外部审计盈余管理（精选10篇）

外部审计盈余管理 第1篇

近年来我国审计市场面临着巨大冲击, 2012年四大国际会计师事务所的合资企业协议到期, 所有四大合伙人必须持有中国注册会计师资格证, 这使得原本混乱的中国审计市场的审计能力更加薄弱。然而随着我国法律制度和监管的不断完善, 上市企业从应计盈余管理入手操控盈余、粉饰利润的空间越来越小, 转而通过安排真实经济活动进行真实盈余管理。与应计盈余管理相比, 真实盈余管理更具有隐蔽性, 投资者不会轻易发现, 这就要求我们外部审计通过高质量的审计发现企业的真实盈余管理。本文将对外部审计对真实盈余管理的影响因素进行分析, 从而为提高审计质量、降低真实盈余管理提出建议。

二、真实盈余管理概述

盈余管理包括应计盈余管理和真实盈余管理。应计盈余管理是指通过操控非正常应计项目, 如对会计政策和方法的选择, 来达到操控盈余的目的。与应计盈余管理相比, 真实盈余管理更具有隐蔽性。真实盈余管理最早是有Schipper在1989年提出的, 他认为真实盈余管理是指通过构造具体交易和控制交易发生的时间而使得财务报告的盈余情况符合自身利益。

最初, 企业是通过选择对企业最有利的会计政策或会计估计, 从而影响应计利润来进行盈余管理。随着法律法规的不断完善, 监管力度的不断加强, 企业通过调整应计利润进行盈余管理的空间越来越小。所以企业逐渐将视角放在操控真实活动来进行真实盈余管理。真实盈余管理的手段主要包括:一是推迟或减少销售费用、研发费用等操控性费用以达到目标利润;二是通过销售折扣或提供更宽松的信用政策, 来扩大销量;三是选择处置长期资产的时机来达到预期利润;四是通过股票回购增加公司收益;五是通过扩大生产规模来降低单位产品成本从而提高利润。企业长期进行真实盈余管理, 会损害投资者的利益, 所以外部监管力量应从多方面控制企业真实盈余管理行为。

三、外部审计对真实盈余管理的影响因素

1. 会计师事务所的规模对真实盈余管理的影响

会计师事务所的规模是事务所综合实力的一个体现, 也是审计质量高低的一个保障, 所以规模较大的会计师事务所可以抑制上市公司的真实盈余管理。一方面, 具有较大规模的事务所, 审计经验较为丰富, 注册会计师具有较强的职业能力, 比较容易发现上市公司的真实盈余管理行为。与小所相比, 大所的独立性更强, 不会因为害怕流失客户, 而向存在真实盈余管理的客户让步;另一方面, 大规模师事务所为了保持自己的长期竞争力和声誉, 不会因为个别公司的真实盈余管理行为, 去承担审计失败的风险。所以大规模会计师事务所会提供更高质量的审计服务, 识别出上市公司的真实盈余管理行为, 从而在一定程度上可以抑制真实盈余管理。

2. 审计收费对真实盈余管理的影响

一般而言, 审计收费越高, 上市公司进行真实盈余管理的机会和空间越小。审计收费是会计师事务所向客户提供审计服务而收取的等价劳动报酬。当然, 事务所提供的审计服务的质量越高, 审计收费相应也越高。审计质量越高, 就越容易识别出上市公司的真实盈余管理行为。换而言之, 会计事务所收取较高的审计费用, 也会承担较高的审计压力和审计风险, 为了规避这些风险事务所也会提供出与之相匹配的高质量的审计服务, 更多关注企业的日常经济活动, 就更容易识别出企业是否为了某一利益群体在刻意安排经济业务进行真实盈余管理。

3. 审计意见对真实盈余管理的影响

审计意见是指审计师在完成审计工作后, 对于鉴证对象是否符合鉴证标准而发表的意见。一旦事务所出具了非标准无保留意见, 就意味着上市公司存在较高程度的真实盈余管理。一方面, 会计事务所不会轻易出具非标准无保留意见。因为出具非标准无保留意见, 事务所将会承担较大的流失客户和诉讼风险。但是会计师事务所对自己审计意见附有连带责任负责, 一旦发现上市公司存在真实盈余管理的行为, 也会出具相应审计意见的审计报告。所以上市公司真实盈余管理程度越大, 会计师事务所出具非标准无保留意见的概率也越大。另一方面, 上市公司一旦被事务所出具非标准无保留意见, 其公司的股价、声誉都会受到严重影响, 甚至受到证监会的处罚, 所以一般上市公司不会轻易进行真实盈余管理。综上, 审计意见对上市公司进行盈余管理存在一定的抑制作用。

四、结论

本文从理论上分析了外部审计对真实盈余管理的影响因素。会计师事务所的规模对真实盈余管理存在一定的抑制作用, 即会计师事务所规模越大, 上市公司存在盈余管理的可能性越小。会计师事务所的收费越高, 也在一定程度上抑制了上市公司进行真实盈余管理。而审计意见更能体现出公司是否存在真实盈余管理, 一旦事务所出具非标准无保留意见, 意味着被审计单位存在着较高程度的真实盈余管理行为。综上所述, 外部审计行为对公司真实盈余管理有一定的抑制作用, 投资者可以从事务所规模、收费情况以及审计意见的种类, 判断上市公司是否存在真实盈余管理, 避免投资损失。

参考文献

[1]曹国华, 鲍学欣, 王鹏.审计行为能够真实盈余管理吗[J].审计与经济研究, 2014 (1) .

[2]范经华, 张雅曼等.内部控制、审计师行业专长、应计与真实盈余管理[J].会计研究, 2013 (4) .

[3]陈宋生, 董旌瑞, 潘爽.审计监管抑制盈余管理了吗[J].审计与经济研究, 2013 (3)

外部审计盈余管理 第2篇

一、引言

盈余管理通常是指为了在最大程度上让个人或者企业获取利益，企业的管理层通过对会计政策的选择，以及对企业的业务进行调整等一系列的手段对企业的盈余产生影响，使企业无法真实公允地在对外披露的财务报告中反映出企业的实际经营成果。而独立的审计机制就是为了制约企业管理当局控制盈余和粉饰财务报告的行为而存在的，在一定的程度上提升会计信息的真实可靠性，并且降低企业的代理成本。并且，审计质量的高低影响着审计对盈余管理的制约力度，审计的质量越高，越容易发现并且限制企业管理层的会计错误以及违反规定的行为，进而更有效率地控制盈余管理。薄仙慧、吴联生（2011）对审计意见类型与公司盈余管理水平的关系进行了研究，但是并没有发现企业当期盈余管理水平与审计师出具非标准审计意见的可能性呈显著的相关关系，说明审计师没有显著揭示企业的盈余管理行为，审计质量偏低。本文通过新的数据，对上市公司审计质量与盈余管理之间的关系进行实证研究，并试图用中国上市公司盈余管理程度来检验中国注册会计师审计质量。

二、研究设计

（一）研究假设

注册会计师在对上市公司的财务报表审计查出重大错报、漏报问题时，会因为审计风险合理地做出审计意见报告。同时，注册会计师和会计师事务所也会选择提升执业人员的执业水平，提升审计质量。由此看来，注册会计师出具的审计报告中的审计意见类型与上市公司的盈余管理程度有着一定的关联，注册会计师是否对被审计单位的盈余管理现象出具了恰当的审计意见，决定审计质量的高低。对此提出本文的假设（H1）：注册会计师可以在一定的程度上反映出上市公司的盈余管理水平，对于过分盈余管理的企业，则不会发表标准无保留意见报告。

（二）样本与数据

本文所采用的数据样本来自2014年至2015年的上市公司，在防止被不同股票类别影响时，也尽量确保足够的样本容量。其中，剔除了一些财务数据不完整的公司，以及盈余情况不稳定的金融、保险等行业的公司信息。由此得出2015年的473个上市公司的样本观测值。依据国泰安数据库中展示的审计报告，2015年得到标准无保留意见的样本公司有459家，而非标准无保留意见的样本公司共14家。本文的数据主要来源于国泰安数据库，主要运用MicrosoftExcel软件对获得的数据进行筛选、统计。在实证研究部分，则通过SPSSStatistic统计分析软件对筛选后的样本数据展开描述性统计和二分类变量Logistic回归分析。

（三）构建模型

本文采用的盈余管理的计量方法是修正的Jones模型，总应计利润包含可操控性应计利润和不可操控性应计利润，为更精准地测量盈余管理水平，还将应收账款的情况加入研究。并且，修正的Jones模型也用可操控性应计利润衡量盈余管理水平。构建模型：TDAt=NIt-CFOtTDAt/At-1=α1（1/At-1）+α2[（△REVt-△RECt）/At-1]+α3（PPEt/At-1）NDAt/At-1=α1（1/At-1）+α2[（△REVt-△RECt）/At-1]+α3（PPEt/At-1）DAt/At-1=TDAt/At-1-NDAt/At-1其中，TDAt表示第t年的总应计利润；NDAt表示第t年的不可操纵应计利润；At-1表示第t-1年的资产总额；NIt表示第t年的净利润；CFOt表示第t年的经营现金流量净额；△REVt表示第t年的营业收入变动额，即第t年的营业收入额减去第t-1年的营业收入额；△RECt表示第t年的应收账款变动额，即第t年的应收账款减去第t-1年的应收账款额；PPEt表示第t年的固定资产总额；DAt表示第t年的可操控应计利润的绝对量；DAt/At-1表示经上一年资产总额调整过的可操纵应计利润的相对量，即盈余管理水平。

（四）多元回归模型

关于假设（H1），注册会计师对于过分盈余管理的被审计单位，出具标准审计意见的可能性会很低。审计意见作为模型的因变量，用以表示注册会计师对被审计单位发表的审计意见类型，包括标准无保留审计意见和非标准无保留审计意见。审计意见的类型用虚拟变量OP来表示，假设被审计单位获得的是标准无保留审计意见，则OP=1；反之，OP=0。模型的自变量则是盈余管理水平，由此，建立模型：OP=β0+β1｜DAt/At-1｜+ζ。其中，OP表示审计意见；β0表示截距；β1表示系数；ζ为残值。

