［摘要］上市公司利用关联交易进行盈余管理必须得到会计师事务所的“配合”才有可能顺利实施，而与之“配合”的审计师因承担更高的审计风险，必以收取更高的审计费用作为补偿。实证研究表明，关联交易是上市公司盈余管理的重要手段，上市公司关联交易量越大，会计师事务所的品牌、规模越有利于抑制公司盈余管理行为，审计任期过长不利于抑制公司盈余管理行为。上市公司关联交易量越大，就越倾向于选择非国际“四大”和国内非“十大”会计师事务所，即小规模会计师事务所是上市公司的选择目标，因盈余管理进行关联交易的上市公司支付了更高水平的审计费用。
［关键词］盈余管理；关联交易；审计师选择；审计收费
一、 引言
盈余管理是企业管理当局为实现自身利益或企业利益，误导某些利益相关者对企业经营业绩的理解，它影响会计盈余的契约的结果，在编制财务报告和通过规划交易以变更财务报告结果时，运用职业判断做出会计选择和决策的过程［1］。上市公司主要出于契约安排、政治成本和资本市场动机进行盈余管理［24］，但从我国的情况来看，上市公司主要侧重于资本市场动机。杜滨、李若山对我国证券市场上市公司的盈余管理和关联方交易进行了研究，发现关联方交易是盈余管理实现配股等动机的重要手段之一，债务重组、关联资产重组还是为满足配股动机最常用的类型，且配股动机是决定上市公司采用关联交易的最重要因素［5］。大量证据表明，上市公司利用关联方购买和销售的方式来进行盈余管理［6］。
虽然在外部市场环境不完善、市场交易成本较高的条件下，企业集团和内部市场的关联交易有助于形成一种降低交易成本的组织结构，起到效率促进的作用［7］。wWW.11665.cOM但是，当控股股东掌握公司的控制权时，公司主要的代理问题不再是经理人员与股东之间的利益冲突，公司治理的重点是如何防止控股股东对其他股东的利益侵占［8］，而盈余管理则成为控股股东掏空上市公司的主要手段。我国的经济制度、法制体系、企业结构容易导致关联交易［9］。上市公司的关联交易不是为了实现“效率促进”的目的，而是将“红色业绩” 转变为“蓝色业绩” 的最有效、最常用的手段之一［10］。
作为一项重要的制度安排，上市公司被强制要求聘请会计师事务所对其年度财务报告进行审核、鉴证，并公开披露获得的审计意见。上市公司通过关联交易实施盈余管理或利益挖掘行为，肯定是审计师重点关注的内容，当上市公司的关联交易行为违反相关规定、超过一定限度时，审计师很可能出具非标准审计意见。因此，存在违规关联交易行为的上市公司为规避不利的审计意见，有寻求与其“配合”的会计师事务所的强烈动机。现有研究主要从代理成本角度对审计师选择进行实证检验［1112］，较少从上市公司的关联交易等利益视角研究审计师选择问题。可以推测，关联交易严重的上市公司并不需要聘请高质量的会计师事务所，他们总是寻求愿意“配合”其行为的会计师事务所。盈余管理的存在增加了公司的错报风险，这使“配合”上市公司盈余管理、关联交易的会计师事务所发生审计失败的可能性增加，并将承担更大的审计风险。从风险与收益匹配的角度来看，这些会计师事务所将获取更高水平的审计收费作为补偿。通过盈余管理、关联交易行为研究审计师选择，进一步考察关联交易对审计收费水平的影响，这对丰富现有研究、加强关联交易管理、控制审计师行为具有重要的意义。
本文下面的结构安排是：第二部分为理论分析与假设的提出；第三部分为研究设计、样本选择与构建相关研究模型；第四部分为描述性统计与实证分析；第五部分是研究结论。
二、 理论分析与假设的提出
为了保护投资者的利益,深圳证券交易所和上海证券交易所规定，如果上市公司最近2年连续亏损，交易所将对其股票实行特别处理。我国《公司法》规定，上市公司如果最近3年连续亏损，将由国务院证券监督管理部门决定暂停或终止其股票上市。因此，上市公司一般宁愿冒着被注册会计师出具保留意见的风险，也要进行盈余管理。jian（简）等认为中国的经济制度、法制体系、企业结构容易导致关联交易，属于企业集团的一个公司在有通过盈余管理避免退市或发行新股动机时，会报告非正常的大规模关联销售［9］。由于我国上市公司大部分属于国有企业改制上市，国有股权的特殊性决定了上市公司和关联方高管人员的相互兼职现象严重，从而造成非公允关联交易的可操作性更强。另外，我国上市公司存在大量的企业集团控制现象，企业集团结构可能更容易造成要素市场和资金市场的关联交易。基于此，笔者提出如下假设。
假设1：上市公司盈余管理水平与关联交易量呈正相关关系。
