王龍梅 李明敏 田靜

【摘 要】 文章以A股非金融類上市公司2008—2018年數(shù)據(jù)為樣本，研究分析師跟蹤、盈余管理和審計意見購買三者之間的關系。結果發(fā)現(xiàn)，分析師跟蹤弱化了企業(yè)的應計盈余管理行為，強化了真實盈余管理行為;應計盈余管理抑制了審計意見購買行為，而真實盈余管理促進了審計意見購買行為;盈余管理在分析師跟蹤與審計意見購買的正向關系中起到中介作用：其中應計盈余管理承擔部分負向的中介作用，真實盈余管理承擔部分正向的中介作用。進一步研究表明，法治水平抑制了分析師跟蹤對審計意見購買的正向影響。文章從多角度進行了檢驗，發(fā)現(xiàn)結論依然穩(wěn)健。

【關鍵詞】 分析師跟蹤; 應計盈余管理; 真實盈余管理; 審計意見購買; 法治水平

【中圖分類號】 F239? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2021）01-0133-08

一、引言

分析師發(fā)揮著市場信息中介功能，他們提供預測信息和投資建議，顯著地影響著投資者的決策結果和資本市場的定價效率，緩解了信息不對稱和代理問題，是企業(yè)重要的外部治理機制。上市公司在分析師跟蹤之下，為了向投資者傳遞正面信息，樹立良好形象，很有可能采取審計意見購買行為。1988年美國證券交易委員會將審計意見購買定義為：“上市公司尋求其他審計師支持自己的會計處理以滿足自身的財務報告的需要，即使這種會計處理會損害財務報告的可靠性。”審計意見購買已是世界范圍內普遍存在的現(xiàn)象，分析師跟蹤下的審計意見購買行為的探討對于穩(wěn)定資本市場和深化社會審計研究具有重大意義。

盈余管理是管理層出于機會主義傾向，利用信息不對稱而做出的歪曲企業(yè)經營業(yè)績的行為。分析師跟蹤的媒介作用會促使管理層格外關注企業(yè)業(yè)績。已有研究證實分析師跟蹤與盈余管理存在相關關系，而盈余管理與審計意見購買具有相關關系，由此進一步探索盈余管理的中介機制作用深化了分析師跟蹤對審計意見購買影響的研究。

法治已成為治國理政的基本共識。黨的十九屆四中全會強調“堅持全面依法治國，建設社會主義法治國家，切實保障社會公平正義和人民權利的顯著優(yōu)勢”。因此法治事關黨的執(zhí)政興國，事關人民的幸福安康，事關國家的長治久安。法治對企業(yè)不良行為具有威懾力和震懾力，已有文獻將法治水平作為調節(jié)變量的研究比比皆是。因此從法治水平出發(fā)，研究其在分析師跟蹤對審計意見購買的進一步分析中起到的調節(jié)作用具有一定的理論和現(xiàn)實意義。

本文的研究貢獻在于：首先，在已有文獻的基礎上，探究了盈余管理在分析師跟蹤與審計意見購買的相關關系中起到的中介作用，有助于深化分析師跟蹤對審計意見購買的影響機理研究。其次，進一步考察了法治水平的調節(jié)作用，探究了分析師跟蹤對審計意見購買的作用邊界，為監(jiān)管層制定政策提供依據(jù)，也為投資者決策提供理論借鑒。