三、实证结果及分析

（一）描述性统计

由表1中看出，样本公司的盈余管理水平最小值为0.***65，几乎为零，几乎没有发生任何动机的盈余管理行为，最大值为2.009201445026，样本均值0.050***，最大值较样本均值极高，说明存在大量的上市公司有着程度不高的盈余管理，而有着极高盈余管理行为的只存在于极少数的上市公司，这与我国市场的现实情况及理论分析相符合。另外，对比表2与表3分析发现，2015年出具标准无保留意见的盈余管理水平的均值为0.049517176，极小值为0.***65，而出具非标准无保留意见的上市公司的盈余管理水平的均值为0.07***8，极小值为0.0***，由此可以大致表明，出具非标准无保留意见的上市公司的盈余管理现象更为严重。并且，从极大值角度出发，出具标准无保留意见的上市公司样本盈余管理水平的极大值为2.009201445026，而出具非标准无保留意见的上市公司样本盈余管理水平极大值仅为0.***9，这里又表现出了审计的局限性，即存在上市公司进行盈余管理，但注册会计师并没有出具适当审计意见。

（二）Logistic回归检验

将计算出的盈余管理水平代入公式OP=β0+β1｜DAt/At-1｜+ζ，并对OP应变量进行回归分析，从表4中可以看出，盈余管理水平的系数为-1.984，系数为负，注册会计师发表标准无保留审计意见报告的可能与被审计单位的盈余管理水平负相关，即盈余管理程度越高的上市公司，注册会计师越不容易出具标准无保留意见。由此可以验证假设（H1）：注册会计师可以在一定的程度上反映出上市公司的盈余管理水平，对于过分盈余管理的企业，则越不会发表标准无保留意见报告。

四、结论

本文利用2014年1月1日至2015年12月31日的上市公司的数据为样本，采用修正的Jones模型，利用Excel以及SPSS软件，对我国上市公司的盈余管理和审计质量的关系进行实证研究。由此得出结论，注册会计师发表标准无保留审计意见报告的可能和上市公司的盈余管理程度呈负相关关系，注册会计师在一定程度上可以识别出盈余管理，并对其做出适当的披露。对于越是过分盈余管理的上市公司，注册会计师越不可能出具标准无保留报告，而是出具非标准无保留报告。

参考文献

外部审计盈余管理 第3篇

关键词：盈余管理、诊断性框架、审计策略

一、引言

纵观近年来国际国内出现过的众多财务报告舞弊案，事件的导火线几乎都与公司的利润操纵有关，如美国的安然事件、中国银广夏事件等，使得投资者对上市公司盈余数据的真实性和可靠性产生怀疑。因此，如果不对盈余管理采取适当措施，那么会使投资者信心遭受重大打击，严重阻碍资本市场正常有序地运行。美国前证券交易委员会主席阿瑟·列维特曾在题为“数字游戏”的演讲中呼吁有关各方立即采取行动以阻止盈余管理的泛滥，其中特别强调注册会计师应在控制盈余管理中发挥更大的作用。但目前关于盈余管理审计策略的研究却很少，笔者了解到各大会计事务所在实务操作过程中也并没把企业盈余管理作为一个单独事项计划和展开审计工作。笔者认为，盈余管理日后将逐步成为注册会计师重点关注的审计领域，盈余管理审计也能逐渐形成一套完整、系统的审计程序。本文首先分析了盈余管理审计的重要意义，然后根据盈余管理的特点着重阐述了在审计工作各阶段建立盈余管理诊断性框架的总体策略以及具体审计程序。

二、盈余管理审计的意义：

会计理论界对盈余管理理论的研究已有20多年历史，期间取得了相当显著的成果，不仅促进了相关会计准则的发展和完善，还促成了一部分关于盈余管理审计的理论研究，帮助注册会计师在审计实操过程中能有效地识别企业盈余管理风险，从而降低自身审计风险。以下，笔者将从3个方面展开讲述盈余管理审计的重要意义：

1、有助于把握被审计单位的盈余管理程度

盈余管理是把双刃剑，适当的盈余管理能使企业灵活地应对经营环境的变化，但过度的盈余管理则会降低会计信息质量，误导投资者决策从而阻碍资源的优化配置。实际操作中，管理当局在任职期间为谋求个人利益或迫于第三方压力操纵盈余的行为往往与公司整体利益和其他公众利益背道而驰，是种短视行为。比如有研究表明公司采取盈余管理“骗”得上市资格后存在着显著的绩效下滑现象，IPO盈余管理程度越大，其后期经营业绩下滑程度越高。因此，如果有第三方审计通过其专业胜任能力对企业盈余管理程度有个客观独立的把握，一方面将会有效阻止盈余管理的过度使用，保证企业股东长远利益；另一方面，保证会计信息真实、公允以减少其他利益相关方的经济损失。

2、有利于注册会计师降低审计风险

由于盈余管理是管理层在合规合法的情况下对会计收益进行调节，其表现形式相对隐蔽并且往往会导致较为严重的经济后果，因此极大地增加了审计风险。例如在银广夏事件上，注册会计师对于其在2000年度主营业务收入大幅增长的同时生产用电的电费反而降低的情况竟没有发现或报告，造成了严重的审计失误。这一定程度上就是因为注册会计师未能对企业盈余管理现象引起相当的重视或缺乏盈余管理系统审计的专业能力，由此可见，建立一套完整成熟的盈余管理审计策略及相应程序能够帮助注册会计师有序、充分地识别评估被审计单位的盈余管理现象，有利于其从源头排除高审计风险的项目，降低自己的从业风险。

3、有助于预警线建立，现代风险导向审计的具体体现

现代风险导向审计把审计程序前置化，侧重于从企业整体层面识别和评估财务报告舞弊风险，极大地提高了审计工作效率。盈余管理本身就隐藏着一定的财务舞弊风险，如果注册会计师对此能保持高度的警惕性和敏感度，建立风险预警线，并把其作为单独事项实施审计程序将有助于注册会计师从更宏观且又具针对性的角度判别风险并指导日后的审计工作，也是现代风险导向审计的具体体现。笔者认为，盈余管理风险主要来自于对会计收入、成本、利润三大会计元素的操纵，是一连串相互影响、相互勾稽的风险系统，如果审计师能建立一套与之对应的盈余管理风险诊断系统，将可以帮助审计师在发现相关重大错报时更具系统性、条理性。

三、盈余管理审计的总体策略：

要发挥盈余管理审计的重要意义，建立一套行之有效、系统全面的审计程序必不可少。以下，笔者结合了盈余管理特点和审计工作不同阶段开展的内容，提出了建立盈余管理诊断性框架的审计总体策略。

1、注册会计师建立盈余管理审计诊断性框架

外部审计盈余管理 第4篇

2009年我国《关于进一步规范中央企业负责人薪酬管理的指导意见》旨在规范高管薪酬制度的完善性。我国高管薪酬中天价事件增加了社会公众对其关注力度,社会媒体也对天价高管薪酬进行了大量报道,以协同其他监管机构的工作。现代企业中两权分离,公司资产收益控制权被高管控制,而收益分配权为股东所有,高管基于理性经济人假说,其具有自利行为动机和能力。我国目前高管薪酬契约与国外类似,借鉴会计盈余指标,这也导致国内外教多学者认为的高管薪酬契约诱因的盈余管理。薪酬契约的制定不易发生改变,高管发生变更的频率也较低,因此,基于自身利益的考虑,高管也存在自利动机。

高管薪酬满意度不只受薪酬数额的影响,还会通过与同公司或同行高管薪酬加以比较获得。薪酬公平程度的衡量虽然缺乏确切标准,但通过与同行其他高管薪酬比较,高于其其他行业企业薪酬,获得的自我满足感更高,感知到的薪酬公平程度也较大。而一旦感知到自身薪酬契约的制定和执行不公平,高管的权力越大,越可能通过其他方式降低这种感知到的薪酬契约不公平。现有研究来看,从高管外部薪酬差距视角探析其盈余管理程度的较少,进一步探析管理层权力探析其对高管外部薪酬差距与盈余管理关系的研究更少。本文基于我国沪深A股2011-2014年主板数据,实证检验了高管外部薪酬差距与盈余管理的关系,以及管理层权力对高管外部薪酬差距与盈余管理关系的影响。丰富了薪酬差距、管理层权力和盈余管理的相关经验研究,为增加我国高管薪酬契约制定和执行的完善提供了参考。

二、理论分析与研究假设

(一)薪酬差距与盈余管理

从国内薪酬差距与盈余管理的相关研究来看,该主题的研究较少,目前为止发现的高管薪酬差距与盈余管理的研究仅有少数的几篇。具体来看,钱戮琳和王超(2012)基于高管内部薪酬差距视角,探析其与盈余管理的关系,发现内部薪酬差距与盈余管理正相关,即高管内部薪酬差距越大,盈余管理程度也就越大。余震和冯巧根(2010)发现高管薪酬差距与盈余管理存在显著的关系,是盈余管理的薪酬契约诱因。于富生和张颖(2013)则发现高管薪酬差距与经营业绩之间并非线性关系,而是非线性关系,高管薪酬差距与盈余管理正相关。张泽南和马永强(2014)基于市场化进程,研究了高管薪酬差距与盈余管理的关系,发现高管薪酬差距导致盈余管理程度增加,市场化话进程和产权性质对薪酬差距和盈余管理的关系产生显著的调节作用。

(二)管理层权力和盈余管理

杨蓉(2012)基于盈余管理视角探析垄断行业高管薪酬,基于2002-2009年垄断行业样本公司,发现管理层权力越大,高管薪酬越高,管理层权力通过增加盈余管理程度来实现自身利益。林芳和冯丽丽(2012)基于2007-2010年沪深A股数据,研究了管理层权力对其盈余管理程度的影响,结果表明,管理层权力与盈余管理显著正相关,而国有控股企业的高管更偏好费用操控的真实盈余管理,非国有控股企业高管更偏好应计操控的盈余管理行为。谢盛纹和叶王春子(2014)从环境不确定性的视角实证检验了CEO权力对盈余管理的影响,基于2007-2012年的数据发现,CEO权力和盈余管理显著正相关,而环境不确定性高增加了CEO权力和盈余管理显著的正相关关系,且该结论适用于应计盈余管理和真实盈余管理两种盈余操控行为。杨志强和王华(2014)的研究基于高管内部薪酬差距研究其与盈余管理的关系,且研究股权集中度对二者关系的调节,结果表明,内部薪酬差距和盈余管理显著正相关,股权集中度越高的企业其正相关关系越大。

