[摘要] 本文利用能夠公開獲得的上市公司財務數(shù)據(jù)，根據(jù)在盈余質量評價標準研究基礎上確定的盈余質量評價指標，用因子分析的辦法，建立盈余質量的綜合評價得分模型，然后根據(jù)研究取得的成果，建立邏輯斯蒂(logistic)回歸模型，利用樣本數(shù)據(jù)得出模型后對回歸系數(shù)進行分析，分析代表盈余質量的盈余質量評價指標與審計意見變量之間的相關關系。

[關鍵詞] 盈余質量審計意見邏輯斯蒂回歸

一、盈余質量的評價標準

縱觀歷年來研究盈余質量的文獻，對于盈余質量的研究主要集中在盈余質量與現(xiàn)金流的價值相關性，盈余質量的信息含量、盈余質量與股價變動的相關性等方面，也因此確定不同的評價標準，選擇了不同的盈余質量代表變量。Dechow et al(1998)基于存貨調整等假定，推導出了經(jīng)營現(xiàn)金流預測模型(DKW模型)，Barth et al等人(2002)對DKW模型進行了修訂，認為將盈余分為現(xiàn)金與應計項目之后能夠更好地預測未來現(xiàn)金流。假定盈余等于現(xiàn)金與應計項目之和:

EARNt=CFt+ΔARt+ΔINVt-ΔAPt

修訂后的DKW模型:

Et(CFt+1)=CFt+[1-(1-β)γ1γ2(1-π)α-1]ΔARt+(1-β)ΔINVt-ΔAPt

其中:CFt+1為t+1期的經(jīng)營性現(xiàn)金凈流量;CFt為t期的經(jīng)營性現(xiàn)金凈流量;ΔARt為t期的應收賬款的變動數(shù);ΔINVt為t期存貨的變動數(shù);ΔAPt為t期的應付賬款的變動數(shù);α表示應收賬款占銷售收入的目標比率;β表示應付賬款占材料采購的目標比率，且0≤α，β≤1;π表示銷售利潤率;γ1表示目標存貨量占銷售成本的一定比率;γ2表示由于目前的銷售波動導致存貨數(shù)沒有及時被調整，而遞延至下一期間再調整的比例，且該式表明，預期下期現(xiàn)金流為本期現(xiàn)金與應計項目的函數(shù)，也就是說將盈余分解為現(xiàn)金流與應計項目后可以得到未來現(xiàn)金流的無偏估計。

由于將現(xiàn)金流與盈余數(shù)據(jù)相結合能夠更好地分析公司的盈余質量狀況，因此本文在指標設計時注意盈余指標與現(xiàn)金流指標相結合，對盈余按照其結構配之相應的現(xiàn)金流指標，選取相應的指標。

二、盈余質量綜合評價模型的構建

本文數(shù)據(jù)主要來源于國泰安中國證券市場數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)分析主要應用EXCEL和SPSS12.0統(tǒng)計軟件。本文選擇在深滬兩市上市公司A股中房地產(chǎn)業(yè)作為研究對象，研究年份定為1999年～2008年。由于盈余的持續(xù)性和成長性指標中需要計算某些增長性指標，比較當年度數(shù)據(jù)和上年度數(shù)據(jù)的變化情況，剔除不連續(xù)樣本、數(shù)據(jù)不全樣本、異常值樣本。本文中將盈余質量綜合評價指標用EQS來表示，構建模型為:

EQSi=∑αiZi

其中:i取決于因子分析中選取的因子個數(shù);αi為因子的方差貢獻率，作為對各因子的權重;Zi為變量，是因子分析中得到的各因子得分。

下面對因子進行方差最大旋轉，以使得每個因子上的具有最高載荷的變量數(shù)最小，進而簡化對因子的解釋。旋轉后的因子載荷陣見表1。

由排列后的因子載荷矩陣表1可以看出:第一主因子主要是由現(xiàn)金比率、流動比率、速動比率和資產(chǎn)負債率決定的，衡量盈余安全性的質量代表因子;第二主因子得分主要是由營運資金對凈資產(chǎn)總額比率、營運資金比率和營運資金對資產(chǎn)總額凈流量決定的，主要反映了短期償債能力有關的指標;第三主因子得分主要是由現(xiàn)金流量比率、債務保障率、每股經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量和營業(yè)收入現(xiàn)金比率決定的，反映了與現(xiàn)金流量能力有關的指標;第四主因子主要是由資產(chǎn)報酬率、凈資產(chǎn)收益率和營業(yè)毛利率決定，主要反映了盈利能力指標;第五主因子主要是由總資產(chǎn)周轉率決定，主要反映了營運能力指標;第六主因子主要由總資產(chǎn)增長率決定，主要反映了增長性指標;第七主因子主要是由營業(yè)利潤率決定主要反映了盈利能力指標。