二、文獻綜述

審計意見購買作為公司的一種信息操縱方式，影響或者操縱審計師決策，從而獲得對己方有利的審計意見，以挽回公司聲譽[1]。翟勝寶等[2]認為，分析師跟蹤強化了企業(yè)的審計意見購買行為，而明星分析師跟蹤進一步強化了審計意見購買，即分析師跟蹤和明星分析師跟蹤都對審計意見購買起到正向作用。Schipper[3]認為盈余管理是管理層通過干預對外披露的財務報告，對財務信息進行操縱，最大化個人利益。盈余管理包括應計盈余管理和真實盈余管理。更為全面的一種表述是由斯考特（Scott）提出的：“在企業(yè)會計準則準許的范圍內，企業(yè)的盈余管理是管理者最大化個人利益或企業(yè)價值的過程。”魏明海[4]給出了應計盈余管理的定義，即通過實施應計項目活動，調整各期利潤。以權責發(fā)生制為基礎的應計項目，通常只改變各期盈余的分配，不影響企業(yè)盈余總額，不影響現(xiàn)金流量。Graham et al.[5]認為真實盈余管理通過操縱生產、銷售等方面的費用或者改變經濟交易發(fā)生的時間，通過重新構建真實的經濟交易來操縱利潤，這一過程不僅會改變會計盈余總額和各期盈余數(shù)值，經營現(xiàn)金流量也相應的改變。應計盈余管理和真實盈余管理存在一定的替代作用，當一種盈余管理行為被抑制，企業(yè)可能采用另外一種盈余管理方式作為替代。

已有研究表明，分析師跟蹤與審計意見購買存在相關關系，但是對于作用機制的挖掘有待深入。分析師跟蹤作為一種企業(yè)的外部治理機制引發(fā)管理層的關注，管理層可能會采取相應的盈余管理手段作為應對。高媛媛[6]討論了審計質量與應計盈余管理和真實盈余管理的相關關系。討論分析師跟蹤、盈余管理與審計意見購買三者之間的關系具有理論和實踐意義，特別是研究盈余管理在分析師跟蹤對審計意見購買影響中發(fā)揮的中介作用，分別從應計盈余管理和真實盈余管理兩個方向進行研究的文獻幾乎沒有，這為本文的研究提供了新的視角。進一步的，李明輝[7]發(fā)現(xiàn)法治水平在社會信任對審計師變更的作用中起到調節(jié)作用，法治水平的調節(jié)作用是否適用于分析師跟蹤對審計意見購買的相關關系，為我們提供了研究契機，同時為監(jiān)管層政策的制定提供了理論依據(jù)。

三、研究假設

審計意見購買的深層次原因在于信息不對稱和代理問題。首先，經營權和所有權的分離導致作為代理方的管理層有動機為了實現(xiàn)自身利益最大化來操縱盈余，審計師在這種情況下更有可能出具非清潔審計意見。管理層關注審計意見給企業(yè)帶來的影響，由此產生審計意見購買的行為動機。其次，審計意見購買能否成功實現(xiàn)還受其他因素影響，諸如受外部投資者、監(jiān)管層、媒體等信息不對稱的影響。代理問題的根源在于信息不對稱，正是由于外部投資者、監(jiān)管層和媒體不能完全掌握管理層的實際經營情況以及公司業(yè)績，管理層才有機會通過購買清潔的審計意見來掩飾盈余管理。

分析師作為重要的信息中介在這一過程中發(fā)揮著舉足輕重的作用，楊矛[8]認為分析師跟蹤促使企業(yè)不斷提高會計信息披露質量，由此分析師變得更加不可或缺，其作用受到肯定?？梢姡治鰩煾櫠卮倨髽I(yè)從根本上改善業(yè)績而非借助盈余管理手段。委托代理理論認為，所有權和經營權分離后，具有所有權的股東無法對掌握經營權的管理層實行有效監(jiān)督，管理層會為了一己私利產生過度投資行為[9]。作為企業(yè)的外部治理方式，分析師跟蹤形成了社會監(jiān)督，引發(fā)輿論關注，管理層忌憚不良信號對企業(yè)的負面影響，更積極地從根本上改善公司治理，加強企業(yè)內部控制，較少利用盈余管理，因此分析師跟蹤削弱了企業(yè)的盈余管理行為。趙玉潔[10]的研究發(fā)現(xiàn)，分析師跟蹤和法律環(huán)境對應計盈余管理具有顯著的抑制作用。李春濤等[11]認為分析師對于減少企業(yè)的應計盈余管理具有監(jiān)管作用，分析師對聲譽高的企業(yè)形成有效的監(jiān)督機制?；诜治鰩煹谋O(jiān)督效應和壓力效應，分析師跟蹤會對企業(yè)應計盈余管理行為起到抑制作用，因此提出假設1。

