上市公司以真实盈余管理逃避高质量审计监督的动机研究

  本文关键词：上市公司以真实盈余管理逃避高质量审计监督的动机研究，由笔耕文化传播整理发布。

上市公司以真实盈余管理逃避 *高质量审计监督的动机研究

李江涛 何 苦

【摘 要】 本文选用2008—2010年我国沪深两市所有非金融类上市公司为研究样本，探讨了公司聘用审计师的审计质量和真实盈余管理强度之间的关系，并且结合外部制度环境和行业竞争程度做出了更进一步的深入研究。研究发现，国际“四大”会计师事务所审计的公司，真实盈余管理强度显著大于“非四大”事务所审计的公司，说明我国上市公司具有采用真实盈余管理逃避高质量外部审计的动机。另外，公司的财务状况、公司治理机制以及所有权性质等都会对管理者实施真实盈余管理的动机产生影响。

【关键词】 审计质量 真实盈余管理 应计盈余管理

一、引言

盈余管理，是经营者运用会计手段或者安排交易来改变财务报告，以误导利益相关者对企业业绩的理解或者影响以报告会计数字为基础的合约的结果（Healy和Wahlen，1999）。按照实施手段划分，盈余管理可分为应计盈余管理和真实盈余管理两大类。过度的盈余管理，将会降低企业财务报表的可靠性，造成企业内外部信息不对称，误导投资者的投资决策，甚至导致投资者承受重大损失并严重干扰资本市场的有效运行。

以往的研究对真实盈余管理的关注明显不足，长期以来只有一些很散碎的研究成果，但不可否认的是，真实盈余管理普遍存在于企业当中，而且是管理者实施盈余管理的重要方式（Graham等，2005；李增福等，2011）。区别于应计盈余管理，真实盈余管理最大的特点在于它的隐秘性，相关的监管部门和外部审计师因缺乏判断和衡量企业真实盈余管理的依据，往往无法针对其进行有效控制（陈波等，2010）。现有的研究显示，在面对会计弹性不足以及受到严格外部监管的情况下，企业更倾向于实施真实盈余管理（Zang，2007；Cohen等，2008；李彬等，2011）。

独立审计是提高企业财务信息的可信度，降低企业代理成本的一种机制（Jensen和Mecking，1976）。审计质量越高，这种机制发挥的作用就越大。DeFond等（1993）和Becker等（1998）的研究都表明，在美国的资本市场上，高质量的外部审计可以察觉并明显抑制上市公司中的应计盈余管理。而在我国，随着事务所“脱钩”改制的成功，相关法律法规的不断完善，机构投资者的数目逐渐增多以及政府的大力支持和引导，一批规模大、服务质量高的会计师事务所已经活跃在我国的资本市场上，吴水澎等（2006）的研究显示，与中小事务所相比，国际“四大”会计师事务所可以对企业的应计盈余管理起到显著的抑制作用。那么，在面对高质量外部审计，应计盈余管理受到抑制的情况下，企业的管理者是否有动机实施真实盈余管理呢？本文试图回答这一问题。

本文的安排如下：第二部分是相关的文献评述；第三部分以厂商理论为依托，结合模型推导，得出可验证的命题；第四部分介绍本文的研究设计并说明样本分布；第五部分展示实证结果并从不同角度验证本文命题；最后得出本文结论并指明存在的不足之处。

* 李江涛，西南财经大学会计学院、北京大学光华管理学院博士后流动站，邮政编码：611130，电子信箱：heku_bnu@163.com；何苦，西南财经大学会计学院。本文为国家社科青年项目（项目批准号：10CZZ010）和中国博士后科学基金（项目批准号：2012M510283）的阶段性成果。 58

二、文献回顾

（一）审计质量与应计盈余管理

外部审计可以减缓企业内外部信息不对称，增强企业财务报表的可靠性和相关性。高质量的外部审计对被审计企业的应计盈余管理行为有明显的抑制作用。DeFond等（1991，1993）的研究显示，“六大”事务所可以明显减少客户企业财务报表中高估当期盈余的错误，并且更容易与企业管理者就盈余管理的相关问题产生争执。Becker等（1998）则发现，“六大”客户企业的操纵性应计利润显著低于“非六大”客户企业。我国学者蔡春等（2005）和吴水澎等（2006）的研究显示，我国“大所”能明显抑制企业的应计盈余管理，且国际“四大”的抑制能力更强。

