《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.doc》由会员分享，可在线阅读，更多相关《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.doc（10页珍藏版）》请在taowenge.com淘文阁网|工程机械CAD图纸|机械工程制图|CAD装配图下载|SolidWorks_CaTia_CAD_UG_PROE_设计图分享下载上搜索。
1、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 。 但以研究盈余管理的动因居多 , 涉及盈余管 理制约因素的研究则相对要少得多 。 我们只研究了其中一个因素 外部审计的质量 。 本文研究的目的 就是通过可操纵应计利润直接检验外部审计质量对盈余管理程度的影响 。 我们的研究结果发现 , 非双重审 计公司的可操纵应计利润显著高于双重审计公司的可操纵应计利润 ; 非前十大 #会计师事务所审计的公司 的可操纵应计利润显著高于 前十大
2、#会计师事务所审计的公司的可操纵应计利润 。 关键词 ! 审计质量 盈余管理 可操纵应计利润 双重审计 非双重审计 前十大 非前十大 财务报告是投资者获取企业信息的重要来源 , 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
3、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 ( dis cretionary accrual) 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 型 ( 前十大 #和 非前十大 # ) 会计师事务所审计的 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
4、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 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 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
5、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
6、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 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 # 。 3 审计研究 2005 年 2 期 系数更高。此外 , St . P
7、ierre & 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。 Ah
8、arony( 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 年 至 2000 年 A 股上市公司对外公布的 ROE 与 ROA 资 料 , 研究了我国 A 股上 市公司的盈余管理行为 , 发 现我国上市公司为了避免亏损或为了获得配股权而 通过盈余管理将净资产收益率 ( 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 (
9、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
10、, 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 & Mart in, 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
11、。可 操纵 应计利 润按 截面 修正的 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 , 我们的研究就是要直接证明审计质量与可操纵应计 利润的关系。但由于数据的限制和审计前盈余管理 难于直接观测和估
12、计 , 我们的分析没有考察不同事 务所类型下的审计前可操纵应计利润 , 这有待于以 后的研究。 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。 K inney & 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
13、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) , DeAn gelo( 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; Franc
14、is & Wilson, 1988; De Fond, 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 & Simu nic, 1982) 。
15、事务所规模越大 , 意味着它们在丧失声 4 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
16、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 , 在本文中我们也对前十大和非前十大审计的 公司的可操纵应计利润绝对值差异进行分析。 中国证监会于 2001 年 12 月 31 日发布了 %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 & ( 以 下简称 %16 号文 &#) 。根据 %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
17、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
18、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 #
19、 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 家没实行双重审计的公司。并分别对两 组样本的可操纵应计利润进行比较。我们选择制造 业上市公司主要是为了降低行业管制因素的影响 , 另一方面 , 选取同一行业的样本进行研究可以在一 定程度上减少行业差异的影响。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
20、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 ( http: / / www. csrc. go
21、v. cn) 。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 ( http: / / www. sse. com. cn) 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