作为公司的外部监督机制, 独立审计的最终目的是降低信息不对称，保护相关利益者的合法产权［13］。我国《证券法》规定，上市公司必须聘请会计师事务所对其年度财务报告进行审计，并公开披露获得的审计意见，这使得我国的独立审计是强制性需求的结果。因此，利用关联交易操纵会计报告的上市公司有寻求与其“配合”的会计师事务所的强烈动机。一般来说，规模越大、声誉越好的会计师事务所提供的审计质量越高，因为大规模会计师事务所存在“提供低质量的审计服务会丧失更多准租金”的顾虑［14］。存在关联交易问题的上市公司不需要高质量的审计服务，因此，声誉较差、规模较小的会计师事务所就成为关联交易严重的上市公司的首选目标。
从会计师事务所的角度看，只有那些声誉不突出、规模较小的会计师事务所对因审计失败造成的准租金损失的顾虑较小，他们更有可能“配合”上市公司的关联交易行为。漆江娜等从“四大”会计师事务所审计的公司每单位资产可操控应计利润额较低这一方面, 说明“四大”会计师事务所在中国审计市场保持了较好的审计质量［15］。温国山研究发现，中国证券审计市场存在着一批大规模的会计师事务所，其审计质量的确较高［16］。王霞、张为国在进行相关研究时，用“十大”和非“十大”会计师事务所分别代表国内大规模和小规模会计师事务所［17］，而蔡春等发现，“十大”比非“十大”会计师事务所确实更易发现并抑制错误的会计行为, 提供合格的审计报告［18］。基于此，笔者提出如下假设。
假设2：关联交易水平高的上市公司倾向于选择非“四大”和国内 非“十大”会计师事务所审查其年度财务会计报告。
正常情况下，会计师事务所对审计业务的收费应当公平地反映其所提供的专业服务的价值，过高或过低的收费都可能影响审计独立性和审计工作的质量。因此，可以推测，若会计师事务所对存在严重关联交易行为的上市公司予以“配合”，对本该出具非标准审计意见的公司出具了标准审计意见，或者改善了公司应得的审计意见，则其审计收费水平应该比正常情况偏高。这是因为，作为鉴证机构的会计师事务所也是追求利益最大化的经济人，会计师事务所的异化行为与其经济利益存在直接的内在联系。由于配合上市公司关联交易的会计师事务所承担的风险更大，因此其要求更高的审计收费。此外，违规关联交易的上市公司为使经过盈余操纵后的财务报表顺利通过，也会通过调高收费水平来寻求审计师的默许或者“配合”，以对审计师承担的较高风险给予额外补偿。由此，笔者提出如下假设。
假设3：违规关联交易的上市公司支付的审计费用水平更高。
三、 研究设计
（一） 盈余管理的衡量
在应计制会计模式下，会计盈余包括经营现金流量和应计利润额两部分。由于操纵各种应计项目进行盈余管理最为灵活和常见，数据也较容易取得，故实践中多以应计项目作为研究盈余管理的对象。国外大量研究发现，截面jones模型估计出的操纵性应计利润能够有效地衡量公司盈余管理的程度［1920］。国内学者夏立军在对中国上市公司的利润表和现金流量表进行解析的基础上，对多个盈余管理计量模型及其调整模型在中国证券市场的使用效果进行了比较，发现在中国证券市场上，相对其他模型来说，分行业估计并且采用线下项目前总应计利润作为因变量估计行业特征参数的截面jones模型能够较好地揭示公司的盈余管
［21］。针对我国上市公司盈余管理的特点，参照夏立军的做法，本文将调整后的截面jones模型确定的计算公式表示如下：
dait=tait/ait-1-ndait（1）
其中，dait为公司盈余管理幅度；tait为公司当年包含线下项目的总应计利润，由tait=niit-cfoit计算得到，niit为公司当年净利润，cfoit为公司当年经营活动现金流量净额；ait-1为公司上年年末总资产；ndait为经过上年年末总资产调整后的当年非操纵性应计利润，计算公式如下：
ndait=α1+α2(δrevit/ait-1)+α3(ppeit/ait-1)（2）
其中，δrevit是公司当年主营业务收入和上年主营业务收入的差额；ppeit是公司当年末固定资产原值；α1,α2,α3是行业特征参数，这些行业特征参数的估计值根据以下方程（3）求得。
gait/ait-1=α1+α2(δrevit/ait-1)+α3(ppeit/ait-1)+εi（3）
其中，α1,α2,α3是最小二乘法的估计值；gait是公司线下项目前总应计利润，gait=oiit-cfoit，oiit为公司当年营业利润，cfoit为公司当年经营活动现金流量净额；εi为残差项。
在对（2）式进行普通最小二乘法估计时，本文选取该行业内全部上市公司，估计过程每年每个行业独立进行一次。由于股票发行事件可能对估计结果产生影响，因此本文剔除了估计期间相关行业中配股、增发和首次公开发行上市的公司。
（二） 样本选择与数据来源
