞争格局，对我国审计产业的发展有着重要意义。
早在1980年，学术界便开始对审计定价问题进行研究。在20多年的研究历程中，对审计定价影响因素逐步扩展至市场特点、非审计服务等方面。关于审计费用与盈余管理实证研究在我国还比较少，伍利娜（2003）选取ROE作为盈余管理的指标，发现ROE处于“保牌”区间与年度审计费用显著负相关。刘运国等（2004）选择非经常损益绝对值除以资产总额作为盈余管理指标，发现审计费用在一定程度上与盈余管理正相关。本文拟采用可操控性应计利润绝对值除以资产总额作为衡量盈余管理的指标，进一步研究审计费用与盈余管理的关系。
二、研究设计
（一）研究假设
从审计风险的角度来看，盈余管理的易操纵性与隐蔽性等特点，使其在审计中一般被视为高固有风险，相应地注册会计师会在审计过程中对固有风险和控制风险评估为高水平，在特定审计风险水平下，注册会计师会增加审计程序，通过降低检查风险把审计风险降低到可以接受的水平，这就增加了注册会计师所投入的资源，由此将导致较高的审计费用。因此，得出以下假设：审计费用与盈余管理正相关。
（二）样本选择
本文以2009年为研究窗口，应用沪深两市上市公司的截面数据，对盈余管理与审计费用的关系进行实证研究。为了保证所收集数据的有效性，尽量减少其它因素对数据的影响，依据以下标准对原始样本进行了筛选：（1）同时披露2008年与2009年审计费用的A股上市公司。（2）由于金融类上市公司的资产规模具有特殊性，将删除金融类的上市公司。（3）剔除数据缺失的公司。根据以上标准，共筛选出1 333家符合条件的上市公司。文中相关数据的处理和检验是采用excel2007、SPSS统计软件进行的。
（三）变量设计
盈余管理表示的方式很多，其中应计项目和线下项目应用比较普遍。应计项目内生于权责发生制。在权责发生制度下，公司的净利润由经营现金流和应计利润两部分组成。经营现金通常被看成“硬”收益，操纵空间比较小。但应计利润不同，它既可以通过会计程序来实现，如坏账准备计提政策，也可以通过契约方式，如改变交货方式。应计利润可以分为可操控性应计利润和不可操控性应计利润两部分。盈余管理通过可操控性应计利润进行，而非操控性应计利润在宏观经济环境和公司信用政策无重大变化时，一般会保持稳定。本文拟以估算出的公司可操控性应计利润的绝对值除以总资产作为衡量盈余管理的指标。相关的计算公式为：
借鉴修正Jones模型，把经营现金流量对应计利润的影响考虑进去①，通过以下两个步骤来估计操控性应计利润：
第一步，用估计样本数据估计回归方程的系数，回归方程如下：
TAi，t/Ai，t-1=α1（1/Ai，t-1）+α2[（ΔREVi，t-ΔRECi，t）/Ai，t-1]+α3 （PPEi，t / Ai，t-1）+α4（CFOi，t / Ai，t-1）+εi，t
第二步，利用第一步的回归结果估计测试样本公司的操控性应计利润：
NDAi，t/Ai，t-1=α1（1/Ai，t-1）+α2[（△REVi，t―△RECi，t） / Ai，t-1]+α3（PPEi，t / Ai，t-1）+α4（CFOi，t / Ai，t-1） DAi，t=TAi，t-NDAi，t
其中，TAi，t为i公司在t期总应计利润；Ai，t-1为i公司在t期的期初资产总额；△REVi，t为i公司在t期的销售增加额；△RECi，t为i公司在t期的应收账款增加额；PPEi，t为i公司在t期的固定资产原值；CFOi，t为i公司在t期的经营现金流；εi，t为i公司在t期的参数估计值；NDAi，t为i公司在t期的非操控性应计利润估计值；DAi，t为i公司在t期的操控性应计利润的估计值。
（四）检验模型
借鉴Simunic的审计费用模型，结合我国市场特点，建立审计费用模型：
LnFEE=b1+b2LnASSET+b3INV+b4ReV+b5Big4+b6Da
