(三)构建模型

　　本文采用的盈余管理的计量方法是修正的Jones模型，总应计利润包含可操控性应计利润和不可操控性应计利润，为更精准地测量盈余管理水平，还将应收账款的情况加入研究。并且，修正的Jones模型也用可操控性应计利润衡量盈余管理水平。构建模型：TDAt=NIt-CFOtTDAt/At-1=α1(1/At-1)+α2[(△REVt-△RECt)/At-1]+α3(PPEt/At-1)NDAt/At-1=α1(1/At-1)+α2[(△REVt-△RECt)/At-1]+α3(PPEt/At-1)DAt/At-1=TDAt/At-1-NDAt/At-1其中，TDAt表示第t年的总应计利润;NDAt表示第t年的不可操纵应计利润;At-1表示第t-1年的资产总额;NIt表示第t年的净利润;CFOt表示第t年的经营现金流量净额;△REVt表示第t年的营业收入变动额，即第t年的营业收入额减去第t-1年的营业收入额;△RECt表示第t年的应收账款变动额，即第t年的应收账款减去第t-1年的应收账款额;PPEt表示第t年的固定资产总额;DAt表示第t年的可操控应计利润的绝对量;DAt/At-1表示经上一年资产总额调整过的可操纵应计利润的相对量，即盈余管理水平。

　　(四)多元回归模型

　　关于假设(H1)，注册会计师对于过分盈余管理的被审计单位，出具标准审计意见的可能性会很低。审计意见作为模型的因变量，用以表示注册会计师对被审计单位发表的审计意见类型，包括标准无保留审计意见和非标准无保留审计意见。审计意见的类型用虚拟变量OP来表示，假设被审计单位获得的是标准无保留审计意见，则OP=1;反之，OP=0。模型的自变量则是盈余管理水平，由此，建立模型：OP=β0+β1|DAt/At-1|+ζ。其中，OP表示审计意见;β0表示截距;β1表示系数;ζ为残值。

三、实证结果及分析

　　(一)描述性统计

　　由表1中看出，样本公司的盈余管理水平最小值为0.00007297340989665，几乎为零，几乎没有发生任何动机的盈余管理行为，最大值为2.009201445026，样本均值0.05017848013503，最大值较样本均值极高，说明存在大量的上市公司有着程度不高的盈余管理，而有着极高盈余管理行为的只存在于极少数的上市公司，这与我国市场的现实情况及理论分析相符合。另外，对比表2与表3分析发现，20xx年出具标准无保留意见的盈余管理水平的均值为0.049517176，极小值为0.00007297340989665，而出具非标准无保留意见的上市公司的盈余管理水平的均值为0.07185980999778，极小值为0.013140361817，由此可以大致表明，出具非标准无保留意见的上市公司的盈余管理现象更为严重。并且，从极大值角度出发，出具标准无保留意见的上市公司样本盈余管理水平的极大值为2.009201445026，而出具非标准无保留意见的上市公司样本盈余管理水平极大值仅为0.147663502829，这里又表现出了审计的局限性，即存在上市公司进行盈余管理，但注册会计师并没有出具适当审计意见。

　　(二)Logistic回归检验

　　将计算出的盈余管理水平代入公式OP=β0+β1|DAt/At-1|+ζ，并对OP应变量进行回归分析，从表4中可以看出，盈余管理水平的系数为-1.984，系数为负，注册会计师发表标准无保留审计意见报告的可能与被审计单位的盈余管理水平负相关，即盈余管理程度越高的上市公司，注册会计师越不容易出具标准无保留意见。由此可以验证假设(H1)：注册会计师可以在一定的程度上反映出上市公司的盈余管理水平，对于过分盈余管理的企业，则越不会发表标准无保留意见报告。

四、结论

　　本文利用20xx年1月1日至20xx年12月31日的上市公司的数据为样本，采用修正的Jones模型，利用Excel以及SPSS软件，对我国上市公司的盈余管理和审计质量的关系进行实证研究。由此得出结论，注册会计师发表标准无保留审计意见报告的可能和上市公司的盈余管理程度呈负相关关系，注册会计师在一定程度上可以识别出盈余管理，并对其做出适当的披露。对于越是过分盈余管理的上市公司，注册会计师越不可能出具标准无保留报告，而是出具非标准无保留报告。

参考文献

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　　审计论文提纲