H1：分析師跟蹤弱化了企業(yè)的應計盈余管理行為。

應計盈余管理與真實盈余管理的區(qū)別在于前者是通過會計政策的選擇來達到調增或調減盈余的目的，比如選擇不同的折舊方法。而真實盈余管理則是建構真實交易活動，如通過折扣活動以擴大銷售等來達到盈余管理的目標。所以應計盈余管理對企業(yè)各期營業(yè)利潤產生影響，但不改變盈余總額和現(xiàn)金流量;而真實盈余管理對兩者均產生影響。由此可見，當企業(yè)需要通過盈余展示業(yè)績和美化形象時，就可能會通過真實盈余管理粉飾報表。李春濤等[12]認為，真實盈余管理程度會因為分析師關注的增加而增加。分析師跟蹤的媒介作用對企業(yè)的業(yè)績具有放大作用，業(yè)績不佳的公司在分析師跟蹤之下可能會激化擔憂，拋售手中股票。管理層的短視行為以及分析師跟蹤壓力可能會迫使管理層采取盈余管理行為，特別是當應計盈余管理手段不能達到目的時，管理層可能會考慮使用真實盈余管理。由此可見，分析師跟蹤對真實盈余管理具有促進效應，提出假設2。

H2：分析師跟蹤強化了企業(yè)的真實盈余管理行為。

管理層迫于融資門檻和業(yè)績平滑等各方面的壓力，既有可能采納以會計處理為主的應計盈余管理，又可能選取通過構造經營活動的真實盈余管理方式。郭芳等[13]認為應計盈余管理的概念是從目的視角和信息視角出發(fā)的，從目的視角而言，應計盈余管理的目的是追求短期利益最大化或市場價值最大化。從信息觀視角來看，應計盈余管理主要是通過操縱會計數(shù)據(jù)以達到管理層目的。因此，應計盈余管理具有短期效應，同時改變會計數(shù)據(jù)比構建交易更易操縱，常被管理層加以利用。姜月運等[14]認為異常審計費用與應計盈余管理呈顯著負相關關系，審計師抑制了應計盈余管理的發(fā)生，即審計師與應計盈余管理存在負相關關系。應計盈余管理的動機包括向市場傳遞正面信息，吸引投資者關注并影響其決策。而審計意見同樣具有傳遞信號的作用，清潔的審計意見是對公司的肯定和認可，當應計盈余管理已經達到了操縱利潤的目的，管理層可能不再考慮采用審計意見購買行為來向市場傳遞正面信息。因此假定應計盈余管理與審計意見購買存在負向關系，由此提出假設3。

H3：應計盈余管理抑制了審計意見購買行為。

受監(jiān)管環(huán)境和訴訟風險的影響，應計項目盈余管理的操作空間日益縮小，迫使其采取真實盈余管理的操縱手段。因為應計利潤操縱通常會涉及會計政策和方法處理，易被審計師識破，而真實盈余管理的處理可以在會計年度的任一時段進行且只改變正常的生產經營過程，較高的隱蔽性使其容易規(guī)避審計師和監(jiān)管部門的檢查。黃秀蓉等[15]認為由于真實盈余管理偏離了企業(yè)正常的經營活動，從長遠而言損害了公司的未來業(yè)績和長期價值。管理層可能利用盈余管理手段粉飾報表，而審計師作為第三方，發(fā)揮其鑒定作用，獨立性是審計師需要遵守的基本的職業(yè)道德。管理層和審計師對財務報表承擔不同的責任。管理層按照適用的會計準則和相關會計制度編制報表，而審計師的責任在于對編制的財務報表發(fā)表審計意見。審計意見購買的動機在于其外部治理的信息效應，清潔的審計意見理所當然是管理層喜聞樂見的。管理層早期可以通過增加審計費用、威脅取消合作或提供其他利益等方式來誘導審計師出具不恰當審計意見。現(xiàn)有研究主要通過審計師變更或異常審計收費等手段來改善審計意見。由此可見，當真實盈余管理的程度提高但沒有達到管理層意愿時，管理層有動機、有能力來取得清潔的審計意見，從而蒙蔽投資者。為此，提出假設4。

