上市公司盈余管理与非标准审计意见的相关性研究程腊梅
张馨心
【摘要】 ?由于企业盈余管理问题越来越复杂，使得注册会计师的审计工作越发艰难，其所出具的审计意见能否准确识别出企业财务漏洞，成为了国内外会计理论界和实务界关注的重要课题。文章重点围绕“盈余管理与非标准审计意见的相关性”展开研究，以2017年沪深两市A股上市公司的财务数据与审计意见类型为研究对象，在建立回归模型的基础上进行单因素独立性t检验以及多因素的Logistic回归分析，从而得出“盈余管理与非标准审计意见呈显著正相关”以及“盈余管理程度较高的公司更有可能被出具带有强调事项段的无保留审计意见”的研究结果。
【关键词】 ? 盈余管理;非标准审计意见;独立性t检验;Logistic回归分析
【中图分类号】 ?F275;F239 ?【文献标识码】 ?A ?【文章编号】 ?1002-5812（2019）16-0033-05
一、前言
财务报表中的盈余信息是投资者决策的重要依据，一些企业利用会计政策和会计估计的可选择性、利用非经常性交易等操控盈余管理的手段扩大盈余管理的程度，以达到粉饰报表、吸引投资者的目的，在一定程度上增加了注册会计师的审计风险，损害了投资者的切身利益。近年来，基于盈余管理問题的普遍性，注册会计师作为第三方监督管理机构能否准确识别企业盈余管理问题、出示合理的非标准审计意见？也就是盈余管理与审计意见是否具有相关性？对这一问题的研究，不仅对如何通过外界监督减少盈余管理的行为具有借鉴作用，而且对于证券市场的健康良性发展以及投资者利益的保护具有重要意义。
为此，本文以2017年沪深两市3 329家A股上市公司的财务数据作为研究对象，对上市公司“盈余管理与审计意见”的相关性进行了实证研究。如果研究结果表明，盈余管理与注册会计师所出示的非标准审计意见存在统计上的相关性，据此认为，注册会计师出示的审计意见在某种程度上能够发挥外部监督作用，对于盈余管理问题的丛生现象具有约束作用。反之，认为注册会计师出具的审计意见无法发现和约束上市企业在盈余管理问题上的纰漏，其作用有待加强。
二、文献综述
纵观国内外有关盈余管理与非标准审计意见关系的文献，盈余管理问题一直都受到了会计学术界的密切关注，但对于两者关系的论述并未得到一致性结论。
Franci和Krishana（1999）以美国上市公司财务数据为依据，得出“在高盈余管理导致的高应计利润的前提下，高盈余管理与高非标准审计意见正相关”;李维安、王新汉等人（2004）以1998—2001年我国上市公司四年内的财务数据为依据而提出“以非经常性收益与总利润的比值代表盈余管理程度，在增加多项控制因素的情况下，盈余管理与非标准审计意见仍然呈现正相关”;何红渠、张志红（2002）以2000—2001年上深两市制造业上市公司为研究对象，利用Jones模型计算了盈余管理替代指标值，认为“我国注册会计师有能力识别出上市公司盈余管理的行为”，同时验证了审计意见与盈余管理之间的实证关系。
但是，也有学者认为两者并未具有相关性。Marty But与Michael Willenborg（2004）以“可操纵应计利润”作为盈余管理指标，认为“注册会计师在出具审计报告时不会将企业的盈余管理作为唯一的参考指标，即审计意见与盈余管理之间没有必然联系”;簿仙慧、吴联生（2011）提出“由于投资风险因素的影响，公司盈余管理程度与被审计单位被出具非标准意见的关系并不显著”。
以上诸多论述说明，由于研究因素与方法选择的不同，其产生的干扰项对结果的影响有所差异。本文沿用了李维安学者关于盈余管理程度表示的论证思想，以“非经常性收益与总利润的比值”作为盈余管理程度的指标并进行了一系列实证研究。
三、实证研究设计
（一）研究假设
基于企业盈余管理程度的大小与投资者决策影响程度的密切相关性，注册会计师在年审中出具的审计意见往往是判断企业盈利能力与决策者决策选择的重要标准。如果注册会计师能够准确判断出被审计单位的盈余管理问题并出具非标准审计报告，则对企业和投资者起到了警示和提醒的作用，但如果注册会计师有能力但未能甄别出企业的盈余管理问题，出现的问题越大，投资者所面临的损失也越大，相对的注册会计师也存在被起诉的风险。因此，本文提出如下假设：
H1：上市企业盈余管理问题的程度与其被出具非标准审计意见的关系呈显著正相关。
近年来，我国注册会计师在出具审计意见时常常运用增加强调事项段来改变审计意见的方向，该现象的原因大多源于注册会计师对自身未来可能承担的审计风险的有效规避。基于此，本文提出如下假设：
H2：盈余管理程度较高的公司更有可能被出具带有强调事项段的无保留审计意见。
（二）样本选择与数据来源
本文首先选择了沪深两市3 512家A股上市公司，有效规避了A股、B股与H股间的相互作用，其次剔除了在财务数据结构中具有特殊性的ST、*ST、金融业上市公司的数据样本以及其他不可找寻的数据缺失样本，最终选择了最具代表性的3 329家A股上市公司数据样本进行研究证明。
