审计行为能够抑制真实盈余管理吗?

曹国华，鲍学欣,2，王 鹏

(1. 重庆大学 经济与工商管理学院，重庆 400044；2. 重庆交通大学 航海学院，重庆 400074)

一、 引言

传统的盈余管理手段包括会计造假、应计项目盈余管理和真实经济活动盈余管理三种。虽然这三者的共同目的都是模糊或粉饰公司真实经营业绩水平，但由于会计造假违反会计准则，因此大多数管理层并不会采用。由于早期监管力度不足，管理层可以更轻松地利用会计方法选择、会计估计方式变更及财务信息披露内容管理等方式进行盈余操纵，因而管理应计项目成为盈余管理的首选[1]。近年来，随着众多财务丑闻的曝光，投资者对抑制公司盈余管理的需求越来越强，外部审计行为也逐渐加强，传统的通过应计项目操纵盈余的行为变得越来越难。因此，利用操纵真实经济活动而产生的真实盈余管理行为更加普遍。与应计项目盈余管理相比，真实盈余管理是管理层通过经营决策刻意构建真实经济活动从而影响公司盈余水平，对于需要盈余管理的公司管理层或股东而言，真实盈余管理具有较强的隐蔽性，能在一定程度上减轻外部监管压力。但对于普通投资者和中小股东而言，由于无法判断公司管理层是否进行了盈余管理以及盈余管理的方向与程度，因此其个人利益必然会受损。

对于上市公司通过盈余管理达到目的的行为，已有研究发现外部审计会在一定程度上对其进行遏制。如Defond 等认为，来自大规模事务所的会计师较少会出现高估当期盈余的错误[2]。蔡春等认为，规模大的会计师事务所能够提供更好的审计服务，从而使得上市公司盈余管理程度降低[3]。倪慧萍也发现审计委员会的设立可以抑制公司盈余管理行为[4]。但是，这些结论都是针对应计盈余管理得到的。对于上市公司真实盈余管理，审计行为是否还能够发现并抑制呢？虽然个别文献涉及审计行为与真实盈余管理的关系，但相关研究并不深入且尚未形成一致结论。因此，本文结合新会计准则衡量会计指标，并对上市公司真实盈余管理进行创新测度，基于会计师事务所特征等多个视角，研究外部审计行为与真实盈余管理间的关系，从而判断审计行为能否制衡真实盈余管理。

二、 文献回顾

已有文献大多是基于应计盈余管理视角研究的，结论是审计行为能够在一定程度上抑制应计盈余管理行为。但是由于真实盈余管理是近年才出现的新盈余管理类型，故对审计行为与真实盈余管理进行研究的文献较少。从已有文献来看，部分学者认为审计可以在一定程度上抑制真实盈余管理。刘菲发现审计质量与真实盈余管理间存在负相关关系，这说明高质量审计能够抑制上市公司的真实盈余管理[5]。顾鸣润等发现，在民营上市公司中，外部独立审计能够显著地抑制管理层的真实盈余管理行为，在面对高质量外部审计时，民营企业更倾向于审慎地选择真实盈余管理行为[6]。也有部分学者认为，真实盈余管理与应计盈余存在互补性，伴随着审计监督行为，上市公司操纵应计盈余的难度加大，因而会选择操纵真实盈余。Cohen等发现SOX法案的颁布刺激了上市公司原先平稳的真实盈余管理程度[7]。Chi等也发现外部审计质量越高,上市公司进行了越多的真实盈余管理[8]。胡志磊和周思维认为审计质量会显著影响管理层实施真实盈余管理的动机，由于事务所提供了高质量外部审计，管理层为了实现利润目标，会选择不易被觉察的真实盈余管理[9]。李江涛和何苦也发现上市公司具有以真实盈余管理逃避高质量审计监督的动机[10]。顾鸣润认为，当目标公司面对高品质独立审计时，由于应计盈余管理空间被进一步限制，为了达到目标报告盈余，公司会增加真实盈余管理[11]。