（二）真实盈余管理

很早以来，就有学者注意到了真实盈余管理的存在，Schipper（1989）认为对盈余管理的定义稍加拓展将包括“真实”的盈余管理，如通过改变企业投资的时间安排或其他财务决策来改变报告盈余。随后，Dechow等（1991）以及Bens等（2002）分别在CEO任期终止和股票期权行权的过程中找到了企业进行真实盈余管理的经验证据。而Roychowdhury（2006）在总结前人研究的基础上，首次从生产、经营和销售三个方面综合刻画真实盈余管理，并揭示了其与特定企业特征之间的联系。此后，真实盈余管理的研究如雨后春笋不断涌现，Zang（2007）从管理者决策的角度，Cohen等（2008）通过对比SOX法案实施前后时段，Francis等（2011）通过对比不同法系，对真实盈余管理的研究进行了拓展。我国学者李彬等（2009，2011）和刘启亮等（2011）也研究了企业在不同会计弹性以及在新准则实施前后时段中的真实盈余管理行为。

三、理论推导及微观经济学模型分析

新古典经济学强调厂商是理性的，即企业总是会最小化各类成本以实现价值最大化。两种盈余管理方式均可以使企业达到利润目标，但二者的成本却有显著差异，应计盈余管理实施简单，但容易为外部审计师和监管部门所识破。相对的，真实盈余管理花费时间长，动用资源多，实施的成本远超过应计盈余管理，但是外部审计师和监管部门缺乏判别的标准和依据，对其往往无能为力。为了最大化盈余管理的收益，企业必定会最小化其成本。为了阐述在面对高质量外部审计师的情况下，企业管理者实施盈余管理方式的变化，我们构建如下新古典经济学模型，并进行比较静态分析：

min：　CA(rm,da)+CP(da,q) 式（1）

s..t：B(rm,da)=I 式（2）

式（1）中da和q分别代表企业真实和应计盈余管理强度以及外部审计质量。C代表企业进行盈余管理所承担的成本；本文将这些成本划分为两类：实施成本和惩罚成本，分别用函数符号CA和CP表示。实施成本CA，指单纯实施盈余管理的成本，即CA是变量rm和da的函数，函数CA满足如下性质：C1A>0、AAAC2>0；C11>0、C22>0。惩罚成本CP，指的是企业由于盈余管理而被外部审计师出具非标审计意见所

PP>0；C11>0、承担的风险成本①，即CP是变量da和外生变量q的函数，CP满足如下性质：C1P>0、C2

PPC22<0，且有C12>0，表示随外部审计质量的提高，应计盈余管理的边际惩罚成本上升。式（2）中，B代表盈余管理的收益函数，满足如下性质：B1>0、B2>0；B11<0、B22<0。I代表企业的盈余管理的收益目标。

运用比较静态分析，求解目标函数，得出以下可验证的命题：

P×B1×B2H>0，即在其他条件不变的情况下，随着外部审计师审计质量的提命题：?rm*q=?C12

高，企业内部真实盈余管理的强度会上升②。

① 本文所定义的惩罚成本并未包括盈余管理对企业未来价值的负面影响方面，盈余管理同样有可能对企业未来价值带来正向促进作用，相关的经验证据如Taylor等（2010）以及Gunny（2010）。

② 式中H代表海塞矩阵。

59

四、研究设计

（一）真实盈余管理强度的估计 本文以Roychowdhury（2006）所开发的计量模型，对企业真实盈余管理强度进行估计： CFOi,tAi,t?1=α1×Ai,t?1+α2×SALESi,tAi,t?1+α3×?SALESi,tAi,t?1+εi,t 式（3） 式（5） PRODi,tAi,t?1=α1×Ai,t?1+α2×SALESi,tAi,t?1+α3×?SALESi,tAi,t?1+α4×?SALESi,t?1Ai,t?1+εi,t 式（4） EXPi,tAi,t?1=α0+α1×Ai,t?1+α2×SALESi,tAi,t?1+εi,t

以上三式，变量CFO和SALES分别为企业当期经营性现金流量和主营业务收入。?SALES为前后两期主营业务收入之差，A代表上期总资产。PROD为企业当期主营业务成本与存货前后两期的变化量之和。而EXP则以企业当期销售费用和管理费用项目数值相加代表。

使用上面三个计量模型，对样本企业分年度、分行业进行OLS回归分析。各个模型经回归后的残差即分别代表了企业进行真实盈余管理所导致的非正常经营现金流量R_CFO，非正常总成本R_PROD以及非正常期间费用R_EXP。将R_CFO和R_EXP各乘?1，然后和R_PROD相加，即得出衡量企业真实盈余管理总体强度的变量RM：

