审计结果公告与审计质量_市场感知和内隐真实质量双维视角

审计结果公告与审计质量*
———市场感知和内隐真实质量双维视角
陈宋生陈海红潘爽
【摘要】学术界对国家审计质量高低一直存有争议。

基于审计署2007 至2012 年公布的国有控股上市公
司审计结果公告样本，从市场感知和被审单位内隐真实质量检视国家审计质量。

研究发现审计结果公告产生
负面市场反应，公告后被审单位盈余反应系数增强; 审计后被审单位会计稳健性增强，应计与真实盈余管理同
时受到抑制。

通过多视角检验国家审计质量，尤其发现国家审计对真实盈余管理的抑制作用，以反映问题为
主的审计结果公告有别于民间审计报告意见“是”与“否”反映方式，为我国及国际审计组织改进民
间审计提供了经验启示。

【关键词】国家审计审计质量市场反应真实盈余管理
2013 年10 月23 日世界审计大会宣布，因联合国维和行动审计中引入中国式绩效审计取得突出成效，
联大决定对绩效审计立法，全面推广这种“花钱效果” 评估审计模式，中国国家审计质量赢得国际认可。

然
而学术界对国家审计质量高低存有争议。

国家审计部门接受组织部门或国资委的委托，以大股东代理人身份对
国有控股集团及其控股的上市公司进行审计，自2003 年起公布审计结果，为观察国家审计质量提供了绝
佳窗口。

本文以审计署2007 至2012 年公布的以反映问题为主的审计结果公告为样本，通过观察市场对公告的反应，以及被审单位接受审计前后的盈余质量变化，来验证国家审计质量。

审计结果公告以反映问题为主并取得实效，为我国及国际审计组织改进民间审计报告提供了经验证据; 从国有控股上市公司的国家审计视
角审视民间审计，丰富了审计研究方法。

一、文献回顾
有关什么是审计质量、如何计量的争议持续多年，仍未达成共识( Knechel 等，2013 ) 。

从现有文献来看，主要从以下三个角度来衡量: 一是将被审单位守法程度视为审计质量标准。

2003 年美国审计总署将其定义为，
遵守公认审计准则，对审计的财务报告和相关披露内容提供合理保证。

审计质量应当是发现错报的水帄，高水
帄的审计师应当能发现报告盈余中的错报使财务报告更加可信( Chang 等2009) 。

会计公司是否被起诉可以用
来界定审计质量，但是很少有会计公司被起诉的案例( Francis，2011) 。

二是从市场与内隐双重视角衡量审计质量。

审计质量是市场评估的、审计师能够发现并报告财务报表中包含的重大错报或漏报的联合概率( DeAngelo，1981) ，明确其双重维度即为市场感知的质量和内隐的真实质量。

前者是指使用者对信息的信任程度，后者
是指信息反映的真实经济状况程度( Menon 和Williams，1991 ) 。

三是从多维视角衡量审计质量。

2010 年澳大
利亚财政部开发了审计可持续性质量框架，2011 年国际审计和鉴证委员会( IAASB) 从投资者、投入、产出和环境因素开发了审计质量框架。

2008 年英国财务报告
* 陈宋生、陈海红、潘爽，北京理工大学管理与经济学院，邮政编码: 100081，电子信箱: ch************.cn。

本文为国家自然科学基
金( 项目编号: 71372016、71372015) 和教育部博士学科点专项科研基金( 项目编号: 20131101110053) 的阶段性成果。

委员会( FＲC) 确认了会计公司文化、审计技能和人员素质等五个审计质量趋动因素。

Francis ( 2011) 认为审计
质量是一个复杂的连续变量，受审计投入等六因素影响。

由于这些要素的动机不同，其对审计质量衡量的指
标也不相同。

Knechel 等( 2013) 从股东出发，构建了帄衡计分卡的衡量框架，与Francis ( 2011) 不同的是，他们
力图在投入、过程与结果之间构建因果关系。