综上，已有研究并未得到一致结论：持有审计行为能够抑制真实盈余管理这一观点的理由是审计的外部监督性；持有审计行为带来更高程度真实盈余这一观点的理由是审计对应计盈余管理的互补性。中国审计市场与西方发达国家审计市场存在极大差异，中国审计市场中异常激烈的竞争以及事务所面临的执业诉讼风险和赔偿责任，使得事务所可能会以牺牲审计质量来换取客户资源[6]，审计行为能否真正地抑制真实盈余管理是一个未知的答案。另外，审计行为包括的内容很多，已有文献大多仅基于审计行为某一方面(如事务所规模)进行分析，无法系统得知审计对真实盈余管理的影响。

三、 理论阐述与研究假说

审计行为指审计主体为达到行为目标而做出的一系列反映审计内在本质的行为。审计行为的主体对象包括会计师事务所与上市公司。狭义上审计行为仅指事务所的自身特征及其提供的审计服务等，广义上审计行为还应指上市公司对审计服务的反应。本文选择广义的审计行为定义，将审计行为细分为事务所规模、事务所更迭、审计意见以及审计收费。其中，事务所规模与事务所更迭为事务所自身特征，审计意见为事务所提供审计服务的结果，审计收费是上市公司对审计服务的反应。这四个方面均可从不同的视角衡量事务所的审计质量。

(一) 事务所规模与真实盈余管理

事务所规模体现了事务所的发展历史及综合实力，是事务所综合竞争能力的体现，也是审计服务质量良莠的体现。一方面，大规模事务所已经发展成熟，在面对审计问题时更有经验，在不违背道德标准的基础上较少出现错误，而且大规模事务所具有更强的保持独立性动机，在面对管理层的盈余管理意图时，不需要像小规模事务所那样由于担心客户流失而选择让步与妥协；另一方面，大规模事务所具有良好的声誉机制，由于其在审计失败时需要承担更大的社会声誉及行业声誉压力[12]，因而不会为单个客户承担更多审计失败的机会成本，且大规模事务所具有深口袋效应，在审计失败时承担的赔偿更多[13]，所以没有理由为单个客户的盈余管理行为承担更大风险。也就是说，大规模事务所理应提供更好的审计服务，更应该发现上市公司的盈余管理行为。

已有研究多认为大规模事务所提供了更高的审计质量，抑制了更多的盈余管理行为。漆红娜等发现中国审计市场具有对高品牌事务所的内在需求，与本土事务所相比，国际四大事务所获得了审计市场中的大客户，但也容忍了更少的盈余管理行为[14]。倪慧萍也认为大规模事务所更可能拒绝盈余管理行为[4]。Chan等也发现若事务所发生了合并，其规模上升的同时，审计质量也明显提高[15]。大规模事务所的审计人员通常更具有审计经验，更可能发现公司财务报告中出现的问题。因此，虽然真实盈余管理是通过操纵经营活动进行的，但有经验的审计人员会通过发现公司财务报告中某个数字的大幅度变化而洞察公司的真实盈余管理行为，使得管理层不能轻易地调整公司的真实经营活动。

假说1：事务所规模与上市公司真实盈余管理程度存在显著负相关关系。

(二) 事务所更迭与真实盈余管理

中国注册会计师协会于2002年指出，事务所应定期对负责审计客户的会计师进行轮调。证监会也于2003年提出，连续为某一相关机构提供审计服务的最长年限为5年。可见，实务界已经注意到长期审计行为会导致审计质量下降以及联合舞弊问题。新任事务所上任时间较短，对客户的熟悉度不高，新任事务所与客户互相戒备：一方面，事务所为了保持自己的专业诚信不会轻易容忍客户的大规模盈余管理行为；另一方面，新任事务所在工作时更容易发现审计客户存在的问题。与新任事务所相比，任期长的事务所因与客户较为熟悉而缺乏足够动机保持应有的谨慎，这也可能影响审计质量[16]。由于真实盈余管理行为是对真实经济活动进行操纵，任期长的事务所很可能会忽视上市公司的这种行为，只关注公司账目上表现出来的状况，但新任事务所由于对审计客户不熟悉，就可能在审计过程中更加深入的调查公司经营细节，从而发现真实盈余管理行为。