本文在数据分析中所涉及的审计意见类型、上市公司是否更换事务所的数据样本均来源于中国注册会计师协会官网（http：//www.cicpa.org.cn/）并手工整理而成，上市公司的财务数据整理自搜狐证券网（https：//q.stock.sohu.com）、巨潮资讯网（http：//www.cninfo.com.cn/）以及各上市公司2017年年报等。分析过程中运用的软件包括EXCEL和SPSS 19.0。
（三）变量设置
本文在分析层面运用到的变量如表1所示。
其中，在众多盈余管理的手段中，以一次性的非经常性活动操纵利润的手段（即非经常性收益为正）最为普遍，因此以非经常性损益占利润的比例代表盈余管理程度的指标最为贴切，且具有理论保障。
如果上市公司在上年度被出具非标准审计意见说明该公司在往年的经营管理上存在较大的风险漏洞，这使得注册会计师在当年执行审计程序时会更加谨慎，发现问题的几率也会大大增加。
尤其会计师事务所所从事业务的服务对象来自于外部市场的买方，且买方主导性较强，自由选择的权利较大，很有可能出现由于注册会计师审查较为严格而为避免被出具非标准审计意见选择更换会计师事务所的行为，这将成为注册会计师审计程序执行过程中重点审查的对象。
（四）模型设计
为了证明分析假设，利用二元Logistic回归分析模型判断盈余管理与非标准审计意见的相关性，建立了回归方程，方程如下：
OP=β0+β1EM+β2SIZE+β3AGE+β4EPS+β5DR+β6ROE+β7LAO+β8CHANGE+ε
其中，ε代表残值项。
四、实证分析
（一）描述性统计分析与独立性t检验
据表2和表3关于审计意见与盈余管理的统计描述可知，非标准审计意见在所有审计意见中占比2.22%，虽然比例较小，但由于计算基数庞大，非标准审计意见也拥有近百家的数据样本。此外，盈余管理的均值数达到69.14%，说明上市公司利用盈余管理调整利润的可能性高于50%，且由定义可知，非经常性损益是利润总额构成中的绝大部分来源。
据上页表4和表5所示，审计意见与盈余管理共被分成两组对照组，并分别进行了组统计量与独立性t检验的分析，目的在于在不考虑其他因素的情况下，单独判断单因素EM对结果是否显著，从而为最后的二元Logistic回归分析做基础性判断，如果结果为显著差异则分析有效，否则无效。
结果显示，非标准组的均值数为1.6666，而标准组的均值数为0.6692，两者之差为0.9974。同时t检验中sig=0.019明显小于界值0.05，说明盈余管理与非标准审意见之间呈现显著正相关。据此证明了H1的成立。
此外，由于研究结果的综合性以及独立样本t检验的片面性，使得不能仅仅通过单因素数据的显著性来判断综合结果的正确性。因此本文共选取七项控制变量，均为影响审计意见因素的直接变量，从而作为综合研究结果的指标进行分析实证，对于进一步得出盈余管理与审计意见间的相关性具有实际意义，具体分析见表7。
据表6可知，审计意见类型的均值为0.02，是由于样本基数庞大，而OP值为1的样本只占总体的2.22%，前后形成数据对照;公司规模的均值为13.21，均由上市公司总资产的自然对数求得;公司的平均上市年限为8.49，样本均以2017年度为基准;财务指标中，每股收益、资产负债率、净资产收益率均值分别为0.58、40.40、8.38，均处于正常指标范畴内;上年度审计意见类型与是否更换事务所均值皆靠近0，说明其在基数中占比较低。
（二）相关性分析
由于变量之间的共线性问题很可能直接影响分析结果的准确性。因此，本文着重分析了变量之间是否存在较大程度的相关关系，主要运用了SPSS 19.0中的SPEARMAN相关系数进行分析，并得出研究变量间相关性关系并不显著的结论，如表7所示。
据表7所示，无论是因变量、自变量还是控制变量，变量间的相关系数值大多维持在-0.4—0.5之间。一般在统计学上认为，如果两变量间相关系数的|R|<0.8，则认为其相关关系并不显著。因此基本可以排除由于变量间的混杂性而产生的共线性问题，从而确保在多个变量之间建立模型时无交互效应的干扰，保证了二元Logistic回归分析结果的稳定性。
五、研究结果分析
为进一步证明H1和H2的成立，在建立回归模型的基础上本文进行了二元Logistic回归分析。
如表8所示，由于Cox & Snell R^2的统计量取值范围的不确定性，相对的Nagelkerke R^2是前者统计量的修正指标，更具代表性，因此本文判断方程拟合度选用后者，具体表现为该值越接近1，方程的拟合优度越好。上页表8显示的拟合优度值为0.516，说明该方程的拟合优度呈中等水平。
在此基础上，根据已选择变量拟合一个包含EM、SIZE、AGE、EPS、DR、ROE、LAO、CHANGE的Logistic回归模型如下：
OP=β0+β1EM+β2SIZE+β3AGE+β4EPS+β5DR+β6ROE+β7LAO+β8CHANGE+ε