贺琛等(2014)结合我国制度背景,采用A股2009-2012年数据,从控制权视角分析了制度环境、管理层权力和盈余管理的关系,结果证实管理层权力与盈余管理显著正相关,制度环境对二者的关系发挥显著的制约作用。洪峰和戴文涛(2014)发现,管理层权力越大,高管薪酬———真实业绩敏感度更低,而与名义业绩敏感度更高。周冬华(2014)发现,CEO权力与盈余管理显著正相关,董事会的稳定程度降低了CEO权力与盈余管理的正相关关系,基于产权性质分组回归结果表明,民企中该关系更显著。CEO比董事会权力越大,CEO越有能力进行盈余管理。刘启亮等(2013)的研究发现,高管权力高度集中时,内部控制并不能显著提升会计信息质量,公司内部控制与会计信息质量的正相关关系受到管理层权力的调节。傅颀和邓川(2013)基于2008-2011年A股数据,从管理层权力视角探析了高管薪酬激励-盈余管理的关系,发现管理层权力越大,其盈余管理程度越高,二者之间存在显著的正相关关系。姜付秀等(2013)基于2002-2010我国沪深A股数据,实证研究了CEO、CFO任期交错与盈余管理的关系,结果表明,CEO和CFO的任期交错与盈余管理之间呈现显著的负相关关系,任期交错时间越长,对盈余管理的抑制作用越大。

谭庆美等(2015)基于2007-2013年主板数据为样本,发现外部产品市场竞争环境对盈余质量有显著影响,CEO综合权力越大,公司盈余质量越高,外部产品市场竞争程度越大,CEO综合权力越大,盈余质量越好,而外部产品市场竞争程度较低时,并未发现该显著结果。袁蓉(2015)基于产品市场竞争视角探析了管理层权力与应计及真实盈余管理的关系,结果发现,管理层权力与两种盈余管理之间均显著正相关,而外部产品市场竞争发挥了显著的公司治理效应,对管理层权力-盈余管理的关系起到负向调节作用。权小峰等(2010)选取了2004-2007国企为样本,发现国企中管理层权力与其私有收益之间存在显著的正相关关系,高管权力越大,薪酬--操控业绩敏感性越大,表明管理层权力越大,高管更会利用盈余操纵增加其自身薪酬。黎文靖和卢锐(2007)分析了管理层权力与会计信息质量的关系,发现管理层权力降低了会计稳健性,股权集中度较低的公司中,高管控制对会计稳健性的负相关关系更显著,非国企中管理层权力对会计稳健性的负相关关系也显著高于国有企业。

股东和管理层之间存在利益冲突,其效用函数不同,效用最大化的实现条件也存在差异,现代企业制度中,高管对企业经营业绩更为了解,处于信息优势地位,股东基于主客观因素并不能及时监督企业的生产经营活动。高管薪酬契约的制定和执行依赖于业绩指标,为了获得更大的收益,其存在盈余管理的动机,通过操控应计项目、会计政策选择、会计估计变更等方式来实现。高管薪酬差距会增加其感知到的不公平性,通过和同行业企业其他高管薪酬之间比较,感受到其自身薪酬不公平,那么更可能加大其盈余管理的动机,以增加公司业绩,增加自身获得的薪酬。从公平理论分析,高管外部薪酬差距与盈余管理之间存在正相关关系。据此,提出本文的第一个研究假设:

H1:高管外部薪酬差距与盈余管理正相关,也就是说,高管外部薪酬差距越大,盈余管理程度越高

从公平理论分析,高管外部薪酬差距越大,盈余管理程度越高,管理层权力越大的情况下,其对其薪酬制度的设计和执行的控制能力也就越高。但如果高管感知到的薪酬不公平程度越高,其通过操控盈余的方式降低其自我不公平感知程度的能力也就越大。也就是说,管理层权力越大,其高管外部薪酬差距越大,其盈余管理程度越高,管理层权力对高管外部薪酬差距与盈余管理的关系之间存在显著的正向调节作用。据此,提出如下研究假设:

H2:管理层权力越大,高管外部薪酬差距与盈余管理的正相关关系越高,管理层权力对二者关系起到正向调节作用

三、研究设计

(一)样本选取和数据来源

基于我国沪深A股2011-2014年数据为初始样本,并进行如下筛选:首先,剔除数据缺失、金融保险行业及IPO、SEO的样本;其次,剔除行业年度观测值低于10的样本;第三,对关键连续变量进行1%和99%的缩尾处理;第四,剔除资产报酬率为负的样本。最终得到总样本为4498个。本文所有数据均来自国泰安数据库,欠缺的数据来自手工翻阅年报获取,数据处理采用Stata12.0和Excel。

(二)变量定义

(1)高管外部薪酬差距。参考黎文靖等(2014)的计量模型,借鉴公式(1)得到高管外部薪酬差距:

企业高管薪酬增长率

外部薪酬差距(exdisper2)

(2)盈余管理。借鉴Kothari et al.(2005)控制极端业绩对盈余管理计量的影响,公式(5)到(8)给出了计量操控性应计盈余管理的模型:

如上述公式所述,TACCit为总应计项目,NIit为净利润,CFOit为经营活动净现金流量,At1为上期总资产,REVit为销售收入,RECit为应收账款,roait为上期资产报酬率,PPEit为固定资产原值。NDAit为非操控性应计项目,EMit为操控性应计,即应计盈余管理,也是公式(8)中的残差。

(3)管理层权力。吴育辉等(2010)基于总经理任职期限、独董比例、大股东持股、高管持股比例、独董比例五个指标,用这五个指标进行综合得到管理层权力的指标。具体来说,将上述五个变量排序后二等分,大于均值的取值为1,否则为0,然后将五个变量得分汇总,总得分越大,则管理层权力越大。

(4)控制变量。公司规模、资产负债率、第一大股东持股比例、董事长和总经理两职合一、机构持股比例、资产报酬率都可能影响盈余管理的程度和动机。年度和行业因素也是影响盈余管理的因素之一,为控制这些因素的影响,将这些变量都加入到回归模型中。具体变量的定义如表1所示。

(三)模型构建

模型1:检验高管外部薪酬差距与盈余管理的关系。

模型2:检验高管外部薪酬差距、管理层权力和盈余管理的关系。

模型1为检验高管外部薪酬差距与盈余管理的关系,模型2为检验管理层权力对高管外部薪酬差距与盈余管理关系调节作用。如公式(9)和(10)所示:EM为盈余管理的替代变量,Gap1和Gap2分别为高管外部薪酬差距的两个指标,MC为管理层权力,Σcontrol为表1中的其他控制变量,Σyear和Σindustry分别为年度和行业虚拟变量。

四、实证分析

(一)描述性统计和相关性分析

表2给出了变量的描述性统计结果,如表2所示:盈余管理均值为0.005,中位数为-0.003,最大值和最小值分别为0.752和-0.421。高管外部薪酬差距第一个指标Gap1的均值为0.953,中位数为0.711,高管外部薪酬差距第二个指标Gap2的均值为1.358,中位数为0.396。管理层权力的综合指标MC为2.457,中位数为1.011,最大值为5,最小值为0。公司规模的自然对数均值为12.474,中位数为12.106;资产负债率的均值为0.543,中位数为0.518;资产报酬率的均值为0.053,中位数为0.041;机构投资者持股比例的均值为30.913%,中位数为27.153%;董事长和总经理两职合一的均值为0.119,中位数为0,最大值和最小值分别为1和0。第一大股东持股比例的均值为36.753%,中位数为34.267%,最大值和最小值分别为100%和2.258%。表外还计算了各变量的皮尔森相关系数,结果表明,各解释变量之间不存在显著的多重共线性,计算的各回归模型中变量的VIF均值小于4,为控制篇幅,正文未报告相关结果。

(二)回归分析

表3给出了高管外部薪酬差距与盈余管理的回归结果。从表3的结果来看,高管外部薪酬差距第一个指标Gap1与盈余管理的回归系数为0.131,在5%水平显著;高管外部薪酬差距第二个指标Gap2与盈余管理的回归系数为0.204,在1%水平显著。这两个替代指标的回归结果表明,高管外部薪酬差距与盈余管理显著正相关,并且该结果不受指标选取的影响。控制变量的结果中,在Gap1作为高管外部薪酬差距替代变量的回归模型中,size和盈余管理的系数为-0.302,在1%水平显著,lev与盈余管理的系数为0.114,在5%水平显著。roa与盈余管理的系数为-0.315,在1%水平显著。,institute与盈余管理的系数为-0.011,在10%水平显著。dual与盈余管理的系数为0.004,top1与盈余管理的系数为-0.113,在5%水平显著。

Gap2作为高管外部薪酬差距替代变量的回归结果中,size与盈余管理的系数为-0.317,仍在1%水平显著。lev与盈余管理的系数为0.128,在1%水平显著;roa与盈余管理的系数为-0.316,在1%水平显著。institute与盈余管理的系数为-0.012,不显著。dual与盈余管理的系数为0.125,在5%水平显著。top1与盈余管理的系数为-0.117,在5%水平显著。整体来看,表3的结果支持了本文的H1,控制变量的结果中,公司规模、资产报酬率、机构持股及第一大股东持股比例与盈余管理显著负相关;资产报酬率、董事长和总经理两职合一则与盈余管理正相关。这一结果从侧面反映了完善公司治理机制的重要作用。

表4给出了高管外部薪酬差距、管理层权力和盈余管理的回归结果。如表4的结果所示:Gap1作为高管外部薪酬差距替代变量的回归模型中,MC与盈余管理的系数为0.103,在10%水平显著;Gap1与盈余管理的系数为0.211,在10%水平显著。Gap1*MC与盈余管理的系数为0.136,在5%水平显著。表明管理层权力越大,高管外部薪酬差距与盈余管理的正相关关系越大,即管理层权力对高管外部薪酬差距与盈余管理的关系起到显著的正向调节作用。size与盈余管理的系数为-0.235,在1%水平显著。lev与盈余管理的系数为0.279,在1%水平显著。roa与盈余管理的系数为-0.317,在1%水平显著。institute与盈余管理的系数为-0.011,dual与盈余管理的系数为0.005,均不显著。top1与盈余管理的系数为-0.025,在5%水平显著。

注:括号内为t值,*、**、***分别表示在10%、5%和1%水平显著。

在Gap2作为高管外部薪酬差距替代变量的回归结果中,MC与盈余管理的系数为0.121,在10%水平显著,表明管理层权力对盈余管理的主效应显著。Gap2与盈余管理的系数为0.011,不显著,但这一结果是因为在回归模型中加入了Gap2*MC所致,Gap2*MC与盈余管理的系数为0.102,在10%水平显著,表明管理层权力越大,高管外部薪酬差距带给高管感知到的不公平程度越高,也越会增加高管的盈余管理动机和程度,即与Gap1作为高管外部薪酬差距类似,管理层权力对高管外部薪酬差距与盈余管理的关系之间起到显著的正向调节作用。控制变量的回归结果表明,size与盈余管理的系数为-0.214,在1%水平显著。

lev与盈余管理的系数为0.087,在10%水平显著。roa与盈余管理的系数为-0.287,在1%水平显著。institute与盈余管理的系数为-0.011,不显著。dual与盈余管理的系数为0.124,在5%水平显著。top1与盈余管理的系数为-0.024,在5%水平显著。这些控制变量的结果表明,管理层权力、公司资产负债率及董事长和总经理两职合一显著增加了高管盈余管理的程度,而公司规模越大,公司盈余管理程度越低;资产收益率越高,公司盈余管理程度越低;第一大股东持股比例越高,盈余管理程度越低;机构持股比例对盈余管理影响不显著。