但是，并非所有研究都认为新任事务所一定会带来更高的审计质量。一方面，由于新任事务所与审计客户间不熟悉，加大了审计成本，新任事务所可能会通过减少审计工作的方式降低审计成本，获取更多利润；另一方面，部分新任事务所为了建立与审计客户的良好关系，可能会做出迎合行为。Ghosh等认为，更换事务所会使得投资者无法感受前任事务所的审计质量，从而造成审计质量下降[17]。曹国华等也认为，无论在美国还是中国，新任会计师事务所的审计质量更低[18]。可见，新任事务所也许并不能提供高质量的审计服务。对于真实盈余管理行为，一方面新任事务所可能由于对审计客户不熟悉，无法洞察审计客户的真实盈余管理行为；另一方面可能会因为需要讨好审计客户，降低审计质量，使得上市公司可以放心地操纵真实盈余。

假说2：事务所更迭与真实盈余管理程度间存在显著关系，但具体影响方向并不确定。

(三) 审计意见与真实盈余管理

以审计意见类型衡量审计质量是已有审计治理效应研究的主要方法之一[19]。除了标准无保留意见以外，一旦事务所出具非标准无保留意见，就会产生非常大的影响。对于上市公司而言，非标准无保留意见的出具意味着事务所对上市公司的不认可，会使得上市公司声誉受到极大影响，也会使得投资者对公司失去信心，进而带来市场股价的迅速下跌。对于事务所而言，出具非标准无保留意见也是有风险的，有可能会失去审计客户，也有可能面临管制风险和诉讼风险。因此，事务所一般不会出具非标准无保留意见，而一旦出具，就表明上市公司的确出现了重大问题。

Johl等发现，上市公司操纵盈余管理程度越高，被出具非标准无保留意见的可能性就越大[20]。杨秀艳等也认为伴随着盈余管理程度的提高，事务所出具非标准无保留意见的概率也变大[21]。可见，会计师事务所具有发现盈余管理的能力，虽然出具非标准无保留意见有风险，但在职业道德和工作准则的约束下，事务所依然会依据事实出具非标准无保留意见。对于上市公司而言，由于其知道审计意见能够产生的后续作用，尤其是不良审计意见产生的经济后果，因此一般不会盲目地进行盈余管理。审计意见的约束作用对真实盈余管理同样产生影响，上市公司不会冒着被出具非标准无保留意见的风险，贸然进行真实盈余管理。金玉娜也认为，真实盈余管理可能会使得公司的经营处于异常状态，具有较高的审计风险，极有可能被出具更差的审计意见[22]。也就是说，审计意见存在一种威慑力，使得公司不会轻易操纵真实盈余。同时，审计意见也是观察真实盈余管理程度的一种标志，若上市公司被事务所出具了非标准无保留意见，就给外界传递出上市公司进行了较高程度真实盈余管理行为的信号；而事务所出具标准无保留意见就意味着上市公司的真实盈余管理程度不高。

假说3：审计意见与上市公司真实盈余管理程度间存在显著正相关关系。

(四) 审计收费与真实盈余管理

审计收费是事务所执行审计业务时，因为审计客户提供专业服务而获取的对价关系[23]。虽然审计收费的高低主要与工作量相关，但审计收费也是事务所工作质量及能力水平的一种体现，同样可以衡量审计质量[24]。对于事务所尤其是优秀的事务所而言，一方面较高的审计收费会激发审计人员的工作积极性，使其提供更优质的审计服务；另一方面，优秀事务所会对提供的审计服务充满信心，认为自己可以对审计客户及市场投资者负责，也就是说认为自己的工作与高额的审计收费相符。