H4：真實盈余管理促進了審計意見購買行為。

分析師跟蹤通過信息傳遞對投資者決策產生影響，因此會對企業(yè)產生威懾作用。翟勝寶等[2]認為，分析師跟蹤與審計意見購買具有相關關系，而分析師如何對審計意見購買產生作用需要進一步分析。基于前述四個假設，若H1和H3成立，即分析師跟蹤與應計盈余管理負相關，應計盈余管理與審計意見負相關，那么應計盈余管理在分析師跟蹤對審計意見購買的影響中可能會起到中介作用，同理根據(jù)H2和H4可知真實盈余管理在分析師跟蹤對審計意見購買的影響中可能會起到中介作用。已有研究表明，分析師跟蹤與審計意見購買之間存在相關關系，根據(jù)前述假設，盈余管理與分析師跟蹤和審計意見購買均存在相關關系，由此假設盈余管理在分析師跟蹤和審計意見購買之間起到了橋梁作用，于是提出假設5。

H5：盈余管理在分析師跟蹤和審計意見購買之間起中介作用。

四、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源和樣本選擇

鑒于2006年前后審計和會計準則差異較大，本文選取2008—2018年A股非金融類上市公司數(shù)據(jù)為樣本，同時部分變量的計算涉及上年數(shù)據(jù)，實際用到了2007—2018年數(shù)據(jù)，法治水平取自王小魯?shù)取吨袊质》菔袌龌笖?shù)報告（2016）》中的市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境①，內部控制指數(shù)取自迪博數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)均取自國泰安數(shù)據(jù)庫。剔除掉金融行業(yè)的樣本和數(shù)據(jù)缺失的樣本后，剩余19 272條記錄。本文分年度對所有連續(xù)變量在1%和99%的位置上進行了縮尾處理，數(shù)據(jù)分析采用Stata15.0軟件進行。

（二）變量測度

1.盈余管理的度量

應計盈余管理的度量：Dechow et al.[16]中提出了修正的Jones模型，此外還有K-S模型等是研究中普遍采用的應計盈余管理測度模型。本文借鑒修正的Jones模型，先通過計算得到應計項目中不可操控的部分，用應計項目總額減去不可操控的部分，得到操控性應計項目，該數(shù)值代表應計盈余管理（ADAi，t）。

真實盈余管理的度量：根據(jù)Roychowdhur[17]的研究，分別計算得出操控性銷售和操控性生產成本以及操控性酌量費用，操控性銷售是指采取折扣或放寬信用來擴大銷售數(shù)量，從而提高利潤;操控性生產成本是指企業(yè)擴大生產降低單位固定成本，由此增加單位產品的銷售利潤;操控性酌量費用是指調整研發(fā)支出、廣告費用、銷售費用和管理費用來調整利潤，這里的費用操控主要包含管理費用和銷售費用兩個項目。操控性銷售減去操控性生產成本再減去操控性酌量費用，計算得到真實盈余管理（ABSREMi，t）。

