特稿
内部控制、注册会计师审计与盈余管理
张嘉兴，傅绍正
（天津财经大学商学院，天津300222）
［摘
要］已有研究表明，内部控制和注册会计师审计都会抑制公司盈余管理行为。然而，两者在抑制盈余管
理的过程中究竟存在何种关系？这种关系是否受制度背景的影响？以2007—2010年中国A 股上市公司为研究对在校正自选择偏差后，研究发现：内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理过程中存在替代关系，并且这一象，
关系在不同性质的企业和市场化程度不一样的地区中存在一定差异。
［关键词］内部控制；注册会计师审计；应计项目；会计信息质量；盈余管理；替代关系［F239．43中图分类号］
［A 文献标识码］
［1004-4833（2014）02-0003-11文章编号］
一、引言
已有研究表明，有效的内部控制和高质量的注册会计师审计是抑制企业盈余管理行为、确保会计信息质量、维护资本市场秩序的重要制度安排。那么，内部控制和注册会计师审计在抑制企业盈余管理过程中是什么关系？根据经济学原理，如果两种商品可以相互替代来满足人们的同一种欲望，则称那么，两者之间是这两种商品之间存在替代关系。假如将内部控制和注册会计师审计视作两种商品，
否存在替代关系？进一步地，这种替代关系是否受不同盈余管理模式和中国特殊制度背景的影响？虽然个别研究已经开始关注内部控制和注册会计师审计的交互关系（替代或者互补），但这些研究还不系统，尚没有深入挖掘不同盈余管理模式或者制度背景对两者关系的影响。
鉴于此，本文以沪、深两市A 股上市公司2007—2010年的经验数据为样本，实证检验在不同盈余内部控制和注册会计师审计之间是否存在替代关系。进一步地，考虑到中国特殊的制度管理模式下，
背景，本文在对内部控制和注册会计师审计的替代关系进行总体研究的基础上，区分企业性质和不同市场化程度，检验在不同制度背景下两者之间的替代关系是否存在差异。
二、文献回顾
盈余管理一直是国内外学术研究的热点，国外学者针对内部控制对盈余管理的影响开展了卓有成效的研究。Doyle 等以披露内部控制缺陷的公司为样本，研究发现内部控制缺陷与不能转换成现金流的低质量应计利润正相关了相同的结论
［3］
［1］
。Skaife 等发现内部控制缺陷与盈余质量显著负相关［2］，Chan 等得出
［4］
。Altamuro 等发现对内部控制监管可以提高盈余持续性，进而提高财务报告质量。
①
自Ｒoychowdhury提出真实活动盈余管理的计量模型后，学术界对盈余管理的实证研究就不再局限
于应计项目盈余管理
［5］
。Cohen 等研究了萨班斯法案（SOX ）的颁布及实施对不同盈余管理模式的影
［收稿日期］2013-06-11
［基金项目］国家自然科学基金面上项目（71272189）；教育部人文社会科学研究一般项目（12YJA790193）；天津财经大学研究生创新基金优秀博士学位论文培育项目（2013TCB002）
［作者简介］张嘉兴（1952—），男，天津人，天津财经大学商学院会计系教授，博士生导师，原天津财经大学校长、党委副书记，从
；（1989—），，，，。事成本控制与审计理论研究傅绍正男山东临朐人天津财经大学商学院博士研究生从事内部控制与审计理论研究
Ｒoychowdhury将真实活动盈余管理分为三个部分：销售操控、生产成本操控和酌量费用操控，并提出相应的模型加以计量。①
张嘉兴，傅绍正：内部控制、注册会计师审计与盈余管理
响，研究发现应计项目盈余管理在SOX 实施后有明显的下降趋势，并且与SOX 实施前相比，上市公司为达到重要的盈余门槛进行了更多的真实活动盈余管理和更少的应计项目盈余管理理者会根据真实活动盈余管理的实现情况决定应计项目盈余管理水平行业专长等视角，提供了独立审计抑制盈余管理行为的经验证据内部控制能够抑制盈余管理
［10-11］
［8-9］
［7］
［6］
。Zang 进
一步地研究了两种盈余管理模式的选择问题，他认为盈余管理模式的选择取决于两者的相对成本，管
。另外，也有学者从审计师。
针对内部控制对盈余管理的影响，国内学者形成了两种不同的观点①。有学者研究发现有效的
。但是张国清以2007年A 股非金融类上市公司为研究对象，并未发
［12］
现内部控制能够抑制盈余管理的经验证据制质量与审计师变更之间存在替代关系
。此外，方红星等认为当内部控制足够有效时，内部控
［13］
。范经华等将研究样本分为内部控制较好和较差两组，研
［14］
究发现在内部控制较好的样本组中，审计师行业专长与盈余管理显著负相关，进而他认为有效的内部即内部控制与注册会计师审计存在互补关系控制有助于审计师行业专长的发挥，
。但是，范经华
的研究仍存在有待商榷的地方：一方面，审计师行业专长是否意味着高质量的审计？国内学者并未发现两者正相关的经验证据，假如审计行业专长并不意味着高质量的注册会计师审计，那么，追求审计行业专长的意义何在？另一方面，分组研究法并不是学术界研究替代和互补关系的主要手段②。
综上所述，将内部控制和注册会计师审计视作抑制盈余管理行为的制度耦合体，研究两者在抑制并进一步考察我国特殊制度背景对这一交互作用的影响，对如何加强内盈余管理过程中的交互作用，外监管制度建设具有重要启示意义。
三、理论分析与研究假设
（一）内部控制与注册会计师审计在抑制盈余管理过程中的替代关系
内部控制抑制盈余管理的作用机制主要体现在以下两方面：第一，内部控制实现了企业内部的权
［15］
力制衡，可以减少企业内部无意错报和有意操纵的可能性；第二，从实现内部控制目标的角度出为了合理保证企业经营管理合法合规、财务报告及相关信息真实完整，内部控制可以抑制企业对发，
会计政策的滥用，促进企业实现发展战略，内部控制可以抑制真实活动盈余管理这种短视行为，追求企业价值最大化。注册会计师审计是减少利益冲突、降低代理成本的重要担保机制，其依赖审计师的独立性和专业胜任能力，向被审计单位提供审计服务，确保企业提供的信息合法合规，在所有重大方面公允反映被审计单位的财务状况、经营成果和现金流量。注册会计师审计质量越高，企业盈余管理内部控制和注册会计师审计都可以抑制企业的盈余管理行为，按照经济学的程度就越低。由此可见，原理，两者之间存在替代关系。这一替代关系表现在：贯穿于企业全过程的内部控制，其本质是一种风险控制活动
，内部控制有效意味着企业财务信息存在会计差错和舞弊的可能性较低，而审计质量取决于审计师发现并报告会计差错和舞弊的联合概率，即有效的内部控制“挤出”了注册会计师审
H 1：内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理过程中存在替代关系。（二）制度背景的影响
内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理过程中的替代关系取决于两者是否确实起到了抑制盈余管理的作用。如果两者中的某一制度未起作用，那么，研究两者之间替代关系的检验也就没有意义。尽管已有研究表明有效的内部控制可以抑制盈余管理行为
［11］
［16］
本文提出假设H 1。计对会计信息质量的影响。基于上述分析，
，注册会计师审计对盈余管理的抑
内部控制替代指标方面的原因。国内研究内部控制质量主要采用是否自愿披①本文认为导致研究结论不一致的原因有：第一，
露内部控制鉴证报告和内部控制指数两种指标度量，两种指标的相关性如何？内部控制指数是否客观？第二，模型设定方面的原因。国内学者在研究内部控制和盈余管理的关系时设计了诸多控制变量，回归结果中控制变量显著的却寥寥无几。
我们发现主要的研究方法有两种：建立交互项和因果关系方程。②通过检索最近三年发表的研究替代与互补关系的文献，
制也不言而喻，但是，由于制度背景的不同，公司和控制环境具有较大的差异性，内部控制和注册会计
在对内部控制和注册师审计在不同的制度背景下对盈余管理的抑制也会具有一定的差异性。因此，
会计师审计两者之间关系进行研究时需要考虑相应的制度背景。本文系统考察了上市公司性质和公
司所在地的市场化程度对两者替代关系的影响。
1．企业性质首先，相比非国有企业而言，国有企业所有者缺位问题依然没有得到有效解决，内部人控制现象但在有的国有企业却难以有效发挥作用。由仍十分严重。虽然国有企业的公司治理结构较为完善，此可见，国有上市公司缺乏良好的控制环境，而控制环境恰恰是内部控制的基础。其次，不同性质的企业在盈余管理动机方面存在差异，国有企业的经营目的不仅是企业价值最大化，更重要的是为国家
［17］
相对而言，国有企业的高管对盈余不敏感，盈余管理动机较弱。最后，当审调节资源配置。因此，
计客户为国有企业时，审计师面临审计失败的风险较小，因为国有企业破产的可能性较小，审计师为
会有针对性地降低审计质量。基于上述分析，本文提出假设H 2。了维持客户关系，
H 2：在不同所有权性质的企业中，内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理过程的替代关系存在差异。
2．市场化程度
伴随着市场化改革的不断深入，我国的总体市场化程度在不断提高。但是，各地区的市场化程度却存在着较大差异。市场化改革显著影响了作为上市公司控制环境重要组成部分的公司治理，提高了内部控制和注册会计师审计监管的有效性。同时，市场化程度的提高，意味着政府干预的减少、制度环境的完善，为内部控制和注册会计师审计作用的发挥营造了公平竞争的市场环境。但是，从另一个角度出发，在市场化程度较低的地区，受政府干预普遍存在、投资者保护意识不够和法制环境不健
使得内部控制和注册会计师审计对盈余管理抑制作用的发挥会受到限制。基于上全等因素的影响，
述分析，本文提出假设H 3。
H 3：在不同的市场化程度下，内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理过程的替代关系存在差异。
四、研究设计
（一）盈余管理的度量1．应计项目盈余管理
［18］
本文借鉴Dechow 等提出的修正横截面Jones 模型，分行业、分年份计量应计项目盈余管理。
PPE i ，ΔＲEVi ，1t t
TA i ，+α2+α3+μi ，（1）t =α1t
A i ，A i ，A i ，t －1t －1t －1
TA i ，其中，t 表示i 公司第t 年的总应计（营业利润与经营活动现金流量之差）除以t －1年的期末
总资产；ΔＲEVi ，t 表示i 公司第t 期收入与第t －1期收入的差额；PPE i ，t 表示i 公司第t 期期末固定资产价值的原值；A i ，本文分行业、分年份对模型（1）进行回归，将t －1表示i 公司第t －1期期末总资产。
^^^
α1、α2、α3的OLS 估计值ααα从而得出非操控性应计（NDA i ，1、2、3代入模型（2），t ）。
^
NDA i ，t =α1
1A i ，t －1
^
+α2
[
PPE i ，（ΔＲEVi ，t t －ΔAＲi ，t ）^
+α3
A i ，A i ，t －1t －1
]
（2）
其中，ΔAＲi ，本文计算样本公司总应计与非操控性应计之差t 表示i 公司第t 期应收账款的增加额。
的绝对值，得出应计项目盈余管理ADA i ，t 。