Francis等指出审计收费与审计质量间存在正相关关系[25]。上官鸣等也发现审计费用与盈余管理间存在负相关关系[26]。可见，上市公司给予事务所高额审计费用，既是对事务所审计服务的认可，也给予了事务所外在压力。尤其是在审计信息公开的情况下，事务所低价揽客的成本和风险都在增大，因此其在索取高额审计报酬的情况下，就需要承担相应的审计压力和审计风险，因而会格外关注上市公司通过盈余管理获得私利的行为。审计费用较高的上市公司通常具有较大的资产规模以及较多的经营活动往来，这就使得上市公司操纵真实盈余的概率增大，因此收取高额审计费用的事务所，就会付出更多努力和专注，对上市公司的日常经营活动进行额外的监督，从而保证审计质量。刘菲也认为，审计收费越高，事务所对上市公司的关注度就越高，从而上市公司就越不可能操控真实盈余[5]。

假说4：审计收费与真实盈余管理程度存在显著负相关关系。

四、 研究设计

(一) 数据说明

中国上市公司于2007年全面实施新会计准则，为了统一计量标准，本文选取2007—2011年间沪、深A股上市公司为原始样本，并进行如下删选：剔除特殊处理的公司样本；剔除金融保险类公司样本；剔除审计数据缺失的公司样本；剔除同时在B股和H股上市的公司样本；剔除数据缺失较多且无法补充的公司样本。最终本文得到2007—2011年间5522个样本。本文数据来源于国泰安数据库。

(二) 变量设计

1. 被解释变量

真实盈余管理(|REM|)：Roychowdhury借用Dechow等提出的模型，推导出计算经营现金流量的销售操控、酌量性费用的费用操控以及制造成本生产操控的正常预期水平，并利用实际偏离预期的操控值计算上市公司的真实盈余管理程度[27-28]。李彬和张俊瑞认为Roychowdhury模型在计算销售操控时，是以产品销售流程为基础的，但预期模型中并没有考虑固定成本对预期的影响[29]，所以他们以经营活动现金流量产生的流程为基础，改进了销售操控的估计模型。本文首先分别构建销售操控、费用操控及生产操控的估计模型。

(SCt/At-1)=(β1+β2St+β3ΔSt+β4ΔSt-1+β5TCt+β6ECt+β7OCt)/At-1+εt

(1)

(CCt/At-1)=(β1+β2St-1)/At-1+εt

(2)

(PCt/At-1)=(β1+β2St+β3ΔSt+β4ΔSt-1)/At-1+εt

(3)

上述三式中，At-1为上期资产总额；SCt为本期经营活动现金净流量；St为本期营业收入；ΔSt为本期期末与期初营业收入变动值；ΔSt-1为上期期末与期初营业收入变动值；变量S为在旧会计准则下销售额，但在新会计准则下，销售额并未成为固定披露项目，因此本文结合新会计准则，利用营业收入值来衡量；TCt为本期应缴收费；ECt为本期支付给职工以及为职工支付的现金；OCt为本期其他与经营活动相关的现金；CCt为本期营业成本与管理费用总额，在旧会计准则下，使用的是营业费用与管理费用之和来衡量，根据新旧会计准则差异，本文用营业成本替换营业费用；St-1为上期营业收入；PCt为本期销售费用与存货变动总额，在旧会计准则下，使用的是销售成本与存货变动额之和来衡量，根据新旧会计准则差异，本文使用销售费用替换营业费用。在通过上述三式进行回归求得系数β后，利用系数值及上市公司实际值求取销售操控、费用操控及生产操控的异常值。

ASCt={SCt-(γ1+γ2St+γ3ΔSt+γ4ΔSt-1+γ5TCt+γ6ECt+γ7OCt)}/At-1

(4)

ACCt={CCt-(γ1+γ2St-1)}/At-1

(5)

APCt={PCt-(γ1+γ2St+γ3ΔSt+γ4ΔSt-1)}/At-1

(6)

(4)—(6)式中，ASCt为真实盈余管理的销售操控程度，即经营活动中因销售产生的异常经营活动现金净流量；ACCt为真实盈余管理的费用操控，即经营活动中产生的异常可操控费用；APCt为真实盈余管理的生产操控，即经营活动中产生的异常生产成本。在计算求得ASCt、ACCt及APCt的基础上，本文构建求取真实盈余管理的模型。

REMt=ASCt+ACCt+APCt

(7)

