盈余管理与审计收费相关性的实证检验

盈余管理与审计收费相关性的实证检验

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siuni回归模型的根底上，选取中国沪深a股上市公司2022年年报数据，共挑选603个样本作为研究对象。研究结果说明，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〔aditpriing〕是注册会计师审计机制在详细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严密的联络，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、实务界将审计收费〔auditfees〕作为审计定价的替代变量。2001年2月5日，美国证券委员会〔se〕要求美国上市公司公开批露审计及相关效劳费用，从此西方对审计效劳价格的研究掀起了高潮。2001年12月24日，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。不过随着研究的深化开展，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究审计师会不会考虑到公司治理内部行为特征，如高管层施行的盈余管理行为所蕴藏的审计风险有没有反响在审计收费中？假设反映在审计收费中，那么盈余管理又在多大程度上影响审计收费呢？

二、文献回忆

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到达最大化的行为〔安妮·布鲁金，2002〕。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〕根底上的。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，将一部分业绩提早确认；其二，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〔kellgg，1991〕。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，假设事务所考虑了盈余管理的这种风险，那么审计收费就高。defnd和subraanya〔1998〕通过分析盈余管理度量因素之一可操控应计工程金额〔disretinaryites〕，结果发现，可操控应计工程金额越高，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、可操控性应计工程等。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承受，这方面的研究主要有：宋衍蘅、殷德全〔2022〕以变更事务所的上市公司为样本，考察了可操控应计工程与审计收费的关系，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才能，降低审计收费。另外，朱小平、郭志英〔2022〕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

〔一〕盈余管理的衡量

本文通过截面修正的jnes模型计算操纵性应计利润作为盈余管理的度量指标。该方法的理论根底是：由于确认根底不同，会计盈余和经营现金流之间通常存在差异，但只要消费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。假如会计盈余与经营现金流之间的差异出现异常变化，那么说明企业应计利润存在被操纵的可能。〔healy，1985；jnes，1991；dehandslan，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，而中国学者也普遍承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〕。详细方法：衡量盈余管理的可操纵性应计利润〔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〔ni〕-经营现金流量净额〔f〕，即ta＝ni-f。修正的jnes模型表达式为：

=αi+β1，i+β2，i+εi，t〔1〕

=αi+β1，t+β2，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，△revi，t＝revi，t-revi，t-1；△rei，t为i公司t年应收账款变化，△rei，t＝rei，t-rei，t-1；ppei，t为i公司t年固定资产原值；εi，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。franis、ayde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适宜，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。

〔二〕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，将一部分收益提早确认；或将一部分优良业绩递延到将来的年份，将将来的费用提早确认〔defndandjiabalv，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〔kellgg，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〕。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才能，行业所处环境，业务性质，容易产生错报的会计报表工程等，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构造中，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程度。在某一审计风险程度下，注册会计师要把审计风险降低到某个合理的程度就必须增加本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本钱。基于此，提出如下假设：公司高层的盈余管理行为与审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2022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那么：〔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那么披露。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，因此剔除金融单位；〔3〕由于数据缺失和信息披露不完好，因此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标准、不完好的上市公司；〔4〕剔除当年度新上市〔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。根据上述原那么，最终挑选了2022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?er一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根据该数据库计算而来。需要说明的是：er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siuni的审计收费模型，用多元回归的方法，对模型进展实证检验，结合中国审计市场的特点，建立如下模型：

lnfee＝β0+β1lnasset+β2h+β3yszk+β4zfz+β5asize+β6da+ε

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；h年末存货在总资产中所占比重；yszk年末应收账款在总资产中所占比重；zfz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〕样本变量描绘性统计

就总体而言，2022年603个综合样本中，最低350元，最高为11860000元，最高审计收费是最低审计收费的33885.71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异较大。下页表1给出了样本公司中的各变量的描绘性统计数据。

〔二〕审计收费的回归分析

将2022年数据代入审计收费的回归方程，运用spss13.0软件进展多元线性回归分析，得到回归结果〔见表2〕：

表2是对检验模型进展多元回归分析的结果，adjustedr2为0.299，模型的显著程度为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如今审计意见中，而对盈余管理迹象所表现出来的审计风险反响缺乏；另一方面，中国事务所的审计风险常与政府的监管政策严密联络在一起，审计收费的多少一定程度上与政府的监管有关；再者，在样本的选取中参加了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才能，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，因为本文样本根本来自er财务数据库，而且也仅仅挑选了2022年的603个样本，这些样本也未必能说明中国整个上市公司的全貌；因此可对盈余管理与审计收费之间关系的研究做进一步讨论。

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