【作　　者】
陶玉侠（博士）

【作者单位】
北京市丰台区职工大学，北京100161

【摘　　要】

    【摘要】本文通过内部审计的组织地位、职责范围、规模和规章制度等四个特征因素来构建内部审计质量指标，并对内部审计质量及其特征因素与盈余管理之间的关系进行研究。结果发现，内部审计质量与盈余管理显著负相关，即内部审计质量越高，盈余管理水平越低，表明高质量的内部审计能够抑制盈余管理。然而，在内部审计四个特征变量中只有规章制度与盈余管理显著负相关。
【关键词】内部审计质量；特征因素；盈余管理 
【中图分类号】F239.45           【文献标识码】A           【文章编号】1004-0994（2016）24-0094-8一、引言
美国安然事件和世通事件的发生给内部审计介入公司治理结构开启了一扇机会之门。根据国际内部审计协会（IIA）提出的公司治理模型，内部审计与董事会下的审计委员、执行管理层和外部审计共同构成了公司治理的四大基石（IIA，2002）。
内部审计在公司治理中发挥着日益重要的作用，能够降低盈余管理程度，提高财务报告信息质量。外部审计通过年末监督来降低管理层在第四季度的盈余管理行为（Brown等，2007）；然而，高质量的内部审计可以在全年监督管理层的机会主义行为。因此，随着一个企业内部审计质量的提高，它就更可能成为一种用来抑制盈余管理的可靠侦查方法和威慑机制（Prawitt，2009）。
国际外部审计标准明确承认内部审计与财务报告质量潜在的相关性（AICPA，1997；PCAOB，2007a）。在审计风险模型中，高质量的内部审计能够降低综合控制风险，某种程度上，外部审计可以依赖内部审计工作来降低风险。近来，审计准则允许甚至鼓励外部审计“当内部审计工作在很大程度上是由具有足够胜任能力和客观的人来做时，可以采用内部审计工作成果”（PCAOB，2007b）。《中国注册会计师审计准则第1411号》也认为：“有效的内部审计通常有助于注册会计师修改审计程序的性质和时间，并缩小实施审计程序的范围。”
内部审计通过对财务报告进行相对独立的监督，一方面可以约束对管理层的会计信息编报权力和机会主义行为，另一方面可以督促管理层充分披露会计信息（时现，2003），降低盈余管理水平，提高财务报告质量。然而，目前国内外对于内部审计质量及其特征因素与财务报告质量的实证研究尚不多见。本文对其进行研究，利用公开数据检验内部审计质量及其特征因素对盈余管理的影响，提供了内部审计对盈余管理抑制作用的新证据。
二、文献回顾
虽然近年来随着会计丑闻的高度曝光，内部审计对企业财务报告发挥的重要作用被监管者与大众媒体所认可和重视，但是内部审计具有监督职能这一观点一直被学术界认可（Anderson 等，1993），并作为公司治理的关键要素纳入公司治理模型（Treadway Commission，1987；Hermanson等，2003；Skousen等，2005）。2002年，IIA在提交给美国国会的《改善公司治理的建议》中特别指出，健全的公司治理结构应建立在董事会、执行管理层、外部审计和内部审计四个“基石”的协同之上，在这四个基石中只有管理层和内部审计可以在全年中一天接一天地处理公司业务。其中：经大多数会计研究证实，管理层倾向于采用机会主义的行为来损害股东的利益；而内部审计则能够实时监督管理层的行为，包括那些与对外财务报告有关的行为（Prawitt等，2009）。
实验研究为内部审计能够监督管理层行为，阻止夸张的财务报告提供了丰富的证据。Schneider等（1990）发现，内部审计和外部审计对财务报告中不法行为的阻止效应具有相似性。Asare等（2008）证明了内部审计对管理层谎报财务报告的动机非常敏感，当内部审计觉察到管理层有很大谎报动机时，会增加已安排的审计时间。这些实验研究意味着内部审计能够减轻管理层的虚报行为。与此同时，当舞弊行为很可能被他人觉察到时，管理层就很少舞弊（Rogers等，2005； Schwartz等，2002）。Hunton等（2006）证实了当管理层的盈余管理行为具有很高透明度时，他们就很少对盈余进行操纵。Brown等（2007）指出，外部审计年终审计工作限制了管理层第四季度进行盈余管理的机会。
