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1、XX大学毕业论文III2014年6月25日盈余管理与审计收费相关性的实证检老摘要：盈余管理对审计收费是否具有影响及其影响的程度，越来越引起人们 的关注。在Simunic回归模型的基础上，选取中国沪深A股上市公司2007年年 报数据，共筛选603个样本作为研究对象。研究结果表明，盈余管理与审计收费 之间存在负相关性，但不显著。关键词：盈余管理；审计收费；实证研究一、问题提出审计定价(Adit Pricing)是注册会计师审计机制在具体运行过程中的重要 环节，与会计师事务所的市场竞争行为和审计执业行为有着紧密的联系，因此审 计定价在审计学术和实务研究中有着重要地位。通常国外会计理论、实务界将审 计
2、收费(Audit Fees)作为审计定价的替代变fio 2001年2月5日，美国证券委 员会(SEC)要求美国上市公司公开批露审计及相关服务费用，从此西方对审计 服务价格的研究掀起了高潮。2001年12月24 ,中国证监会要求上市公司公 布支付给会计师事务所的报酬，该规定为实证研究中国审计收费影响因素提供了 契机。纵观国内外有关审计收费影响因素的实证研究，多集中于公司财务指标， 研究成果也较成熟。不过随着研究的深入发展，学者们已不仅仅停留在诸如客户 规模、客户复杂性、客户风险等财务指标上，许多专业人士还正在探索审计师会 不会考虑到公司治理内部行为特征，如高管层实施的盈余管理行为所蕴藏的审计 风
3、险有没有反应在审计收费中？若反映在审计收费中，那么盈余管理又在多大程 度上影响审计收费呢？二、文献回顾盈余管理是现代企业管理中普遍存在的问题，已引起学术界的广泛关注。 盈余管理是通过会计政策选择使企业管理者自身利益或企业市场价值达到最大 化的行为(安妮布鲁金，2002)o可见，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(如债务契约)基础上的。多数盈余管理的研究，都把注意力集中在这些动机 的研究之上。从国外的盈余管理文献中，可以发现两个重要动机。其一，管理者 通过应计利润来掩盖不良业绩，将一部分业绩提前确认；其二，增加财务报表的
4、 净利润，促使公司的股票价格增加以增加公司的市场价值(Kellogg, 1991)o盈 余管理的动机越强烈，会计师事务所面临的诉讼风险越大，若事务所考虑了盈余 管理的这种风险，则审计收费就高。Defend和Subramanyam (1998)通过分析 盈余管理度量因素之一可操控应计项目金额(discretionary items),结果发现， 可操控应计项目金额越高，审计师面临的诉讼风险越大，为此会增加审计收费。盈余管理行为是一种操纵、粉饰利润的手段，盈余管理度量的指标多种多 样，在国内关于盈余管理对审计收费影响的研究中，曾使用过的指标有：净资产 收益率、非主营业务利润比重、非经常性损益、可操
5、控性应计项目等。近年来通 过可操控性应计利润度量盈余管理的研究更被学术界所接受，这方面的研究主要 有：宋衍衡、殷德全(2005)以变更事务所的上市公司为样本，考察了可操控应 计项目与审计收费的关系，发现继任注册会计师对于不同类型公司的审计收费标 准不一。对于盈余管理动机强烈的公司，继任注册会计师倾向于以公司的盈余管 理幅度来衡量审计风险，为此要求较高的回报，审计收费增加；对于财务状况恶 化的公司，继任注册会计师会根据公司的财务状况和支付能力，降低审计收费。 另外，朱小平、郭志英(2006)研究发现，上市公司盈余操控与审计收费的增加 显著相关。三、研究设计(-)盈余管理的衡量本文通过截面修正的J