2．真实活动盈余管理
借鉴以往的研究，本文分别计算操控性经营现金流量、操控性生产成本和操控性酌量费用，以便
张嘉兴，傅绍正：内部控制、注册会计师审计与盈余管理
［5，7］
。度量公司的销售操控、生产操控和酌量性费用操控，进而得出真实活动盈余管理总额
（1）经营现金流量模型。Dechow 等认为正常经营活动现金流量是当期销售收入和当期销售收
Ｒoychowdhury据此得出经营活动现金流量估计模型入变化的线性函数，
CFO i ，Sales i ，ΔSales i ，1t t t
=α1+α2+α3+μi ，t
A i ，A i ，A i ，A i ，t －1t －1t －1t －1
［18］［5］
：
（3）
CFO i ，Sales i ，其中，用样本公司的t 为i 公司第t 年经营活动现金流量，t 为i 公司第t 年的营业收入。实际经营活动现金流量减去估计的正常经营现金流量，即得出操控性经营现金流量DCFO i ，t 。（2）生产成本模型。Dechow 等认为费用（Expenses ）是当期销售收入的线性函数［18］，Ｒoy-［5］chowdhury 据此估计销售成本和存货变动，并将两者之和定义为生产成本，生产成本估计模型为：
PＲODi ，Sales i ，ΔSales i ，ΔSales i ，1t t t t －1
=α1+α2+α3+α4+μi ，t
A i ，A i ，A i ，A i ，A i ，t －1t －1t －1t －1t －1
（4）
PＲODi ，其中，即销售成本和存货变动之和。用样本公司的实际生产t 为i 公司第t 年的生产成本，成本减去估计的正常生产成本，即得出操控性生产成本DPＲODi ，t 。（3）酌量性费用模型。Dechow 等认为酌量费用（Discretionary Expenses ）是当期销售收入的线性
［18］
Ｒoychowdhury提出用滞后一期的销售但是这可能会导致对残差的低估。为解决这一问题，函数，
［5］
收入进行回归，酌量性费用模型为：
DISEXP i ，Sales i ，1t t －1
=α1+α2+μi ，t
A i ，A i ，A i ，t －1t －1t －1
（5）
DISEXP i ，其中，为当期管理费用和销售费用之和。用样本公司的实t 为i 公司第t 年的酌量性费用，
即得出操控性酌量费用DDISEXP i ，际酌量性费用减去估计的正常酌量性费用，t 。（4）真实活动盈余管理总额模型。借鉴Cohen 等的思路［6］，本文将真实活动盈余管理总额定义
为操控性生产成本扣除操控性经营现金流量和操控性酌量费用之后的差额，模型如下：
DＲEMi ，t =PＲODi ，t －DCFO i ，t －DISEXP i ，t
（6）
（二）内部控制的度量
根据信号传递理论，企业自愿信息披露有利于企业在风险资本市场上争夺稀缺的风险资本，质量本文将自愿披露内部控制信息并获得标准鉴证报告（Discl i ，高的公司更有动机自愿披露。因此，t ）作而且已有研究也支持这一替代变量为公司拥有有效内部控制的替代变量，（三）注册会计师审计的度量
［10-11］
。
审计质量是由市场评估的，是审计师能够发现并报告财务报表中包含的重大错报或漏报的联合
概率，即审计质量取决于审计师的独立性和专业胜任能力。而在其他情况相同时，大规模事务所往往因为事务所规模越大，其保持独立性的动机越强，专业胜任能力也越高，毁誉行为代表着高审计质量，
造成的损失越大。所以，国际四大（Big 4）更有动机保证注册会计师审计质量。
（四）研究模型与变量设计
为检验上述假设，本文构建模型（7）：
EM i ，（7）t =α0+α1IC i ，t +α2Audit i ，t +α3IC i ，t ˑ Audit i ，t +α4Controls i ，t +εi ，t
EM i ，DＲEMi ，DCFO i ，PＲODi ，IC i ，其中，分别为ADA i ，t 为盈余管理，t 、t 、t 、t 和DISEXP i ，t 。t 为内部控制Audit i ，的度量指标Discl i ，内部控制和注册会计师审计的交互项（ic i ，t 。t 为注册会计师审计的度量指标。t
ˑ Audit i ，如果α1、α2t ）用来直接检验内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理过程中的交互关系，显著为负，α3显著为正，则说明内部控制和注册会计师审计均能有效抑制盈余管理行为，且两者在抑
如果α3显著为负，则说明内部控制和注册会计师审计在抑制制盈余管理过程中存在替代关系；反之，
Controls i ，盈余管理的过程中存在互补关系。借鉴Ｒoychowdhury、方红星和金玉娜t 是一系列控制变量，
的研究，这些控制变量包括公司规模、净利润、营业周期、股权集中度、再融资、并购重组、行业和年份
［5，11］
，具体说明见表1。
自愿披露内部控制报告可能存在自选择问题，即上市公司并不是随机地决定是否披露内部控制鉴证报告，而很可能是由于盈余管理程度原本就很低，才决定披露内部控制鉴证报告。在这种情况下，直可能存在偏差接运用OLS 回归，校正自选择问题
［11］
［11］
。本文借鉴方红星和金玉娜的研究思路，采用两阶段处理效应模型
（8）
［11］
。即第一阶段使用模型（8）计算不同公司自愿披露内部控制鉴证报告的概率。
Discl i ，t =α0+α1X i ，t +εi ，t
取了表1中的影响选择自愿披露内部控制鉴证的因素二阶段盈余管理回归模型中。
表1
变量性质
变量代码
ADA DCFO
因变量
DPＲODDDISEXP DＲEM
自变量
Discl Big4Size Income Cycle H5
控制变量
Issue M＆AInd Year
影响选择自愿性内部控制鉴证的因素
Size Type EPS STPT Direc Super Ind Year
变量名称应计项目盈余管理操控性经营现金流量操控性生产成本操控性酌量费用真实活动盈余管理自愿披露内控鉴证报告
国际四大公司规模净利润营业周期股权集中度再融资并购重组行业年份公司规模
财务报表审计意见类型
每股收益ST 或PT 公司董事会规模监事会规模
行业年份
见模型（1）和模型（2）见模型（3）见模型（4）见模型（5）见模型（6）
上市公司自愿披露内控鉴证报告取值为1，否则为0对公司进行报表审计的事务所是国际四大取值为1，否则为0年末公司市值的自然对数净利润/上一期的资产总额营业周期的自然对数
前五大股东持股比例的平方和
公司在每一观测年度增发或配股，则取值为1，否则为0公司在每一观测年度发生并购或重组，则取值为1，否则为0
变量说明
变量定义
X i ，该模型为概率选择模型，本文借鉴方红星等的研究，选t 是影响选择自愿内部控制鉴证的因素，
。由该模型得出自选择系数λ，再将λ带入第
《上市公司行业分类指引》，根据证监会2001年颁布的以综合业为基准设
除制造业按二级代码，其他行业均按一级代码分类①置行业哑变量，
以2007年为基准设置年份哑变量同上
公司财务报表获得了标准审计意见取值为1，否则为0
净利润/总股数
在每一观测年度公司的证券中文简称中包含ST 或PT ，则取值为1，否则为0董事会人数监事会人数同上同上
（五）样本选择
本文选取2007—2010年沪、深两市A 股非金融业上市公司为研究对象，鉴于创业板在我国建立
时间较短，本文未予以考虑，最终得到1545家样本公司，四年共计5505个样本观测值。上市公司数据主要来自国泰安CSMAＲ数据库，企业性质数据来源于CCEＲ数据库，市场化数据来源于樊纲和王
“市场化程度指数”，小鲁所编制的内部控制鉴证报告信息由作者通过阅读年报手工收集、整理，并借本文对所有连续变量进行助同花顺iFinD 数据库对数据的完整性加以验证。为消除异常值的影响，
要求每行业—年度观测值个数不得少于15个，因此本文进行了如下处理：（1）将C2行业归入①分行业和年份进行线性回归时，
C9行业中；（2）删除了L 行业；（3）删除了行业—年度观测值个数少于15的观测值。
张嘉兴，傅绍正：内部控制、注册会计师审计与盈余管理了上下1%的Winsorize 处理。统计分析软件为Stata11．0。
五、实证分析
（一）描述性统计
Panal A 为上市公司是否自愿披露内部控制鉴证报表2列示了主要变量的描述性统计结果。其中，
结果显示：自愿披露内部控制鉴证报告的公司拥有较低的应计项告与盈余管理连续变量的均值T 检验，
目盈余管理（ADA ）、真实活动盈余管理（DＲEM）和生产成本操纵（DPＲOD），较高的操纵现金流量（DCFO ），并且这种差异是显著的。Panal B 为是否由国际四大提供报表审计与盈余管理连续变量的均DＲEM和DPＲOD，值T 检验，结果显示：由国际四大提供报表审计的上市公司拥有较低的ADA 、较高的DCFO 和DDISEXP ，并且这种差异是高度显著的。Panal C 为控制变量描述性统计表。
表2
描述性统计表
Panal A ：上市公司是否自愿披露内部控制鉴证报告与盈余管理连续变量的均值T 检验stats ADA DCFO DPＲODDDISEXP DＲEM
Discl 0101010101Big[1**********]
N [***********][***********]1149N [***********][**************]02
min 0．0010．001－0．324－0．324－0．447－0．447－0．163－0．163－0．736－0．736min 0．0010．001－0．324－0．324－0．447－0．447－0．163－0．118－0．736－0．736p25
00014．5574．3180．0120．07101
p250．0230．021－0．041－0．034－0．084－0．093－0．018－0．019－0．153－0．171p250．0230．018－0．041－0．017－0．085－0．13－0．019－0．009－0．155－0．241p5000015．1514．9520．0390．13601
p500．0540．0510．0070．014－0．019－0．0330．0030．003－0．032－0．056p500．0540．0450．0080．032－0．02－0．0480．0030．007－0．036－0．099mean 0．2250．0540．33415．2555．0040．0490．1660．1060．781
mean 0．0840．0770．0070．013－0．015－0．0270．0090．009－0．03－0．049mean 0．0830．070．0070．035－0．016－0．0510．0080．024－0．03－0．108p7500115．8445．5970．0780．23901
p750．1060．1020．060．0660．0460．0380．0320．0350．0810．066p750．1060．0880．0590．0930．0460．030．0320．0380．0790．032max 11118．2468．3930．4220．56111