鉴于内部审计公开数据的可获得性，相比丰富的实验研究证据，档案研究相形见绌。目前，仅发现两篇直接研究内部审计和盈余管理的国外文献。Davidson等（2005）采用434个澳大利亚公司的财务数据进行研究，结果没有发现内部审计的存在和低水平的盈余管理相关。Prawitt等（2009）扩展了Davidson等（2005）的研究，根据内审人员的平均经历、获得专业资格证书（CIA/CPA）的比例、一年中的培训时间、内审部门用在财务审计上的时间、内审的报告关系、相对该行业的规模等六个方面构建了内部审计质量指标，证实了高质量内部审计能够抑制管理层的盈余管理行为。
国内对内部审计的实证研究起步较晚。庄莹（2009）研究发现，内审部门的组织隶属情况对抑制盈余管理存在显著影响，内审部门的设立能有效提高财务报告质量。郭慧（2009）以组织地位、人数、审计范围等三个特征构成内部审计实力指标，研究发现内部审计的整体实力越强，越能够降低盈余管理程度，但这种影响程度不大。蔡春等（2009）从内部审计的组织地位、规模、设立动机和制度规范四个角度，构建内部审计质量指标，证实了内部审计质量与盈余管理抑制之间存在明显的相关性。王守海等（2010）从内部审计师的客观性、规章制度和内部审计师为财务报表提供的帮助等方面来构建内部审计质量指标，研究发现内部审计质量与盈余管理显著负相关。王兵等（2014）发现，内部审计负责人的年龄越大、学历越高，越能抑制正向盈余操纵行为；刘怡芳等（2015）发现，内部审计活动的开展有助于降低盈余管理水平。虽然我国内部审计研究取得了一定的成果，但是对于内部审计质量的考查仍不够全面和系统，需要进一步的深入研究。
三、研究假设
内部审计在我国日趋受到重视。中国证监会1997年发布的《上市公司章程》要求，上市公司实行内部审计制度，配备专职审计人员；《上市公司内部控制指引》（2006）也要求设立内部审计部门。2007年，中国证监会发布了《关于开展加强上市公司治理专项活动有关事项的通知》，其中，在“自查明细”中就明确列出“是否设立内部审计部门，内部稽核、内控体系是否完备、有效”。财政部、证监会、审计署、银监会、保监会五部门于2008年联合发布的《企业内部控制基本规范》及2010年颁布的《企业内部控制配套指引》，均明确要求企业应该加强内部审计工作，保证内部审计机构设置、人员配备和工作的组织地位。内部审计发展也急需对内部审计进行研究，并为我国内部审计的有效发展提供参考依据。
内部审计是公司治理的一个关键组成部分，是确保受托责任履行的一种内部治理机制，对董事会及其所属审计委员会、管理层和外部审计而言是一种极具价值的资源（王光远等，2006）。内部审计能够独立、客观地评价公司治理结构的适当性及具体治理活动运行的有效性，能够通过实时监督来震慑和抑制管理层的机会主义和舞弊行为，提高财务报告质量。据此，本文提出：
假设1：内部审计质量越高，盈余管理程度越低。
本文根据《中国注册会计师审计准则第1411号》和《内部审计质量评估方法》的要求，借鉴国内外研究成果并考虑到我国内部审计公开数据的可获得性，沿用谢志华和陶玉侠（2015）的方法，主要从内部审计的组织地位、职责范围、规模和规章制度四个方面的特征来考虑内部审计质量。对于这四个方面的特征因素而言，本文做出如下假设：
（1）组织地位越高，内部审计的独立性越强。独立性是内部审计实现价值的首要必备条件（Twaijry等，2003）。内部审计的组织地位越高，内部审计人员越能对管理层进行客观性有效的监督和评价，内部审计机制才会更有效（宋常等，2003），也会对管理层的舞弊行为产生更大的震慑作用，从而降低其盈余管理水平。据此，本文提出：
假设2：内部审计的组织地位越高，盈余管理程度越低。
（2）内部审计的职责范围越大，内部审计的作用领域越广，越能够对管理层行为进行全面监督，越容易发现管理层的舞弊行为，从而抑制管理层的盈余管理行为。内部审计不仅在财务、会计、内部控制等方面维持传统优势，还整合了内部控制、风险管理和公司治理，评估道德风险、重视人际关系、加强全面沟通，为组织创造更大的价值（王光远，2007）。据此，本文提出：