RMi,t=R_PRODi,t?R_EXPi,t?R_CFOi,t 式（6）

在以往研究的基础上，本文界定，以RM中位数为界，在中位数以上且满足的企业为存在真实盈余管理行为的企业。做出这样的界定主要基于以下三个原因：（1）真实盈余管理的三种手段都会导致RM>0，企业也可以主要使用其中的一种手段，故只要满足RM>0，我们就可以认为企业管理者实施了真实盈余管理；（2）RM>0表示企业通过进行真实盈余管理提高当期盈利，相反，RM<0则代表了企业不同寻常高的异常实际费用支出，管理者不可能因为单纯的盈余管理目的而过度支出异常实际费用（Chen等，2010）；

（3）Cohen等（2010）以全样本的中位数为界，认为中位数以上的样本企业陷入了（involved）真实盈余管理。本文在以往文献的基础上加以改进，要求样本企业的RM估计值同时满足大于零且高于全样本中位数的条件。

（二）审计质量的衡量

本文选用审计质量最常用的替代指标——会计事务所规模，以国际“四大”代表高质量外部审计。基于以往研究结论（DeAngelo，1981；Lennox，1999；Defond等，1991；Teoh等，1993；Becker等，1998），我们认为，以国际“四大”作为高外部审计的代表是合适的。

（三）计量模型

为了研究外部审计质量与企业真实盈余管理之间的关系，构建如下计量模型：

RMi,t=α0+α1×Bigfouri,t+α2×Levi,t+α3×Growthi,t+α4×Bhsharei,t

+α5×Top1i2,t+α6×Top1i,t+α7×Cfoi,t+α8×Sizei,t+α9×Soei,t

+α10×Indi,t+α11×Ii,t+α12×Abs_dai,t+αt×∑Yeart+αj×∑Industryj+εi,t 式（7）

上式中，α0为截距项，α1~αj为回归系数，ε为模型随机误差项，其余变量定义如表1所示，根据前文命题和以往学者的研究（Lang等，2003；Roychowdhury，2006；Cohen等，2010；王明琳等，2006；申慧慧，2010；Beatriz，2008），我们预计回归系数α1~α5的符号为正，α6~α10的符号为负，而α11和α12的符号则无法确定。

（四）样本选择

本文选取2008—2010年我国所有上市公司为研究样本。所有数据均选自国泰安CSMAR数据库，并与巨潮咨询网（）上企业年报数据进行交叉印证，确保数据的精确性。本文所用的计量软件为STATA10.0版。

我们共获取初始样本5787个。为了保证回归结果可靠，按照如下标准对样本进行筛选：（1）剔除所有金融业样本；（2）剔除所有在2006至2010年年度期间新上市的公司；（3）剔除研究期间任意一年证券名称前被冠以“ST”或者“*ST”的样本；（4）剔除样本期间任意一年变量数据缺失或者企业Roe绝对值60

超过100%的样本；（5）剔除分年度，分行业的样本数目小于10的样本①；（6）剔除RM<0或者处在总样本RM中位数以下的样本。经过以上样本处理程序后，最后获得1018个研究样本。此外，为了排除特殊值的干扰，对所有变量在1%水平上进行了Winsorize缩尾处理。 表1 变量定义表

变量

解释变量 预计符号 定义描述 被解释变量 +

+

?

?

+

?

?

控制变量 +

?

+

?

?

?

? 企业真实盈余管理总体指标 虚拟变量，CPA来自国际“四大”取1，否则取0 资产负债率，Lev=负债总额/总资产 经营性现金流量率，Cfo=经营性现金流量/上期总资产 企业规模，总资产对数 成长率，Growth=（本期营业收入?前期营业收入）/本期营业收入 独立董事机制，Ind=独立董事人数/董事会总人数 股权集中率，Top1=控股股东持股比率 股权集中率的平方，Top2=控股股东持股比率的二次方 虚拟变量，企业控股股东为各级政府，取1，否则取0 虚拟变量，企业发行B股或H股，取1，否则取0 利润目标，企业期末与第三季度末Roe之差 年度虚拟变量，共2个 RM Bigfour Lev Cfo Size Growth Ind Top12Top Soe Bhshare I Year Abs_da 应计盈余管理强度，操纵性应计利润的绝对值 Industry 行业虚拟变量，共9个

五、实证检验及结果

（一）样本描述性统计

按照是否由“四大”审计，我们对所有样本进行了细分，表2列举了全样本和分样本的描述性统计结果。从全样本的统计结果中可以看到，在2008—2010年三年间，RM的各项统计指标均与Abs_da相差不大，表明我国上市公司内部两种盈余管理可能并存，而两者的标准差都大于均值，说明不同样本上市公司内部的盈余管理强度存在较大差别。