总之，目前尚无能统一接受的审计质量定义( Knechel 等，2013 ) 。

本文选择第二种观点展开研究。

一
是观察审计质量应当从市场与被审单位内部质量改善展开，这一观点兼顾了这两个方面: 而第一种观点中很少
有起诉事件发生，难以找到有效样本。

二是第三种观点强调从结果出发，即通过检验财务报告质量或盈余质
量来验证审计质量( Behn 等，2008) ，这种观点可包含在第二种观点中。

三是第三种观点中没有可广泛接受的
盈余质量指标，已有研究检验了如中立性、反馈价值或盈余可信性和盈余稳健性( Knechel 等，2013) 等，
难以从财务报告准则质量中单独区分出审计质量( Knechel，2009) 。

从“感知质量”维度看，事务所声誉越高( Carter 等，1998) 、审计时间越长( Giroux，1992) 、规模
越大和品牌越响亮( Francis 和Yu，2009; Choi 等，2010 ) ，收费越高( Copley，1994; Higgs 和Skantz， 2006; 漆江娜等，2004) ) 、审计任期越长( 罗党论等，2007) 、强制轮换规定执行得越好( 周玮、王宁，
2012) 、审计师特征更鲜明( 原红旗等，2012) ，将有更好的财务报表可信度( 陈汉文，2012) ，更高的盈余反应系数( Teoh 和Wong，1993) ，也会有更高的审计质量。

从“真实质量” 维度观察，“审计师监管强度” 越大( Watkins 等，2004) ，盈余预测误差越小( David 和Neu，1993 ) 、非标审计意见( Francis 和Krishan，1999) 、
股票买卖价越小( 任夏仪，2007 )、盈余管理程度越轻( Francis 和Michas，2013 )，意味着审计监督强度越大，审计质量越高。

当然，信息不对称降低( Krishnan，2003 ) ，操纵性应计利润绝对值减小( Francis 和Michas，2013; 刘力和马贤明，2008; López 和Peters，2012; Deumes 等，2012 ) ，审计质量越高。

从国家审计质量看，国际上不存在我国这种国有控股上市公司，难以开展类似研究。

国内较多采用规范
性研究，如从理论上探讨国家审计质量现状与对策( 孙伟龙，2009 ) 、控制体系( 王跃堂和黄溶冰，2008) 、影响因素( 王芳，2009) 等，且针对审计署对政府部门或行政单位的审计( 徐钦英，2012; 舒江剑，2013) 。

陈
宋生等( 2013) 从实证视角验证了接受政府审计后被审单位盈余管理得以减轻，但尚未继续观察其他盈余质量
指标。

基于此，拟从市场感知与真实质量双维视角验证国家审计实施是否改善了被审单位盈余质量。

二、理论分析与假设
( 一) 国家审计的市场感知
根据信号传递理论，市场会对传递利好消息的公司做出积极反应，利空导致负面市场效应。

Dechow和Sloan ( 1996) 发现，处罚公告会使市场对违规公司产生负面反应。

证监会与财政部对上市公司违规披露及处
罚的公告产生了显著的负面市场反应( 杨忠莲和谢香兵，2008; 朱冠东和沈维涛，2011) 。

陈宋生等( 2013) 、李小波和吴溪( 2013) 发现政府对国有集团( 含上市公司) 的审计结果公告存在负面市场反应。

审计
署的审计结果公告主要是披露问题，公告的颁布属于利空消息，市场会产生消极反应。

因而，H1a: 审计结果公告产生负面市场反应。

审计署受托审计国有集团，相比民间审计具有更大的威慑力和公信力。

从审计权限、审计报告形式等
角度分析，国家审计具有更强的独立性( 陈宋生等，2013) ，投资者对财务信息的信任度取决于审计独立
性( Eilifsen 和Knivsfla，2013) ，且对所感知的高质量信息的反应程度大于低质量信息( Kirmani 和Ｒao，2000) 。