假设3：内部审计的职责范围越广，盈余管理程度越低。
（3）一般而言，内部审计规模越大，内部审计部门的经费预算就越大，可利用的资源就越多，越有利于发挥内部审计功能（Anderson等，2010和2012），越能对管理层的行为进行有效监督，降低盈余管理程度。据此，本文提出：
假设4：内部审计的规模越大，盈余管理程度越低。
（4）健全的规章制度有利于提高内部审计人员的专业胜任能力。而专业胜任能力对内部审计人员非常重要（Stephen，1993），是内部审计人员实现自身价值的必备条件（Twaijry等，2003）。内部审计的规章制度越健全，越有利于内部审计人员发现管理层机会主义行为的证据，有效监督财务报表的编制，从而降低盈余管理水平。据此，本文提出：
假设5：内部审计的规章制度越健全，盈余管理程度越低。
四、研究设计
（一）数据来源与样本选择
本文的内审数据来源于深交所网站中主板上市公司披露的年报、“加强上市公司治理专项活动”的自查报告、内部控制自我评价报告、内部控制规范实施方案以及内部审计制度等公开信息；上市公司的财务数据和公司治理数据来自万得资讯Wind数据库和国泰安CSMAR数据库。行业分类以证监会2012年颁布的《上市公司行业分类标准指引》为标准。为了避免极端值的影响，对连续变量进行了缩尾（Winsorize）处理。鉴于2007年证监会对上市公司开展了治理专项活动，自查报告及以后的内部控制自我评价报告更为我们提供了较为详细的内部审计信息，因此本文主要选取2007 ~ 2013年度深市A股主板上市公司作为样本，同时剔除金融类和数据缺失的公司，共获得243家公司1183个年度数据，具体如表1所示：

（二）内部审计质量及其特征因素的度量
对于内部审计质量的度量本文沿用谢志华和陶玉侠（2015）的方法，主要从内部审计的组织地位、规模、职责范围和规章制度这四个方面的特征来考虑内部审计质量。借鉴Prawitt等（2009）的方法，根据样本数据中每个特征因素的中位数来进行二分赋值，在中位数以下的赋值为0，否则为1，最后进行加总求和，得到范围从0到4的值，用Iaquality表示，衡量内部审计综合质量。Iaquality值越大，代表内部审计质量越高。其中，内部审计质量各指标的定义如表2所示：

（三）盈余管理的度量
盈余管理的度量一般与应计质量相联系（Dechow等，2004），应计质量是财务报表可靠性和质量的重要表现（Ashbaugh-Skaife等，2008）。在应计会计中，报告盈余由应计利润和经营现金流量两部分组成。通常假定经营现金流量不可操纵，而进一步将应计利润划分为非操控性应计利润和操控性应计利润两部分，并将操控性应计利润作为盈余管理程度的度量变量反映财务报告质量。由于操控性应计利润通常不可观察，因此通常从应计利润切入，将应计利润中无法解释的部分视为操控性应计利润。学术界有大量的文献讨论操控性应计利润的计量模型，根据Kothari 等（2005）的研究，包括截距项的经业绩调整的横截面Jones修正模型能够提高估计总应计利润的准确性。因此，本文借鉴该方法，采用业绩调整后的横截面Jones修正模型来度量总应计利润（Dechow 等，1995），再用其残值来度量盈余管理程度。具体而言，就是用下面模型（1）的残差值来估计操控性应计利润：

其中：TAit为公司i第 t 年总应计利润，是净利润与经营活动净现金流量之差（徐浩萍，2004）；Ait-1为公司i第 t-1 年年末总资产；△REVit为公司i第t年与第t-1年营业收入差额；△RECit为公司i第t年与第t-1年应收账款差额；PPEit为公司i第t年固定资产原值；ROAit为公司i第t年年末总资产报酬率；εit为公司i第t年Jones模型的回归残差，其绝对值代表各公司总应计利润中的操控性应计利润部分。
本文使用模型（1）分别估计2007 ~ 2013年不同行业可操控性应计，用其绝对值来衡量样本公司盈余管理程度。
（四）检验模型