综合表4的回归结果来看,高管外部薪酬差距增加了管理层感知到的薪酬不公平程度,基于公平理论的相关考虑,为了降低高管感知到的自身薪酬不公平待遇,与表3的结果类似,高管通过其他方式,即盈余管理等操控报告盈余,提高自身薪酬,以降低所感知到的与同行业企业其他高管的薪酬差距。而管理层的权力越大,进行盈余管理的能力也就越高,从而放大了高管外部薪酬差距对盈余管理动机和程度的影响,进而表现为表4回归结果所展现的显著的正向调节关系。

为了检验上述结论的稳健性,表5还基于管理层权力的综合得分值是大于还是小于均值,将总样本分为管理层权力高的样本组及管理层权力低的样本组,分别进行表4的回归分析,结果如表5所示:Panel A为管理层权力高的样本组的回归结果,Panel B为管理层权力低的样本组的回归结果。Panel A的回归结果表明,在Gap1和Gap2分别作为高管外部薪酬差距替代变量的回归模型中,MC与盈余管理的系数分别为0.011和0.015,均在10%水平显著。Gap1、Gap2与盈余管理的系数分别为0.018和0.112;Gap1*MC与盈余管理的系数为0.116,在5%水平显著;Gap2*MC与盈余管理的系数为0.102,在10%水平显著。

注:括号内为t值,*、**、***分别表示在10%、5%和1%水平显著。

Panel B的回归结果表明,管理层权力低的样本组中,MC与盈余管理的系数在Gap1和Gap2分别作为高管外部薪酬差距替代变量的回归模型中分别为0.114和0.142,分别在10%和5%水平显著。Gap1、Gap2与盈余管理的系数分别为0.015和0.115,均在10%水平显著。Gap1*MC与盈余管理的系数为0.121,在10%水平显著;Gap2*MC与盈余管理的系数为0.062,在10%水平显著。表明管理层权力低的样本组中,管理层权力对高管外部薪酬差距与盈余管理关系的正向放大作用显著低于管理层权力高的样本组中的结果。Panel A和Panel B中控制变量的回归结果与表3和表4中控制变量与盈余管理的回归结果类似,为了控制文章篇幅,不再进行详细的阐述,具体见表5。

综上所述,表5的回归结果表明,高管外部薪酬差距对盈余管理行为产生正向促进作用,管理层权力放大了高管外部薪酬差距对盈余管理行为的正向作用,但这一放大作用因为管理层权力的大小而存在显著的差异,进行表外系数差异性检验结果也支持了这一结论。管理层权力较高的样本组中,高管外部薪酬差距与盈余管理的正相关关系更大,一定程度上反应了管理层权力更可能凌驾于监管机构,如董事会等权力至上,董事会等公司治理机制不能够有效的对管理层的自利行为加以制约,从而导致高管为降低高管外部薪酬差距给其自身带来的不公平感而进行更多的盈余管理行为。但是在管理层权力较低的情况下,虽然高管外部薪酬差距仍然导致管理层进行了较多的盈余管理行为,但这一行为受到董事会等监管机构的更多限制,因而其正向调节作用显著低于管理层权力高的样本组。

注:括号内为t值,*、**、***分别表示在10%、5%和1%水平显著。

(三)稳健性检验

基于Jones模型替代性计量盈余管理,以防止前述盈余管理指标对结果的影响,得到的回归结果基本不变。为控制内生性影响,还采用两阶段最小二乘法,得到的结果与前文一致。为防止遗漏变量问题,本文还加入了前期亏损与否、审计师特长、高管变更与否等因素,得到的结果也基本不变,仍支持了高管外部薪酬差距与盈余管理的正相关关系,以及管理层权力对高管外部薪酬差距与盈余管理关系的正向调节作用。

五、结论

本文研究结果表明,第一,高管外部薪酬差距与盈余管理正相关;第二,高管外部薪酬差距与盈余管理的关系受管理层权力的显著影响,管理层权力越大,高管外部薪酬差距与盈余管理的正相关关系更大。第三,基于高管权力分组回归结果不变。

本文研究结果丰富了高管薪酬差距、管理层权力和盈余管理的相关经验研究,为薪酬契约设计的公平性及薪酬监管提供了一定的借鉴,对降低高管盈余管理行为的动机和能力也有一定的参考。本文高管薪酬差距的计量借鉴国内学者的方法,但可能存在一些不足,未来还需寻求更好的计量方法,以更好的进行高管薪酬差距相关的理论及经验研究。

摘要：本文基于2011-2014年A股数据,从公平理论分析了高管外部差距与盈余管理的关系,并研究了管理层权力对高管外部薪酬差距与盈余管理的关系的影响。结果表明,第一,高管外部薪酬差距与盈余管理正相关。第二,管理层权力越大对高管外部薪酬差距与盈余管理的关系起到正向调节作用。本文丰富了高管薪酬差距、管理层权力和盈余管理的经验证据,给薪酬监管机构提供了一定的借鉴。

外部审计盈余管理 第5篇

截距 + 1.7677 0.0470

盈余管理变量：

应收帐款项目的应计利润 + 0.1744 0.6006

存款项目的应计利润 + 1.4031 0.1073

非核心收益率 + -0.5990 0.8372

资产规模 _ -0.3952 0.2601

np-value 68 0.2706

注: 模型b仅仅说明模型a中的主要解释变量一一 ”不清洁"审计意见与其他变量是否存在所谓的自相关问题，模型b本身仍具有一定的解释意义。

六、发现、阐释与建议

研究发现。本文运用控制样本的方法，采用多元逻辑斯蒂回归，分析了、34家公司注册会计师出具“不清洁”审计意见与次年会计师事务所变更之间的关系。研究发现，会计师事务所变更与前一年度的“不清洁”审计意见变量成正相关关系。也就是说，在中国资本市场上，如果注册会计师出具了非标准无保留审计意见，这家会计师事务所很可能在后一审计年度就被客户炒扰鱼!这就是注册会计师说 “不”的代价，

本文的研究同时发现盈余管理风险变量与会计师事务所变更不具备显著相关关系。也就是说，注册会计师并没有因为上市公司过度的盈余管理而主动解除审计契约，规避潜在的审计风险。注册会计师没有充分考虑盈余管理的风险，也通过盈余管理变量与审计意见类型的关系表现出来，诚如前述。

我们的基本结论是，注册会计师出具的“不清洁”审计意见本身是导致我国资本市场中会计师事务所变更的基本原因，而公司盈余管理导致的潜在的诉讼风险却没有引起注册会计师的足够重视。

盈余管理方向与审计意见的关系研究 第6篇

国内外对盈余管理和审计意见之间的关系进行了大量研究。相对来说, 国外的研究结论比较一致, 都发现盈余管理与非标准审计意见存在统计相关性 (Beeker等, 1998;Heninger, 2001) 。但国内的拓展研究却存在较大的不一致性, 并存在一些与理论认知相冲突而无法解释的现象, 其中一个重要的方面就是盈余管理方向对审计意见的影响。因此, 有必要专门研究盈余管理方向对审计意见的影响, 以增进我们对独立审计作为外部治理机制所发挥的作用及其局限性的认识, 从而更好地发挥独立审计的外部治理作用。

与以前研究相比, 本文研究的改进之处主要体现在: (1) 建立模型直接检验了盈余管理方向对审计意见的影响; (2) 采用多种方法计量盈余管理以进行稳健性检验, 降低了由于盈余管理计量误差而导致的研究结论错误的可能性。

一、研究假设

鉴于盈余管理等机会主义行为的普遍性, 以及对注册会计师在资本市场发挥作用的普遍关注, 国内外对盈余管理和审计意见之间的关系进行了大量研究。总体来看, 国外的研究基本上都认为盈余管理程度与非标准审计意见之间存在正相关关系;而国内除了李东平等 (2000) 、夏立军 (2001) 等早期的研究, 其他后续的研究也都支持了这种观点。从理论上来看, 盈余管理程度越大, 以后被市场发现的可能性就越大, 注册会计师面临的风险也就越大, 所以注册会计师也就越可能出具非标准审计意见以降低自身的风险。因此, 我们提出假设1:上市公司的盈余管理程度越高, 注册会计师出具非标准审计意见的可能性越大。

盈余管理按照其方向可以分为向上盈余管理和向下盈余管理, 向上盈余管理以调高利润为目的, 向下盈余管理以调低利润为目的。不同方向的盈余管理带给注册会计师的风险是不一样的。一般来说, 人们更关注向上盈余管理, 依赖审计报告的投资人在对高估企业利润的审计师的诉讼中更容易获胜 (徐浩萍, 2004) 。投资者常常会因为投资失败而起诉企业或者注册会计师, 却没有投资者因为相信非标准意见的审计报告而错失投资机会从而起诉注册会计师。同时, 管理当局对向下盈余管理更容易以会计稳健性原则作为借口, 使得注册会计师很难有力证明其向下盈余管理的不适当性。但是一般来说, 由于向上盈余管理更符合管理层最大化其利益的动机, 因此除非发生无法回避的事项, 企业一般都不会进行向下盈余管理, 即:通常情况下, 向下盈余管理可能意味着存在其他未发现的严重问题或特殊目的。国内外对向下盈余管理的实证研究都支持这一结论。因此, 我们认为注册会计师可能将向下盈余管理视为一种存在其他潜在风险的信号, 并因此更谨慎。由此提出假设2:与向下盈余管理相比, 向上盈余管理会缓和标准审计意见和盈余管理程度之间的负向关系。