Ball 和Brown ( 1968) 发现市场会对有好( 坏) 消息公司产生正( 负) 向的超额回报，证实了市场报酬对盈
余公告的反应。

盈余反应系数反映了投资者对公司盈余信息的决策有用性的感知，其数值越高标志着盈余质
量越高( Lev 和Thiagarajan，1993) 。

Teoh 和Wong ( 1993) 发现高声誉审计师具有更高的盈余
反应系数。

审计结果公告之后，投资者知晓样本公司已接受审计，鉴于国家审计的独立性和权威性，投资者
会感知到被审后公司可能会改善盈余质量，国家审计作为高声誉审计主体增强了被审单位盈余信息可信度。

Zernia 等( 2012) 发现瑞典同时接受“四大”及“非四大”双重审计的公司，其审计质量被视为高质量。

我国国有控股上市公司同时接受民间审计并公布标准或非标准审计意见，类似于双重审计，审计质量更高。

因而，
H1b: 审计结果公告后，被审单位盈余反应系数上升。

( 二) 国家审计的内隐质量: 会计稳健性视角
尽管以股东代理人身份监督国有控股上市公司，该类审计视同政府行为，相较收费的民间审计，
被视为高质量。

高质量审计更能发现和制约会计错误和违规( Becker 等，1998 ) ，更能抑制盈余管理行
为( Chen 等，2011 ; 陈宋生等，2013 ) 。

与接受民间审计相比，接受国家审计的被审单位预计将更充分暴
露出问题，表现为审计报告中会揭示更多的问题，接受国家审计后的被审单位将更趋谨慎。

另一方面，
国有企业管理者因循行政任命方式，管理者在经营决策上不仅受经济利益影响，更受政府制约，政治性
动机强烈，有强烈动机去维护上市公司形象( Jian 和Wong，2010 ) 。

接受审计时，理性管理层的最优决
策是尽可能少违纪，使审计报告中反映的问题更轻微，以免自身政治前途和声誉地位受到影响( 李培
功和沈艺峰，2010 ) 。

国家审计对外曝光企业存在的问题，把相关部门不掌握的信息传递出去，容易
引起更高级别部门的调查，企业及相关利益人的利益无疑会遭受损害( 余明桂和潘红波， 2008) 。

在接受国家审计后，企业将会更加小心谨慎，以防止再被加重处罚。

体现在会计谨慎性方面，被审单
位将更加稳健。

因而，
H2: 被审单位接受审计后会计稳健性增强。

( 三) 国家审计的内隐质量: 真实盈余管理视角
由于股东与管理层目标不完全一致，管理层可能会为自身利益进行盈余操纵。

陈宋生等( 2012 ) 发现被审单位在接受政府审计后应计盈余管理程度普遍降低。

真实盈余管理与应计盈余管理存在着互补关系( Zang，2012) 。

通过价格、生产等途径进行的真实盈余管理更具隐蔽性，审计师很难将真实盈余管理与经营调整区分开来，即使发现偏离正常经营活动的管理行为，目的是误导某些利益相关者，使之相信公司通过正常经营活动实现特定财务报告目标的真实盈余管理行为，通常也不在审计师的直接权限内( Sohn，
2011) 。

管理层更愿意采用基于真实交易的盈余操纵方法( Graham 等，2005)。

但利润最大化并非这些公
司的唯一目标，我国国有控股公司接受审计后真实盈余管理活动也会受到抑制。

因而，H3: 接受国家审计后，国有控股公司的真实盈余管理活动得到抑制。

三、样本、数据与模型
( 一) 样本与数据
自2006 年始审计署对审计查处有问题的国有企业集团( 包括国有控股上市公司) ①审计结果公告在网上
公布。

选取2006 年后审计署公告中国有集团公司中所含的国有控股上市公司作为样本( 虽然审计结果公告中
未列出集团下属公司，但审计范围及作用覆盖了国有控股上市公司) 。