基于以前的研究（Prawitt等，2009；蔡春等，2009），本文用模型（1）中的残差值作为因变量构建模型（2）来检验内部审计质量与盈余管理之间的关系。
AbnAcrr=β0+β1Iaquality+β2Ratio+β3H5+β4Gov+
β5MangSR+β6Big10+β7Assets+β8Age+β9Leverage+
β10Complexity +β11CFO+β12Growth+β13M&A+
β14ROE+β15Situation+β16Inv+β17ChRec+β18Finance+
βt∑Year+βs∑Industry+ε  （2）
为进一步研究内部审计质量各特征因素对盈余管理的影响，本文构建了模型（3）：
AbnAcrr=β0+β1Status+β2Scope+β3Size+β4Regulation+
β5Ratio+β6H5+β7Gov+β8MangSR+β9Big10+β10Assets+
β11Age+β12Leverage+β13Complexity+β14CFO+β15Growth+
β16M&A+β17ROE+β18Situation+β19Inv+β20ChRec+
β21Finance+βt∑Year+βs∑Industry+ε （3）
模型（2）和模型（3）中各变量含义见表3。

根据研究文献可知，公司治理对操控性应计利润产生了重要影响（高雷，2006；Prawitt等，2009；蔡春等，2009；王守海等，2010）。本文使用以下指标来控制公司治理质量对盈余管理的影响：独立董事在董事会所占的比例（Ratio）、前五大股东持股比例（H5）、高管层持股比例（MangSR）、审计师是否为我国较大事务所（前十大）审计（Big10）。同时，根据王守海等（2010）的研究，本文控制了终极控制人是否为国家政府（Gov）对盈余质量的影响。Dechow等（2002）发现，大公司有更大的收益，因此本文变量中采用期末总资产（Assets）以控制公司规模对盈余管理的影响。之前的研究表明，应计质量是基于公司生命周期而变化的（Anthony和Ramesh，1992），因此采用年龄（Age）变量。
研究发现，公司的高杠杆与高盈余相关：与增加收益的应计相关是为了满足债务契约限制；与降低收益的应计相关是为了减少收入进行合同谈判（Press和Weintrop，1990），因此，本文采用Leverage指标来控制两种效果（Frankel等，2002）。采用复杂性（Complexity）指标则是因为公司经理层更复杂的操作可能既投资于高质量内部审计机构，又具有隐藏盈余管理的更大能力（Prawitt等，2009）。
为了控制公司增长对结果的影响，采用经营性现金流（CFO）（Dechow等，1995）、营业收入增长率（Growth）（Menon和Williams，2004）和并购或重组活动（M&A）（Matsumoto，2002；王守海等，2010）等变量。Kothari等（2005）的证据表明，面临财务困境的公司，可能会报告绝对值更大的超常应计利润，因此采用净资产收益率（ROE）和财务状况（Situation）变量。存货和应收账款越多，公司的经营风险就越大，管理层就越可能进行盈余管理，因此采用变量Inv和ChRec。Doyle等（2005）的研究表明，管理层利用操控性应计利润进行盈余管理，往往出于各种资本市场动机比如增发配股，因此采用变量Finance以控制增发配股对盈余管理的影响。另外，为了控制行业与年度对代理成本的影响，本文还包括了Year和Industry等变量。
五、实证结果分析
（一）描述性统计
表4是样本公司的内部审计质量特征变量的描述性统计结果。Status的均值为2.81（中位数为3.00），说明样本公司的内部审计部门的组织地位较低，意味着内部审计的组织地位有待提高。Scope的均值为3.98（中位数为4.00），说明总体上样本公司内部审计职责范围已经突破了传统的财务、会计、内部控制领域，但是仍需要进一步拓展。Size的均值为5.17（中位数为3.00），大于王守海（2009）的研究数据，但是总体上内部审计部门的人数偏少，规模较小。Regulation的均值为2.21（中位数为1.00），说明样本公司总体上规章制度较少，内部审计的规章制度有待完善。综上所述，样本公司的内部审计还需要不断发展，并进一步完善。