綜上所述，利用因子分析的統(tǒng)計方法，共得到7個公共因子來替代以前的17個原始指標，這些因子能夠衡量盈余質量的所有核心要素，可以利用計算得出的因子得分來構建盈余質量綜合評價模型;而且因子之間互不相關，有利于下一步盈余質量與審計意見相關性的邏輯斯蒂回歸分析。根據(jù)因子得分系數(shù)矩陣可以計算出因子得分，如第一因子得分計算公司如下:

Z1=0.308X1+0.349X2+0.347X3-0.145X4-0.010X5+0.036X6-0.037X7-0.052X8-0.026X9-0.064X10-0.038X11+0.25X12-0.108X13-0.047X14-0.056X15+0.122X16+0.059X17

以此類推。至此，對數(shù)據(jù)的因子分析已經(jīng)完成并可以計算出因子得分。根據(jù)因子分析的結果，以方差貢獻率為權數(shù)，以提取的因子為自變量，得出盈余質量綜合評價模型如下:

EQS=0.23948Z1+0.16406Z2+0.11105Z3+0.0862Z4+0.06913Z5+

0.05799Z6+0.05286Z7

其中:Z1、Z2、Z5是盈余安全性的質量代表因子，Z3是盈余現(xiàn)金保障性的質量代表因子，Z4、Z7是盈余持續(xù)性的質量代表因子，Z6則是盈余持續(xù)性和成長性的綜合質量代表因子，EQS代表盈余質量綜合評價得分。根據(jù)前面的分析，我們認為各因子得分越高，EQS值越高，那么企業(yè)的盈余質量也就越好。

三、盈余質量和審計意見相關性的實證研究

本文將審計意見類型分為標準審計意見和非標準審計意見兩類。本文采用二項邏輯斯蒂(Logistic)回歸模型研究自變量對因變量的影響情況。把清潔樣本(被出具標準審計意見的公司)用虛擬變量“1”來表示，不清潔樣本(被出具非標準審計意見的公司)用虛擬變量“0”來表示，那么，本文的邏輯斯蒂模型表達形式為:

P(Y=1)=1/[1+exp(-Z)]

其中，P(Y=1)表示公司收到標準審計意見的概率;Z=∑βiXi，Xi表示盈余質量的代表變量和引入的相關控制變量，βi為回歸方程變量的系數(shù)，它的正負和大小可以反映自變量對因變量的作用方向和作用程度，當βi為正時，隨著值的增大，公司被出具標準審計意見的可能性就越大;i為自然數(shù)，n的個數(shù)取決于所選擇的自變量個數(shù)。選擇盈余質量綜合評價得分作為公司盈余質量的代表變量，用變量EQS表示，選擇盈余質量核心要素分項得分作為綜合評價的分解變量進行分項分析，用變量Zi表示。

由表2回歸系數(shù)和顯著性檢驗可以看出:

(1)Z1、Z2、Z4、Z5盈余質量分項指標的回歸系數(shù)都為正，與審計意見類型呈正相關，當盈余質量分項得分指標越高時，被出具標準審計意見的可能性就越大。Z1，Z4的顯著性水平都遠小于0.05，且是正向影響，屬于正相關;即公司的這幾項指標越高，盈余質量越好，公司被出具標準審計意見的可能性就越大， Z1由現(xiàn)金比率、流動比率、速動比率和資產(chǎn)負債率決定的，Z4是由資產(chǎn)報酬率、凈資產(chǎn)收益率和營業(yè)毛利率決定。說明這幾方面表現(xiàn)好的公司出具標準審計報告的可能性強。

(2)Z7分項指標的回歸系數(shù)為負，與我們的預測情況相反，但是其回歸系數(shù)都沒有通過Wald值檢驗，分析其意義不大。

(3)七項分項指標中Z3、Z6兩項指標的回歸系數(shù)都沒有通過Wald值檢驗，說明這幾項指標對審計意見類型的影響較小，清潔樣本和不清潔樣本指標之間的差別不大。但是不能認為被出具了標準審計意見報告公司的盈余質量各項指標都很好，仍需要結合具體指標進行判斷，尤其是應特別關注盈余結構情況和盈余現(xiàn)金保障性的指標情況。

本文模型對非標準審計報告的解釋不是很好。沒有顯著表明什么盈余質量會導致出具非標準審計報告。當然，這也符合中國的證券市場情況。被出具非標準審計報告的公司可能是由于各種原因疊加導致。本文研究只選取了房地產(chǎn)上市公司為樣本企業(yè)，很房地產(chǎn)上市公司很多都是借殼上市，雖然本文在選取模型時注意到了這點并剔除在樣本之外，但是有些數(shù)據(jù)仍然被包括進來。但是以上結論對投資者使用審計意見報告還是有一定參考價值的。

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