2.審計意見購買的度量

Lennox[18]利用模型度量公司是否進行了審計意見購買，本文參考此模型，認為公司i在t期收到了不清潔的審計意見，則啞變量Qi，t取值為1，收到了清潔的審計意見，則Qi，t取值為0;Qi，t-1表示i公司在t-1期收到的審計意見類型，如果收到不清潔的審計意見啞變量Qi，t-1取值為1，清潔的審計意見Qi，t-1取值為0。若變更審計師，則啞變量Switchi，t取為1，不變更審計師則為0。Xi，t設定為控制變量，其中涵蓋財務杠桿、資本利潤率、現(xiàn)金流、內部股權、事務所規(guī)模，Industry和Year分別為行業(yè)和年度的虛擬變量，Vi，t設為殘差項。公司于t期間收到的審計意見類型為Q■■，于是構建模型1：

Q■■=α0+α1Switchi，t+α2Xi，t+α3Xi，tSwitchi，t+α4Qi，t-1+

α5Qi，t-1Switchi，t+Industry+Year+Vi，t? ? ?（1）

上述模型可以計算得到公司被出具不清潔審計意見的概率Pr（Qi，tqs），根據(jù)公式計算得到OPi，t=Pr（Qi，tq1=1）- Pr（Qi，tq0=1），帶入模型2中可以判斷公司是否發(fā)生了審計意見購買行為。

Switchi，t=β0+β1OPi，t+β2Xi，t+Year+Industry+Vi，t

（2）

根據(jù)翟勝寶等[2]，如果公司進行了審計意見購買行為，則該公司會利用審計師變更來最小化其收到不利審計意見的概率。OPi，t含義是在變更審計師和不變更審計師的情況下獲得不清潔審計意見的概率之差。如果OPi，t的系數(shù)顯著為正，即Pr（Qi，tq1=1）>Pr（Qi，tq 0=1），表明變更審計師反而提高了獲得不清潔審計意見的概率，公司會繼續(xù)聘用現(xiàn)有審計師。如果OPi，t的系數(shù)顯著為負，即Pr（Qi，tq1=1）

（三）模型設定

1.分析師跟蹤與盈余管理模型

本文先從分析師跟蹤與盈余管理的關系入手研究兩者的關系。模型3和模型4中的控制變量Xi，t與模型1和模型2中保持一致。當模型中γ1的系數(shù)顯著為正，說明分析師跟蹤與盈余管理為正相關關系，即分析師跟蹤強化了盈余管理行為，反之則為負相關關系，即分析師跟蹤弱化了盈余管理行為。

ADAi，t=γ0+γ1Coverage+γ2Xi，t+Year+Industry+Vi，t

（3）

ABSREMi，t=γ0+γ1Coverage+γ2Xi，t+Year+Industry+Vi，t? ? ?（4）

2.盈余管理與審計意見購買模型

在模型2的基礎上分別加入盈余管理變量ADAi，t、ABSREMi，t以及OPi，t與ADAi，t的交乘項OPi，t×ADAi，t、OPi，t與ABSREMi，t的交乘項OPi，t×ABSREMi，t，構建了下述模型：

Switchi，t=δ0+δ1OPi，t+δ2ADAi，t+δ3OPi，t×ADAi，t+

δ4Xi，t+Year+Industry+Vi，t? （5）

Switchi，t=δ0+δ1OPi，t+δ2ABSREMi，t+δ3OPi，t×

ABSREMi，t+δ4Xi，t+Year+Industry+Vi，t? ?（6）

模型5和模型6中的控制變量Xi，t與模型1和模型2中的相同。模型5和模型6中δ3的系數(shù)如果顯著為負，則說明盈余管理與審計意見購買呈正項關系，即盈余管理促進了審計意見購買行為，如果系數(shù)顯著為正，則說明盈余管理與審計意見購買呈負向關系，即盈余管理抑制了審計意見購買行為。