从分样本的描述性统计结果看，“四大”所审计的样本公司，其真实盈余管理强度RM虽然较“非四大”所审计的样本公司高，但检验结果却不显著，部分支持前文命题。另外，在两组分样本间，除企业成长率Growth与利润目标I之外，其余各个控制变量均存在不同程度的显著性差异，检验结果初步表明，资产状况越好、独董比例越高、政府控股以及同时发行B股或H股的企业更倾向于选择“四大”，与以往的研究一致（Chen等，2011；Fan等，2005；Choi等，2007）。此外，“四大”样本公司的应计盈余管理强度显著低于“非四大”样本公司，此结果同样与以往研究相同（Becker等，1998；吴水澎等，2006）。

（二）相关系数矩阵分析

从Pearson相关系数表中可以看到，除Abs_da及I以外，解释变量Bigfour以及各个控制变量与被解释变量RM的相关关系都与之前的预测一致。其中，Lev、Cfo、Size、Growth和Soe与RM的相关关系都在不同水平上显著。解释变量Bigfour与RM之间的正相关关系依然不显著，但是注意到Bigfour与Size，Cfo和Soe均显著正相关，而这3个变量同时又都与RM呈显著负相关，因此，我们认为Bigfour与RM之间的相关关系正是由于这些变量之间的相互影响而出现了偏差。此外，I和Abs_da均与RM呈显著的正相关关系，可能表示我国上市公司为了达到利润目标，倾向于同时运用两种方式实施盈余管理。最后，由① 也有的文献将样本量不足的行业与其他行业并归为一体，但是本文的研究样本足够大，为了不影响研究结论，故将其剔除。

61

相关系数矩阵可见，解释变量与控制变量、各个控制变量之间的相关系数均较小（最大值为0.415），说明样本不存在严重的多重共线性。 表2 变量的描述性统计

变量

RM

Lev

Cfo

Size

Growth

Ind

Top1

Soe 全样本(N=1018) 均值 中位数 标准差 “四大”分样本A(N=43) 均值 中位数标准差“非四大”分样本B(N=975) 均值 中位数标准差 均值 A-B 中位数0.028*0.015**?0.0910.000 0.063**0.029**23.67121.75221.681?0.146 0.018**1.990***0.070***0.111***0.279***0.000***Bhshare 0.232***0.000***I ?0.015*?0.016Abs_da注：上表所有连续变量均进行了1%水平的Winsorize缩尾处理， *，**，和***分别表示在10%，5%以及1%的水平上显著，双尾检验。下同。 表3 变量Pearson相关系数矩阵

变量

Rm RM BigfourLev CfoSize GrowthInd Top1 Bhshar I

Bigfour LevCfo Size ?0.061* ??0.068** 0.044 0.051 1.000 0.134*** ?0.022 Ind ?0.020 ?0.066** ?0.059*1.000 0.071** ?0.007 ?0.063** ?0.016 0.359***TopSoe Bhshar I ?0.067** 0.069** 0.311***?0.108****?0.062**0.198****?0.028 0.087***?0.062**?0.210***0.013 ?0.171***0.120***0.0160.001?0.018 0.077**?0.032 1.000Abs_da 0.387*** ?0.042* 0.002 ??0.0001.000

（三）多元变量回归结果分析

多元OLS回归的结果列于表4，列（1）—列（3）分别为不控制任何影响因素、只控制年度和行业以及加入其余控制变量后的回归结果。从表中可以看到，在逐渐加入年度、行业以及其余控制变量的过程中，，模型的拟合优度和整体显著性水平逐步上升，在列（3）所示的结果中，模型的拟合优度Adj?R2达到了0.442，F统计量也在1%的水平上显著。

从第（3）列显示回归结果看，解释变量Bigfour与被解释变量RM之间呈现显著的正相关关系（1%显著性水平），说明在其他情况相同的条件下，审计质量与上市公司真实盈余管理强度显著正相关，回归结果支持前文命题。另外，其余控制变量的符号也与预期一致，且大部分与RM在不同的水平下显著相关。62

博泰典藏网btdcw.com包含总结汇报、计划方案、外语学习、经管营销、出国留学、自然科学、高中教育、IT计算机、资格考试、表格模板以及上市公司以真实盈余管理逃避高质量审计监督的动机研究_李江涛等内容。

本文共2页12

  本文关键词：上市公司以真实盈余管理逃避高质量审计监督的动机研究，由笔耕文化传播整理发布。