Francis等认为，公司管理层会根据个人意愿选择盈余管理的方向，因此很难明确预测管理层盈余管理的具体方向[30]。本文主要研究的是公司管理层操纵真实盈余的程度，因此本文选择真实盈余管理的绝对值(|REM|)作为被解释变量。

2. 解释变量

事务所规模(AccSize)：以当年度上市公司选择的事务所规模的虚拟变量定义，即若上市公司选择的事务所为国际四大事务所或当年度国内十大事务所，则AccSize=1，否则AccSize=0；

事务所更迭(AccSwitch)：以当年度上市公司是否更迭事务所的虚拟变量定义，即若当年度上市公司的事务所与上年度事务所不同，则AccSwitch=1，否则AccSwitch=0；

审计意见(AudTyp)：以当年度事务所为上市公司提供的审计意见的虚拟变量定义，即若事务所提供的为非标准无保留意见，则AudTyp=1，否则AudTyp=0；

审计收费(AudFee)：以当年度上市公司给予事务所的年度审计报酬总额衡量，并对其取自然对数(ln(AudFee))。

3. 控制变量

真实盈余管理行为受很多因素的影响，本文参考前人的研究[27，31-32]，加入公司规模(Size)、盈利能力(ROA)、资产负债率(Debt)、股权集中度(H10)以及筹资能力(Fn)的控制变量。公司规模(Size)以上市公司年末资产总额进行衡量，对其取自然对数(ln(Size))；资产负债率(Debt)以上市公司年末负债总额与资产总额的比值衡量；盈利能力(ROA)以上市公司年末净利润与资产总额的比值衡量；股权集中度(H10)以上市公司年末指数衡量；筹资能力(Fn)以上市公司年末筹资活动现金净流量与经营活动现金净流量及投资活动现金净流量之和相比的虚拟变量衡量，即若年末筹资活动现金净流量大于经营活动现金净流量和投资活动现金净流量之和，则Fn=1，否则Fn=0。

4. 实证模型

根据研究需要以及所选变量，本文构建相应的实证模型。

(8)

根据研究需要，本文分别对式(8)进行回归检验，其中α为待估系数，C为常数项，ε为残差项。

五、 实证分析

(一) 描述性统计分析

1. 描述性统计分析

下页表1为主要变量的描述性统计结果。被解释变量|REM|即上市公司真实盈余管理程度均值为0.195，表明不同上市公司的真实盈余管理程度差距较大。解释变量中，AccSize均值为0.470，即样本中有近五成上市公司的事务所是国际四大或当年度国内十大，表明国内审计市场相对

表1 变量描述性统计

分散；AccSwitch均值为0.203，即样本中有两成左右的上市公司更迭了事务所，更多公司依然信任原事务所；AudTyp均值为0.018，即更多事务所出具的依然是标准无保留审计意见，仅有1.8%的样本公司被出具了非标准无保留意见；ln(AudFee)均值为13.243，即上市公司年度审计费用约为56.411万元。控制变量中，ln(Size)均值为21.730，即样本上市公司的平均资产规模约为27.366亿元；Debt均值为0.486，即样本公司的年度负债总额约占资产总额的一半；ROA均值为0.044，即样本公司的年度净利润约占资产总额的4.4%；H10均值为0.172，样本公司的股权集中度并不高；Fn均值为0.106，即样本中仅一成左右公司的年末筹资活动现金净流量大于经济活动现金净流量和投资活动现金净流量之和。