22、7 7461 百万 , 而非双重审计公司资产总 额的自然对数的中位数是 7 1067 百万。双重审计 公司的营业利润 / 总资产的中位数是 1 6% , 非双重 审计公 司的营业利润 / 总资产 的中位数是 3 38% 。 5 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 明在 P= 0 2422 的概率水平下 , 非双重审计的公司 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 总应计利润绝对值较小。 Section A 表一 : 样本数据的描述性统计 Section B Section C 第一部分 资产总额的自然对数 ( 百万
23、 ) 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 双重审计的观察 样本 ( n= 29) Deviation 7 8979 7 7461 0 8547 0 0161 0 0160 0 0446 0 0527 0 0721 0 0642 0 5109 0 5031 0 1713 - 0 0366 - 0 0469 0 0639 0 0570 0 0499 0 0458 非双重审计的观察样本 ( n= 314) Deviation 7 1673 7 1067 0 8179 0 0296 0 0338
24、 0 0571 0 0539 0 0496 0 0727 0 4586 0 4266 0 3898 - 0 0243 - 0 0220 0 0693 0 0514 0 0353 0 0524 假设检验 零假设 ( A= B) t- statistic z- statistic ( p- value) ( p- value) 4 5850 4 2287 ( 0 0000) ( 0 0000) 1 2466 2 0913 ( 0 2134) ( 0 0365) 0 0924 0 3631 ( 0 9264) ( 0 7166) 0 7154 2 2205 ( 0 4749) ( 0 0264) 0
25、 9202 1 1695 ( 0 3581) ( 0 2422) 0 5658 1 2947 ( 0 5719) ( 0 1954) 第二部分 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 Section A 来自前十大事务所的 观察样本 ( n= 101) Deviation 7 3581 7 2362 0 9382 0 0298 0 0308 0 0501 0 0662 0 0644 0 0724 0 4437 0 4467 0 1761 - 0 0364 -
26、 0 0325 0 0622 0 0520 0 0430 0 0499 Section B 来自非前十大事务所的观察 样本 ( n= 242) Deviation 7 1753 7 1144 0 7984 0 0279 0 0319 0 0586 0 0487 0 0429 0 0712 0 4711 0 4275 0 4335 - 0 0207 - 0 0176 0 0710 0 0518 0 0355 0 0527 Section C 假设检验 零假设 ( A= B) t- statistic z- statistic ( p- value) ( p- value) 1 8329 1 52
27、50 ( 0 0677) ( 0 1273) 0 2782 0 0006 ( 0 7810) ( 0 9995) 2 0679 2 1808 ( 0 0394) ( 0 0292) 0 6137 0 4175 ( 0 5398) ( 0 6763) 1 9308 2 3696 ( 0 0543) ( 0 0178) 0 0299 0 7544 ( 0 9762) ( 0 4506) 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 6 44% ) 显著高于 非前十大 #审计的公司的经营现 产规模和
28、经营现金净流量上显著高于 非前十大 #审 金净流量 ( 占总资产的 4 87% ) 。 计的公司。 前十大 #审计的公司的资产自然对数的 虽然总应计利润平均值仍为负 , 但非参数检验 中位数是 7 2362 百万 , 而 非前十大 #审计的公司的 表明在 P= 0 0178 的概率水平下 , 非前十大 # 审计 资产自然对数是 7 1144 百万。两组样本的营业利 的公司总应计利润绝对值较小。 润 / 总资产的中位数 没有显著差异。而 前十大 #审 表一反映了实行双重 / 非双重审计的公司 , 前 计的公司的经营现金净流量的中位数 ( 占总资产的 十大 #/ 非前十大 #审计的公司间资产规模、
29、经营现 6 Standard Mean Median Standard Mean Media Standard Mean Median Standard Mean Median 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 TAt/ A t- 1 = a1 ( 1/ A 审计研究 t- 1) + a2 ( 2005 年 2 期 REVt / At - 1 ) + a3 资产自然对数、经营现金净流量和可操纵应计利润 ( PPEt/ A t- 1 ) + t ( 2) 的多变量检验 , 我们没有把盈余作为控制变量 , 是因 式中 , a1, a
30、2, a 3 是 1 , 2 , 3 的 OLS 估计值 ; TA t 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 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) 。为了 捕捉到影响报告盈余的所有会计选择的净影响 , 我 们参照 Becker, Defond 等
31、人 ( 1998) 的研究 , 考察总可 操纵应计利润。 国外最常用的盈余管理计量方法是应计利润分 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 ( Healy model, 1985) 、迪安 戈模 型 ( DeAngelo model, 1986) 、琼斯模型 ( Jones model, 1991) 和行业模 型 ( Industry
32、model, 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 : NDAt= 1( 1/ At- 1) + 2 ( REVt - RECt) / At- 1 + 3( PPEt / At- 1) ( 1) 式中 , NDAt 是经过第 t - 1 期 期末总资产调整 后的第 t 期的非操纵性