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為描述性統(tǒng)計結果。從表2可以看出，分析師跟蹤Coverage的最大值為3.689，最小值為0，差異較大，標準差數(shù)值為1.208，表明分析師跟蹤在不同的公司之間確實存在較大差異。真實盈余管理的均值為0.169，大于應計盈余管理的均值0.073，這說明應計盈余管理的幅度小于真實盈余管理。審計師變更Switchi，t的均值為0.130，表明審計師變更的頻率并不是很高。OPi，t的均值為0.088，說明變更審計師與聘任現(xiàn)任審計師獲得不清潔審計意見概率之差的均值為0.088。相比較而言，前期審計意見（Qi，t-1）均值為0.021，當期審計意見（Qi，t）的均值為0.030，這說明不清潔審計意見所占比例較小。財務杠桿（Levi，t）的均值為0.452，說明杠桿水平是適中的。資本利潤率（ROCi，t）的均值為0.461，現(xiàn)金流（CFi，t）的均值為0.043，表明上市公司的盈利狀況和現(xiàn)金流基本處于正常水平。DIRSi，t的最大值為0.571，最小值為0.000，標準差0.120，說明高管持股比例的差異是比較大的，這與實際情況基本相符。BIG4i，t均值為0.055，中位數(shù)為0.000，說明四大事務所審計的比例并不高，大部分公司是由非四大事務所進行審計的，與現(xiàn)實情況基本相符。

（二）相關性分析

對模型中的主要變量進行Spearman檢驗，結果顯示：OPi，t與Switchi，t在1%的水平上顯著負相關，表明通過變更審計師和不變更審計師實現(xiàn)審計意見購買行為的存在。Coverage與Switchi，t在5%的水平上顯著負相關，說明分析師跟蹤抑制了審計師變更的發(fā)生。Coverage與ABSREMi，t在1%的水平上呈顯著正相關關系，與ADAi，t在1%的水平上呈顯著正相關關系，說明分析師跟蹤促進了真實盈余管理的發(fā)生，而抑制了應計盈余管理，這與假設一致。ABSREMi，t與OPi，t在1%的水平上呈顯著負相關關系，這與假設不符，有待進一步驗證。ADAi，t與OPi，t在1%的水平上呈顯著負相關關系，與假設一致。從相關系數(shù)矩陣中可以發(fā)現(xiàn)ROCi，t與OPi，t的Pearson相關系數(shù)的絕對值最大，為0.736。計算各變量的方差膨脹因子結果均低于10，因此變量之間不存在嚴重的多重共線性問題（表格省略，留存?zhèn)渌鳎?/p>

（三）基本回歸結果

1.分析師跟蹤與盈余管理

從表3中可以看出，應計盈余管理ADAi，t與分析師跟蹤Coverage呈顯著的負相關關系，即管理層迫于分析師跟蹤的壓力，會克制應計盈余管理手段的運用，H1得到驗證。也就是說，分析師跟蹤會弱化企業(yè)的應計盈余管理行為。真實盈余管理（ABSREMi，t）與分析師跟蹤（Coverage）呈顯著的正相關關系，說明分析師跟蹤會強化企業(yè)的真實盈余管理行為，管理層背負業(yè)績考核等方面的壓力可能會利用真實盈余管理來操縱利潤，H2得到驗證。

2.分析師跟蹤與審計意見購買

因變量事務所變更（Switchi，t）為虛擬變量，因此采用Logistic回歸模型來檢驗分析師跟蹤與審計意見購買之間的關系。表4中（1）列匯報了模型2的回歸結果。從模型設定可以知道，若OPi，t的系數(shù)顯著為正，證明審計師變更提高了獲得不清潔審計意見的概率，公司會選擇繼續(xù)聘用審計師;若OPi，t的系數(shù)是負數(shù)，則說明審計師變更降低了公司獲得不清潔審計意見的概率，公司可能會更換審計師，從而實現(xiàn)了審計意見購買。表中結果顯示變更審計師和不變更審計師的情況下獲得不清潔審計意見的概率之差（OPi，t）系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明公司進行了審計意見購買行為。在（2）列中加入了分析師跟蹤Coverage和OPi，t的交乘項，可以看出分析師跟蹤Coverage與Switchi，t呈顯著負相關關系，即分析師跟蹤抑制了審計師變更。交乘項Coverage×OPi，t的系數(shù)顯著為負，與OPi，t符號相同，表明分析師跟蹤促進審計意見購買行為的發(fā)生。