max 0．5860．5860．3020．3020．5170．5170．2480．2480．8070．807max 0．5860．5860．3020．3020．5170．5170．2480．2480．8070．807sd 0．4170．2270．4721．0371．0890．0870．1190．3080．414
sd 0．0980．0860．0990．0970．1450．1330．0590．0620．2440．236sd 0．0960．0850．0980．0990．1420．1520．0590．0670．2410．254
T 检验
＊
2．15＊
－1．96*
＊＊
2．71＊
－0．34
＊
2．43＊
Panal B ：是否由国际四大提供报表审计与盈余管理连续变量的均值T 检验stats ADA DCFO DPＲODDDISEXP DＲEM
T 检验
＊
2．33＊
＊＊
－4．82＊
＊＊
4．25＊
＊＊
－4．68＊
＊＊
5．50＊
Panal C ：控制变量描述性统计表stats N min Discl 55050Top455050Top1055050Size 550513．204Cycle 55052．429Income 5505－0．245H555050．012Issue 55050M＆A55050
*分别表示在1%、5%、10%统计水平上显著，注：＊＊＊、＊＊、下同。
（二）相关性分析
下页表3为各变量的Pearson 和Spearman 相关系数。结果表明，应计项目盈余管理、操纵现金流量、生产成本操纵、操控性酌量费用和真实活动盈余管理之间存在显著相关关系，能够较好地反映盈余
管理程度。解释变量和控制变量之间的相关性均在0．4以下，表明存在严重多重共线性的可能性较小。
表3
ADA
ADA DCFO DPＲODDDISEXP DＲEMDiscl Big4Size Cycle Income H5Issue M＆A
1
DCFO
DPＲOD
DDISEXP
DＲEM
＊＊0．096＊
＊＊0．087＊＊＊－0．041＊＊＊－0．099＊
＊＊＊＊＊＊＊＊＊1－0．179－0．4500．164＊＊－0．450＊＊＊＊＊10．164＊－0．447＊＊＊0．166＊＊＊－0．479＊＊＊1－0．059＊
Pearson （Spearman ）相关系数表
Discl －0．016
Big4
＊＊－0．042＊＊＊0．072＊
Size 0．006
Cycle
＊＊0．151＊
Income
＊＊0．091＊
H50．005
Issue
＊＊0．069＊
M＆A
＊＊0．064＊＊0．032＊＊0．032＊＊0．034＊
＊＊0．035＊＊－0．719＊
＊0．030＊
＊＊－0．042＊＊＊－0．058＊＊＊－0．135＊＊＊0．064＊＊＊－0．296＊＊＊－0．0080．887＊
＊＊0．099＊＊＊0．148＊＊＊0．259＊
＊＊0．094＊
＊＊－0．111＊＊＊0．233＊＊＊0．126＊＊－0．059＊＊＊－0．031＊
＊＊－0．002＊＊－0．548＊0．050＊
＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊1－0．7130．912－0．602－0．070＊0．190－0．042
＊＊0．0031－0．021－0．023*－0．031＊0．025*－0．034＊
＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊－0．0211－0．0330．067－0．0610．066－0．078
＊＊－0．111＊＊＊0．107＊＊＊－0．136＊＊＊0．142＊＊＊0．321＊＊＊0．010．119＊
＊＊0．043＊
＊＊0．136＊
＊＊0．097＊＊＊0．100＊＊＊0．080＊
＊＊0．049＊＊＊0．161＊
0．025*
＊＊－0．063＊＊＊－0．0150．063＊
＊＊0．065＊＊＊－0．282＊＊＊＊＊0．002－0．147＊0．043＊
＊0．141＊＊＊－0．030＊
＊＊0．076＊＊＊－0．126＊
＊＊0．112＊＊＊0．142＊
＊＊0．080＊
－0．026*
＊－0．027＊
－0．019
0．023*
＊＊－0．119＊＊＊0．111＊＊＊0．237＊＊＊－0．035＊＊＊－0．108＊＊＊－0．132＊＊＊0．107＊
＊＊－0．179＊＊＊0．053＊＊＊－0．188＊＊＊0．193＊＊＊＊＊0．0110．0150．035＊0．025*－0．048＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊－0．0090．122－0．0500．0730．073＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊0．021－0．0640．0360．0710．042＊
0．023*
＊－0．027＊
＊＊0．432＊＊＊0．266＊＊＊0．203＊＊＊－0．141＊
＊＊－0．115＊＊＊＊＊10．013－0．077＊0．067＊
＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊10．370－0．0680．1840．204－0．025*＊＊－0．092＊＊＊0．191＊＊＊＊＊－0．100＊＊＊10．331＊0．078＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊0．01510．0180．1930．2070．088
1
－0．026*－0．02＊＊0．073＊－0．004＊＊－0．092＊0．0181
*分别表示在1%、5%、10%统计水平下显著。注：（1）左下方为Pearson 相关系数，右上方为Spearman 相关系数；（2）＊＊＊、＊＊、
（三）回归分析
1．内部控制与注册会计师审计在抑制盈余管理过程中的替代关系
检验有效的内部控制能够抑制盈余管理本文采用两阶段处理效应模型校正自选择带来的偏差，
［11］
的结论是否是由于低盈余管理的公司自愿选择披露内部控制鉴证而得到的。表4列示了采用两阶段处理效应模型进行回归的结果。
表4
——Treatment-Effect Model 回归结果内部控制、注册会计师审计在抑制盈余管理过程中的替代关系—
（1）
ADA
＊＊
－0．234＊（－7．91）－0．011*（－1．76）0．022*（1．89）
＊＊
0．007＊（2．91）
＊＊
0．013＊（8．72）
＊＊
0．201＊（10．28）
＊
0．026＊（2．26）
＊＊
0．028＊（7．07）
＊＊
0．009＊（2．97）－0．070*（－1．88）
（2）DＲEM
＊＊
－0．248＊（－3．99）
＊＊
－0．053＊（－3．24）0．061*（1．72）
＊＊
－0．017＊（－3．11）
＊＊
0．014＊（3．70）
＊＊
－0．474＊（－10．99）
＊＊
0．209＊（7．19）
＊＊
0．098＊（9．27）
＊＊
0．025＊（3．23）
＊
0．205＊（2．52）
（3）DCFO
＊＊
0．080＊（3．22）
＊＊
0．019＊（2．83）
＊
－0．029＊（－1．99）0．004*（1．72）
＊＊
－0．007＊（－4．88）
＊＊
0．207＊（11．87）
＊＊
－0．042＊（－3．52）
＊＊
－0．031＊（－7．20）
＊＊
－0．014＊（－4．59）－0．028（－0．86）
（4）DPＲOD
＊＊
－0．160＊（－4．32）
＊
－0．023＊（－2．37）0．032（1．53）－0．004（－1．35）
＊＊
0．012＊（5．60）
＊＊
－0．270＊（－10．52）
＊＊
0．110＊（6．41）
＊＊
0．056＊（8．99）
＊＊
0．012＊（2．72）0．021（0．43）
（5）DDISEXP －0．016（－1．10）
＊＊
0．012＊（2．97）0．001（0．06）
＊＊
0．010＊（7．54）
＊＊
0．007＊（7．69）
＊
0．022＊（2．10）
＊＊
－0．045＊（－6．13）
＊
－0．006＊（－2．24）0．002（0．96）
＊＊
－0．177＊（－9．00）
（6）Probit
Discl Big4Discl ˑ Big4
Size Cycle Income H5Issue M＆ACon Type EPS STPT Direc Super Con_λWald x 2
＊＊
0．125＊（5．90）
＊＊
－0．384＊（－3．08）
＊＊
0．176＊（4．27）
＊＊
－0．890＊（－6．23）－0．005（－0．87）
＊
－0．020＊（－2．13）
＊＊
－2．558＊（－8．02）
＊＊
0．133＊（7．77）910．00
＊＊
0．138＊（3．84）514．80
＊＊
－0．046＊（－3．15）462．38
＊＊
0．088＊（4．11）461．60
0．009（1．09）310．84
张嘉兴，傅绍正：内部控制、注册会计师审计与盈余管理
DＲEM、DCFO 和DPＲOD为因变量的模型中，由表4可知，在以ADA 、自选择系数λ均在1%的统计水平上显著，说明自愿披露内部控制鉴证报告和盈余管理之间存在自选择问题，运用OLS 回归的由（1）和（2）栏列示结果可知，内部控制和注册会计师审计结果存在偏差。在进一步控制内生性后，的回归系数均显著为负，说明内部控制和注册会计师审计均能显著抑制盈余管理行为，交互项的系数显著为正，说明内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理过程中存在显著的替代关系，假设1得到
本文将真实活动盈余管理行为进一步细分，利用模型（7）分别进验证。为了检验回归结果的稳健性，
（4）、（5）栏列示了相应的回归结果。由（3）栏列示的结果可知，行了回归，表4的（3）、内部控制和注
册会计师审计的回归系数均显著为正，交互项的系数显著为负，即内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理（销售操控）过程中存在显著的替代关系，回归结果稳健、可信。
表5
内部控制、注册会计师审计与盈余管理：不同所有权性质
Non-state-owned enterprises
（Treatment-effect Model ）
Probit
ADA －0．199（－6．09）－0．027*（－1．90）0．046*（1．79）0．003（0．75）
＊＊
0．021＊（10．06）
＊＊
0．180＊（6．17）
＊＊
0．083＊（3．99）
＊＊
0．026＊（3．72）
＊
0．012＊（2．12）－0．058（－0．97）
＊＊＊
State-owned enterprises
（Treatment-effect Model ）
ADA
Discl Big4Discl ˑ Big4