剔除金融行业后样本公司数量如表1。

用同组样本审计前后对比检验会计质量的变化，可控制审计前后的相关因素( Brazel and Dang，2007) 。

相反，配对样本研究设计反而使得研究结果不明显( Bathala and Carson，1995; Cassell 等，2007) 。

另外，由于存在国家审计并未公告的现象以及国有控股公司难以找到合适的配对，以及配对的主
观性。

因而，本研究比较审计前后被审公司盈余质量的变化，未采取配对办法。

①审计部门主要对上市公司的母公司即集团公司进行审计，但由于集团对上市公司绝对控制，审计中同时会审计所属上市公司，只是不单
独对上市公司出具审计报告，报告中也会直接指出上市公司存在问题。

表 1 审计结果公告样本
比较审计结果公告前后两年的时间序列数据以考察盈余反应系数，审计结果公告前两年 ( t = － 2， － 1) 为 0，当年及审计后 ( t = 0， + 1) 为 1，其中 2012 年公告的样本只能考虑公告当年。

对会计稳健性的 处理，采用审计前三年与审计后两年前后对比，审计前三年 ( t = － 3， － 2， － 1) 为 0，审计当年及审计
后 ( t = 0， + 1) 为 1①。

数据源自国泰安及锐思数据库，缺失值采用上交所、深交所网站公布的年报数据 补充。

数据 1% 缩尾处理。

( 二) 研究设计
1. 审计结果公告的市场反应 采用事件研究法考察审计结果公告市场反应，以审计结果公告日作为事件发生日，预期收益率的计算采用
最常用的市场模型 ( 陈汉文等，2002) ，并选择事件日前的较长窗口 ( － 210， － 6) 作为估计期，见公式 ( 1) 。

Ｒit = αi + βi Ｒmt + εit
( 1)
其中，Ｒi t 表示股票 i 第 t 日考虑现金红利再投资的日个股收益率，Ｒmt 表示第 t 日考虑现金红利再投资 的日综合 A 股市场收益率。

考虑到事件窗口过长可能有噪音，选取事件日及其前后五天 ( － 5， + 5 ) 作 为事件窗口。

2. 盈余反应系数
根据王化成和佟岩 ( 2006) ，建立模型 ( 2) 。

控制变量中纳入审计意见 ( Opinion) 、会计事务所 ( BIG4) 。

Ｒt = α0 + α1 X t + α2 Audit + α3 Audit × X t + α4 Size t － 1 + α5 Lev t － 1 + α6 Beta t － 1 + α7 Q t － 1
+ α8 Opinion t － 1 + α9 BIG4t － 1 + α10 Year + α11 Industry + εt
( 2)
其中:
Ｒt = t + 1 年 4 月末的股价除以 t 年 4 月末股价 ( 考虑红利) ; X t = t 年的每股收益除以 t 年 4 月份末的 股价; Audit = 哑变量，公告前两年 ( t = － 2， － 1 ) 为 0，公告当年及后一年为 1; Sizet － 1 = t － 1 年末总 资产对数，代表公司规模; Levt － 1 = t － 1 年末资产负债率，以控制公司风险的影响; Betat － 1 = t － 1 年末的 beta 系数，用以衡量系统性风险的影响; Q t － 1 = t － 1 年末的托宾 Q 值; Opiniont － 1 = t － 1 年审计意见为非 标意见则取 1，否则为 0; BIG4t － 1 = t － 1 年会计事务所为四大则取 1，否则为 0。

预期基本盈余反应系数 α1 为正，反映了股票回报与盈余存在正相关关系; 根据假设 H1b ，预期系数 α3 为正。

3. 会计稳健性
选用已得到广泛应用并具有完善理论基础的 Basu 盈余 / 报酬模型衡量会计稳健性 ( Basu ，1997; 朱松 等，2010; Chen 等，2010; Cullinan ，2012) ，见公式 ( 3) 。

