上市公司盈余管理与审计意见的实证研究

来源:用户上传      作者: 王庆辉

　　摘要：盈余管理一直以来是会计实证研究的热点, 我国上市公司中明显存在大量盈余管理的迹象。本文以深、沪两市A股全部上市公司2004年至2006年数据作为研究样本，就盈余管理对审计意见的影响进行了实证研究。研究发现：上市公司盈余管理程度越高，越有可能被出具非标准无保留审计意见。
　　关键词：关键词盈余管理 审计意见相关性
　　
　　一、引言
　　盈余管理是20世纪80年代中后期兴起的实证会计研究的重要研究领域。对于盈余管理虽然学术界并没有统一的定义，但大量研究都论证了这种行为的存在。虽然盈余管理并不都是违规或者有害的，但是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，许多国内外上市公司的丑闻已经很深刻地说明了这一点。盈余管理的最终结果反映在财务报告之中， 而审计的作用则集中体现在审核企业财务报告的真实公允性，以降低企业内部和外部的信息不对称。
　　二、研究设计
　　（ 一 ）研究假设 我国上市公司中明显存在大量盈余管理的迹象，作为代理人与委托人之间的独立第三人，注册会计师的职责便显得格外重要。那么中国注册会计师对于上市公司的盈余管理行为是否具备有效监督作用呢？换句话说，审计意见与盈余管理是否具有相关性呢？针对上述问题，本文提出两个假设，以进一步做出实证检验：
　　H1：上市公司的盈余管理行为对注册会计师出具的审计意见类型产生影响
　　H2：上市公司盈余管理程度越高，越有可能被出具非标准无保留审计意见
　　（ 二 ）样本的选择和数据来源 由于我国2002年颁布的《独立审计具体准则第7号― 审计报告》是在2003年7月1日执行，2006年修订的《中国注册会计师审计准则第1501号―― 审计报告》、《中国注册会计师审计准则第1502号― 非标准审计报告》和《企业会计准则》自2007年1月1日起施行。因此，本文选取深、沪两市A股全部上市公司2004年至2006年数据作为研究样本进行统计分析，以保持审计准则和会计准则适用的统一性。对样本，本文进行了如下筛选：剔除金融保险行业的上市公司；剔除当年度新上市（距年度报告日上市时间不到1年）的公司；剔除财务数据缺失的上市公司。最终得样本公司3282家，其中2004年1056家，2005年1152家，2006年1074家。本文研究中所使用的上市公司操控性应计利润数据、财务数据从深圳国泰安信息技术公司的CSMAR系列研究数据库系统和CCER色诺芬数据库中获取。本文所有数据处理和统计分析所使用的软件包括：EXCEL、SPSS13.0。其中，采用EXCEL软件处理基本数据，使用SPSS13.0统计分析软件进行描述性统计分析以及回归模型的建立。
　　（ 三 ）模型选择 本文采用由Jones模型衍生出来的截面修正的Jones模型对上市公司的盈余管理程度进行计量。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，非操控性应计利润用事件期（即假设的盈余管理发生期）数据估计，其计量模型及计算操作步骤是：第一步，计算总应计利润。TAt=NIt-CFOt…（1）。总应计利润的计算有两种方法：一种是资产负债表法；另一种是现金流量表法，本文采用现金流量表法进行计算。第二步，根据模型在估计期运用经过不同行业分组的数据进行回归取得行业特征参数的估计值。TAt/At-1=a1（1/At-1）+a2（ΔREVt /At-1）+a3（PPEt/At-1）+εt…（2）。式中， TAt是第t年的总应计利润，ΔREVt是第t期收入和第t-1期收入的差额，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-1期期末总资产，α1，α2，α3是系数，εt是剩余项，表示总应计利润中的操控性应计利润部分。