表5给出了多元回归模型（2）中操控性应计利润和其他变量的描述性统计结果。AbnAcrr的均值为-0.01（中位数为-0.01）。Ratio的均值为0.37（中位数为0.36），说明样本公独立董事占董事会的比例约为37%。H5的均值为0.17（中位数为0.13）。Gov的均值为0.66（中位数为1.00），说明大约66%样本公司的最终控股人为政府或国有。MangSR的均值为0.001（中位数为0.00），表示样本公司的管理层持股比例约为0.1%。Big10的均值为0.41（中位数为0.00），表示由聘请前十大审计师事务所进行审计的样本公司约占41%。Assets的均值为92.1亿元（中位数为38.56亿元），表明样本公司的规模为中等偏上。Age的均值为14.45（中位数为14.44），表明样本公司平均上市年限为14.45年。Leverage的均值为0.54（中位数为0.55），表明样本公司平均资产负债率约为54%。Complexity的均值为16.20（中位数为10），表明样本公司拥有的控股子公司数量平均约为16个左右。CFO的均值为440.40（中位数为144.18），表明样本公司经营性现金流的净额平均为4.40亿元左右。Growth的均值为1.72（中位数为0.10），表明样本公司营业收入年增长率平均为172%左右，显示公司增长较快，这与M&A的均值为0.93即93%左右的样本公司参与并购或重组是一致的。ROE的均值为0.08（中位数为0.08），表明样本公司的经营绩效较好，这与Situation的均值为0.06即6%左右的样本公司陷入困境被 ST 或∗ST是一致的。Inv的均值为1840（中位数为490），表明样本公司的存货平均为18.4亿元左右。ChRec的均值为0.02（中位数为0.003），表明样本公司的应收账款年增长额占总资产的比率平均为2%。Finance的均值为0.10（中位数为0.00），表明10%左右的样本公司进行了股票增发或配股。
表6给出了模型（2）中主要变量的pearson和spearman相关系数。与预期一致，内部审计质量与操控性应计利润的绝对值显著负相关，表明内部审计质量越高，盈余管理水平越低，内部审计能够抑制管理层的盈余管理行为。从表6中还可以看出，董事会中独立董事的比例（Ratio）、是否为前十大审计师事务所审计（Big10）、终极所有者是否为政府（Gov）与操控性应计利润的绝对值显著负相关；净资产收益率（ROE）、财务状况（Situation）和增发配股（ Finance）与操控性应计利润的绝对值显著正相关。
（二）多元回归结果
盈余管理可以有两个方向：正向的盈余管理以调高利润为目的，负向的盈余管理则会调低利润。因此，为了更好地检验内部审计质量与盈余管理之间的关系，本文分别检验了总操控性应计利润（绝对值）、正的操控性应计利润以及负的操控性应计利润与内部审计质量的关系，回归结果如表7所示。
观察A部分，不难发现内部审计质量（Iaquality）与总操控性应计利润（AbnAccr）在10%的水平上显著负相关，即内部审计质量越高，盈余管理程度越低，这表明假设1得到验证。观察B部分，可以看到内部审计质量（Iaquality）与正的控性应计利润（+AbnAccr）在1%的水平上显著负相关，这表明高质量的内部审计对增加收益的盈余管理具有显著的抑制作用。观察C部分，可以发现内部审计质量（Iaquality）与负的控性应计利润（-AbnAccr）没有显著正相关，这与蔡春等（2009）的研究结果一致。其原因可能与我国的投融资制度、股票发行制度以及监管措施等国情有关，公司基于达到分析师预测、避免报告损失和满足政府监管的要求等原因进行盈余管理，最终目的可能是保持增发配股资格和避免被摘牌，也可能是配合庄家（或公司自己）操纵股价（薛云奎等，2007）。