考虑到我国2005年开始股权分置改革，2006年大部分公司已经完成了这项改革，全流通可能对上市公司的市场表现产生重大影响，本文选择2002年—2004年的全体a股上市公司为基础研究样本。为了保证数据的可靠性和稳定性，本文剔除以下样本：金融类企业；当年首次公开发行上市的公司；净资产为负的公司；数据缺失的公司。在数据处理时，本文剔除了所用到的连续变量在1%和99%分位数之外的极端观测值，而上市公司关联交易数据则根据上市公司年报手工进行收集，上市公司年报来自中国证监会指定信息披露网站——巨潮资讯网。上市公司的财务数据、公司治理数据、审计师相关数据均来自国泰安信息技术有限公司开发的数据库，并与巨潮资讯网和万得资讯系统核对。
本文研究中需要计算样本公司的盈余管理幅度，为了保证每一年份、每一个行业组合有足够的样本可以进行回归分析，并使分类具有合理性，我们参照陈武朝、张泓的做法对行业进行了适当归并和调整［22］，最终将上市公司分为c4、c6、c7、c8、c9、g、h、j、m共9个行业。
（三） 研究模型和变量定义
模型1：检验盈余管理与关联交易之间关系的模型。
dai=β0+β1rpti*emmi+β2roei+β3sizei+β4debti+β5growthi+β6big4i+β7big10i+β8tenurei+β9industryi+β10yeari+εi
其中，β0为截距，β1~β10为回归系数，εi为残差。模型中各变量的含义如下：
因变量dai是经过上年末总资产调整后的公司当年的操纵性应计利润，代表公司盈余管理的程度。它可由（1）式计算得到。
rpti*emmi为交叉变量，用来衡量具有盈余管理行为的上市公司的关联交易情况。rpti为关联交易规模。我国2002年修订的《公开发行证券的公司信息披露内容与格式准则第2号——年度报告的内容与格式》第45条规定，公司应披露报告期内发生的重大关联交易事项。由于上市公司规模大小不同，为了从横截面比较所有上市公司关联交易总规模大小，本文选择上市公司年度关联交易额与净资产值的比例来度量某一公司的关联交易规模。在我国，证券交易所根据上市公司的净资产收益率水平实行股票“特别处理”制度，上市公司利用净资产收益率进行盈余管理存在“0%现象”，当上市公司的净资产收益率介于［0，1%］区间时，即认为上市公司进行了盈余管理［23］。因此，当样本公司的净资产收益率处于［0，1%］区间时，取值为1，否则取值为0。
roei为公司年末净资产收益率，等于公司净利润除以年末净资产。sizei为公司当年年末总资产的自然对数，debti为公司年末负债总额与总资产的比值。growthi为公司主营业务增长率，等于公司当年主营业务收入总额与上年相应数据的比值。引入这些变量是为了控制公司的规模、经营业绩等对公司盈余管理行为的影响。
big4i是虚拟变量，用以控制会计师事务所声誉和规模对操纵性应计利润的影响。若上市公司聘请国际“四大”会计师事务所，则取值为1，否则为0。现有研究表明，国际“四大”会计师事务所可以提供高质量的监督［24］。big10i也是虚拟变量，如果上市公司聘请的是国内“十大”会计师事务所，则取值为1，否则为0。“十大”是以会计师事务所审计客户的数目为衡量标准的。tenurei为审计任期，它表示公司所聘任的会计师事务所为其提供审计服务的累计年份。具体来说，我们把首次公开发行股票的证券市场审计（即3年加一期的上市审计）作为审计任期的第1年，如果以后未发生会计师事务所变更，那么审计任期就按年累加。如果发生会计师事务所变更，变更当年就作为新任会计师事务所审计任期的第1年。如果发生会计师事务所合并，则合并前后的审计任期连续计算。
industryi为行业虚拟变量的统称，用于控制上市公司所处行业因素对关联交易行为的影响，它以综合类上市公司为基准组进行分类。
yeari为年度虚拟变量的统称，用于控制不同年度变量的影响。
模型2：分析上市公司关联交易与审计师选择之间关系的模型。
rpti=β0+β1big4i+β2big10i+β3firsti+β4naturei+β5boardi+β6roei+β7sizei+β8debti+β9industryi+β10yeari+εi
其中，β0为截距，β1~β10为回归系数，εi为残差。模型中各变量的含义如下：
firsti为第一大股东的持股比例。在我国，由于缺乏有效的经理市场，管理者多由大股东委派，导致行政力量高于市场力量，容易使管理者的决策以大股东利益为导向［25］。众多研究表明关联交易往往成为大股东“掏空”上市公司的主要手段之一［2628］。受我国股权特性影响，我国的股权比例中控股情况较多，大股东往往对公司拥有绝对发言权，并且由于外部信息系统不透明，上司公司的盈余管理、利益“掏空”行为往往是大股东意志的结果，上市公司关联交易行为受到控股股东持股比例高低的影响。
naturei用来衡量第一大股东的性质。我国大多数上市公司最初来自国有企业的改制，这样上市公司与原改制企业（大多成为控股大股东）之间存在天然的内部交易关系。在当时股权分置制度安排下，大小股东的根本利益分割，控股大股东存在“掏空”上市公司而侵害其他股东利益的动机［29］。