2. 真实盈余管理程度统计分析

表2 真实盈余管理程度统计

表2列出2007—2011年间中国上市公司真实盈余管理程度的状况。总体来看，上市公司的真实盈余管理程度呈现“W”状的趋势，也就是说从2007年开始，呈现出一年高一年低的状况，这可能是因为在前一年度上市公司进行了较高的真实盈余管理。上市公司一方面在第二年会降低真实盈余管理程度，从而降低外部监管压力；另一方面则是因为真实盈余管理是操纵真实的经营活动，前一年度进行了较高程度的真实盈余管理，其后年度上市公司可能会面临没有足够资源的现状，而若前一年度真实盈余管理程度较低，随后年度中，上市公司重新具有继续操纵真实盈余的空间。从各年度来看，2007年中国上市公司的真实盈余管理程度最高，原因可能在于2007年新会计准则刚刚实施，很多会计指标都发生了变化，这给上市公司的真实盈余管理行为提供了便利和机会。2008年的真实盈余管理程度最低，原因一方面在于前一年度高程度的真实盈余管理行为引起关注，所以上市公司会降低真实盈余管理行为；另一方面在于2008年证券市场波动幅度较大，证监会及普通投资者对于证券市场的监管力度更大，这使得上市公司盈余管理的风险较大，从而更多上市公司在这一年选择规避进行盈余管理。随后几年中，上市公司的真实盈余管理行为逐渐变得相对稳定。

3. 审计行为统计分析

表3 审计行为统计

表3列出2007—2011年间中国上市公司审计行为的状况。从变量AccSize来看，2007年变量值很低，随后年份变量值明显上升，2009年之后变量值均在0.5以上，也就是说近年来国际四大和国内十大事务所占据了样本公司一半的市场，国内审计市场的集中度在不断提高。从变量AccSwitch来看，2007年、2010年及2011年的变量值低于0.2，也就是说这些年份中不超过两成的上市公司更换了事务所，2010年的变量值最低，仅为0.079，2009年的变量值最高，达到了0.307，即在2009年，超过三成的上市公司更换了事务所，这是因为2003年证监会明确规定事务所连续审计的年限最长为五年，根据此规定，2009年就成为规定后的明确更换事务所年度，从而出现了大规模的变更事务所现象，正是因为2009年有这么多公司更换事务所，才导致其后一年极少有更换事务所的现象发生。从变量AudTyp来看，各年度变量均值较平均，基本上每年度仅有2%左右的上市公司被出具非标准无保留审计意见，更多上市公司得到的还是标准无保留审计意见。从变量ln(AudFee)来看，上市公司给予事务所的审计费用逐年递增，与2007年相比，2011年的平均审计收费已经增长了三成多。

(二) 相关性分析

表4 相关性分析结果

注：*表示至少在10%置信水平上通过显著性检验。

表4列出本文主要变量的相关性检验结果。可以看出，除个别变量间的相关系数值较高外，其他变量间的相关系数值都很低，基本上都在0.300之下，所以可以认为变量间并不存在多重共线性，后文的回归结果可信。

(三) 回归结果与稳健性检验

表5 回归结果

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%置信水平上

通过显著性检验，括号内为各系数标准误差值。

表5列出本文的回归检验结果。虽然各回归结果的调整R2值较低，但当样本量较大(即样本数量>30)时，不仅需要注意回归结果的R2值，还需要配合F检验测度模型的拟合程度[33]。各回归结果的F检验值都通过了1%置信水平上的显著性检验，说明被解释变量的实际值与预测值间的分布并未存在明显差异，从而可以判定各检验结果的拟合程度较好。

具体到解释变量的回归结果，变量AccSize与被解释变量|REM|间存在显著负相关关系，这一回归结果验证了假说1，即事务所规模越大，上市公司真实盈余管理程度就越低，也就是说若上市公司选择了国际四大或国内十大事务所，那么大规模事务所的审计质量更高，真实盈余管理会受到抑制；变量AccSwitch与被解释变量|REM|间存在显著正相关关系，这一回归结果补充完善了假说2，即若上市公司更迭了事务所，上市公司的真实盈余管理程度反而更高，可见新任事务所存在着为保留客户而与审计客户结盟的现象，为了满足客户私利，不能抑制真实盈余管理，反而任期长的事务所能够保证足够好的审计质量，促使上市公司不能随意进行真实盈余管理；AudTyp与|REM|间存在显著正相关关系，这一结果验证了假说3，即若上市公司被事务所出具了非标准无保留意见，相应的真实盈余管理程度会更高，也就是说由于事务所发现上市公司存在较严重的真实盈余管理行为，会利用出具非标准无保留意见的形式，向外界传递信息。可见不同审计意见的出具，起到了对于真实盈余管理行为的不同警示作用；ln(AudFee)与|REM|间存在显著负相关关系，这一结果验证了假说4，即若事务所审计收费越高，上市公司真实盈余管理程度越低，也就是说事务所在因提供了高质量审计服务而获得更高的审计费用后，也会发现并抑制上市公司存在的真实盈余管理行为，同时该变量的检验结果与相关性检验结果相反，即在控制其他公司特征因素后，审计收费的作用才能够显现。