二、变量选取与模型构建

(一) 变量选取

1.因变量 (auditop) 。

以注册会计师是否出具无保留意见作为因变量, 当审计意见为无保留意见时取值为1, 为非无保留意见时取值为0。

2.自变量。

(1) 盈余管理程度 (absmjonesem) 。

本文以操纵性应计利润作为盈余管理的度量指标, 盈余管理程度为异常应计利润的绝对值。本文采用修正的Jones模型并分行业来估计操纵性应计利润, 行业按照证监会的分类标准 (制造业采用两位代码) 进行分类, 剔除金融业后共21个行业。另外, 最新研究发现, 采用业绩匹配的操纵性应计利润提高了盈余管理推论的可靠性 (Kothari、Leone和Wasley, 2005) 。为此, 我们在修正的Jones模型中还控制了公司的前期业绩。因此, 操纵性应计利润的估计模型如下:

ETAi/Ai=β1 (1/Ai) +β2[ (△REVi-△RECi) /Ai]+β3 (PPEi/Ai) +β4ROAi+∑year+εi

其中:ETAi是公司i的总应计利润;△REVi是公司i当期主营业务收入和上期主营业务收入的差额;△RECi是公司i当期应收账款和上期应收账款的差额;PPEi是公司i当期期末的固定资产价值;Ai是公司i上期期末总资产;ROAi是公司i的上年资产收益率;εi是剩余项, 代表公司总应计利润中的操纵性应计利润。对上述模型估计得到的操纵性应计利润取绝对值即为盈余管理程度。

(2) 盈余管理方向 (dirmjonesem) 。

当估计的操纵性应计利润为正数时, 表示向上盈余管理, dirmjonesem=1;当估计的操纵性应计利润为负数时, 表示向下盈余管理, dirmjonesem=0。

(3) 终极控制人性质 (contr) 。

当终极控制人为国务院、省政府、直辖市政府以及国务院直属国资局时, contr=3;当终极控制人为除划归为以上几种以外的国有机关或者单位时, contr=2;当终极控制人为非国有性质时, contr=1。

3.控制变量。

根据前期研究成果, 选择以下因素作为控制变量: (1) 财务状况 (lev) , 用资产负债率表示; (2) 企业规模 (size) , 以总资产的自然对数表示; (3) 会计师事务所规模 (big4) , 会计师事务所为“四大”时为1, 否则为0; (4) 审计费用 (auditfee) , 用审计费用的自然对数表示; (5) 净资产收益率 (roe) 。此外, 还有年度 (year) 和行业 (ind) 哑变量。我们以2003年为基准年度;剔除金融业后共21个行业, 共采用20个哑变量。

(二) 模型构建

根据研究假设和研究变量, 我们构建了以下两个Logistic模型:

三、样本选择和数据来源

1.样本选择。

我们选择CSMAR数据库中2003~2006年A股上市公司的5 373个年度观测值作为初始样本。之所以选择2003~2006年作为样本选取期间, 主要是因为:一是CSMAR数据库从2003年才开始提供终极控制人信息;二是2007年开始执行新的企业会计准则, 可能会影响到操纵性应计利润计量的准确性;三是上市公司2007年、2008年的会计师事务所和审计费用信息缺失较多。

我们对初始样本执行如下筛选程序: (1) 由于金融保险行业公司的应计利润和其他行业相比具有特殊性, 故剔除金融保险行业的42个年度观测值; (2) IPO公司的规模和股本结构会发生重大变化, 会引起操纵性应计利润的计算误差, 因此剔除IPO公司的244个观测值; (3) 剔除数据异常、无法计算操纵性应计利润的1个观测值; (4) 剔除终极控制人信息缺失的8个观测值; (5) 剔除审计费用缺失或者明显不合理的551个观测值。最后得到实际观测值4 527个。样本详细选择过程如表1所示:

2.数据来源。

上市公司财务数据、终极控制人信息以及IPO信息来自于CSMAR数据库, 审计意见、审计费用以及会计师事务所等信息来自于CCER数据库。为了保证数据的准确性, 我们对审计意见和审计费用数据进行了交叉核对, 并手工查找了部分数据。数据处理采用Excel和SPSS17.0软件。

四、实证分析

1. 描述性统计分析。

从表2可以看出, 约90%的审计报告为无保留意见的审计报告, 盈余管理幅度约为上年总资产的7%, 向下盈余管理的幅度要大于向上盈余管理的幅度 (均值和中位数) , 但向上盈余管理的最大值要比向下盈余管理的最大值大, 与薄仙慧和吴联生 (2009) 、刘继红 (2009) 的结论一致。由“四大”审计的上市公司有320家, 约占总样本的7%, 说明我国上市公司仍然主要由“非四大”审计。

表3为标准审计意见和非标准审计意见样本的连续变量的描述性统计分析及差异检验结果。

从表3可以看出, 标准审计意见和非标准审计意见样本的研究变量和控制变量在均值和中位数上都存在显著差异, 说明注册会计师发表审计意见时很可能受到这些因素的影响, 需要在回归研究中加以控制。标准审计意见组的盈余管理程度、向上盈余管理和向下盈余管理的数值都显著低于非标准审计意见组, 说明盈余管理程度越大, 注册会计师出具非标准审计意见的可能性越大, 从而在一定程度上验证了假设1。

不同的盈余管理方向对审计意见的影响似乎存在差异, 无论是从均值还是从中位数来看, 标准审计意见组和非标准审计意见组的向下盈余管理的差异都大于向上盈余管理的差异, 均值检验的差异尤其明显, 注册会计师对向下盈余管理更加敏感。这一结论与徐浩萍 (2004) 、刘继红 (2009) 的结论一致, 这在一定程度上验证了假设2。

注:***表示在1%的水平上显著。

表4中的第 (1) 部分列示了不同盈余管理方向和审计意见的分布及其检验结果。在全部样本中, 有2 161个观测值向下进行了盈余管理, 其中有291个样本被出具了非标准审计意见, 占13.47%;有2 366个观测值向上进行盈余管理, 其中有170个样本被出具了非标准审计意见, 占7.19%。卡方检验表明, 盈余管理方向与审计意见之间的相关性在1%的水平上显著, 说明盈余管理方向很可能会影响审计意见。这一发现与刘继红 (2009) 的结论一致。

表4中的第 (2) 部分考察了会计师事务所规模与审计意见之间的关系。在全样本中, 有320个观测值是由“四大”审计的, 其中有15个观测值被出具了非标准审计意见, 占4.69%;有4 207个样本是由“非四大”审计的, 其中有446个观测值被出具了非标准审计意见, 占样本的10.60%。“非四大”出具非标准审计意见的比例显著高于“四大”出具非标准审计意见的比例。卡方检验显示, 是否被“四大”审计与审计意见之间的相关性在1%的水平上显著。

表5列示了变量之间的相关系数。从表5可以看出, 上市公司得到的审计意见与盈余管理程度、盈余管理方向以及终极控制人性质密切相关:盈余管理程度越大, 得到标准审计意见的可能性越小;进行向上盈余管理更容易得到标准审计意见。这初步验证了前面提出的研究假设。其他控制变量与审计意见之间的关系与前期研究结果比较一致 (于鹏, 2007;刘继红, 2009) , 并且与前文的描述性统计分析结果相一致。比如, 企业得到标准审计意见的可能性与企业的规模、业绩、是否被“四大”审计正相关, 与企业的资产负债率负相关。

注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著, 下同。

2. 回归分析。

(1) 审计意见与盈余管理程度的关系。

从表6可以看出, 在控制了相关变量之后, 盈余管理程度与注册会计师出具标准审计意见的可能性负相关。因此注册会计师能够识别盈余管理行为, 并且盈余管理程度越大, 其出具非标准审计意见的可能性也越大, 从而验证了假设1, 与徐浩萍 (2004) 、刘继红 (2009) 等的研究结论一致。盈余管理方向的分组回归分析结果显示, 虽然两组的盈余管理程度的系数都为负数, 但向上盈余管理样本组的不显著而向下盈余管理样本组的显著。因此, 注册会计师对向下盈余管理比对向上盈余管理更敏感, 这也初步验证了假设2。其他控制变量, 如公司规模、资产负债率、审计费用等的回归系数也与预期符号相一致。

(2) 盈余管理方向对审计意见的影响。

为了更准确地检验注册会计师对不同盈余管理方向关注的差异性, 我们运用模型2进行了回归分析, 具体结果见表7。

从表7可以看出, 盈余管理程度和盈余管理方向交互项的系数显著为正, 这表明进行向上盈余管理比进行向下盈余管理更容易被出具标准意见的审计报告, 即注册会计师对向下盈余管理更敏感, 从而验证了假设2。其他研究变量和控制变量的回归结果与模型1的回归结果基本一致。

3. 稳健性检验。

为了保证研究结论的稳健性, 我们进行了如下稳健性检验: (1) 采用多种方法计量盈余管理。盈余管理的准确计量是本文得出正确结论的关键, 除采用分行业修正的Jones模型以外, 我们还同时采用了基本Jones模型、k-s模型等多种模型来计量盈余管理程度, 研究结论基本保持不变。 (2) 根据更严格的标准来出具标准审计意见。考虑到存在利用带保留事项的无保留审计意见来代替保留审计意见的可能性, 我们将标准无保留审计意见定义为标准审计意见, 将带保留事项的无保留审计意见及其他审计意见均视为非标准审计意见, 研究结论也基本保持不变。

五、结论

本文从盈余管理和审计意见的关系研究出发, 通过分析不同盈余管理的特征, 建立直接的计量模型检验盈余管理方向对审计意见的影响。研究结果发现:盈余管理程度越高, 注册会计师出具标准审计意见的可能性越小;与传统的观念不同, 注册会计师对向下盈余管理比对向上盈余管理更敏感。笔者认为, 之所以出现这一实证结果可能是由于注册会计师将向下盈余管理视为一种潜在危险的信号, 从而采取了更为严格的重要性判断标准。

参考文献

[1].陈信元, 夏立军.审计任期与审计质量:来自中国证券市场的经验证据.会计研究, 2006;1

[2].刘继红.国有股权、盈余管理与审计意见.审计研究, 2009;2

[3].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;2

[4].徐浩萍.会计盈余管理与独立审计质量.会计研究, 2004;1

在建工程盈余管理手段及审计策略 第7篇

一、在建工程转固定资产成利润“蓄水池”

在建工程延迟转固是企业常用的增加利润的方法,一是故意隐瞒工程竣工情况,很有可能固定资产已投入使用。二是利用制度漏洞拖延转固时间,《企业会计准则第4号——固定资产》规定在建工程转固的时点是建造资产达到预定可使用状态而不是办理了竣工结算。“预定可使用状态”为以下三种情况之一:实体工程已经全部完成或者实质上已经完成;工程与设计要求、合同规定或者生产要求基本相符;继续发生的支出很少或几乎不再发生。

