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用修正的截面Jones模型分离出DA(可操纵性应计利润)的绝对值来测度上市公司盈余管理程度,构建多元回归控制模型,实证检验我国上市公司内部审计质量和盈余管理之间的关系.为了解样本公司内部审计质量的高低,论文首先对合成内部审计质量的三个指标进行描述性统计,相关统计数据如表3所示.(一)描述性统计
表32016-2016样本公司内部审计质量特征变量描述性统计
Variable样本数平均数最大值最小值中位数标准差Quality821.99002.21.12.10.2300LAModle820.84151010.3675Institution820.61711010.3890Size824.14639231.6639根据表3的描述性统计结果,表明样本公司的内部审计独立性(LAModle)的平均数是0.8415,也就表明样本公司中84.15%的内部审计机构的管理模式属于表1中的后三种管理模式,即隶属于董事会下设的审计委员会,董事会或者监事会,这表示大部分的样本公司是由董事会或监事会或审计委员会直接管理审计部门,也直接证明了我国内部审计的独立性以及客观性整体较好.专业胜任能力(Institution)的均值为0.6171,说明有60%以上的样本公司有制定内部审计制度或相关制度,在内部审计人员的专业要求上有明确的规定.内部审计规模(Size)的均值为4.1463,而深交所明确规定上市公司应根据自身需要设置内部审计人员不得少于3人,由此可以看出样本公司配备的内审专职人员偏少,总的来说大部分上市公司还不够重视内部审计.
表4多元回归模型变量的描述性统计表
|DA|QualityAssetLeverageROELossMean0.071.9921.820.550.040.13Median0.042.0821.850.600.070.00Maximum0.492.2024.300.970.351.00Minimum0.001.1019.560.11-2.710.00Std.Dev.0.080.231.160.160.340.34Skewness2.39-2.070.13-0.47-6.932.15Kurtosis10.838.362.223.0756.665.61Jarque-Bera287.72156.802.313.0810496.7286.26Probability0.000.000.320.210.000.00Observations828282828282表4是多元回归控制模型中所有变量的描述性统计表.从表4可以看出,2016-2016年样本公司的盈余管理程度|DA|极大值为0.49,平均值为0.07,标准差为0.08,可见样本公司的盈余管理程度水平不一,对盈余的操纵差距较大.而内部审计质量均分是1.99分,极大值是2.20分,所以可以知道样本公司中公告了内部审计信息的公司内部审计质量还是比较高的,表明内部审计越来越受到一些上市公司的高度重视,同时,上表也显示,样本公司中是否亏损的均值为0.13,说明有13%的样本公司上年有亏损,而净资产收益率的最小值为负数,表明部分上市公司的业绩有所下滑.
(二)变量间相关性检验
在进行多元回归分析之前,为了了解模型中各变量的相关程度,需要对模型中各个变量进行相关性的检验,并尽量减少可能会出现的多重共线性问题.样本公司多元回归模型变量间相关关系如下所示:
表5多元回归模型变量之间的相关系数
|DA|QualityAssetsLeverageROELoss|DA|1.000-0.2210.105-0.1820.1360.031Quality-0.2211.0000.233-0.1460.0950.148Assets0.1050.2331.0000.0570.091-0.044Leverage-0.182-0.1460.0571.000-0.3910.186ROE0.1360.0950.091-0.3911.0000.230Loss0.0310.148-0.0440.1860.2301.000根据上表的数据,我们可以发现内部审计质量与盈余管理的相关系数为-0.221,两者之间呈负相关,这与本文的假设一致,同时盈余管理与控制变量公司的规模,净资产收益率和公司上年是否亏损呈正相关,与资产负债率负相关,同时各变量之间最大相关系数绝对值为0.391,多重共线性不明显,因此在回归模型中不剔除控制变量,但是需要做进一步的回归分析得出偏相关系数,以验证内部审计质量与盈余管理的相关程度.
(三)多元回归分析
为了检验内部审计质量与盈余管理的相关系数,需要进一步对样本公司进行OLS多元回归,表6是根据样本公司的线性多元回归结果整理而得:
表6多元回归结果
变量系数标准差t-StatisticProb.Quality-0.105160.03884-2.70733**0.0084Assets0.012850.007781.65170*0.1027Leverage-0.102150.0582-1.75519*0.0833ROE0.014270.028591.69919*0.0991Loss0.008870.025740.344460.7314**,*分别表示在1%,10%水平上统计显着
表6显示,样本公司解释变量内部审计质量与盈余管理度量——可控应计利润|DA|之间的偏相关系数为负,同时也通过了t检验,并在1%的显着水平上显着,从而验证了笔者的假设:内部审计质量与盈余管理呈负相关.说明内部审计质量越高的公司,盈余管理水平越低,高效的内部审计可以对盈余管理发挥一定抑制作用,也充分体现了它在公司治理中的重要性,但两者之间的偏相关系数为-0.11,从绝对值上,内部审计对盈余管理的抑制作用还较弱,说明内部审计职能还没能充分的发挥.
代表公司规模的总资产与盈余管理正相关,这与本文的预测一致.由于公司规模越大,公司治理越复杂,所以越有可能通过盈余管理将盈余递延到将来.
公司的资产负债率与|DA|的相关系数为-0.102,并在10%的显着水平上显着,说明其与盈余管理显着负相关,与本文的预测相反,也就是资产负债率越大,公司的盈余管理行为越受到抑制,究其原因,笔者认为除了样本数据的限制外,同时由于公司负担的债务越大,债权人的要求更高,比如要求公司上季度的销售收入要达到一定金额等,因此公司在选择会计政策时会比较慎重,从而一定程度上抑制了盈余管理行为.
本文实证研究结果表明,ROE与盈余管理呈正相关关系,与本文的预测一致,Dechow(1995)的研究也表明,公司的业绩越好,应计利润越大,盈余管理的可能越大.
公司上一年度的亏损情况Loss的回归系数为0.00887,没有通过t检验,这表明上一年度公司是否亏损,与盈余管理相关性不大.究其原因,我国汽车制造业由于行业的特殊性,亏损的公司很少,同时本文选取的2016—2016年样本公司中,亏损公司只有11家(占比13%),过低的研究样本可能导致其与盈余管理的相关关系不显着.
研究结论本文利用沪深两市A股汽车制造上市公司业2016—2016三年的财务年报数据和相关审计资料,运用修正的截面Jones模型估计出的公司可控性应计利润的绝对值,并以此作为上市公司盈余管理程度的衡量指标,对以内部审计独立性,内部审计专业胜任能力和内部审计的规模三个指标合成的内部审计质量与盈余管理的关系进行了理论分析和实证研究,研究发现,在控制其他条件不变的情况下,内部审计质量与盈余管理成负相关关系,且相关关系显着.也就是说高质量的内部审计能在一定程度上抑制盈余管理行为,优化公司治理,体现内部审计的自身价值.
致谢
大学四年,匆匆而过,在论文完成之际,我要特别感谢我的毕业论文指导老师吴虹雁教授,历经半年的时间,从文献综述的撰写,毕业论文题目的拟定,到开题报告的设计,直至论文的最后定稿,吴老师给予我悉心的指导,提出了许多宝贵意见和建议.吴老师为人谦和,平易近人,治学严谨,要求严格,在论文的撰写过程中精心的指导我.同时,吴老师渊博的知识,求实的作风,一丝不苟的工作精神深深地影响了我.
同时感谢四年里所有在我生活上和学习上给予过帮助的所有老师和同学们感谢他们对我的指导和关怀,没有大家的帮助我不
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