Size Cycle Income H5Issue M＆ACon Type EPS STPT Direc Super Con_λWald x 2
＊＊
0．123＊（4．79）402．36
＊
－0．059＊（－2．51）228．96
－0．214（－4．79）－0．003（－0．45）0．013（1．01）
＊＊
0．010＊（2．91）
＊＊
0．019＊（13．64）
＊＊
0．196＊（7．90）0．011（0．84）
＊＊
0．033＊（6．81）
＊＊
0．010＊（2．70）
＊＊
－0．152＊（－3．49）
＊＊＊
DＲEM
－0．061（－0．64）－0．026（－1．49）0．069*（1．66）
＊＊
－0．021＊（－3．24）
＊＊
0．020＊（5．57）
＊＊
－0．611＊（－10．68）
＊＊
0．129＊（3．76）
＊＊
0．118＊（9．07）
＊＊
0．026＊（2．83）－0．061（－0．64）
DＲEM－0．298（－4．07）
＊＊
－0．134＊（－3．81）0．073*（1．72）
＊＊
－0．027＊（－2．85）
＊＊
0．018＊（3．52）
＊＊
－0．304＊（－4．59）
＊＊
0．297＊（5．72）
＊＊
0．073＊（4．15）
＊
0．031＊（2．24）
＊＊
－0．298＊（－4．07）
＊＊＊
Probit
＊＊
0．119＊（4．63）＊＊
0．147＊（3．75）
－0．224（－1．42）
＊＊
0．186＊（3．76）
＊＊
－0．660＊（－3．73）0．003（0．53）0．002（0．15）
＊＊
－2．734＊（－6．99）
＊＊
0．108＊（5．67）282．35
＊＊
0．167＊（3．89）149．45
＊＊
－0．622＊（－2．87）0．142*（1．88）
＊＊
－1．254＊（－4．55）－0．012（－1．18）
＊＊
－0．062＊（－3．46）
＊＊
－2．550＊（－4．33）
2．制度背景的影响（1）企业性质的影响
进一步地，本文将全部样本按照企业性质划分为国有企业组和非国有企业组，采用两阶段处理效应模型，进行模型（7）的回归分析，以比较在不同所有权性质的企业中，内部控制和注册会计师审计
在抑制盈余管理过程中的替代关系是否存在差异。上页表5列示了不同所有权性质下，内部控制、注册会计师审计与盈余管理之间关系的回归结果。
从回归结果看，在非国有企业中，内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理过程中的替代关系显著存在，而这种关系在国有企业中并不成立，假设2得到验证。同时，内部控制和注册会计师审计在国有企业的治理效果并不理想，只有内部控制可以显著抑制应计项目盈余管理，而注册会计师审计并没有发挥相应的作用，其中的原因可能是：由于国有企业破产的可能性较小，审计师的审计失败风
审计师为维持客户而纵容盈余管理行为。险降低，
表6
内部控制、注册会计师审计与盈余管理：不同市场化程度
Low market development
（Treatment-effect Model ）
Probit
ADA
＊＊
－0．159＊（－2．70）
High market development （Treatment-effect Model ）
ADA
Discl Big4Discl ˑ Big4①
Size Cycle Income H5Issue M＆ACon Type EPS STPT
（－2．93）
Direc Super Con_λN Wald x 2
＊＊
0．119＊（5．96）
＊＊
－0．054＊（－2．97）
＊＊
－0．019＊（－2．64）
＊＊
－0．208＊（－6．08）
DＲEM
＊＊
0．098＊（3．17）＊＊
0．024＊（3．02）＊
－0．032＊（－2．02）
DＲEM－0．009（－0．16）－0．063*（－1．82）
Probit
－0．013*（－1．69）
＊
0．026＊（2．07）
0．015（0．48）
0．005（1．49）
＊＊
0．017＊（8．65）＊＊
0．274＊（10．52）＊
0．034＊（2．38）＊＊
0．035＊（6．78）＊＊
0．010＊（2．68）
0．005*（1．70）
＊＊
－0．012＊（－5．49）＊＊
0．199＊（7．96）＊＊
－0．048＊（－3．07）＊＊
－0．035＊（－5．98）＊
－0．011＊（－2．50）
＊＊
0．128＊（4．71）
－0．002（－0．43）
＊＊
0．019＊（4．76）
0．011*（1．85）－0．003（－0．57）
＊＊
0．227＊（5．64）
＊
0．131＊（2．13）
0．084*（2．11）
＊＊
0．094＊（2．85）＊
0．019＊（2．11）
0．001（0．02）
＊
－0．027＊（－2．48）
0．011（1．51）0．017（0．19）
－0．391（－2．24）0．231（4．21）
＊＊
－0．014（－1．58）－0．101（－1．10）
0．065（0．26）0．014（0．14）
＊＊
－1．279＊
－0．055（－1．17）
－0．037（－0．86）
＊＊＊
－0．740（－3．87）
＊＊＊
＊
0．035＊（2．17）＊
－0．061＊（－2．27）＊＊
－2．968＊（－3．22）
＊＊
0．091＊（2．71）
－0．021*（－1．68）
＊＊
－2．423＊（－5．91）
－0．005（－0．14）674209．12
3158682．33
3158318．35
674231．76
仅有4家上市公司（7个观测值）聘请国际四大进行了年度报表审计，且它们均未自愿披露内部控制鉴①在市场化程度最低组，
证报告，所以Discl ˑ Big4始终为零，加入回归方程没有意义。
张嘉兴，傅绍正：内部控制、注册会计师审计与盈余管理
（2）市场化的影响
，将全部样本按照年度划分为市场化程度本文按照樊纲和王小鲁所编制的“市场化程度指数”高、中、低三组①。根据已有研究，最高组和最低组更具代表力和说服力，因此本文使用最高和最低两组分别进行模型（7）的回归分析，以比较在不同市场化程度下，内部控制和注册会计师审计在盈余管理治理中的替代关系是否存在差异。上页表6列示了相应的回归结果。
从回归结果看，在市场化程度最高的样本公司中，内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理过程中的替代关系显著存在，而在市场化程度最低的样本企业中这种关系并不成立，假设3得到验证。同时，内部控制和注册会计师审计在低市场化程度下的治理效果也不理想，只是内部控制可以显著抑制应计项目盈余管理，注册会计师审计可以显著抑制真实活动盈余管理。
（四）稳健性检验
此外，本文进行了如下稳健性检验。
1．本文采用审计费用（Fee ）替代国际四大，然后重新进行了回归，回归结果与预期一致。
2．本文分别采用考虑当期业绩因素的截面基本琼斯模型和考虑当期业绩因素的截面修正琼斯模型计算应计项目盈余管理，然后重新进行了回归，回归结果与预期一致。
六、研究结论
本文研究表明：在校正自选择偏差后，不论是应计项目还是真实活动盈余管理，有效的内部控制和高质量的注册会计师审计均可起到有效抑制作用，并且两者之间存在替代关系，这一关系受企业性质和市场化程度的影响，在非国有企业或市场化程度最高的样本公司中这一关系显著存在。我们还
在国有企业中内部控制和注册会计师审计几乎失效，仅内部控制可以有效抑制应计项目盈余管发现，
理；在市场化程度最低的样本公司中，内部控制对真实活动盈余管理、注册会计师审计对应计项目盈余管理均未起到抑制作用。
本文希冀对监管者有如下启示：第一，内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理过程中存在替代关系，且这一关系受制度背景的影响，即在现有制度环境下，内部控制和注册会计师审计作用的发挥受到了一定程度的限制。第二，相关部门应当进一步加强上市公司（尤其是国有上市公司）的内部控制制度建设，优化内部控制环境，这对确保会计信息质量、维护社会主义市场经济秩序和社会公众稳步推进会计师事务所做强做大战略，事务所做强做大有利于提高和保持审计利益至关重要。第三，
从而可以以更强的审计独立性和更高的专业胜任能力确保会计信息质量，维护资本市场秩序。质量，
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［责任编辑：刘茜，高婷］
Internal Control ，Independent Audit ，Accrual-based and ＲealActivities
Earnings Management
ZHANG Jiaxing ，FU Shaozheng
（School of Business ，Tianjin University of Finance and Economics ，Tianjin 300222，China ）
Abstract ：The existing study indicates that the internal control and the independent audit restrain earnings management．How-ever ，what kind of relationship is in the process of inhibition of earnings management ？What's more ，is this relationship influ-enced by institutional background ？We study this relationship of the internal control and the independent audit on an accrual-based and real activities earning management by using A-share listed companies of China from 2007to 2010，and by adjusting
we find the evidence of institutional background influences this relationship．Our study not on-self selection bias．In addition ，
ly enriches the theory of corporate governance patterns ，but also has an enlightening significance in this field．
Key Words ：internal control ；CPA audit ；accrual-based items ；accounting information quality ；earnings management ；substi-tution relationship