33、应计利润 , REVt 是第 t 期收 入和第 t- 1 期收入的差额 , RECt 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。 1, 2, 3 是不同行业、不同年份 的特征参数 , 这些特征参数 1, 2, 3 的估计值根据 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 : 是第 t 期的总应计利润 ; 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, 199
34、7) , 其他 变量 含义 和方 程 ( 1) 相同。 DAt= TA t/ At- 1- NDAt ( 3) 在上述应计利润模型中 , 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。本文对总应计利润的 计算采用现金流 量表 法 , 计算公式如下 : TAt= EBXIt - OCFt ( 4) 式中 , TAt 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 (
35、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
36、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 ,
37、以控 制公司规模对可操纵应计利润大小的潜在影响。 7 审计研究 2005 年 2 期 Francis, Maydew & Sparks( 1996) 认为 , 由于外部 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 Continue 拟变量 , SixSeven 虚拟变量。 会计师事务所变更时 , 等于 1 的虚 ROE 处于 6% - 7% 之间等于 1 的 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
38、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 , 我们 在回归方程中包含一个衡量事务所变更情况的虚拟 变量 , 当会计师事务所发生变更时 , 该虚拟变量值为 1。 蒋义宏 ( 1998) , Haw、 Qi、 Wu & Zhana ( 19
39、98) , 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
40、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。 我们通过估计以下回归模型的系数进行多变量 分析 : DA = !0 + !1TEN + !2Double+ !3OCF + !4Assets+ !5AbsAccr+ !6Cont inue+ !7SixSeven+ e ( 5) 其中 : DA 可操纵应计利润估计值 , Double 实行双重审计 时 , 等于 1 的虚拟变 量 , TEN 会计师 事务所为 前十大 # 时 , 等于 1 的虚拟变量 , OCF 经营现金净流量 , Assets 总资产的自
41、然对数 , AbsAccr 总应计利润的绝对值 , 可操纵应计利润由前面的截面修正 Jones 模型 估计得出 , 会计师事务所相关信息取自中 国证监会 公布的 2002 年沪市制造业上市公司年报。其他数 据来自中国上市公司财务数据库 ( CSMAR) 。我们排 除了对计算可操纵应计利润数据不充分以及明显异 常的样本。 四 、 实证结果及分析 ( 一 ) 单变量分析 表二列出了双重审计 / 非双重审计的两组样本 以及 前十大 #/ 非前十大 #审计的两组样本可操纵 应计利润绝对值的平均数和中位数以及它们之间的 差异 , 并对差异进行 t 检验和 Wilcoxon 双样本检验。 结果表明 , 由
42、双重 / 非双重审计两组样本间的可操纵 应计利润平均值和中位数都存在 显著差异 , 实行非 双重审计的公司的可操纵应计利润显著高于实行双 重审计的公司的可操纵应计利润。双重审计公司可 操纵应计利润占总资产的百分比的平均数 ( 中位数 ) 是 0 29% ( 0 00% ) , 结果不显著异于零 ; 非双重审计 公司可操纵应计利润 占总资产的百分比的平 均数 ( 中位数 ) 是 1 47% ( 1 84% ) , 结果显著异于零。非 双重审计公司可操纵应计利润的平均数 ( 中位数 ) 比 双重审计公司高出 1 12% ( 1 84% ) , 这与我们的假 设一致。 可操纵应计利润的绝对值是衡 量
43、管理层操纵报 告盈余程度的一个补充指标。 Section A 和 Section B 分别反映了双重审计公司和非双重审计公司可操纵 应计利润占总资产百 分比绝对值的平均数和 中位 数 , 并发现非双重审计公司的可操纵应计利润占总 资产百分比绝对值显著高于双重审计的公司 , 这再 一次验证了我们的假设。 表二第二部分显示 前十大 #/ 非前十大 #审计两 组样本间可操纵应计利润及其绝对值也存在显著差 异。 非前十大 #审计的公司的可操纵应计利润显著 高于 前十大 #审计的公司的可操纵应计利润。 前十 大 #审计 的公司可操纵应计利润占总资产的百分比的 平均数 ( 中位数 ) 是 - 0 19%
44、( 0 00% ) , 结果不显著 ; 非前十大 #审计的公司可操纵应计利润占总资产的 百分比的平均数 ( 中位数 ) 是 1 93% ( 2 27% ) , 结果显 著。 非前十大 #审计的公司可操纵应计利润的平均 8 审计研究 2005 年 2 期 数 ( 中 位 数 ) 比 前 十 大 # 审 计 的 公 司 高 出 2 12% ( 2 28% ) , 结果显著 , 这与我们的假设一致。 第一部分 Section A 表二 : 单变量分析 Section B Section C 可操纵应 计利润 P- value 可操纵应计利润的绝对值 P- value 双重审计 的观察样本 Obser
45、vations Mean Median 29 0 0029 0 0000 0 8029 0 7621 29 0 0477 0 0361 0 0000 0 0000 非双重审计的观 察样本 Observations Mean Median 314 0 0140 0 0184 0 0013 0 0001 314 0 0560 0 0421 0 0000 0 0000 假设检验 ( B- A) Mean Median 0 0112 0 0184 0 4457 0 2165 0 0083 0 0060 0 4189 0 7624 第二部分 可操纵应计利润 P- value 可操纵应计利润的绝对值 P- value Section A 来自前十大事 务 所的观察样本 Observations Mean Median 101 - 0 0019 0 0000 0 7700 0 9811 101 0 0469 0 0333 0 0000 0 0000 S