E t / P t － 1 = α0 + α1 D Ｒt + α2 Ｒt + α3 D Ｒt × Ｒt + α4 Audit
+ α5 Audit × D Ｒt + α6 Audit × Ｒt + α7 Audit × D Ｒt × Ｒt + εt ( 3)
其中: E 是 t 年每股收益，P 是 t 年 4 月底每股价格 ( 因年报一般在次年 4 月底前报出) ，Ｒ 是 t 年 5 月至 t + 1 年 4 月股票收益率的几何均值，D Ｒ 为哑变量，若 Ｒ 为负，则 D Ｒ = 1，若 Ｒ 为正，则 D Ｒ = 0。

① 因为上市公司年报一般在次年 4 月之前，而审计署的审计计划在上年 12 月份或下年初就制定并向社会公布，因而被审单位在被审 计
之前就已经了解审计署的审计计划，可能开始对上年报表盈余操纵。

招商地产连续三年被审计，只观测其首次审计效果。

Audit 为哑变量，审计前三年 ( t = － 3， － 2， － 1) 为 0，否则为 1。

根据 Basu 定义，相对于好消息，盈余对坏消息越敏感，则稳健程度越高。

该模型中根据 α3 来衡量会 计稳健性。

α2 是会计盈余对 “好消息” 的反应系数，( α2 + α3 ) 表示会计盈余对 “坏消息” 的反应系数， α3 则是坏消息比好消息更快地反应到盈余中的程度。

如果公司具有会计稳健性，则盈余对 “坏消息” 的 反应系数应大于对 “好消息” 的反应系数，即 α3 应为正。

更关注交乘项 α7 ，它反映审计后会计稳健性的 变化。

根据预期假设 H2，α7 显著为正。

4〃 真实盈余管理活动
Ｒoychowdhury ( 2006) 发现企业会通过如下三种方式进行盈余管理，即: 过多销售折扣或放宽信用以 提升当期经营性现金流或销售收入; 扩大产量以降低当期销售成本; 降低当期操控性费用。

分别通过模型 ( 4) 、( 5) 、 ( 6) 估计企业当期正常经营活动产生的净现金流、正常可操控费用以及正常生产成本水帄， 模型的残差项分别为异常经营活动产生的净现金流、异常操控性费用以及异常生产成本。

CFO t + β1 + β Sales t β ΔSales t
+ ε
( 4)
A t － 1 A t － 1 A t － 1 A t － 1 其中，CFO t 为 t 年经营活动的净现金流，Sales t 是主营业务收入，A t － 1 是年初总资产。

DiscE t = β1 + β Sales t － 1
+ ε
( 5) A t － 1 A t － 1 A t － 1 其中，DiscE t 为 t 年可操控费用，主要包括销售费用和管理费用。

Prod t = β1 + β Sales t β ΔSales t + β ΔSales t － 1
+ ε
( 6) A t － 1 A t － 1 A t － 1 A t － 1 A t － 1 其中，Prod t 是指产品成本，为销售成本总额和存货变化额之和。

根据 Zang ( 2007) 、Cohen 和 Zarowin ( 2010) 的方法，运用异常经营净现金流、异常可操作费用和异 常生产成本计算三个综合指标以度量真实盈余管理。

第一个指标 Ｒ_ M1 等于异常经营活动净现金流和异 常可操控费用各乘以负 1，然后相加。

第二个指标 Ｒ_ M2 等于异常可操控费用乘以负 1，再加上异常生产 成本。

第三个指标 ＲEM 由三者汇总而成，通过模型 ( 7) 计算而来。

三个指标越大，表明企业真实盈余 管理程度越高。

ＲEM t = D Prod t － D CFO t － D DiscE t ( 7)
为考察审计对真实盈余管理的制约作用，借鉴 Cohen 和 Zarowin ( 2010) 建立如下回归模型 ( 8) 。

被 解释变量为综合真实盈余管理指标，解释变量为审计变量 Audit ，对于审计前两年取值为 0，审计当年及 后一年取值为 1。

加入总资产规模 ( Size) 、资产负债率 ( Lev) 、市值账面比 ( MB) 、资产收益率 ( Ｒoa) 等控制变量 ( Cohen 和 Zarowin ，2010) 。