·13·
特稿
内部控制、注册会计师审计与盈余管理
张嘉兴，傅绍正
（天津财经大学商学院，天津300222）
［摘
要］已有研究表明，内部控制和注册会计师审计都会抑制公司盈余管理行为。然而，两者在抑制盈余管
理的过程中究竟存在何种关系？这种关系是否受制度背景的影响？以2007—2010年中国A 股上市公司为研究对在校正自选择偏差后，研究发现：内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理过程中存在替代关系，并且这一象，
关系在不同性质的企业和市场化程度不一样的地区中存在一定差异。
［关键词］内部控制；注册会计师审计；应计项目；会计信息质量；盈余管理；替代关系［F239．43中图分类号］
［A 文献标识码］
［1004-4833（2014）02-0003-11文章编号］
一、引言
已有研究表明，有效的内部控制和高质量的注册会计师审计是抑制企业盈余管理行为、确保会计信息质量、维护资本市场秩序的重要制度安排。那么，内部控制和注册会计师审计在抑制企业盈余管理过程中是什么关系？根据经济学原理，如果两种商品可以相互替代来满足人们的同一种欲望，则称那么，两者之间是这两种商品之间存在替代关系。假如将内部控制和注册会计师审计视作两种商品，
否存在替代关系？进一步地，这种替代关系是否受不同盈余管理模式和中国特殊制度背景的影响？虽然个别研究已经开始关注内部控制和注册会计师审计的交互关系（替代或者互补），但这些研究还不系统，尚没有深入挖掘不同盈余管理模式或者制度背景对两者关系的影响。
鉴于此，本文以沪、深两市A 股上市公司2007—2010年的经验数据为样本，实证检验在不同盈余内部控制和注册会计师审计之间是否存在替代关系。进一步地，考虑到中国特殊的制度管理模式下，
背景，本文在对内部控制和注册会计师审计的替代关系进行总体研究的基础上，区分企业性质和不同市场化程度，检验在不同制度背景下两者之间的替代关系是否存在差异。
二、文献回顾
盈余管理一直是国内外学术研究的热点，国外学者针对内部控制对盈余管理的影响开展了卓有成效的研究。Doyle 等以披露内部控制缺陷的公司为样本，研究发现内部控制缺陷与不能转换成现金流的低质量应计利润正相关了相同的结论
［3］
［1］
。Skaife 等发现内部控制缺陷与盈余质量显著负相关［2］，Chan 等得出
［4］
。Altamuro 等发现对内部控制监管可以提高盈余持续性，进而提高财务报告质量。
①
自Ｒoychowdhury提出真实活动盈余管理的计量模型后，学术界对盈余管理的实证研究就不再局限
于应计项目盈余管理
［5］
。Cohen 等研究了萨班斯法案（SOX ）的颁布及实施对不同盈余管理模式的影
［收稿日期］2013-06-11
［基金项目］国家自然科学基金面上项目（71272189）；教育部人文社会科学研究一般项目（12YJA790193）；天津财经大学研究生创新基金优秀博士学位论文培育项目（2013TCB002）
［作者简介］张嘉兴（1952—），男，天津人，天津财经大学商学院会计系教授，博士生导师，原天津财经大学校长、党委副书记，从
；（1989—），，，，。事成本控制与审计理论研究傅绍正男山东临朐人天津财经大学商学院博士研究生从事内部控制与审计理论研究
Ｒoychowdhury将真实活动盈余管理分为三个部分：销售操控、生产成本操控和酌量费用操控，并提出相应的模型加以计量。①
张嘉兴，傅绍正：内部控制、注册会计师审计与盈余管理
响，研究发现应计项目盈余管理在SOX 实施后有明显的下降趋势，并且与SOX 实施前相比，上市公司为达到重要的盈余门槛进行了更多的真实活动盈余管理和更少的应计项目盈余管理理者会根据真实活动盈余管理的实现情况决定应计项目盈余管理水平行业专长等视角，提供了独立审计抑制盈余管理行为的经验证据内部控制能够抑制盈余管理
［10-11］
［8-9］
［7］
［6］
。Zang 进
一步地研究了两种盈余管理模式的选择问题，他认为盈余管理模式的选择取决于两者的相对成本，管
。另外，也有学者从审计师。
针对内部控制对盈余管理的影响，国内学者形成了两种不同的观点①。有学者研究发现有效的
。但是张国清以2007年A 股非金融类上市公司为研究对象，并未发
［12］
现内部控制能够抑制盈余管理的经验证据制质量与审计师变更之间存在替代关系
。此外，方红星等认为当内部控制足够有效时，内部控
［13］
。范经华等将研究样本分为内部控制较好和较差两组，研
［14］
究发现在内部控制较好的样本组中，审计师行业专长与盈余管理显著负相关，进而他认为有效的内部即内部控制与注册会计师审计存在互补关系控制有助于审计师行业专长的发挥，
。但是，范经华
的研究仍存在有待商榷的地方：一方面，审计师行业专长是否意味着高质量的审计？国内学者并未发现两者正相关的经验证据，假如审计行业专长并不意味着高质量的注册会计师审计，那么，追求审计行业专长的意义何在？另一方面，分组研究法并不是学术界研究替代和互补关系的主要手段②。
综上所述，将内部控制和注册会计师审计视作抑制盈余管理行为的制度耦合体，研究两者在抑制并进一步考察我国特殊制度背景对这一交互作用的影响，对如何加强内盈余管理过程中的交互作用，外监管制度建设具有重要启示意义。
三、理论分析与研究假设
（一）内部控制与注册会计师审计在抑制盈余管理过程中的替代关系
内部控制抑制盈余管理的作用机制主要体现在以下两方面：第一，内部控制实现了企业内部的权
［15］
力制衡，可以减少企业内部无意错报和有意操纵的可能性；第二，从实现内部控制目标的角度出为了合理保证企业经营管理合法合规、财务报告及相关信息真实完整，内部控制可以抑制企业对发，
会计政策的滥用，促进企业实现发展战略，内部控制可以抑制真实活动盈余管理这种短视行为，追求企业价值最大化。注册会计师审计是减少利益冲突、降低代理成本的重要担保机制，其依赖审计师的独立性和专业胜任能力，向被审计单位提供审计服务，确保企业提供的信息合法合规，在所有重大方面公允反映被审计单位的财务状况、经营成果和现金流量。注册会计师审计质量越高，企业盈余管理内部控制和注册会计师审计都可以抑制企业的盈余管理行为，按照经济学的程度就越低。由此可见，原理，两者之间存在替代关系。这一替代关系表现在：贯穿于企业全过程的内部控制，其本质是一种风险控制活动
，内部控制有效意味着企业财务信息存在会计差错和舞弊的可能性较低，而审计质量取决于审计师发现并报告会计差错和舞弊的联合概率，即有效的内部控制“挤出”了注册会计师审
H 1：内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理过程中存在替代关系。（二）制度背景的影响
内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理过程中的替代关系取决于两者是否确实起到了抑制盈余管理的作用。如果两者中的某一制度未起作用，那么，研究两者之间替代关系的检验也就没有意义。尽管已有研究表明有效的内部控制可以抑制盈余管理行为
［11］
［16］
本文提出假设H 1。计对会计信息质量的影响。基于上述分析，
，注册会计师审计对盈余管理的抑
内部控制替代指标方面的原因。国内研究内部控制质量主要采用是否自愿披①本文认为导致研究结论不一致的原因有：第一，
露内部控制鉴证报告和内部控制指数两种指标度量，两种指标的相关性如何？内部控制指数是否客观？第二，模型设定方面的原因。国内学者在研究内部控制和盈余管理的关系时设计了诸多控制变量，回归结果中控制变量显著的却寥寥无几。
我们发现主要的研究方法有两种：建立交互项和因果关系方程。②通过检索最近三年发表的研究替代与互补关系的文献，
制也不言而喻，但是，由于制度背景的不同，公司和控制环境具有较大的差异性，内部控制和注册会计
在对内部控制和注册师审计在不同的制度背景下对盈余管理的抑制也会具有一定的差异性。因此，
会计师审计两者之间关系进行研究时需要考虑相应的制度背景。本文系统考察了上市公司性质和公
司所在地的市场化程度对两者替代关系的影响。
1．企业性质首先，相比非国有企业而言，国有企业所有者缺位问题依然没有得到有效解决，内部人控制现象但在有的国有企业却难以有效发挥作用。由仍十分严重。虽然国有企业的公司治理结构较为完善，此可见，国有上市公司缺乏良好的控制环境，而控制环境恰恰是内部控制的基础。其次，不同性质的企业在盈余管理动机方面存在差异，国有企业的经营目的不仅是企业价值最大化，更重要的是为国家
［17］
相对而言，国有企业的高管对盈余不敏感，盈余管理动机较弱。最后，当审调节资源配置。因此，
计客户为国有企业时，审计师面临审计失败的风险较小，因为国有企业破产的可能性较小，审计师为
会有针对性地降低审计质量。基于上述分析，本文提出假设H 2。了维持客户关系，
H 2：在不同所有权性质的企业中，内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理过程的替代关系存在差异。
2．市场化程度
伴随着市场化改革的不断深入，我国的总体市场化程度在不断提高。但是，各地区的市场化程度却存在着较大差异。市场化改革显著影响了作为上市公司控制环境重要组成部分的公司治理，提高了内部控制和注册会计师审计监管的有效性。同时，市场化程度的提高，意味着政府干预的减少、制度环境的完善，为内部控制和注册会计师审计作用的发挥营造了公平竞争的市场环境。但是，从另一个角度出发，在市场化程度较低的地区，受政府干预普遍存在、投资者保护意识不够和法制环境不健
使得内部控制和注册会计师审计对盈余管理抑制作用的发挥会受到限制。基于上全等因素的影响，
述分析，本文提出假设H 3。
H 3：在不同的市场化程度下，内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理过程的替代关系存在差异。
四、研究设计
（一）盈余管理的度量1．应计项目盈余管理
［18］
本文借鉴Dechow 等提出的修正横截面Jones 模型，分行业、分年份计量应计项目盈余管理。
PPE i ，ΔＲEVi ，1t t
TA i ，+α2+α3+μi ，（1）t =α1t
A i ，A i ，A i ，t －1t －1t －1
TA i ，其中，t 表示i 公司第t 年的总应计（营业利润与经营活动现金流量之差）除以t －1年的期末
总资产；ΔＲEVi ，t 表示i 公司第t 期收入与第t －1期收入的差额；PPE i ，t 表示i 公司第t 期期末固定资产价值的原值；A i ，本文分行业、分年份对模型（1）进行回归，将t －1表示i 公司第t －1期期末总资产。
^^^
α1、α2、α3的OLS 估计值ααα从而得出非操控性应计（NDA i ，1、2、3代入模型（2），t ）。
^
NDA i ，t =α1
1A i ，t －1
^
+α2
[
PPE i ，（ΔＲEVi ，t t －ΔAＲi ，t ）^
+α3
A i ，A i ，t －1t －1
]
（2）
其中，ΔAＲi ，本文计算样本公司总应计与非操控性应计之差t 表示i 公司第t 期应收账款的增加额。