第三步，将回归取得的行业特征参数估计值分别代入各个非操控性应计利润模型，求解非操控性应计利润。NDAt=α1（1/At-1）+ α2［（ΔREVt-ΔRECt）/At-1]+ α3（PPEt/At-1）…（3）。NDAt是经过第t-1期期末总资产调整后的第t期的非操控性应计利润，ΔREVt是第t期收入和第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-1期期末总资产，α1、α2、α3是不同行业、不同年份的特征参数，是运用经过行业分组的不同年份数据进行回归取得的，是（1b）中a1、a2、a3的OLS估计值。第四步，根据总体应计利润等于可控应计利润加上非可控应计利润的等式求解可控应计利润，求解出t年度可控应计利润。DAt= TAt/At-1-NDAt …（4）。最后，将DAo代入构建的回归模型中，与审计意见进行分析检验。
　　（ 四 ）变量定义为了详细地检查提出的假设，除了盈余管理因素之外，本文对影响审计意见的其他因素进行了控制。这些控制变量大致分为两类：一类是注册会计师的特征；一类是上市公司的自身特征。本文中，审计意见为被解释变量，上市公司盈余管理程度是解释变量，其余为控制变量。在研究过程中，把审计意见类型分成两类:标准无保留意见和非标准无保留意见，并将审计意见作为一哑变量AO引入，当上市公司收到的审计意见为非标准无保留意见时，AO =1:否则，当上市公司收到的审计意见为标准无保留意见时，AO = 0。控制变量选取了8个，分别是Size代表公司规模、Debt代表公司偿债能力、ROE代表公司获利能力、Ln（Ac）代表审计收费、Auc代表审计委员会的设置、Lao代表上期审计意见以及行业变量Indsu、年度变量Year。对各变量的选取、定义及预期符号如（表1）所示。本文把审计意见AO作为因变量，引入代表各自变量的各项指标，构建了以下模型，对上市公司盈余管理的程度与审计意见之间的关系进行检验：AO=β0+β1ABS（DA）t+β2LnACt
　　+β3LagAOt+β4AuCt+β5Debtt+β6ROEt+β7Sizet+β8Indusi+β9Yeari+εi…（5）。其中，ABS（DA）t 表示公司在 t年的操控性应计利润的绝对值，β0表示截距，εi表示残差。操控性应计利润DA表示盈余管理水平，既反映了操纵程度，又显示了操纵的方式，本文认为主要是操纵程度而不是操纵方式将对审计意见产生影响，而且在分析中，用DA的绝对值可以克服有关盈余管理计算正负相抵消的影响，能更准确反映盈余管理的真实程度和问题的实质，因此本文将选取DA的绝对值作为盈余管理水平的替代变量，考察其对审计意见类型的影响。
　　三、实证结果分析
　　（ 一 ）描述性统计（1）截面Jones模型参数估计。本文将2004年至2006年深、沪A股上市公司中的3837家公司数据代入截面修正的Jones模型对其行业特征参数进行估计，数据通过进行OLS回归得出，结果（表2）所示。从以上回归结果来看，方程的F值、R2分别为30.327、0.044，每个解释变量均在1%的显著水平上通过了检验。各模型回归系数的符号基本符合预期。（2）从（表3）中可以得到审计意见的分布情况及操纵性应计利润的相关统计数据。从（表4）数据来看，如果不考虑盈余操纵的方向，我国的上市公司较为普遍地存在盈余管理的情况，操纵程度约为上年总资产的6.8%。另外，从审计收费、资产规模、资产负债率及ROE的各项数据来看，会计师事务所之间的收费、上市公司间的偿债能力和获利能力差异都很大。从（表5）可以看出（其数据来自独立样本的T检验）影响审计意见的各因素平均值的比较情况：标准无保留意见组的操纵性应计利润的均值为0.06146，非标准审计意见组的操纵性应计利润的均值为0.12548，非标准审计意见组明显高于标准无保留意见组，表明盈余管理对审计意见类型产生影响，盈余管理程度越大，会计师事务所越可能出具非标准的审计意见，两者正相关，初步验证了假设1和假设2的成立。从流动比率的两组数值分析，说明财务风险越大的公司越可能得到非标准的审计意见，两者正相关；而其他变量的两组数据差异不大。