首先,判断是否达到预定可使用状态的三个标准弹性大,不具有工程建造知识的审计人员很难判断,企业可以做出对自己有利的操作而不被发现。其次,已经达到预定可使用状态但尚未办理竣工结算的工程,先按工程预算及造价预估转固并进行折旧,竣工结算后再进行调整。在实际操作中,预估值的大小很难把握,导致在建工程长期挂账或者少计预估值。

总的来说,企业若想提升利润,则会延迟转固或者减少工程预估值,少提折旧,并且利息可继续资本化,减少了财务费用,从而达到虚构利润的目的。

二、应当费用化的支出资本化

计入在建工程的各种费用界限难以划分,核算时易产生误区。在建工程与制造成本、管理费用、财务费用容易混淆。辅助生产部门为建造工程提供的水、电、设备安装、修理、运输等劳务需要按标准与制造成本进行分摊。企业固定资产的新建、改建、扩建,或技术改造、设备更新和大修理工程等尚未完工的工程支出应计入在建工程,但没有满足确认条件的项目如固定资产的日常维护应计入管理费用。

利息费用是关键项目:工程完工后借款利息费用不能再资本化;如果固定资产的购建活动发生非正常中断,且中断时间连续超过3 个月,应当暂停资本化;工程项目的资金来源若是募集资金,则等募集资金到位之后,就不应该再有资本化利息支出,除非项目投资总额中除募集资金外,还存有资金缺口。

实际操作中,费用化与资本化界限模糊,审计人员即使观测到在建工程异常增长也不易找出证据,因此,企业倾向于把当期日常费用包装成在建工程成本,一方面可以粉饰企业业绩,另一方面可以隐藏在职过度消费。

三、资金体外循环,虚增利润

和传统的延迟转固及将费用化支出资本化相比,利用在建工程的物资采购将资金转出,最终通过体外循环虚构利润是一种更高层次的盈余管理手段。企业首先伪造工程承包方或物资设备提供方,将自有资金转移到对方账户。然后,虚构企业产品交易客户,资金继续转移到客户账户。最后,客户与企业进行交易,资金实现回笼,营业收入增加。整个完整的资金体外循环图如下:

例:万福生科造假案为创业板欺诈上市第一案,上市不到一年就在2012 年半年报中虚增营业收入1.88 亿元,虚增营业成本1.46 亿元、虚增利润4 023.16 万元,并存在未披露公司停产事项、夸大产能的情况。万福生科2012年半年报更正情况见下表:

金额单位:万元

可以看出,万福生科通过应收账款、预付账款、其他应收款及在建工程等多个项目一起造假,在此重点分析万福生科如何利用在建工程及预付账款造假。

该企业2012年在建工程期初余额为8 675万元,半年间增至1.8 亿元,增幅107.47%,如此大的增幅实在可疑。事实证明,万福生科是利用在建工程进行资金体外循环从而大幅虚增收入。从更正报告中分析得出,万福生科以采购原材料及设备虚构了大量个人客户及账户,把自有资金以采购原材料料及设备的名义通过预付账款支付给虚构的个人账户,并把预付款转入正在建设中的供热车间改造、淀粉糖扩改工程及污水处理工程,最后,伪造销售客户及销售合同,把流出的资金作为销售回款虚增收入。

从万福生科造假案可以总结得出,要关注企业在建工程异常增幅,尤其是和生产经营规模和发展规划不相适应的持续增加,可能预示着企业费用化支出被资本化或者企业利用在建工程进行资金体外循环,虚构利润。另外,如果在建工程长期不变,则有可能存在已完工的建设项目没有及时转固或者由于事先没有做好项目可行性研究,导致工程半途而废而未进行清理。总的来说,在建工程总造价高、工程进度难以确定以及实际造价计量复杂的特点为企业进行盈余管理创造了机会。

四、审计策略

1. 重视审计计划与风险评估。对于建造工程投资规模大的企业,在做审计计划时,要为在建工程审计分配足够的审计资源,控制在建工程风险水平。如今的审计是风险导向审计,风险评估的目的在于对重大错报风险进行评估,定位高风险审计范围,明确审计重点,从而制定进一步的审计程序。“在建工程”项目涉及金额巨大,并且管理及核算复杂,建造工程成为风险评估程序不可忽略的内容,其中了解有关在建工程内部控制制度的建立及执行情况也是重要的环节。

2. 常规审计与针对性测试相结合。目前,我国没有针对在建工程审计制定专门的审计准则,从而导致对“在建工程”项目的从简审计或不规范审计。考虑到在建工程审计的特殊性,除了采用常规的审计程序,应该根据审计目标,制定具有针对性的测试程序,包括工程的真实性及归属、本期增减变动、余额及减值测试、信息披露等。

(1)建设项目真实性检验。要确保在建工程的真实性,重点审计的内容包括三点:一是对建设项目的审批文件进行检查,包括项目的概算批复、用地批准、规划及施工许可、项目设计及设计图审核等文件是否齐全,并关注土地的使用及抵押情况,并结合设计图进行现场核查,观察工程的建设情况;二是对项目的法人质量控制、监理单位及施工单位进行资质审查;三是关注建设资金的来源及专户管理情况。

(2)增减变动情况核查。在建工程支出的主要内容包括工程设备及原材料等专项物资、预付工程价款、借款利息及其他期间费用。对于设备及专用物资的采购要检查有效的采购凭证及实地盘查实物,确保交易的真实性。预付工程款支出要关注合同约定的支付方式,如果按工程进度支付,则需要聘请专业人员实地评估工程进度,确保工程款的支付与进度相符,并重点检查承建方收到工程款的正式收据。在建工程的减少应关注达到预定可使用状态转固的成本或预估值是否正确,对资本化与费用化支出的划分是否正确,待竣工时是否及时调整固定资产成本并进行折旧。

(3)余额及减值测试核查。对在建工程期末余额的核查,重点关注是否存在已完工或报废在建工程长期挂账的情况。另外,检查预算是否超支、预计完工时间有无变动等。在建工程的减值准备重点关注是否符合减值、减值的计提及处理是否正确。

(4)在建工程信息披露完整性检查。对于生产线停工技改情况需要及时披露,并纳入在建工程的核算范围,因此对于固定资产要实地观察,以防企业隐瞒停工、停产事实,故意夸大产能,同时避免账外在建工程的存在。

摘要：由于在建工程会计核算及审计的复杂性,在建工程已经成为企业实现盈余目标、管理者谋取自身利益的工具。本文具体分析了在建工程盈余管理的三种手段,包括延迟转固、费用化支出资本化及利用在建工程实现资金体外循环,并以万福生科财务造假案为分析对象,最后提出了具体的审计策略。

外部审计盈余管理 第8篇

为了进一步与国际接轨,加强企业治理水平,提升企业经营绩效,我国证监会于2005年12月31日发布《上市公司股权激励管理办法(试行)》(以下简称“《管理办法》”),并于2006年1月1日起正式施行。《管理办法》实施以来,实施股权激励的上市企业数目逐年增多,至2011年末,已经有296家企业推出其股权激励方案。股权激励,作为一种先进的激励方式,一方面,能够使管理层的利益和企业的长期利益结合起来,有效降低企业内部管理层和股东之间的代理成本。然而,另一方面,在带来种种好处的同时,股权激励,由于其所设置的业绩考核条件,将有可能助长企业管理层进行盈余管理的动机 (Gao et. al,2002; Bartov &Mohanram,2004;杨慧辉等,2012)。本文共选取2009年至2011年三年间所有推出股权激励方案的上市企业为研究对象,分析并实证考察了股权激励方案与企业内部应计和真实两种盈余管理强度之间的相关关系,同时将独立审计、盈余管理方式选择与股权激励方案实施联系起来,进一步加深了以前学者的研究。

二、研究设计

(一)研究假设股权激励旨在通过尽量统一企业管理层和股东之间的利益目标,缓解代理问题,促使管理者尽职努力。然而,股权激励契约的签订很大程度上依赖于企业的会计信息(Gao et. al,2002; Bartov & Mohanram,2004;杨慧辉等,2012)。但是与此同时,企业会计信息生产系统和日常经营程序的直接控制权又掌握在管理者手。在这种情况之下,管理者就有可能运用手中的控制权,通过实施盈余管理粉饰企业对外披露的会计数字,从而达到欺骗股东,获取股权激励收益的目的。Gao et al(2002)以标准普尔1500家美国公司在1992年至1999年间的观测值为样本,研究发现高管持有股票期权的价值越大,公司进行盈余管理的程度越高。Bartov & Mohanram(2004)的研究则发现,美国企业在高管行使股票期权前后的业绩存在显著差异,行权前为满足行权条件而实施盈余管理以调高盈余指标,而行权后业绩明显下降。Johnson et al(2003)以1992年至2001年间的2504家标准普尔公司为样本,也得出了相似的结论。我国学者肖淑芳等(2009)研究发现,2006年至2007年间我国首次披露股权激励计划的108家A股上市企业,其各项盈利指标在年末较第三季度末出现明显上升。此外,毕晓方和韩传模(2012)的研究发现,在实施股权激励计划后,上市公司的盈余质量明显降低,从而表明股权激励会诱发管理层盈余管理行为。由此假设:

假设1:实施股权激励的上市企业,其内部盈余管理程度显著大于其它企业

按照实施手段划分,盈余管理可以分为两类:应计盈余管理以及真实盈余管理(李江涛和何苦,2012)。在外边监督力度较小的情况下,实施真实盈余管理的成本超过应计盈余管理,管理者最优选择只能是实施应计盈余管理。然而在外部监督加强的情况下,企业管理者更倾向于实施真实盈余管理 (Zang,2007;Cohen等,2008;李彬等,2009;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 and Mecking,1976)。许多研究表明,高质量独立审计有能力发现并且抑制上市企业的应计盈余管理程度(Becker et al,1998;蔡春等,2005)。而李江涛和何苦(2012)的研究直接表明,高质量的外部审计监督将迫使企业管理者转向实施隐蔽性更强的真实盈余管理。由此假设:

假设2a:在面对高质量独立审计的监督下,企业管理者通过实施应计盈余管理获取股权激励收益的动机将会减弱

假设2b:在面对高质量独立审计的监督下,企业管理者通过实施真实盈余管理获取股权激励收益的动机将会加强

(二)样本选取和数据来源自2006年《管理办法》实施以来,截至2011年末,已经有296家A股上市企业披露了股权激励方案。为了剔除2007年新会计准则的实施以及2008年金融危机的影响,本文选取2009年至2011年作为研究期间。将此三年间所有已实施股权激励方案的296家A股上市企业作为初始研究样本,并进行如下筛选:剔除处于金融保险行业的企业观测样本;剔除总资产增长率大于1的企业观测值;剔除资产负债率大于1以及ROA绝对值大于0.3的企业观测值;剔除上市当期或者上市两年之类推出股权激励方案的企业观测值;剔除ST和*ST企业观测值。经上述标准对样本进行筛选后,最终样本包括159家企业,共294个企业年度观测值。另外,本文按照与研究样本考察期间处于同年度、同行业,且总资产规模最为接近的原则,1:1选取控制样本。最终样本共包括588个企业年度观测值。此外,为控制特殊值的影响,对所有连续变量进行了Winsorize1%的缩尾处理。本文股权激励实施数据来自于国泰安有限公司、巨潮资讯网以及和君咨询股权激励研究中心自2006年起推出的《中国股权激励年度报告》,其余财务数据均来国泰安CSMAR数据库。 最后 , 本文使用Excel2007和STATA12.0软件对样本进行统计分析。

(三)变量定义和模型建立本文选取了如下变量:

(1)应计盈余管理。本文首先采用截面Jones模型估计企业当期的可操纵应计利润,再以可操纵应计利润的绝对值衡量企业内部应计盈余管理强度的大小,具体估计模型如下:

上式中,下标t和i分别代表第t期的第i个观测值,其余变量定义如下:GA代表企业当期的总体应计利润,以去除非经常损益后的净利润减去经营性现金流量计算得出,△REV是企业本期与上期的销售收入之差,PPE为企业当期固定资产账面价值,分母A代表企业总资产,是模型的随机误差项。将样本数据带入上式进行分年度分行业回归后求得残差,再取残差的绝对值就得到了企业当期非正常应计利润的估计值ABS_DA。

(2)真实盈余管理强度。本文首先采用Roychowdhury(2006)所构建的三个计量模型,分别估计企业当期异常现金流量,异常费用已经异常生产成本,再按照李江涛和何苦(2012)的方法,计算企业内部真实盈余管理强度大小的综合指标。具体估计模型如下:

上式中变量定义如下:SALES为企业当期主营业务收入,△SALES则为企业当期和前期主营业务收入之差。PROD为企业当期企业生产产品的总成本,用利润表中主营业务成本与资产负债表中存货前后两期的变化量之和替代。而EXP则代表企业可以操纵的费用,以利润表中销售费用和管理费用项目数值之和替代。其它变量定义,同Jones模型。使用以上三式对样本分年度分行业进行回归后,各式残差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。借鉴李江涛和何苦(2012)的做法,本文按照如下方式计算企业真实盈余管理强度总体替代指标:RMi,t=R_PRODi,t-R_EXPi,t-R_CFOi,t。

(3)股权激励方案的替代指标。本文以变量PRO代替上市企业实施股权激励的现状,若上市企业在2006年以来推出过股权激励预案并实施,则PRO取1,否则取0。(4)高质量独立审计监督的替代指标。借鉴蔡春等(2005)以及李江涛和何苦(2012)等人的研究,本文以虚拟变量Aud代表高质量的独立审计监督,当企业聘用审计师来自“国际四大”时,Aud取1,否则取0。为研究股权激励方案实施与企业盈余管理强度之间的关系,验证假设1,构建如下模型:

其中,由上到下第一式和第二式分别用以验证前文所提出的两个假设,若是两个假设均成立,则应该可以观测到变量PRO的回归系数显著为正,而交互项Aud PRO的回归系数在被解释变量为ABS_DA时显著为负,为RM时显著为正。此外,为了控制其它因素对企业盈余管理强度的影响,本文以从多到少的顺序,利用逐步回归,在模型中加入了资产负债率、净资产收益率以及最终控制人性质作为控制变量,并进一步对样本的年度和行业效应进行。总结起来,模型中所有涉及变量的名称和计算方式如表(1)所示。

三、实证检验分析

(一)描述性统计表(2)列示了本文样本的描述性统计结果,可以看到,在2009年至2011年间,样本企业的可操纵应计利润总额平均占到了前期总资产额的9%,而真实盈余管理强度则占到了23%,从而在一定程度上可能表明本文所选取的样本企业管理者更倾向于实施真实盈余管理。此外,也可以看到,就平均值而言,样本企业的总资产接近30亿元,负债率不足50%且当期期末的净利润占所有者权益的8.66%。此外,大约有10%左右的样本企业聘用“国际四大”作为外部审计,并且超过半数的样本企业由国家控股。

(二)相关性分析Pearson相关系数如表(3)所示。可以发现,(1)实施股权激励的虚拟变量PRO无论是与应计盈余管理强度指标ABS_DA还是与真实盈余管理强度指标RM都呈现显著的正相关关系,从而表明股权激励方案的推出对企业管理者实施盈余管理的动机有所促进,支持前文假设1。(2)真实盈余管理与应计盈余管理呈现显著正相关互补关系,这可能表明样本企业管理者倾向于同时实施两种方式的盈余管理,与李江涛和何苦(2012)的研究结论一致。另外,高财务杠杆可能引发企业管理者的盈余管理动机,而规模较大,盈利较强以及国有控股的企业,其盈余管理强度较小。而且,独立审计监督与应计盈余管理显著负相关,与真实盈余管理呈现正相关但却不显著,从而在一定程度上表明样本企业管理者在面对高质量的外部监督时,有动机实施隐蔽性更强的真实盈余管理。最后,变量间的相关系数显示负债率高、盈利能力强、规模大或者是由政府控股的企业更倾向于选择高质量的外部审计。(3)从Pearson相关系数表中可以看到,被解释变量与解释变量和控制变量之间、解释变量与解释变量和控制变量之间以及控制变量之间的相关系数均远远小于0.8,表明本文建立的回归模型不存在严重的多重共线性。

注:所有连续变量均经过1%的缩尾处理。

注:***表示在1%水平上显著;**表示在5%水平上显著;*表示在10%水平上显著(双尾检验)。下同。

(三)回归分析表(4)列举了样本多元回归结果,从左到右,第一列和第三列为单独考虑股权激励方案是否实施时的回归结果,而第二列以及第四列则为加入外部审计后的回归结果。结果显示,所有模型经调整后的拟合优度均在15%以上,说明解释变量和控制变量对被解释变量有一定的解释力度,F统计量均在1%显著,说明模型具有统计上的意义。可以看到:(1)无论是否考虑外部审计监督,股权激励方案实施变量PRO都和盈余管理强度ABS_DA和RM呈现显著的正相关关系(至少达到10%的显著性水平),说明股权激励方案的推出将会引发企业管理者强烈的盈余管理动机,支持本文假设1。在考虑了外部审计监督后可以看到,在应计盈余管理的回归结果中,交互项PRO Aud的系数显著为负(10%显著性水平),而在真实盈余管理强度的回归结果中,PRO Aud呈现出显著的正相关关系 (5%显著性水平),从而说明了在面对高质量外部审计监督时,企业管理者通过实施应计盈余管理获取股权激励收益的动机有所下降,而实施真实盈余管理的动机有所上升,结果支持本文研究假设2。(2)控制变量,可以发现,两种盈余管理均与企业的资产负债率显著正相关,表明企业管理者有动机进行盈余管理以避免债务契约违约。而与企业规模、净资产收益率和控股股东国有性质显著负相关(再考虑外部审计监督后,国有性质SOE与盈余管理强度之间关系的显著性消失),说明规模大、盈利能力强以及由政府控股的企业,其管理者实施盈余管理的动机微弱,这可能与政治成本以及国企经营目标异化有关。高质量外部审计Aud与应计盈余管理显著负相关而与真实盈余管理强度显著正相关,这一结论说明面对严格外部监管,企业管理者实施盈余管理的方式发生转化,更倾向于实施不易被发觉的真实盈余管理。以上结论,也和大部分以往的研究相一致(蔡春等,2005;李江涛和何苦,2012)。

四、结论

外部审计盈余管理 第9篇

2001年12月24日中国证监会发布了《公开发行证券的公司信息披露规范问答第六号支付会计师事务所报酬及其费用》, 对上市公司年度报告中披露支付给会计师事务所报酬的内容和形式首次作了具体规定。这项规定的颁布意味着在资本市场与会计师市场的发展过程当中, 审计费用问题引起了广泛而高度的重视。然而刘运国, 麦剑青, 魏哲妍 (2006) 等学者通过实证研究发现:审计费用与盈余管理显著正相关, 盈余管理的程度越高, 审计费用越高。随着我国市场的不断发展和众多会计丑闻的曝光, 我国的审计质量亟需得到改善, 在上市公司中普遍存在的盈余管理要求注册会计师在审计过程中要发挥更大的作用。我国在2006年对《中华人民共和国审计法》进行了修订, 对审计机构和审计人员提出了更高的要求。应积极推进财政管理体系改革, 加大审计舞弊的惩处力度, 完善审计工作和提高审计质量。但也有人认为即使在我国一系列政策制度的监管下, 注册会计师在利益的驱动下可能会选择与上市公司合谋, 对上市公司的盈余管理问题视而不见, 会计事务所必然会要求与其所承担风险相应的审计收费溢价。

二、文献综述和理论假设

国内有关审计费用与盈余管理相关性的研究中, 使用过的指标有可操控性应计项目、非主营业务利润比重、净资产收益率、非经常性损益等。本文选取非经常性损益 (或非主营业务利润) 作为盈余管理的指标。非经常性损益是指与公司的经营业务无直接关系, 以及虽与经营业务相关, 但由于其性质、金额或发生频率, 影响了真实、公允地反映公司正常盈利能力的各项收入、支出, 包括处置长期股权投资、固定资产、在建工程、无形资产、其他长期资产产生的损益, 越权审批或无正式批准文件的税收返还、减免, 各种形式的政府补贴等。刘运国, 麦剑青, 魏哲妍 (2006) 研究发现上市公司亏损年度有多报非经常性亏损以及“透支亏损”现象, 注册会计师面临上市公司管理层利用非经常性损益调节利润总额和净利润的意图, 必然会在非经常性损益的审计上花费更多的人力物力, 导致审计费用的增加。章立军 (2005) 通过博弈模型分析上市公司在盈余管理程度高和低两种情况下审计师是否被收买, 进而通过实证研究检验, 证实了博弈分析的结论, 即审计师必然被盈余管理程度高的上市公司收买, 而盈余管理程度低的上市公司不收买审计师。