的绝对值，得出应计项目盈余管理ADA i ，t 。
2．真实活动盈余管理
借鉴以往的研究，本文分别计算操控性经营现金流量、操控性生产成本和操控性酌量费用，以便
张嘉兴，傅绍正：内部控制、注册会计师审计与盈余管理
［5，7］
。度量公司的销售操控、生产操控和酌量性费用操控，进而得出真实活动盈余管理总额
（1）经营现金流量模型。Dechow 等认为正常经营活动现金流量是当期销售收入和当期销售收
Ｒoychowdhury据此得出经营活动现金流量估计模型入变化的线性函数，
CFO i ，Sales i ，ΔSales i ，1t t t
=α1+α2+α3+μi ，t
A i ，A i ，A i ，A i ，t －1t －1t －1t －1
［18］［5］
：
（3）
CFO i ，Sales i ，其中，用样本公司的t 为i 公司第t 年经营活动现金流量，t 为i 公司第t 年的营业收入。实际经营活动现金流量减去估计的正常经营现金流量，即得出操控性经营现金流量DCFO i ，t 。（2）生产成本模型。Dechow 等认为费用（Expenses ）是当期销售收入的线性函数［18］，Ｒoy-［5］chowdhury 据此估计销售成本和存货变动，并将两者之和定义为生产成本，生产成本估计模型为：
PＲODi ，Sales i ，ΔSales i ，ΔSales i ，1t t t t －1
=α1+α2+α3+α4+μi ，t
A i ，A i ，A i ，A i ，A i ，t －1t －1t －1t －1t －1
（4）
PＲODi ，其中，即销售成本和存货变动之和。用样本公司的实际生产t 为i 公司第t 年的生产成本，成本减去估计的正常生产成本，即得出操控性生产成本DPＲODi ，t 。（3）酌量性费用模型。Dechow 等认为酌量费用（Discretionary Expenses ）是当期销售收入的线性
［18］
Ｒoychowdhury提出用滞后一期的销售但是这可能会导致对残差的低估。为解决这一问题，函数，
［5］
收入进行回归，酌量性费用模型为：
DISEXP i ，Sales i ，1t t －1
=α1+α2+μi ，t
A i ，A i ，A i ，t －1t －1t －1
（5）
DISEXP i ，其中，为当期管理费用和销售费用之和。用样本公司的实t 为i 公司第t 年的酌量性费用，
即得出操控性酌量费用DDISEXP i ，际酌量性费用减去估计的正常酌量性费用，t 。（4）真实活动盈余管理总额模型。借鉴Cohen 等的思路［6］，本文将真实活动盈余管理总额定义
为操控性生产成本扣除操控性经营现金流量和操控性酌量费用之后的差额，模型如下：
DＲEMi ，t =PＲODi ，t －DCFO i ，t －DISEXP i ，t
（6）
（二）内部控制的度量
根据信号传递理论，企业自愿信息披露有利于企业在风险资本市场上争夺稀缺的风险资本，质量本文将自愿披露内部控制信息并获得标准鉴证报告（Discl i ，高的公司更有动机自愿披露。因此，t ）作而且已有研究也支持这一替代变量为公司拥有有效内部控制的替代变量，（三）注册会计师审计的度量
［10-11］
。
审计质量是由市场评估的，是审计师能够发现并报告财务报表中包含的重大错报或漏报的联合
概率，即审计质量取决于审计师的独立性和专业胜任能力。而在其他情况相同时，大规模事务所往往因为事务所规模越大，其保持独立性的动机越强，专业胜任能力也越高，毁誉行为代表着高审计质量，
造成的损失越大。所以，国际四大（Big 4）更有动机保证注册会计师审计质量。
（四）研究模型与变量设计
为检验上述假设，本文构建模型（7）：
EM i ，（7）t =α0+α1IC i ，t +α2Audit i ，t +α3IC i ，t ˑ Audit i ，t +α4Controls i ，t +εi ，t
EM i ，DＲEMi ，DCFO i ，PＲODi ，IC i ，其中，分别为ADA i ，t 为盈余管理，t 、t 、t 、t 和DISEXP i ，t 。t 为内部控制Audit i ，的度量指标Discl i ，内部控制和注册会计师审计的交互项（ic i ，t 。t 为注册会计师审计的度量指标。t
ˑ Audit i ，如果α1、α2t ）用来直接检验内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理过程中的交互关系，显著为负，α3显著为正，则说明内部控制和注册会计师审计均能有效抑制盈余管理行为，且两者在抑
如果α3显著为负，则说明内部控制和注册会计师审计在抑制制盈余管理过程中存在替代关系；反之，
Controls i ，盈余管理的过程中存在互补关系。借鉴Ｒoychowdhury、方红星和金玉娜t 是一系列控制变量，
的研究，这些控制变量包括公司规模、净利润、营业周期、股权集中度、再融资、并购重组、行业和年份
［5，11］
，具体说明见表1。
自愿披露内部控制报告可能存在自选择问题，即上市公司并不是随机地决定是否披露内部控制鉴证报告，而很可能是由于盈余管理程度原本就很低，才决定披露内部控制鉴证报告。在这种情况下，直可能存在偏差接运用OLS 回归，校正自选择问题
［11］
［11］
。本文借鉴方红星和金玉娜的研究思路，采用两阶段处理效应模型
（8）
［11］
。即第一阶段使用模型（8）计算不同公司自愿披露内部控制鉴证报告的概率。
Discl i ，t =α0+α1X i ，t +εi ，t
取了表1中的影响选择自愿披露内部控制鉴证的因素二阶段盈余管理回归模型中。
表1
变量性质
变量代码
ADA DCFO
因变量
DPＲODDDISEXP DＲEM
自变量
Discl Big4Size Income Cycle H5
控制变量
Issue M＆AInd Year
影响选择自愿性内部控制鉴证的因素
Size Type EPS STPT Direc Super Ind Year
变量名称应计项目盈余管理操控性经营现金流量操控性生产成本操控性酌量费用真实活动盈余管理自愿披露内控鉴证报告
国际四大公司规模净利润营业周期股权集中度再融资并购重组行业年份公司规模
财务报表审计意见类型
每股收益ST 或PT 公司董事会规模监事会规模
行业年份
见模型（1）和模型（2）见模型（3）见模型（4）见模型（5）见模型（6）
上市公司自愿披露内控鉴证报告取值为1，否则为0对公司进行报表审计的事务所是国际四大取值为1，否则为0年末公司市值的自然对数净利润/上一期的资产总额营业周期的自然对数
前五大股东持股比例的平方和
公司在每一观测年度增发或配股，则取值为1，否则为0公司在每一观测年度发生并购或重组，则取值为1，否则为0
变量说明
变量定义
X i ，该模型为概率选择模型，本文借鉴方红星等的研究，选t 是影响选择自愿内部控制鉴证的因素，
。由该模型得出自选择系数λ，再将λ带入第
《上市公司行业分类指引》，根据证监会2001年颁布的以综合业为基准设
除制造业按二级代码，其他行业均按一级代码分类①置行业哑变量，
以2007年为基准设置年份哑变量同上
公司财务报表获得了标准审计意见取值为1，否则为0
净利润/总股数
在每一观测年度公司的证券中文简称中包含ST 或PT ，则取值为1，否则为0董事会人数监事会人数同上同上
（五）样本选择
本文选取2007—2010年沪、深两市A 股非金融业上市公司为研究对象，鉴于创业板在我国建立
时间较短，本文未予以考虑，最终得到1545家样本公司，四年共计5505个样本观测值。上市公司数据主要来自国泰安CSMAＲ数据库，企业性质数据来源于CCEＲ数据库，市场化数据来源于樊纲和王
“市场化程度指数”，小鲁所编制的内部控制鉴证报告信息由作者通过阅读年报手工收集、整理，并借本文对所有连续变量进行助同花顺iFinD 数据库对数据的完整性加以验证。为消除异常值的影响，
要求每行业—年度观测值个数不得少于15个，因此本文进行了如下处理：（1）将C2行业归入①分行业和年份进行线性回归时，
C9行业中；（2）删除了L 行业；（3）删除了行业—年度观测值个数少于15的观测值。
张嘉兴，傅绍正：内部控制、注册会计师审计与盈余管理了上下1%的Winsorize 处理。统计分析软件为Stata11．0。
五、实证分析
（一）描述性统计
Panal A 为上市公司是否自愿披露内部控制鉴证报表2列示了主要变量的描述性统计结果。其中，
结果显示：自愿披露内部控制鉴证报告的公司拥有较低的应计项告与盈余管理连续变量的均值T 检验，
目盈余管理（ADA ）、真实活动盈余管理（DＲEM）和生产成本操纵（DPＲOD），较高的操纵现金流量（DCFO ），并且这种差异是显著的。Panal B 为是否由国际四大提供报表审计与盈余管理连续变量的均DＲEM和DPＲOD，值T 检验，结果显示：由国际四大提供报表审计的上市公司拥有较低的ADA 、较高的DCFO 和DDISEXP ，并且这种差异是高度显著的。Panal C 为控制变量描述性统计表。
表2
描述性统计表
Panal A ：上市公司是否自愿披露内部控制鉴证报告与盈余管理连续变量的均值T 检验stats ADA DCFO DPＲODDDISEXP DＲEM
Discl 0101010101Big[1**********]
N [***********][***********]1149N [***********][**************]02
min 0．0010．001－0．324－0．324－0．447－0．447－0．163－0．163－0．736－0．736min 0．0010．001－0．324－0．324－0．447－0．447－0．163－0．118－0．736－0．736p25
00014．5574．3180．0120．07101
p250．0230．021－0．041－0．034－0．084－0．093－0．018－0．019－0．153－0．171p250．0230．018－0．041－0．017－0．085－0．13－0．019－0．009－0．155－0．241p5000015．1514．9520．0390．13601
p500．0540．0510．0070．014－0．019－0．0330．0030．003－0．032－0．056p500．0540．0450．0080．032－0．02－0．0480．0030．007－0．036－0．099mean 0．2250．0540．33415．2555．0040．0490．1660．1060．781
mean 0．0840．0770．0070．013－0．015－0．0270．0090．009－0．03－0．049mean 0．0830．070．0070．035－0．016－0．0510．0080．024－0．03－0．108p7500115．8445．5970．0780．23901
p750．1060．1020．060．0660．0460．0380．0320．0350．0810．066p750．1060．0880．0590．0930．0460．030．0320．0380．0790．032max 11118．2468．3930．4220．56111