从经验证据来看，大规模事务所、任期长的事务所及审计收费高的事务所都能够抑制真实盈余管理行为，而且事务所可以通过出具非标准无保留意见向证券市场传递上市公司进行了真实盈余管理的信息。所以，事务所的审计行为尤其是高质量的审计行为，可以抑制真实盈余管理行为，在高质量审计行为面前，上市公司进行真实盈余管理时，一方面付出的成本更高，另一方面也需要考虑真实盈余管理行为被发现后所需要承担的额外风险，因而不会轻易地进行高程度真实盈余管理行为。在控制变量的检验结果中，资产规模越大、资产负债率越高、盈利能力越强的公司，真实盈余管理程度越低；股权集中度越高的公司，真实盈余管理程度越高；筹资能力与真实盈余管理程度的关系并不明确。

为检验结论的稳健性，本文进行如下稳健性检验。首先，将样本公司分别组成深圳证券市场公司样本、上海证券市场公司样本及中小板公司样本后回归检验；其次，控制行业因素与年度因素后回归检验；再次，为消除极端样本的影响，分别对处于0%—1%和99%—100%间的极端值样本进行处理后回归检验。从稳健性检验结果来看，不同检验的结果并未出现明显差异，可以认为本文研究结论是稳健的。

六、 研究结论

真实盈余管理并不能增加上市公司的真实价值，却会损害长期利益。那么对于真实盈余管理这种有害行为，作为能够对上市公司进行外部监管的审计行为，是否可以起到抑制作用呢？本文利用2007—2011年间的5522个样本，实证检验了审计行为与真实盈余管理程度间的关系。研究发现，审计行为能够在一定程度上抑制上市公司真实盈余管理程度。具体而言，若会计师事务所为国际四大或国内十大，会计师事务所未更迭，同时会计师事务所的审计收费更高，则上市公司真实盈余管理程度更低；而若会计师事务所出具了非标准无保留意见，则上市公司的真实盈余管理程度更高。

真实盈余管理行为具有较强的隐蔽性，并非像应计盈余管理那样直接操纵定期报告，也还没有被市场投资者广泛熟悉，这给上市公司管理层利用真实盈余管理获利带来了空间和机会。从本文经验证据来看，审计行为能够对真实盈余管理产生一定制约性，但在现实中，审计行为只能作为外部监管给予上市公司一定的威慑力，而且真实盈余管理行为也存在很多途径和方式，所以审计行为如何在实际运行中对真实盈余管理行为产生有效的系统监管和抑制，就是进一步研究需要关注的问题。同时，从实证检验过程来看，变量间可能会存在内生性问题，如何解决审计行为与真实盈余管理之间的内生性问题，也是进一步研究需要关注的。

参考文献：

[1]Schipper K. Commentary on earnings management[J]. Accounting Horizons，1989，3(4)：91-102.

[2]Defond M, Jiambalvo J. Incidence and circum stances of accounting errors[J]. The Accounting Review，1991，66(3)：643-655.

[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]倪慧萍.审计委员会、会计师事务所规模与盈余管理抑制——来自2005年我国A股上市公司的实证研究[J].生产力研究，2010(9)：3-10.

[5]刘菲.审计质量与真实盈余管理关系的实证研究[J].现代商贸工业，2012(1)：170-171.

[6]顾鸣润，杨继伟，余怒涛.产权性质、公司治理与真实盈余管理[J].中国会计评论，2012(3)：255-274.

[7]Cohen D A，Dey A, Lys T Z. Real and accrual-based earnings management in the pre-and-post-sarbanes-oxley periods[J]. The Accounting Review，2008，83(3)：757-787.