3.盈余管理與審計意見購買

表5列示了盈余管理與審計意見購買的回歸結果。從表中可以看出OPi，t的系數(shù)都顯著為負，說明公司存在審計意見購買行為。（1）列示了ADAi，t以及ADAi，t和OPi，t的交乘項，可以看出應計盈余管理ADAi，t與Switchi，t呈顯著正相關關系，表明應計盈余管理促進了審計師變更。交乘項OPi，t×ADAi，t的系數(shù)顯著為正，與OPi，t符號相反，表明應計盈余管理與審計意見購買呈顯著的負相關關系，印證了H3，即應計盈余管理抑制了審計意見購買行為的發(fā)生。（2）列列示了ABSREMi，t和OPi，t的交乘項的回歸結果。表中ABSREMi，t與Switchi，t呈顯著正相關關系，說明真實盈余管理同樣也促進了審計師變更。交乘項OPi，t×ABSREMi，t的系數(shù)顯著為負，與OPi，t符號相同，表明真實盈余管理促進了審計意見購買行為的發(fā)生。

（四）中介機制檢驗

本文通過盈余管理進行中介效應機制檢驗。表6列示了在加入應計盈余管理（ADAi，t）和真實盈余管理（ABSREMi，t）以及應計盈余管理（ADAi，t）和真實盈余管理（ABSREMi，t）與OPi，t的交乘項后的回歸結果。表中（1）列ADAi，t、OPi，t×ADAi，t分別在10%的水平上顯著，表明應計盈余管理在加入分析師跟蹤和審計意見購買的回歸方程中后依然顯著，同時分析師跟蹤Coverage的系數(shù)保持顯著。根據(jù)前述，H1和H3已得到驗證，即分析師跟蹤與應計盈余管理負相關，而應計盈余管理與審計意見負相關，分析師跟蹤本身對審計意見購買具有直接的正向影響，根據(jù)溫忠麟等[19]，應計盈余管理具有負向中介效應，由此可以得出結論，分析師跟蹤對審計意見購買具有促進作用，原因在于應計盈余管理的部分中介作用。

表中（2）列ABSREMi，t、OPi，t×ABSREMi，t分別在1%的水平上顯著，說明真實盈余管理在加入分析師跟蹤和審計意見購買的回歸方程中后也存在顯著的相關關系，同時分析師跟蹤Coverage的系數(shù)依然保持顯著，由已驗證的H2和H4可知，分析師跟蹤與真實盈余管理正相關，真實盈余管理與審計意見正相關，而分析師跟蹤本身對審計意見購買具有直接影響，根據(jù)溫忠麟等[19]的三步法，真實盈余管理具有正向中介效應。因此，真實盈余管理也起到了部分中介作用，當然也可能存在其他潛在的中介作用。

（五）進一步分析：法治水平的調節(jié)效應

在回歸中加入分析師跟蹤、法治水平與審計意見的交乘項，以便考察法治水平在分析師跟蹤對審計意見購買的作用中是否起到調節(jié)作用。從表7中可以看出，交乘項Coverage×LAW×OPi，t的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，這與Coverage×OPi，t系數(shù)恰好相反，說明法制水平LAW的調節(jié)作用與分析師跟蹤對審計意見購買的作用方向相反，即法治水平制約了分析師跟蹤對審計意見購買的作用，因此，法治水平起到了調節(jié)作用，使得分析師跟蹤對審計意見購買的作用減弱。在加入了交乘項后，主效應OPi，t×Coverage的系數(shù)依然顯著。