boardi为公司董事会规模，用董事会总人数来衡量。根据gordon（戈登）等人的研究，董事会规模越大的公司治理机制越弱，越容易产生侵占公司资源的关联交易行为［6］。
rpti、roei、sizei、debti、industryi、yeari、big4i、big10i含义同上。
模型3：分析上市公司关联交易与审计收费之间关系的模型。
lnfeei=β0+β1rpti*emmi+β2big4i+β3big10i+β4tenurei+β5changi+β6sizei+β7sqsubsi+β8roei+β9growthi+β10industryi+β11industryi+εi
其中，β0为截距，β1~β11为回归系数，εi为残差。模型中变量的含义如下：
lnfeei为因变量，以上市公司支付给会计师事务所的审计费用的自然对数进行衡量。changi为审计师变更情况，如果公司当年变更了审计师，则取值为1，否则为0。sqsubsi为上市公司在会计期末拥有的、纳入合并范围的子公司数目的平方根。
rpti*emmi、tenurei、big4i、big10i、roei、sizei、growthi industryi、yeari等变量含义同上。
四、 描述性统计与实证分析
表1有关变量的描述性统计
变量平均值标准差最小值最大值中位数da-0.0150.117-1.2040.3870.003rpt0.2990.46404.030.167lnfee13.160.66811.51317.5613.039big40.0710.257010big100.3520.478010tenure3.6921.93193chang0.090.287010first0.3660.1510.0520.8210.344nature0.6320.483011board9.4121.974189size21.441.04918.15725.7421.395sqsubs2.1921.65909.3812.236debt0.5160.1790.0210.9810.541roe0.0260.297-3.6320.6690.059growth1.3612.72-0.04675.471.132（一） 描述性统计
表1给出了样本公司中各变量的描述性统计数据。从所选的样本统计结果看，da的均值为-0.015，标准差为0.117，分布大致对称。国际“四大”会计师事务所在中国审计市场所占的份额为7.1%，国内“十大”会计师事务所所占的份额为35.2%。审计任期平均长度为3.692年，有9%的上市公司变更了会计师事务所。第一大股东的平均控股比例为36.6%，第一大股东为国有控股的占63.2%，公司董事会平均为9.4人。表2模型1变量的pearson相关分析结果
rpt*emmroesizedebtgrowthbig4big10tenurerpt*emm1-0.009-0.0170.013-0.0090.014-0.017-0.029roe10.144***-0.25***0.0440.074**0.018-0.042size10.195-0.0270.407***0.0350.003debt1-0.004-0.070.033-0.006growth1-0.01**-0.0070.001big410.0060.024big1010.024tenure1注：***、**、* 分别表示在1％、5％、10％水平上统计显著，下同。（二） 变量的pear
son相关分析
表2报告了模型1变量的pearson相关分析结果。从分析的结果看，模型1中自变量size与big4相关系数最大值为0.407，自变量之间不存在严重的共线性问题。限于篇幅，模型2和模型3的pearson相关分析结果没有在此列出，它们也不存在严重的共线性问题。表3模型1的多元回归分析结果
自变量系数t值p值vif值截距0.0360.4020.687rpt*emm0.0471.750.08*1.011roe-0.02-1.540.1231.141size-0.004-0.910.3621.379debt-0.01-0.360.7171.203growth0.0040.2990.7651.047big4-0.03-1.650.092**1.244big10-0.0182.2510.025**1.012tenure0.0094.4120.000***1.023industry控制year控制r square0.053adjr20.037f值3.209***（三） 模型1的多元回归分析