在前人的研究基础上, 本文提出假设:公司高管实行盈余管理与审计费用成正相关性。

三、样本选择和研究设计

(一) 研究样本与数据

1.样本选择

基于研究沪市A股市场上市公司的审计费用与盈余管理之间的相关性, 所以选取了2010年度沪市A股上市公司作为研究对象。对沪市所有A股上市公司数据的选择遵循如下原则:因金融类上市公司与其他行业上市公司所适用的会计制度及业务性质等存在较大差异, 所以可能对审计费用产生影响, 因而剔除金融单位;因数据缺失和信息披露不完整, 所以剔除了未披露审计费用的上市公司;剔除未按规定时间披露年报的上市公司;按权责发生制披露年度审计费用, 而不是根据收付实现制的原则披露。如有的上市公司仅说明了预计审计费用为多少, 并未明确说明是否已经支付审计费用, 故将该样本剔除。依据上述剔除原则, 最终筛选了100家沪市A股上市公司作为有效样本。

2.数据来源

年度审计费用、年末总资产、年末应收账款余额、年末存货余额、资产负债率、年末负债总额、审计意见类型、会计师事务所类型等数据均手工摘自新浪财经网中沪市上市公司公布的年度财务报告。文章中所需变量如控制变量数据有的利用spss软件根据数据库计算而来, 如应收账款占总资产的比例、存货占总资产的比例、审计费用的自然对数、资产的自然对数等。文章中度量盈余管理程度的指标选取非经常性损益, 因非经常性损益有收益和损失, 所以取其绝对值, 然后再利用spss求其与总资产的比值。即进行了简单的计算得到非经常性损益的绝对值与总资产的比值, 将该比值作为测试变量。

(二) 变量定义

主要研究变量及其定义如表1所示。

(三) 检验模型

LNFEE=β0+β1LNASSET+β2YSZK+β3CH+β4LDBL+β5ZCFZ+β6SWS+β7SJYJ+β8EI+β9ROE+ε

四、实证结果分析

(一) 描述性统计

表2列示了审计费用模型描述性统计分析, 在选取的沪市A股上市公司100个样本中, 年度会计报表审计费用的自然对数的平均值为2.227, 最小值为 12.388 4, 最大值为 16.629 7, 平均值为 13.538 4, 最高审计费用大约是最低审计费用的70倍;非经常性损益与总资产的比值均值0.012, 标准差为0.282, 说明分布大致对称, 但不同公司的盈余管理程度差别较大。

(二) 回归分析

预测变量: (常量) , 非损比资产, 流动比率, 审计意见类型, 应收比资产, 事务所规模, 净资产收益率, 存货比资产, 资产对数, 资产负债率。

a. 预测变量: (常量) , 非损比资产, 流动比率, 审计意见类型, 应收比资产, 事务所规模, 净资产收益率, 存货比资产, 资产对数, 资产负债率b.审计费用对数

a. 因变量: 审计费用对数

将2010年沪市A股100家上市公司数据代入审计费用回归方程, 运用SPSS软件进行多元线性回归分析, 回归结果如表3、 表4和表5。根据表3得出:相关系数R为0.812, 调整判断系数R2为0.626, 估计值的标准误差为0.415, 模型的拟合优度较好。根据表4得出:模型的显著水平为0.000, 审计费用的对数和非经常性损益与资产比值这两个变量具有线性关系。从表5可以看出, 在控制资产规模、应收账款与资产的比值、存货与资产的比值、流动比率、资产负债率、审计意见类型、事务所规模的影响后, 衡量上市公司盈余管理程度的指标非经常性损益的绝对值与总资产的比值 (EI) 与审计费用正相关, 但不显著, 说明不符合统计学意义, 即假设没有通过检验。另外, 本文选取的控制变量回归结果表明:审计费用与资产规模在1%的置信水平上显著正相关, 即公司规模越大, 审计费用越高。应收账款与总资产的比值与审计费用在5%置信水平上显著正相关, 表示事务所比较重视应收账款带来的风险。存货与总资产的比值与审计费用在10%置信水平上显著负相关。流动比率、净资产收益率和审计意见类型与审计费用成正相关, 资产负债率与审计费用成负相关, 但并不具有统计学意义。事务所规模与审计费用在1%置信水平上显著正相关, 表明国际四大会计师事务所服务质量高, 声誉好, 资历深, 规模大, 收费往往比较高, 同时也表明四大事务所在中国审计市场中具有品牌优势, 所面临的竞争压力比较小, 失去某一客户对其生存威胁小, 因此它不会被客户的不合理要求所威胁, 可以充分保持其独立性。

五、结论

通过对上述模型的多元回归分析可知, 盈余管理与审计费用之间正相关, 但不具有统计意义上的显著性, 这与先前学者的研究结果及提出的假设是不符的。可能的合理解释是:第一, 在审计政策制度的不断完善和改进下, 我国的审计质量得到改善, 绝大多数的审计机构和审计人员能够遵守法律法规, 做到客观、公正、公平, 不徇私、不枉法。第二, 在我国上市公司对高质量审计需求普遍匮乏的情况下, 审计定价的主导权更多的掌握在上市公司的手中, 客户财务状况与盈余管理迹象所蕴藏的审计风险主要表现在审计意见中, 而对盈余管理迹象所表现出来的审计风险反应不足。第三, 本文对盈余管理的衡量不够详细, 从而出现盈余管理在总体上与审计费用不相干, 如果对盈余管理细分为调增收益和调减收益不同方向的多变量分析, 可能会有更清晰的认识。第四, 本文未考虑上市公司盈余管理由于行业差异、地区差异、公司成长性等差异所造成的审计收费的影响, 而且仅仅筛选了100家沪市A股上市公司作为样本, 因此这些样本并不能说明我国整个上市公司的全貌。鉴于此, 可对盈余管理与审计费用间的相关性做进一步深入研究。

参考文献

[1].刘运国, 麦剑青, 魏哲妍.审计费用与盈余管理实证分析——来自中国证券市场的证据[J].审计研究, 2006 (2) :133134.

[2].张奇峰, 张鸣, 戴佳君.中国审计定价实证研究述评[J].会计研究, 2006 (6) :87-93.

[3].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———来自沪市制造业的经验证据[J].审计研究, 2005 (2) :3-10.

[4].上官鸣, 王瑞丽.基于审计费用视角的盈余管理实证研究[J].会计之友, 2010 (12) :109-110.

外部审计盈余管理 第10篇

关键词：审计质量,真实盈余管理,负相关

1 引言

应计项目和实质性营业活动是公司管理盈余的两种可以替代的方法, 以前的文章研究的是应计项目的盈余管理, 但近几年来, 许多企业发现进行实质性盈余管理的成本相对于应计项目的管理成本更低, 因为实际管理活动比较不会引起审计师和监管部门的审查。所以, 审计质量的高与否起到了至关重要的作用。

DeAngelo的分析表明, 其他情况相同, 客户规模越大, 当事务所缺乏独立性或审计质量下降被外界所知时, 他们处于风险的诉讼越多;因此, 大事务所越不可能有机会主义行为, 审计质量越高。Watts and Zimmerman和DeAngelo将审计质量定义为发现和报告财务报告错误的联合概率。高的审计质量意味着审计师在发现错报时的能力高超, 并且报告所发现的错误和不正当做法的可能性更高。

以前的研究显示高质量的审计师更能有效地约束应计盈余管理, 因此, 较高的审计质量应该与更高程度的真实盈余管理相联系。

2 研究方法

2.1 真实盈余管理的估计方法

我们根据Roychowdhury (2006) 和Cohen et al. (2008) 来提出本文真实盈余管理的替代变量.操控真实盈余管理活动的指标用非正常的低经营现金流和可操控费用, 以及非正常高水平的产品成本来衡量。确定的估计量是:非正常现金流 (Abn_CFO) , 非正常产品成本 (Abn_Prod) 以及非正常可操控性费用 (Abn_Discexp) .把非正常现金流 (Abn_CFO) 作为回归模型 (1) 的残差项计算:

将非正常产品成本 (Abn_Prod) 作为回归模型 (2) 的残差项计算:

将非正常可操控性费用 (Abn_Discexp) 作为回归模型 (3) 的残差项计算:

其中, CFO是经营现金流, Prod是第T年产品销售成本和库存变化的总和, Discexp是广告费用, 研发支出, 销售及行政管理费用的总和, Asset是公司的总资产, Sales是销售收入。

然后对非正常现金流 (Abn_CFO) , 非正常产品成本 (Abn_Prod) 以及非正常可操控性费用 (Abn_Discexp) 标准化, 方法是:标准值= (变量-变量的均值) /变量的标准差;最后, 真实盈余管理的指标 (REM_Index) =-非正常现金流 (Abn_CFO) 的标准值+非正常产品成本 (Abn_Prod) 的标准值-非正常可操控性费用 (Abn_Discexp) 的标准值。

2.2 研究假设

审计费用可以作为审计质量的综合指标, 在一定程度上, 审计费用越高, 审计质量水平越高, 因此, 我们提出假设一:

H1:审计费用与真实盈余管理呈显著负相关。

中国审计市场存在着过度竞争的市场行为, 导致审计监督功能失效, 所以笔者预期审计意见标准与否对真实盈余管理没有显著影响。提出假设二:

H2:审计意见标准与否对真实盈余管理没有显著影响。

一般来说, 国际“四大”比非“四大”的审计质量更高一些, 从而更能抑制真实盈余管理行为。故提出假设三:

H3:国际“四大”审计与真实盈余管理呈显著负相关。

2.3 数据来源与样本选择

本文数据来源于国泰安CSMAR数据库, 以2007年-2010年沪深上市公司为研究对象。由于金融行业的会计制度和其他的行业的不同, 所以在研究时将其剔除, 并删除了缺失数据, 得到的样本数为5636个。

2.4 研究模型

为验证前述的三个模型, 笔者建立了以REM_Index为因变量的多元回归模型 (4) , 如下:

其中et为残差项, 其他变量解释请见表1。

3 实证结果分析及结论

模型 (4) 回归结果如表2。

该模型的调整拟合优度为0.0734, 但P值很小, 表明模型整体上是显著的, 各变量的联合体对因变量的解释度较高。REM_Index与auditfee负相关, 说明审计费用越高, 企业越不可能操控实质性盈余管理活动, 验证了假设一;REM_Index与top4audit也为负相关, 表明被国际“四大”所审计能够抑制真实盈余管理的发生, 验证了假设三;它们的t检验值都大于临界值, 所以拒绝零假设, 表现为显著。而auditopion的t检验值较小, 不能通过显著性检验, 说明审计意见标准与否对真实盈余管理没有显著影响, 验证了假设二。综上所述, 审计质量与真实盈余管理负相关。