6、ones模型计算操纵性应计利润作为盈余管理的度量 指标。该方法的理论基础是：由于确认基础不同，会计盈余和经营现金流之间通 常存在差异，但只要生产经营状况没有发生重大改变，两者关系在各个年度之间 是稳定的。如果会计盈余与经营现金流之间的差异出现异常变化，则表明企业应 计利润存在被操纵的可能o (Healy, 1985； Jones, 1991 ； Dechow and Sloan, 1991) 认为，国外盛行于财务、会计学界的盈余管理研究正是基于对应计利润的操纵展 开的，而中国学者也普遍接受通过测度应计利润来检验盈余管理存在性的方法 (陈小悦等，2001 )o具体方法：衡量盈余管理的可操纵性应计
7、利润(DA)等于 总应计利润(TA)减去非可操纵性应计利润(NDA)(注：实际上就是把总应计利 润分为操控性应计利润和非操控性应计利润)。其中总应计利润(TA)=净利润(ND .经营现金流量净额(CFO),即TA=NI-CFOo修正的Jones模型表达式 为：=ai+pi, i+02, i+ei, t (1)=ai+P 1, t+02, i (2)式中，NDAi, t为i公司t年非操控性应计利润；Ai, t-1为i公司t-1年期 末总资产；REVi, t为i公司t年主营业务收入变化，ARE Vi, t=REVi, t-REVi, t-1； ARECi, t 为 i 公司 t 年应收账款变化，R
8、ECi, t=RECi, t-RECi, t-1； PPEi, t为i公司t年固定资产原值；ei, t为残差，即以总资产衡量的i公司的t 年的操控性应计利润。利用样本数据，通过模型回归，可以直接得到残差项，即为所求的操控性 应计利润。Francis Maydew和Sparks认为，在不能明确预测盈余管理是将利 润调高还是调低时，使用操控性应计利润的绝对值衡量盈.余管理更为合适，因此 本文就使用了操控性应计利润的绝对值来衡量公司盈余管理程度。(%1) 研究假设从国外的盈余管理文献中，可以发现两个重要动机。首先，管理者通过应 计利润来掩盖不良业绩，将一部分收益提前确认；或将一部分优良业绩递延到未
9、来的年份，将未来的费用提前确认(Defond and Jiambalvo, 1994)。其次，增加 财务报表的净利润，促使公司的股票价格增加以增加公司的市场价值(Kellogg, 1991 )。从中国的盈余管理行为来看，无论是发行股票、配股还是特殊处理，都 存在大量的盈余管理行为，主要表现为虚假确认收入和费用，利用关联方交易、 利用非经常性收益和变更会计政策与会计估计(魏明海，2000)o从审计风险的 角度来看，由于盈余管理比财务报表中的其他要素更具有不确定性，并且它们较 难审计和容易被操纵，在国外，盈余管理一般被视为高固有风险。在中国，固有 风险因素包括管理人员的品行和能力，行业所处环境，业
10、务性质，容易产生错报 的会计报表项目等，盈余管理在中国也存在高固有风险的问题；同时，在中国上 市公司的治理结构中，一股独大，内部人控制普遍存在，这将会引起注册会计师 在审计的过程中对固有风险和控制风险评估为高水平。在某一审计风险水平下， 注册会计师要把审计风险降低到某个合理的水平就必须增加实质性测试的范围 和时间，以降低检查风险，这就会增加注册会计师的审计努力，注册会计师在审 计的过程中需要投入更多的资源数量来识别盈余管理行为。相应地，注册会计师 投入更多的审计努力和时间，搜集更多的审计证据，由此导致较高的审计费用来 补偿注册会计师的审计成本。基于此，提出如下假设：公司高层的盈余管理行为 与审
11、计收费之间有正相关关系。（三）样本选择和数据来源1. 样本选择。本文样本全部来自2007年沪深A股上市公司，对所有A 股上市公司遵循如下剔除原则：（1）按照权责发生制披露年度财务审计费用，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了审计费用，故将该样本剔除；（2）由于金融类 上市公司与其他行业上市公司无论在所适用的会计制度，还是业务性质方面，均 有较大差异，从而可能对审计收费造成影响，因而剔除金融单位；（3）由于数据 缺失和信息披露不完整，因而剔除诸如未披露审计收费、未披露连续年限、未披 露会计师事务所是否发生变更等不规范、不完整的上