Growth 为营业收入增长率，CFOTA 为经营性现金流除以总资产 ( Becker 等，1998; Morris 和 Laksmana ，2010) ，还有审计意见 ( Opinion) 、会计事务所 ( BIG4) 。

ＲEM t = α0 + α1 Audit + α2 Size t + α3 Lev t + α4 MB t + α5 Ｒoa t + α6 Growth t + α7 CFOTA t
+ α8 Opinion + α9 BIG4 + α10 Year + α11 Industry + εt
( 8)
四、实证结果
( 一) 市场反应
事件日前帄均日超额收益率非常小，如图 1，
t = － 4 开始，被审公司 AA Ｒ 均为负，t = － 3、 － 2 时，AA Ｒ 接近于 0。

事件日及其后一天，AA Ｒ 显著为负，初步验证假设 1a ，市场对审计结果公 告作出明显的负面反应，投资者认为审计结果公 告是利空消息，并采取相应的行动。

事件日后第
图
1 审计结果公告日前后被审公司帄均日超额收益率 ( AA Ｒ)
2 3 2 2 4
二天起，市场反应减弱。

表2 中单样本t 检验显示，事件日前( － 5，－ 1) 被审公司的AAＲ不显著，事件日
即公告日AAＲ显著小于零，( － 1， + 1) 中累计超额收益率显著为负，t = 1 市场负面反应达到高峰，
AAＲ有所下降，( 0，+ 3) 、 ( 0，+ 5) 中累计超额收益率显著大于零，主要归功于事件日当天及日后第一天的显著负面反应，支持假设1a，即审计结果公告产生负面市场反应。

表2 审计结果公告市场反应及T 检验( N = 108)
注: * 、＊＊、＊＊＊表示10% 、5% 、1% 的水帄上显著。

下同。

( 二) 盈余反应系数
股价涨跌幅度在30% 左右，资产负债率最低为0. 037，股票收益率与盈余指标存在显著的正相关关系。

公告变量Audit 与股票收益率Ｒ显著负相关，公告后股票收益率下降，可能由于公告披露问题引起。

如表3 所示，按照公告前后分组( 公告前样本数为196，公告后样本数为143，差异主要由2012 年公告样本所致) ，观察两个子样本回归的盈余反应系数，审计前后，回归系数均显著。

审计后的盈余反应系数有所增大，初步支持了假设。

全样本考察国家审计对盈余反应系数的影响，交乘项的系数显著为正，说明审计对盈余反应系数有显著的正面影响，支持假设，假设1b 得到验证。

表3 盈余反应系数回归结果( N = 108)
( 三) 会计稳健性
市场回报率Ｒ、交乘项Audit ×DＲt ×Ｒt 与会计盈余存在显著正相关关系。

变量间存在显著相关性，不存在多重共线性。

表4 中模型1 显示，Audit ×DＲt ×Ｒt 的系数显著为正，与预期一致，即审计后，盈余“坏消息”的反应更加敏感，审计增强了被审单位会计稳健性，提高了盈余质量，验证假设H2。

模型2 中加入了控制变量MB ( Ｒoychowdhury 和W atts，2007)，Lev ( Kahn 和Watts，2009)，Size ( Watts，2003; Ｒoychowdhury 和Watts，2007; Khan 和Watts，2009) ，以及它们与DＲt、Ｒt、DＲt ×Ｒt 的交乘项( Chen，2010) ，解释力度增强。

DＲt ×Ｒt 的系数显著为正，说明被审单位审计前较稳健，Audit × DＲt ×Ｒt 的系数显著为正，表明审计后被审单位的稳健性加强，国家审计监管效果较好，验证假设H2。

表4 会计稳健性回归结果( N = 456)
( 四) 真实盈余管理状况
表 5 显示审计与真实盈余管理程度显著负相关，国家审计抑制了被审单位的真实盈余管理活动，这与Zang ( 2012) 的结果正好相反，假设3 得到验证。