max 0．5860．5860．3020．3020．5170．5170．2480．2480．8070．807max 0．5860．5860．3020．3020．5170．5170．2480．2480．8070．807sd 0．4170．2270．4721．0371．0890．0870．1190．3080．414
sd 0．0980．0860．0990．0970．1450．1330．0590．0620．2440．236sd 0．0960．0850．0980．0990．1420．1520．0590．0670．2410．254
T 检验
＊
2．15＊
－1．96*
＊＊
2．71＊
－0．34
＊
2．43＊
Panal B ：是否由国际四大提供报表审计与盈余管理连续变量的均值T 检验stats ADA DCFO DPＲODDDISEXP DＲEM
T 检验
＊
2．33＊
＊＊
－4．82＊
＊＊
4．25＊
＊＊
－4．68＊
＊＊
5．50＊
Panal C ：控制变量描述性统计表stats N min Discl 55050Top455050Top1055050Size 550513．204Cycle 55052．429Income 5505－0．245H555050．012Issue 55050M＆A55050
*分别表示在1%、5%、10%统计水平上显著，注：＊＊＊、＊＊、下同。
（二）相关性分析
下页表3为各变量的Pearson 和Spearman 相关系数。结果表明，应计项目盈余管理、操纵现金流量、生产成本操纵、操控性酌量费用和真实活动盈余管理之间存在显著相关关系，能够较好地反映盈余
管理程度。解释变量和控制变量之间的相关性均在0．4以下，表明存在严重多重共线性的可能性较小。
表3
ADA
ADA DCFO DPＲODDDISEXP DＲEMDiscl Big4Size Cycle Income H5Issue M＆A
1
DCFO
DPＲOD
DDISEXP
DＲEM
＊＊0．096＊
＊＊0．087＊＊＊－0．041＊＊＊－0．099＊
＊＊＊＊＊＊＊＊＊1－0．179－0．4500．164＊＊－0．450＊＊＊＊＊10．164＊－0．447＊＊＊0．166＊＊＊－0．479＊＊＊1－0．059＊
Pearson （Spearman ）相关系数表
Discl －0．016
Big4
＊＊－0．042＊＊＊0．072＊
Size 0．006
Cycle
＊＊0．151＊
Income
＊＊0．091＊
H50．005
Issue
＊＊0．069＊
M＆A
＊＊0．064＊＊0．032＊＊0．032＊＊0．034＊
＊＊0．035＊＊－0．719＊
＊0．030＊
＊＊－0．042＊＊＊－0．058＊＊＊－0．135＊＊＊0．064＊＊＊－0．296＊＊＊－0．0080．887＊
＊＊0．099＊＊＊0．148＊＊＊0．259＊
＊＊0．094＊
＊＊－0．111＊＊＊0．233＊＊＊0．126＊＊－0．059＊＊＊－0．031＊
＊＊－0．002＊＊－0．548＊0．050＊
＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊1－0．7130．912－0．602－0．070＊0．190－0．042
＊＊0．0031－0．021－0．023*－0．031＊0．025*－0．034＊
＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊－0．0211－0．0330．067－0．0610．066－0．078
＊＊－0．111＊＊＊0．107＊＊＊－0．136＊＊＊0．142＊＊＊0．321＊＊＊0．010．119＊
＊＊0．043＊
＊＊0．136＊
＊＊0．097＊＊＊0．100＊＊＊0．080＊
＊＊0．049＊＊＊0．161＊
0．025*
＊＊－0．063＊＊＊－0．0150．063＊
＊＊0．065＊＊＊－0．282＊＊＊＊＊0．002－0．147＊0．043＊
＊0．141＊＊＊－0．030＊
＊＊0．076＊＊＊－0．126＊
＊＊0．112＊＊＊0．142＊
＊＊0．080＊
－0．026*
＊－0．027＊
－0．019
0．023*
＊＊－0．119＊＊＊0．111＊＊＊0．237＊＊＊－0．035＊＊＊－0．108＊＊＊－0．132＊＊＊0．107＊
＊＊－0．179＊＊＊0．053＊＊＊－0．188＊＊＊0．193＊＊＊＊＊0．0110．0150．035＊0．025*－0．048＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊－0．0090．122－0．0500．0730．073＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊0．021－0．0640．0360．0710．042＊
0．023*
＊－0．027＊
＊＊0．432＊＊＊0．266＊＊＊0．203＊＊＊－0．141＊
＊＊－0．115＊＊＊＊＊10．013－0．077＊0．067＊
＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊10．370－0．0680．1840．204－0．025*＊＊－0．092＊＊＊0．191＊＊＊＊＊－0．100＊＊＊10．331＊0．078＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊0．01510．0180．1930．2070．088
1
－0．026*－0．02＊＊0．073＊－0．004＊＊－0．092＊0．0181
*分别表示在1%、5%、10%统计水平下显著。注：（1）左下方为Pearson 相关系数，右上方为Spearman 相关系数；（2）＊＊＊、＊＊、
（三）回归分析
1．内部控制与注册会计师审计在抑制盈余管理过程中的替代关系
检验有效的内部控制能够抑制盈余管理本文采用两阶段处理效应模型校正自选择带来的偏差，
［11］
的结论是否是由于低盈余管理的公司自愿选择披露内部控制鉴证而得到的。表4列示了采用两阶段处理效应模型进行回归的结果。
表4
——Treatment-Effect Model 回归结果内部控制、注册会计师审计在抑制盈余管理过程中的替代关系—
（1）
ADA
＊＊
－0．234＊（－7．91）－0．011*（－1．76）0．022*（1．89）
＊＊
0．007＊（2．91）
＊＊
0．013＊（8．72）
＊＊
0．201＊（10．28）
＊
0．026＊（2．26）
＊＊
0．028＊（7．07）
＊＊
0．009＊（2．97）－0．070*（－1．88）
（2）DＲEM
＊＊
－0．248＊（－3．99）
＊＊
－0．053＊（－3．24）0．061*（1．72）
＊＊
－0．017＊（－3．11）
＊＊
0．014＊（3．70）
＊＊
－0．474＊（－10．99）
＊＊
0．209＊（7．19）
＊＊
0．098＊（9．27）
＊＊
0．025＊（3．23）
＊
0．205＊（2．52）
（3）DCFO
＊＊
0．080＊（3．22）
＊＊
0．019＊（2．83）
＊
－0．029＊（－1．99）0．004*（1．72）
＊＊
－0．007＊（－4．88）
＊＊
0．207＊（11．87）
＊＊
－0．042＊（－3．52）
＊＊
－0．031＊（－7．20）
＊＊
－0．014＊（－4．59）－0．028（－0．86）
（4）DPＲOD
＊＊
－0．160＊（－4．32）
＊
－0．023＊（－2．37）0．032（1．53）－0．004（－1．35）
＊＊
0．012＊（5．60）
＊＊
－0．270＊（－10．52）
＊＊
0．110＊（6．41）
＊＊
0．056＊（8．99）
＊＊
0．012＊（2．72）0．021（0．43）
（5）DDISEXP －0．016（－1．10）
＊＊
0．012＊（2．97）0．001（0．06）
＊＊
0．010＊（7．54）
＊＊
0．007＊（7．69）
＊
0．022＊（2．10）
＊＊
－0．045＊（－6．13）
＊
－0．006＊（－2．24）0．002（0．96）
＊＊
－0．177＊（－9．00）
（6）Probit
Discl Big4Discl ˑ Big4
Size Cycle Income H5Issue M＆ACon Type EPS STPT Direc Super Con_λWald x 2
＊＊
0．125＊（5．90）
＊＊
－0．384＊（－3．08）
＊＊
0．176＊（4．27）
＊＊
－0．890＊（－6．23）－0．005（－0．87）
＊
－0．020＊（－2．13）
＊＊
－2．558＊（－8．02）
＊＊
0．133＊（7．77）910．00
＊＊
0．138＊（3．84）514．80
＊＊
－0．046＊（－3．15）462．38
＊＊
0．088＊（4．11）461．60
0．009（1．09）310．84
张嘉兴，傅绍正：内部控制、注册会计师审计与盈余管理
DＲEM、DCFO 和DPＲOD为因变量的模型中，由表4可知，在以ADA 、自选择系数λ均在1%的统计水平上显著，说明自愿披露内部控制鉴证报告和盈余管理之间存在自选择问题，运用OLS 回归的由（1）和（2）栏列示结果可知，内部控制和注册会计师审计结果存在偏差。在进一步控制内生性后，的回归系数均显著为负，说明内部控制和注册会计师审计均能显著抑制盈余管理行为，交互项的系数显著为正，说明内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理过程中存在显著的替代关系，假设1得到
本文将真实活动盈余管理行为进一步细分，利用模型（7）分别进验证。为了检验回归结果的稳健性，
（4）、（5）栏列示了相应的回归结果。由（3）栏列示的结果可知，行了回归，表4的（3）、内部控制和注
册会计师审计的回归系数均显著为正，交互项的系数显著为负，即内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理（销售操控）过程中存在显著的替代关系，回归结果稳健、可信。
表5
内部控制、注册会计师审计与盈余管理：不同所有权性质
Non-state-owned enterprises
（Treatment-effect Model ）
Probit
ADA －0．199（－6．09）－0．027*（－1．90）0．046*（1．79）0．003（0．75）
＊＊
0．021＊（10．06）
＊＊
0．180＊（6．17）
＊＊
0．083＊（3．99）
＊＊
0．026＊（3．72）
＊
0．012＊（2．12）－0．058（－0．97）
＊＊＊
State-owned enterprises
（Treatment-effect Model ）
ADA
Discl Big4Discl ˑ Big4