=2.094+0.033EM-0.565SIZE+0.094AGE-2.807EPS-0.007DR-0.029ROE+3.145LAO+0.436CHANGE+ε
其中，ε代表残值项。
据表9可知，在其他变量不变的情况下，EM每增加一个单位，企业得到非标准审计意见的概率增加3.4%，即盈余管理与非标准审计意见的关系呈显著正相关，再次证明H1的成立;其次，在相同水平下，SIZE、AGE、EPS变量的Exp（B）（OR）值的表现均与进行变量设置时所预测的变量符号水平相符且在合理范围內显著性明显;虽然DR和ROE的Sig值高于0.05，显著性不明显，但OR值也基本与预测相一致;针对虚拟变量CHANGE而言，在其他变量不变的情况下，上市公司上年更换事务所即CHANGE=1得到非标准审计意见的几率是未更改事务所（即CHANGE=0）几率的1.547倍。因此，以上数据均表明所有变量都在不同程度上对审计意见类型产生影响。
为证明H2成立，本文在原有样本的基础上分支出了两个具有对照性的样本（样本1和样本2），样本1剔除了总样本中审计意见类型被出具保留意见、无法表示意见和否定意见的样本数据，样本2剔除了总样本中审计意见类型被出具带有强调事项段（包括带有持续经营事项段）的样本数据，从而形成两个独立对照组，并依据以上回归方程的建立形成了如表11、12和表14、15的回归分析。
结果表明，仅带有强调事项段的非标准审计意见样本1中，在可拟合建立方程的情况下，盈余管理（EM）與审计意见（OP）的Sig值表现为显著相关，而在不含有强调事项段的其他非标准审计意见样本2中，两者间的Sig值表现为相关性不显著。因此，可以判断H2成立。
六、稳健性检验
为了验证回归结果的可靠性，本文从数据角度出发，根据盈余管理程度（EM）的高低进行排列，以EM均值0.6914为临界值，形成两组对比数据从而展开稳健性检验分析，检验结果如表16所示。
数据表明，无论EM值是否超过平均值，都与非标准审计意见呈正相关关系，且当EM大于均值时，呈显著相关，据此证明了H1的结论。同理，在样本1和样本2的数据中，两者间的相关性始终呈现正相关，且对照样本2的Sig值，样本1的显著性明显高于样本2，进一步验证了H2的成立。
七、研究结论及政策建议
（一）研究结论
本文通过对2017年3 329家A股上市公司的财务数据与审计意见的数据整理，为证实盈余管理与非标准审计意见之间相关程度的准确性，在以非经常性收益代表盈余管理程度的前提下，从盈余管理与审计意见单因素进行的独立性t检验到加入多项控制变量进行多因素非交叉项间的回归分析，最终证实了盈余管理与注册会计师所出示的非标准审计意见存在统计上的相关性，且与被出具带有强调事项段的审计意见更具相关性。因此我们认为注册会计师所出示的审计意见在某种程度上能够发挥外部监督作用，对于盈余管理问题的丛生现象也具有一定约束作用，这有助于投资者进行合理的投资判断，同时有利于证券市场的良性发展。
（二）政策建议
1.加大监管力度，提高审计质量。从政府的角度来说，健全会计、审计的相关法律体系，优化上市公司股权结构、规范审计市场的独立性尤为重要。此外，证监会还应加强对上市公司信息披露准确性的监测，以及上市公司变更会计师事务所的跟踪监管等。从会计师事务所自身角度出发，通过增强其执业水平与审计质量来降低由于企业盈余管理问题甚至财务舞弊造成的审计风险尤为重要。会计师事务所可以效仿上市公司的内控制度，加强内部管理，提高注册会计师的职业素养和高度的职业怀疑，增强审计师绩效考核的惩治强度达到鞭策注册会计师的目的。
2.减少企业盈余管理问题，加强内部治理。针对上市公司盈余管理问题，企业应完善会计规范，例如在改变了会计方法或会计原则的前提下，应尽量在会计报表附注中披露该项改变对利润的影响，并将所调整的项目尽量详细列示，避免以重要性为借口，承担虚报利润的责任。从企业内部治理的角度来说，加强企业内部控制是极其重要的一环，企业可从事前、事中、事后三个方面加强对内控制度的监管，形成有效而有力的内控环境。其次，优化企业内部结构，尤其避免“一股独大”的控制情况，避免“仅由内部人控制”的错误局面，从而为审计程序的有效性以及审计质量的优化提供一个良好的监督环境。
（三）局限性
本文研究的局限性包括以下几点：（1）在数据选择上只筛选了2017年的年度数据，在一定程度上降低了研究范围的广度，影响了研究结果的全面性。（2）在控制变量的选择上只选择了具有代表性的几项指标，未考虑其他因素例如风险因素等，增加了研究结论的片面性。（3）本文直接沿用了李维安学者关于盈余管理程度代表指标的研究结论，而事实上盈余管理具有诸多影响因素的干扰，因此一定程度上会增加研究结果的局限性。J
【主要参考文献】
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