　　（ 二 ）相关性分析（表6）给出了各自变量与因变量审计意见类型AO之间的Pearson相关系数和Spearman相关系数。非标准审计意见和操纵性应计利润在1%的水平上显著正相关，说明盈余管理程度越大，对审计意见的影响就越大，即盈余管理程度越高的公司越有可能被出具非标准的审计意见，再一次支持了假设1和假设2。其他自变量除ROE外，都通过了显著性检验，并与预期符号基本一致。全体样本中，Spearman检验的结果和Pearson基本相同。
　　（ 三 ）回归分析 根据（表7），本文得到各变量对审计意见的影响进行多元回归检验的结果。如（表7）所示，模型的Nagelkerke-R2达到0.443，Chi-squre更是高达759.735，非常显著，说明该模型很好地匹配了数据，模型非常有效。（1）解释变量的回归结果与分析。可操控应计利润绝对值DA的回归系数符号与预期相同，都是正号，回归系数为2.906，而且在1％的水平上通过了显著性检验，说明在控制了其他影响因素之后，可操控应计利润与审计意见在1%水平上显著正相关。可操控应计利润绝对值DA与AO具有统计上的显著意义，而且是正相关关系，从经济学上可以解释为：可操控应计利润DA 的绝对值越大，上市公司的财务报告越容易被出具非标准审计意见。结果再一次支持了本文的假设。（2）控制变量的回归结果与分析。与公司有关的控制变量的结果与分析：净资产收益率越低，上市公司越可能获得非标准审计意见；资产负债率越高，越可能获得非标准审计意见；而资产规模越小，越可能获得非标准审计意见。这说明上市公司财务状况及经营状况越差，获得非标准审计意见的可能性越大，这显示了注册会计师的风险意识。与注册会计师有关的控制变量的结果与分析：AO与 LNAC、LAO均为显著正相关，说明审计收费和上年度的审计意见对本年出具何种审计意见产生显著的影响。AO与Auc正相关，但没有通过显著性检验，说明虽然有些上市公司设立了审计委员会，但审计委员会没有发挥其应有的监督作用。
　　
　　四、结论
　　本文通过上述分析得出如下结论：上市公司的盈余管理行为对注册会计师出具的审计意见类型产生影响，上市公司盈余管理程度越高，越有可能被出具非标准无保留审计意见。研究结果还表明，我国注册会计师具有了一定的职业判断力，能够对上市公司的财务状况、经营状况等做出一定正确的判断，说明注册会计师出具的审计意见具有一定的参考价值，值得投资者付出一定的关注。不足之处在于：盈余管理往往不是一个独立的偶然行为，公司基于上市、配股或进一步融资等各种原因，常常是连续几年对盈余进行操纵，本文仅选取了三年的数据，可能不能体现由此所带来的长期影响。另外，由于影响盈余管理这个变量的因素众多，企图仅用一个模型将其进行量化，难免有失偏颇。在样本选择上，没有剔除非盈余管理因素所导致的非标准无保留意见的样本，统计分析上可能存在一些欠缺。
　　
　　参考文献：
　　［1］章永奎、刘峰：《盈余管理与审计意见相关性实证研究》，《中国会计与财务研究》2002年第1期。
　　［2］夏立军：《盈余管理计量模型在中国股票市场的应用研究》，《中国会计与财务研究》2003年第2期。
　　［3］何红渠、张志红：《有关审计意见识别盈余管理能力的研究》，《财经理论与实践》2003年第11期。
　　［4］徐浩萍：《会计盈余管理与独立审计质量》，《会计研究》2004年第1期。
　　［5］李维安、王新汉、王威：《盈余管理与审计意见关系的实证研究》，《财经研究》2004年第11期。
　　［6］蔡春、黄益建、赵莎：《关于审计质量对盈余管理影响的实证研究》，《审计研究》2005年第2期。
　　（编辑 聂慧丽）

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