对于控制变量，观察A部分，不难看出Gov、MangSR、Situation、Inv、ChRec、Finance等变量与预期方向一致且与总操控性应计利润（AbnAccr）分别在1%、5%、1%、5%、1%、1%的水平上显著相关。变量Ratio、Big10、Assets、Age、Leverage、M&A与总操控性应计利润（AbnAccr）不显著相关。而变量H5、Complexity、Growth、ROE与总操控性应计利润（AbnAccr）显著相关，但是与预期符号相反。H5与总操控性应计利润（AbnAccr）显著正相关，原因可能是股权集中度越高，公司大股东就会派代表直接进入管理层，从而管理层拥有更大的自由裁量权，在更大程度上进行盈余管理。Complexity和 Growth与总操控性应计利润（AbnAccr）显著负相关的原因可能是随着公司控股子公司的数量增多，业务复杂程度日益提高和业务增长能力日益增强，公司需要高质量的内部审计，对盈余管理的抑制作用大于对其隐藏作用（Prawitt等，2009）。ROE与总操控性应计利润（AbnAccr）显著正相关，可能原因是公司收益越高，对盈余管理的隐藏作用就越大，这与Prawitt等（2009）和王守海等（2010）的结论一致。B部分、C部分的控制变量回归结果与A部分基本相同，本文不再赘述。
表8给出了内部审计质量特征因素与总操控性应计利润的回归结果。不难发现，在内部审计四个特征变量中只有规章制度（Regulation）仅在A部分和B部分中显著负相关，表明内部审计的规章制度越完善，盈余管理程度越低，尤其是增加收益的盈余管理。显然，假设5得到验证。而组织地位（Status）、职责范围（Scope）和规模（Size）与操控性应计利润的关系均不显著，假设2、3、4均没有得到验证。原因可能有两个方面：①内部审计组织地位、职责范围和规模需要进一步改善。②组织地位、职责范围和规模等特征因素代理变量的效度不够，对于内部审计的组织地位还应通过其他方面如对内审部门的预算控制、内部审计活动的终止权、内审人员的雇佣权等方面来共同衡量（Abbott等，2012）。对于职责范围的度量还应该考虑对内部审计的具体授权和实施情况；对于规模的度量还应该考虑到对内部审计的投资额。
其他控制变量与表7类似。
（三）稳健性检验
1. 内生性问题。内生性问题的产生一般基于三个不同的原因：省略了相关最重要的变量，测量误差，或者前两者同时发生（Prawitt等，2009）。本文认为，遗漏相关变量的可能性是其中最严重的问题，因此本文在分析中包含了其他的公司治理机制变量，即独立董事在董事会所占的比例（Ratio）、前五大股东持股比例（H5）、高管层持股比例（MangSR）、外部审计师是否为我国较大事务前十大）（Big10），以防止忽略公司治理其他方面变量的情况。内部审计综合质量的度量来源于专业实践标准（《中国注册会计师审计准则第1411号》和《内部审计质量评估方法》）规定的质量构成部分，可以说比之前国内研究使用的内部审计质量测量更精确。因此，在这项研究中测量误差不应受到特别关注。此外，我们还认为同时性不是一个严重的威胁。尽管大多数组织董事会下审计委员会（或管理层）可以通过资源分配的决策明显影响内部审计质量，但是内部审计部门的具体决策往往由部门的负责人来定，不一定与公司治理的整体决策同时进行。
对于可能存在的内生性问题，本文借鉴Prawitt等（2009）的结论，通过使用两阶段的最小二乘法降低有关潜在的内生性问题以减小对检验有效性的威胁。
首先，本文使用两个工具变量预测内部审计质量即内部审计得分的行业平均值（IndIaquality）和存货与资产比值（InvAssets）。基于Carcello 等（2005）、郭慧（2009）和王守海等（2010）的研究结果，采用资产（Assets）、财务杠杆（Leverage)、复杂性（Complexity）、上市年限（Age）、审计委员会特征（Aceffect）、管理层权力即董事长与总经理两职设置情况（Dual）、总资产报酬率（ROA）、损失情况（Loss）等指标来具体预测内部审计质量，如模型（4）所示：
Iaquality=β0+β1IndIaquality+β2InvAssets+β3Assets+