1.因变量
LnFEE=年度审计费用的自然对数
2.测试变量
本文运用计算所得的2009年可操控性应计利润绝对值除以年末总资产（Da）作为盈余管理的替代变量。
3.控制变量
考虑到审计费用的影响因素，本文在模型中设置了适当的变量予以控制：（1）客户规模是衡量审计成本的主要因素，实证结果显著性高。（2）审计业务越复杂，需要的审计证据就越多，审计测试的范围越大，相应审计费用就越高。自Simunic（1980）开始，应收账款与存货占总资产的比重被广泛作为审计业务复杂程度的代表。（3）对于具体的审计业务，审计费用会因会计事务所品牌的不同而不同。Beatty（1989）发现在IPO市场上，六大比非六大获得更多的报酬。本文按四大和非四大对事务所进行分类。
LnASSET：总资产的自然对数
INV：存货占总资产的比值
ReV：应收账款占总资产的比值
Big4：当会计事务所属于四大时，哑变量为1，否则为0
三、实证结果
表1是修正Jones-CFO模型多元性回归的结果。结果显示模型拟合较好（Adj-R=0.727 Sig=0），所有自变量的VIF值都小于2，说明自变量之间不存在显著的多重共线性问题。变量(△REV-△REC)/A、CFO/A在0.01置信区间分别正相关、负相关，变量1/A、PPE/A在0.05置信区间分别正相关、负相关，与预期相一致。将求出的相关回归系数代入模型，求出反映盈余管理程度的可操控性应计利润。
对检验模型的变量运用SPSS进行描述性统计（此图省略），年审计费用均值为1 060 000，中位数为500 000，最大值为80 000 000，最小值为100 000，从中可以看出我国企业审计费用差距较大。总资产均值为9 166 500 000，中位数为2 229 200 000，说明我国大多为中小型企业，大型企业比较少。存货占总资产比重均值为0.18，应收账款占总资产比重均值为0.08，在样本中大约有79家上市公司的审计师为四大会计师事务所。可操纵性应计利润占总资产的比重均值为0.05，中位数为0.03，最小值为0.00003，最大值为2.75。
表2是对检验模型进行多元回归分析的结果，结果显示模型拟合较好（Adj-R=0.771，sig=0），所有自变量的VIF值都小于2，说明自变量之间不存在显著地多重共线性问题。在控制了资产规模、存货占总资产的比重、应收账款占总资产的比重、事务所类型后，审计费用与盈余管理在0.01置信水平上显著正相关。这与我们假设一致，假设成立。
另外，可以看出审计费用与总资产对数、事物所类型在0.01置信水平上正相关，是影响审计费用的主要因素。
最后，存货占总资产的比重与审计费用在0.1置信水平上负相关，这与国外研究不一致，可能是由于我国注册会计师对存货审计采取的是“监而不盘”的审计程序，而非传统意义上的监盘程序（刘运国，2004）。应收账款与总资产比重与审计费用没有通过显著性检验，这与胡波（2009）研究结论一致。
四、结论
研究结果发现，审计费用与盈余管理显著正相关，说明盈余管理所引起的审计风险已经引起我国会计事务所的重视。据此提出建议：审计行业的监管机构应该放松对审计定价的管制，让市场起主导作用，同时加强对会计事务所审计费用信息披露的监督。●
【参考文献】
［1］ 胡波.审计定价问题研究［M］.大连出版社，2009.
［2］ 刘运国，麦剑青，魏哲妍.审计费用与盈余管理实证分析［J］.审计研究，2006（2）.
［3］ 伍利娜.盈余管理对审计费用影响分析［J］.会计研究，2003（12）.
［4］ 李东平，黄德华，王振林.“不清洁”审计意见――盈余管理与会计事务所变更［J］.会计研究，2001（6）.
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