此外，市值账面比表明增长率高的企业，真实盈余管理活动更明显，盈利能力强、现金流量大的公司，对真实盈余管理的需求不大。

表5 真实盈余管理回归结果( N = 430)
五、敏感性测试
市场调整模型显示: 事件日前( － 5，－ 2) 被审公司不具有显著的AAＲ; ( － 1，1 ) 市场有显著反应，且AAＲ显著为负，t = 1 时最为显著，同样支持H1a。

事件日后第二天起，市场仍表现为负面反应。

采用Ball 和Shivakumar 的应计/现金流模型检验，无论是否加入控制变量，Audit × DCFO × CFO 的系数均
显著为正，表明审计后被审单位稳健性显著提升，国家审计的内隐真实质量得到体现，再次验证假设H2。

由于真实盈余操纵是在会计年度内影响业务事项的发生，而应计盈余操纵影响的是既定业务事项在财务
报表中的列报，Zang ( 2012) 发现管理层会根据已实现的真实活动操纵水帄调整应计盈余管理水帄。

陈宋生等( 2013) 发现接受国家审计后公司的盈余管理程度降低。

参考Zang ( 2012) 以残差项作为控制变量
pred_ ＲEM，加入以应计盈余管理程度为被解释变量的回归模型，考察真实盈余管理与应计盈余管理之间的关系，发现国家审计抑制了公司应计盈余管理行为，同时，变量pred_ ＲEM 的系数显著为正，与Zang
( 2012) 一致，表明公司会基于已实现的真实活动操纵水帄对应计操纵水帄进行调整。

但是，与Zang ( 2012) 不同的是，审计后真实盈余管理活动亦得到抑制。

六、结论
审计结果公告导致负面市场反应，我国被审单位的盈余反应系数显著下降，信息含量增加，即国家审计的检查质量及监管强度受到市场认可，国家审计有效履行其职能并对外传递了有效填补“信息鸿沟” 的信号，这与SOX 法案之后，美国上市公司盈余管理程度减轻，但信息含量并未增加( Cohen 等，2004)的结果有所不同。

被审单位自接受国家审计后会计稳健性明显增强，应计盈余管理下降，同时真实盈余管理亦受到抑制，审计监管的内隐真实质量得到改进。

国家审计的市场感知与真实质量双重维度均反映国家审计发挥了其应有的作用。

我国被审单位管理层也会在应计和真实盈余管理之间权衡，以规避可能的检查，这与Zang ( 2012 ) 的结果一致，说明只要被审单位动机不变( Ball 等，2003) ，盈余管理活动始终存在，这提醒监管机构什么才是最好的监管。

与民间审计相比，审计署受托审计国有集团，相比民间审计具有更大的威摄力和信服力，从审计权限、审计报告形式等各方面来看，国家审计具有更强的独立性( 陈宋生等，2013) 。

但是，尚未发现有相关的实证研究成果，有待于后续研究。

主要参考文献:
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National Audit Ｒeport and Audit Quality
———Mark et perception and real earnings quality
Chen Songsheng Chen Haihong Pan Shuang
Abstract: National audit quality has been in dispute for long time. With the sample of State-owned listed companies covered by audit reports issued by NAO from 2007 to 2012，this paper examines how the market responsed to the reports and whether real earning quality of audited companies has been improved post-audit. We find，the market responsed negatively to audit reports and post-report the EＲC of firms audited increase. Since they were audited，the accounting conservatism of the firms increased，while both accrual and real earnings management activities de-crease. The study implies auditing conducted by NAO is acknowledged by the market and significantly improves the implicit earning quality of companies audited. National audit reports disclose existing problem，which is different from CPA audit opinion. This study examines National audit quality from difference ways and its findings provide empirical evidence for improvement of CPA audit report.
Keywords: national audit quality，market response，accounting conser vatism，real earnings management。