表3是检验上市公司盈余管理与关联交易关系的多变量分析结果。从表3可以看出，上市公司盈余管理与rpt*emm在10%水平上显著相关，表明盈余管理公司的关联交易量更高，关联交易是上市公司盈余管理的重要手段。此外，盈余管理还与big4、big10显著负相关，表明会计师事务所的品牌、规模有利于抑制上市公司盈余管理。盈余管理与审计任期显著正相关，说明审计任期过长不利于抑制上市公司盈余管理。
表4模型2的多元回归分析结果
自变量系数t值p值vif值截距-0.533-1.5270.127big4-0.11-1.7090.088*1.252big10-0.055-1.7690.077*1.021first0.5465.190.000***1.161nature-0.065-1.9710.049**1.163board-0.002-0.2350.8141.114roe0.0311.7960.073*1.531size-0.055-0.6080.5431.225debt-0.077-1.46710.1431.137industry控制year控制r square0.08adjr20.064f值4.968***（四） 模型2的多元回归分析
表4是检验关联交易与审计师选择关系的多变量分析结果。从表4可以看出，上市公司关联交易与big4、big10在10％水平上显著负相关，表明关联交易的上市公司倾向于选择非国际“四大”会计师事务所和国内非“十大”会计师事务所。此外，上市公司关联交易还与第一大股东持股比例在1%水平上显著正相关，与第一大股东性质在5%水平上显著负相关。此外，关联交易还与roe在10%水平上正相关。
（五） 模型3的多元回归分析
表5模型3的多元回归分析结果
自变量系数t值p值vif值截距5.72317.3720.000***rpt*emm0.1741.7890.073*1.01big40.89814.1730.000***1.177big100.1053.5450.000***1.037tenure-0.01-1.1350.2561.024chang0.0450.9110.36211.032size0.0495.620.000***1.1sqsubs0.33621.8390.000***1.285roe-0.15-3.2180.001***1.039growth0.0020.3270.7431.05industry控制year控制r square0.574adjr20.566f值71.238***表5检验了审计收费水平与关联交易关系的多变量回归分析结果。从表5可以看出，审计收费水平与rpt*emm在10%水平上显著相关，表明因盈余管理进行关联交易的上市公司支付了更高水平的审计费用。此外，审计收费还与变量big4、big10、size、sqsubs、roe在1%水平上显著相关，这与以往研究结论基本一致。
（六） 稳健性分析
为检验结论对有关因素的敏感性，本文还进行了以下三种稳健性分析：第一，对样本公司的连续变量的异常值，不是采取剔除而是对样本的最大与最小1％观测值进行winsorize处理。第二，对关联交易的衡量，除了前文采用上市公司年度关联交易额与净资产值的比例来度量，还改用关联交易额与公司总资产值的比值来衡量。第三，对关联交易的衡量采用关联交易金额的自然对数。这三种分析结果表明了研究的基本结论不变。限于篇幅，相关结果没有在此列出。
本文从关联交易角度研究了上市公司的盈余管理方式及审计师选择与审计收费问题，得到的实证研究结论表明，盈余管理公司的关联交易量更高，关联交易是上市公司盈余管理的重要手段；会计师事务所的品牌、规模有利于抑制上市公司盈余管理行为；审计任期过长不利于抑制上市公司盈余管理行为。此外，上市公司关联交易量越大，越倾向于选择非国际“四大”和国内非“十大”会计师事务所，因盈余管理进行关联交易的上市公司支付了更高水平的审计费用。
在我国，由于正处于经济转轨时期，市场经济体制没有完全建立，相关制度还不完善，上市公司存在“一股独大”、“内部人控制”等明显特征。关联交易的主要作用不是为了降低代理成本，而是上市公司进行盈余管理，控股大股东利益挖掘、“掏空”上市公司的重要手段，但上市公司的盈余管理行为必须得到会计师事务所的“配合”才有可能顺利实施。看重声誉的大规模会计师事务所必然会认真权衡收益与风险，仔细计算准租金的可能流失，一般不会“配合”上市公司进行不合规的关联交易，因此小规模会计师事务所成为此类上市公司的选择目标。为盈余管理目的而进行关联交易的上市公司以付出更高的审计费用为代价，而承担更高审计风险的会计师事务所则以收取更高的审计费用作为补偿。为规范证券市场的正常交易，保证其健康运转，相关部门对上市公司因盈余管理、利益挖掘等动机进行的关联交易行为和审计师的异化行为必须加强管制。
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