六、穩(wěn)健性檢驗

（一）內生性檢驗

1.工具變量檢驗

參考李春濤等[11]的方法，本文選取滬深300指數(shù)成分股（H&S300）作為分析師跟蹤的工具變量來處理內生性問題，分析師跟蹤與審計意見購買的相關關系可能是由遺漏變量或者測量誤差造成。滬深300指數(shù)成分股的選擇標準在于影響力、交易量等諸多因素，指數(shù)名單的公司會增加分析師的關注，而與公司是否進行審計意見購買沒有直接關系。因此滬深300指數(shù)成分股的進出可以認為是與分析師跟蹤相關，但外生于審計意見購買的工具變量。如果公司進入滬深300指數(shù)成分股則啞變量取1，否則為0。對數(shù)據(jù)進行外生性檢驗和弱工具變量檢驗，檢驗結果表明，H&S300作為工具變量是合適的。第一階段回歸結果中H&S300與Coverage相關系數(shù)顯著，二階段回歸結果顯示，Coverage與OPi，t的交乘項與Switchi，t呈顯著負向關系，這表明控制了內生性問題之后，結論依然成立（表格省略，留存?zhèn)渌鳎?/p>

2.自變量采用滯后一期數(shù)值

為了控制可能存在的內生性問題，自變量采用滯后一期數(shù)據(jù)重新進行回歸。因為審計師變更通常發(fā)生在臨近年報審計期間，本期數(shù)據(jù)對決策影響較為顯著，所以主檢驗仍使用當期數(shù)值。分析師跟蹤Coverage滯后一期設為LC，滯后一期分析師跟蹤與審計意見購買的交乘項為LC×OPi，t，結果顯示自變量采取滯后一期數(shù)值后，結果依然顯著（表格省略，留存?zhèn)渌鳎?/p>

（二）其他穩(wěn)健性檢驗

姜濤等[20]研究了訴訟風險和內部控制的交互作用對審計意見類型的影響，結果認為健全內部控制體系有效地降低了企業(yè)獲得非清潔審計意見的可能性，由此可見內部控制對于審計意見的影響非常重要。在分析師跟蹤之下，管理層可能更加注重加強企業(yè)內部控制。本文在加入內部控制指數(shù)IC這個控制變量以后，發(fā)現(xiàn)分析師跟蹤與審計意見購買仍然呈現(xiàn)顯著的正相關（表格省略，留存?zhèn)渌鳎?/p>

七、結論與建議

本文以2008—2018年上市公司數(shù)據(jù)為樣本，研究了盈余管理在分析師跟蹤對審計意見購買的影響中發(fā)揮的作用。研究表明：分析師跟蹤與應計盈余管理呈顯著的負相關關系，應計盈余管理與審計意見購買呈顯著的負相關關系，基于分析師跟蹤本身對審計意見購買具有正向影響，因此應計盈余管理在分析師跟蹤與審計意見購買的關系中起部分負向的中介作用;分析師跟蹤與真實盈余管理呈正相關關系，而真實盈余管理與審計意見購買呈正相關關系，基于分析師跟蹤本身對審計意見購買具有顯著的正向影響，真實盈余管理在分析師跟蹤與審計意見購買的關系中起部分正向的中介作用;法治水平制約了分析師跟蹤對審計意見購買的影響，即法治水平減弱了分析師跟蹤對審計意見購買的正向影響。

根據(jù)以上結論，提出如下建議：一是監(jiān)管機構和投資者需關注審計師變更的理由，謹防通過變更審計師實現(xiàn)審計意見購買情形的發(fā)生;二是盈余管理手段常被企業(yè)拿來操縱，有效識別應計盈余管理和真實盈余管理為監(jiān)管部門制定政策和改善公司治理提供了經驗;三是進一步推進依法治國，發(fā)揮好法治對分析師跟蹤與審計意見購買正向關系中的調節(jié)作用;四是企業(yè)從自身做起，完善內部控制建設，提高治理效率。

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