β4Leverage+β5Complexity+β6Age+β7Aceffect+β8Dual+
β9ROA+β10Loss+ε  （4）
其次，用模型（4）得到的内部审计质量的估计值与操控性应计利润进行回归，以检验内部审计质量与盈余管理的关系，如模型（5）所示：
AbnAcrr=β0+β1Iaquality+β2Ratio+β3H5+β4Gov+
β5MangSR+β6Big10+β7Assets+β8Age+β9Leverage+
β10Complexity+β11CFO+β12Growth+β13M&A+β14ROE+
β15Situation+β16Inv+β17ChRec+β18Finance+ε （5）
由回归结果可知，Iaquality的系数在1%的水平上与总可操控性应计显著负相关，表明内部审计质量与可操控性应计利润显著负相关，即内部审计质量越高，盈余管理水平越低。值得注意的是，一旦使用两阶段的最小二乘法模型控制内生性，Iaquality就既与正操控性应计利润显著负相关（在5%水平上），又与负操控性应计利润显著正相关（在1%水平上）。其他控制变量的回归结果与表7类似。这也进一步佐证了假设1，即高质量的内部审计能够抑制管理层的盈余管理。因此，本文对于内部审计质量与盈余管理的研究结果是稳健的。
2. 改变各质量特征因素赋值。本文根据各质量特征因素赋值的中位数对每个特征因素再进行二分赋值，在中位数以下的赋值为0，否则为1，然后研究其对盈余管理的影响。回归结果显示，内部审计四个特征变量中只有规章制度（Regulation）与总操控性应计利润在5%的水平上显著负相关，与正操控性应计利润在1%的水平上显著负相关。这表明内部审计的规章制度越好，越能抑制管理层的盈余管理，且对于增加收益盈余管理的抑制作用更大，假设5也得到验证。而组织地位（Status）、职责范围（Scope）和规模（Size）与操控性应计利润的关系均不显著，假设2、3、4均没有得到验证。其他控制变量的回归结果与表8类似。因此，本文对于内部审计质量各特征因素对盈余管理影响的研究结果是稳健的。
综上所述，本文对于内部审计质量及其特征因素对盈余管理影响的研究结果是稳健的。
六、研究结论
本文以2007 ~ 2013年深市A股主板上市公司为样本，检验了内部审计质量与盈余管理之间的关系。实证研究表明，内部审计质量与操控性应计利润显著负相关，即内部审计质量越高，则盈余管理程度越低，尤其是对增加收益的盈余管理更具有显著的抑制作用。这表明高质量的内部审计提高了财务报告质量，抑制了管理层的盈余管理。进一步研究发现，内部审计的特征因素中只有规章制度能够显著抑制管理层的机会主义行为，降低盈余管理水平，尤其是增加收益的盈余管理。而组织地位、职责范围和规模对盈余管理的影响不显著。原因可能有两个方面：一是内部审计组织地位、职责范围和规模需要进一步改善，二是组织地位、职责范围和规模等特征因素代理变量的效度不够。因此，对于内部审计组织地位的度量还应通过其他方面，如对内审部门的预算控制、内部审计活动的终止权、内审人员的雇佣权等来共同衡量（Abbott等，2012）；对于职责范围的度量还应该考虑对内部审计的具体授权和实施情况；对于规模的度量还应该考虑到对内部审计的投资额。
本文为高质量的内部审计能够降低盈余管理提供了新的经验证据，拓展了内部审计和盈余管理的研究，也为证监会、股票交易所、注册会计师协会和内部审计协会等监管者和规则制定者提供了支持。此外，为公司重视内部审计、完善内部审计功能提供了理论依据。
另外，本文也存在一定的局限性。例如，内部审计数据和审计委员会的数据都是手工输入，可能存在一定偏差。由于内部审计质量特征的直接指标较难取得，如内审人员的平均经历、获得专业资格证书（CIA/CPA）的比例、一年中的培训时间等等，使得对内部审计各质量特征因素度量的效度还不够高，可能会对结论的推广产生影响，需要进一步提升。但是这也为后续的研究提供了方向。

主要参考文献：
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