12、市公司；（4）剔除半年度新 上市（距年度报告日上市时间不到一年）的公司。剔除这些公司的原因是，研究 需要用到上年财务指标以计算公司操纵性应计利润，而新上市公司上年财务数据 会引起操纵性应计利润计算的误差；（5）剔除未按规定时间披露年报的上市公司。 依据上述原则，最终筛选了 2007年的603家上市公司有效样本。2. 数据来源。年度审计费用、年末总资产、年末存货余额、年末应收账 款余额、年末负责总额、会计师事务所类型、主营业务收入、固定资产原值、净 利润、经营活动产生的现金流量净额等数据来自CCER般上市公司财务数据 库，控制变量所需财务数据以及度量盈余管理的操控性应计利润数据依据该数 据库计算
13、而来。需要说明的是：CCER数据库中缺失的数据直接来自上市公司年 报。（四）检验模型和变量说明本文借鉴Simunic的审计收费模型，用多元回归的方法，对模型进行实证 检验，结合中国审计市场的特点，建立如下模型：LNFEE = 0O + piLNASSET + |32CH + 03YSZK + J34ZCFZ + （35ASIZE + P6DA+8模型中各变量的含义：（1）因变量。LNFEE审计收费的自然对数。（2） 测试变量。本文选取可操控性应计利润作为盈余管理的替代变量。DA可操控性 应计利润。（3）控制变量。LNASSET上市公司年末资产总额的对数；CH年末 存货在总资产中所占比重；YSZ
14、K年末应收账款在总资产中所占比重:ZCFZ资 产负债率；ASIZE事务所特征，国际“四大”=1,其他=0。四、实证结果（一）样本变量描述性统计就总体而言,2007年603个综合样本中,最低350元,最高为11 860000 元，最高审计收费是最低审计收费的33 885.71倍。盈余管理度量指标可操纵性 应计利润（DA）的均值0.5623,标准差0.8236,说明分布大致对称，但不同公 司的盈余管理程度差别较大。下页表1给出了样本公司中的各变量的描述性统计 数据。（二）审计收费的回归分析将2007年数据代入审计收费的问归方程，运用SPSS13.0软件进行多元线 性回归分析，得到回归结果（见表2）
15、：表2是对检验模型进行多元回归分析的结果，Adjusted R2为0.299,模型 的显著水平为0.000,说明模型拟合较好，所有变量的方差膨胀因子（VIF）均 小于2,说明各变量之间不存在显著的多重共线性问题。从表2可以看出，在控 制资产规模、存货与资产之比、应收账款与资产之比、资产负债率、事务所规模 变量的影响后，盈余管理与审计收费负相关，且不显著，说明假设检验没有通过 检验。五、研究结论与启示通过对上述模型的多元回归分析，盈余管理与审计收费之间负相关，但不 具有统计意义上的显著性，这与前面的理论分析及提出的假设检验是不符的。对 这一回归结果，可能的合理解释是：一方面，在中国上司公司对高质
16、量审计需求 普遍匮乏的情况下，审计定价的主导权更多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；另一方面，中国事务所的审计风险常与政府的 监管政策紧密联系在一起,审计收费的多少一定程度上与政府的监管有关;再者, 在样本的选取中加入了 ST、PT类公司，事实上，对于像ST、TP类财务状况不 佳或恶化的公司，审计师会根据此类公司的财务状况和支付能力，降低审计收费。从多元回归结果可知，中国审计收费的影响因素主要是资产规模、事务所 自身特征及财务风险等，本次回归结果盈余管理与审计收费之间虽不显著相关， 但并不能说明我们不必重视高管层的盈余管理行为，因为本文样本基本来自 CCE