[8]Chi W C，Lisie L L, Pevzner M. Is enhanced audit quality associated with greater real earnings management[J]. Accounting Horizon，25(2)：315-335.

[9]胡志磊，周思维.上市公司真实盈余管理的动机——基于实证会计理论“三大假设”的视角[J].财会通讯，2012(2)：68-71.

[10]李江涛，何苦.上市公司以真实盈余管理逃避高质量审计监督的动机研究[J].审计研究，2012(5)：58-67.

[11]顾鸣润.金融危机、审计质量与真实活动盈余管理[J].山东社会科学，2013(4)：154-157.

[12]DeAngelo L E. Auditor size and audit quality[J]. Journal of Accounting and Economics，1981，3(3)：183-199.

[13]Dye R. Auditing standards, legal liability and auditor wealth[J]. Journal of Political Economy，1993，101(5)：887-914.

[14]漆江娜，陈慧霖，张阳.事务所规模、品牌、价格与审计质量——国际“四大”中国审计市场收费与质量研究[J].审计研究，2004(3)：59-65.

[15]Chen H W，Chen Z Y，Lobo G J, et al. Effects of audit quality on earnings management and cost of equity capital: evidence from China[J]. Contemporary Accounting Research，2010，28(3)：892-925.

[16]Myers J N，Myers L A, Omer T C. Exploring the term of the auditor-client relationship and the quality of earnings：a case for mandatory auditor rotation？[J]. The Accounting Review，2003，78(3)：779-799.

[17]Ghosh A, Moon D. Auditor tenure and perceptions of audit Quality[J]. The Accounting Review，2005，80(2)：585-612.

[18]曹国华，林川，丘邦翰，毕家豫.会计师事务所更迭与审计质量——中美上市公司的比较[J].审计与经济研究，2011(5)：21-29.

[19]薄仙慧，吴联生.盈余管理、信息风险与审计意见[J].审计研究，2011(1)：90-97.

[20]Johl S，Jubb C, Houghton K. Earning management and the audit opinion：evidence from malaysia[J]. Managerial Auditing Journal，2007，22(7)：688-715.

[21]杨秀艳，郑少锋.审计意见对上市公司盈余管理的识别分析[J].中国海洋大学学报：社会科学版，2007(2)：73-76.

[22]金玉娜.盈余管理会影响审计意见——基于两类盈余管理的经验研究[J].金融教学与研究，2012(5)：42-45.

[23]O’Keefe T B，King R D, Gaver K M. Audit fees，industry specialization，and compliance with GASS reporting[J]. A Journal of Practice and Theory，1994，13(2)：41-45.

[24]Palmrose Z. Audit fees and auditor size：further evidence[J]. Journal of Accounting Research，1986，24(1)：97-110.

[25]Francis J R, Simon D T. A test of audit pricing in the small-client segment of the U.S. audit markets[J]. The Accounting Review，1987，62(1)：145-157.

[26]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.

[27]Roychowdhury S. Earnings management through real activities manipulation[J]. Journal of Accounting and Economics，2006，42(3)：335-370.

[28]Dechow P M，Sloan R G, Sweeney A P. The relation between earnings management and cash flow[J]. Journal of Accounting and Economics，1998，25(2)：133-168.

[29]李彬，张俊瑞.实际活动盈余管理的经济后果研究：来自销售操控的证据[J].管理评论，2010(9)：84-92.

[30]Francis J R，Maydew E L, Sparks H C. The role of big 6 auditors in the credible reporting of accruals[J]. Auditing：A Journal of Practice and Theory，1999，18(2)：17-34.

[31]李彬，张俊瑞，郭慧婷.会计弹性与真实活动操控的盈余管理关系研究[J].管理评论，2009(6)：99-107.

[32]李婉丽，陈丽英，吕怀立.盈余重述与真实活动操控——以高报盈余的重述公司为例[J].审计与经济研究，2011(4)：69-76.

[33]陈小悦，肖星，过晓艳.配股权与上市公司利润操纵[J].经济研究，2000(1)：30-36.