Size Cycle Income H5Issue M＆ACon Type EPS STPT Direc Super Con_λWald x 2
＊＊
0．123＊（4．79）402．36
＊
－0．059＊（－2．51）228．96
－0．214（－4．79）－0．003（－0．45）0．013（1．01）
＊＊
0．010＊（2．91）
＊＊
0．019＊（13．64）
＊＊
0．196＊（7．90）0．011（0．84）
＊＊
0．033＊（6．81）
＊＊
0．010＊（2．70）
＊＊
－0．152＊（－3．49）
＊＊＊
DＲEM
－0．061（－0．64）－0．026（－1．49）0．069*（1．66）
＊＊
－0．021＊（－3．24）
＊＊
0．020＊（5．57）
＊＊
－0．611＊（－10．68）
＊＊
0．129＊（3．76）
＊＊
0．118＊（9．07）
＊＊
0．026＊（2．83）－0．061（－0．64）
DＲEM－0．298（－4．07）
＊＊
－0．134＊（－3．81）0．073*（1．72）
＊＊
－0．027＊（－2．85）
＊＊
0．018＊（3．52）
＊＊
－0．304＊（－4．59）
＊＊
0．297＊（5．72）
＊＊
0．073＊（4．15）
＊
0．031＊（2．24）
＊＊
－0．298＊（－4．07）
＊＊＊
Probit
＊＊
0．119＊（4．63）＊＊
0．147＊（3．75）
－0．224（－1．42）
＊＊
0．186＊（3．76）
＊＊
－0．660＊（－3．73）0．003（0．53）0．002（0．15）
＊＊
－2．734＊（－6．99）
＊＊
0．108＊（5．67）282．35
＊＊
0．167＊（3．89）149．45
＊＊
－0．622＊（－2．87）0．142*（1．88）
＊＊
－1．254＊（－4．55）－0．012（－1．18）
＊＊
－0．062＊（－3．46）
＊＊
－2．550＊（－4．33）
2．制度背景的影响（1）企业性质的影响
进一步地，本文将全部样本按照企业性质划分为国有企业组和非国有企业组，采用两阶段处理效应模型，进行模型（7）的回归分析，以比较在不同所有权性质的企业中，内部控制和注册会计师审计
在抑制盈余管理过程中的替代关系是否存在差异。上页表5列示了不同所有权性质下，内部控制、注册会计师审计与盈余管理之间关系的回归结果。
从回归结果看，在非国有企业中，内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理过程中的替代关系显著存在，而这种关系在国有企业中并不成立，假设2得到验证。同时，内部控制和注册会计师审计在国有企业的治理效果并不理想，只有内部控制可以显著抑制应计项目盈余管理，而注册会计师审计并没有发挥相应的作用，其中的原因可能是：由于国有企业破产的可能性较小，审计师的审计失败风
审计师为维持客户而纵容盈余管理行为。险降低，
表6
内部控制、注册会计师审计与盈余管理：不同市场化程度
Low market development
（Treatment-effect Model ）
Probit
ADA
＊＊
－0．159＊（－2．70）
High market development （Treatment-effect Model ）
ADA
Discl Big4Discl ˑ Big4①
Size Cycle Income H5Issue M＆ACon Type EPS STPT
（－2．93）
Direc Super Con_λN Wald x 2
＊＊
0．119＊（5．96）
＊＊
－0．054＊（－2．97）
＊＊
－0．019＊（－2．64）
＊＊
－0．208＊（－6．08）
DＲEM
＊＊
0．098＊（3．17）＊＊
0．024＊（3．02）＊
－0．032＊（－2．02）
DＲEM－0．009（－0．16）－0．063*（－1．82）
Probit
－0．013*（－1．69）
＊
0．026＊（2．07）
0．015（0．48）
0．005（1．49）
＊＊
0．017＊（8．65）＊＊
0．274＊（10．52）＊
0．034＊（2．38）＊＊
0．035＊（6．78）＊＊
0．010＊（2．68）
0．005*（1．70）
＊＊
－0．012＊（－5．49）＊＊
0．199＊（7．96）＊＊
－0．048＊（－3．07）＊＊
－0．035＊（－5．98）＊
－0．011＊（－2．50）
＊＊
0．128＊（4．71）
－0．002（－0．43）
＊＊
0．019＊（4．76）
0．011*（1．85）－0．003（－0．57）
＊＊
0．227＊（5．64）
＊
0．131＊（2．13）
0．084*（2．11）
＊＊
0．094＊（2．85）＊
0．019＊（2．11）
0．001（0．02）
＊
－0．027＊（－2．48）
0．011（1．51）0．017（0．19）
－0．391（－2．24）0．231（4．21）
＊＊
－0．014（－1．58）－0．101（－1．10）
0．065（0．26）0．014（0．14）
＊＊
－1．279＊
－0．055（－1．17）
－0．037（－0．86）
＊＊＊
－0．740（－3．87）
＊＊＊
＊
0．035＊（2．17）＊
－0．061＊（－2．27）＊＊
－2．968＊（－3．22）
＊＊
0．091＊（2．71）
－0．021*（－1．68）
＊＊
－2．423＊（－5．91）
－0．005（－0．14）674209．12
3158682．33
3158318．35
674231．76
仅有4家上市公司（7个观测值）聘请国际四大进行了年度报表审计，且它们均未自愿披露内部控制鉴①在市场化程度最低组，
证报告，所以Discl ˑ Big4始终为零，加入回归方程没有意义。
张嘉兴，傅绍正：内部控制、注册会计师审计与盈余管理
（2）市场化的影响
，将全部样本按照年度划分为市场化程度本文按照樊纲和王小鲁所编制的“市场化程度指数”高、中、低三组①。根据已有研究，最高组和最低组更具代表力和说服力，因此本文使用最高和最低两组分别进行模型（7）的回归分析，以比较在不同市场化程度下，内部控制和注册会计师审计在盈余管理治理中的替代关系是否存在差异。上页表6列示了相应的回归结果。
从回归结果看，在市场化程度最高的样本公司中，内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理过程中的替代关系显著存在，而在市场化程度最低的样本企业中这种关系并不成立，假设3得到验证。同时，内部控制和注册会计师审计在低市场化程度下的治理效果也不理想，只是内部控制可以显著抑制应计项目盈余管理，注册会计师审计可以显著抑制真实活动盈余管理。
（四）稳健性检验
此外，本文进行了如下稳健性检验。
1．本文采用审计费用（Fee ）替代国际四大，然后重新进行了回归，回归结果与预期一致。
2．本文分别采用考虑当期业绩因素的截面基本琼斯模型和考虑当期业绩因素的截面修正琼斯模型计算应计项目盈余管理，然后重新进行了回归，回归结果与预期一致。
六、研究结论
本文研究表明：在校正自选择偏差后，不论是应计项目还是真实活动盈余管理，有效的内部控制和高质量的注册会计师审计均可起到有效抑制作用，并且两者之间存在替代关系，这一关系受企业性质和市场化程度的影响，在非国有企业或市场化程度最高的样本公司中这一关系显著存在。我们还
在国有企业中内部控制和注册会计师审计几乎失效，仅内部控制可以有效抑制应计项目盈余管发现，
理；在市场化程度最低的样本公司中，内部控制对真实活动盈余管理、注册会计师审计对应计项目盈余管理均未起到抑制作用。
本文希冀对监管者有如下启示：第一，内部控制和注册会计师审计在抑制盈余管理过程中存在替代关系，且这一关系受制度背景的影响，即在现有制度环境下，内部控制和注册会计师审计作用的发挥受到了一定程度的限制。第二，相关部门应当进一步加强上市公司（尤其是国有上市公司）的内部控制制度建设，优化内部控制环境，这对确保会计信息质量、维护社会主义市场经济秩序和社会公众稳步推进会计师事务所做强做大战略，事务所做强做大有利于提高和保持审计利益至关重要。第三，
从而可以以更强的审计独立性和更高的专业胜任能力确保会计信息质量，维护资本市场秩序。质量，
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［责任编辑：刘茜，高婷］
Internal Control ，Independent Audit ，Accrual-based and ＲealActivities
Earnings Management
ZHANG Jiaxing ，FU Shaozheng
（School of Business ，Tianjin University of Finance and Economics ，Tianjin 300222，China ）
Abstract ：The existing study indicates that the internal control and the independent audit restrain earnings management．How-ever ，what kind of relationship is in the process of inhibition of earnings management ？What's more ，is this relationship influ-enced by institutional background ？We study this relationship of the internal control and the independent audit on an accrual-based and real activities earning management by using A-share listed companies of China from 2007to 2010，and by adjusting
we find the evidence of institutional background influences this relationship．Our study not on-self selection bias．In addition ，
ly enriches the theory of corporate governance patterns ，but also has an enlightening significance in this field．
Key Words ：internal control ；CPA audit ；accrual-based items ；accounting information quality ；earnings management ；substi-tution relationship
·13·