分析师跟踪、盈余管理与审计意见购买
王龙梅 李明敏 田静
【摘 要】 文章以A股非金融类上市公司2008—2018年数据为样本，研究分析师跟踪、盈余管理和审计意见购买三者之间的关系。结果发现，分析师跟踪弱化了企业的应计盈余管理行为，强化了真实盈余管理行为;应计盈余管理抑制了审计意见购买行为，而真实盈余管理促进了审计意见购买行为;盈余管理在分析师跟踪与审计意见购买的正向关系中起到中介作用：其中应计盈余管理承担部分负向的中介作用，真实盈余管理承担部分正向的中介作用。进一步研究表明，法治水平抑制了分析师跟踪对审计意见购买的正向影响。文章从多角度进行了检验，发现结论依然稳健。
【关键词】 分析师跟踪; 应计盈余管理; 真实盈余管理; 审计意见购买; 法治水平
【中图分类号】 F239? 【文献标识码】 A? 【文章编号】 1004-5937（2021）01-0133-08
一、引言
分析师发挥着市场信息中介功能，他们提供预测信息和投资建议，显著地影响着投资者的决策结果和资本市场的定价效率，缓解了信息不对称和代理问题，是企业重要的外部治理机制。上市公司在分析师跟踪之下，为了向投资者传递正面信息，树立良好形象，很有可能采取审计意见购买行为。1988年美国证券交易委员会将审计意见购买定义为：“上市公司寻求其他审计师支持自己的会计处理以满足自身的财务报告的需要，即使这种会计处理会损害财务报告的可靠性。”审计意见购买已是世界范围内普遍存在的现象，分析师跟踪下的审计意见购买行为的探讨对于稳定资本市场和深化社会审计研究具有重大意义。
盈余管理是管理层出于机会主义倾向，利用信息不对称而做出的歪曲企业经营业绩的行为。分析师跟踪的媒介作用会促使管理层格外关注企业业绩。已有研究证实分析师跟踪与盈余管理存在相关关系，而盈余管理与审计意见购买具有相关关系，由此进一步探索盈余管理的中介机制作用深化了分析师跟踪对审计意见购买影响的研究。
法治已成为治国理政的基本共识。党的十九届四中全会强调“坚持全面依法治国，建设社会主义法治国家，切实保障社会公平正义和人民权利的显著优势”。因此法治事关党的执政兴国，事关人民的幸福安康，事关国家的长治久安。法治对企业不良行为具有威慑力和震慑力，已有文献将法治水平作为调节变量的研究比比皆是。因此从法治水平出发，研究其在分析师跟踪对审计意见购买的进一步分析中起到的调节作用具有一定的理论和现实意义。
本文的研究贡献在于：首先，在已有文献的基础上，探究了盈余管理在分析师跟踪与审计意见购买的相关关系中起到的中介作用，有助于深化分析师跟踪对审计意见购买的影响机理研究。其次，进一步考察了法治水平的调节作用，探究了分析师跟踪对审计意见购买的作用边界，为监管层制定政策提供依据，也为投资者决策提供理论借鉴。
二、文献综述
审计意见购买作为公司的一种信息操纵方式，影响或者操纵审计师决策，从而获得对己方有利的审计意见，以挽回公司声誉[1]。翟胜宝等[2]认为，分析师跟踪强化了企业的审计意见购买行为，而明星分析师跟踪进一步强化了审计意见购买，即分析师跟踪和明星分析师跟踪都对审计意见购买起到正向作用。Schipper[3]认为盈余管理是管理层通过干预对外披露的财务报告，对财务信息进行操纵，最大化个人利益。盈余管理包括应计盈余管理和真实盈余管理。更为全面的一种表述是由斯考特（Scott）提出的：“在企业会计准则准许的范围内，企业的盈余管理是管理者最大化个人利益或企业价值的过程。”魏明海[4]给出了应计盈余管理的定义，即通过实施应计项目活动，调整各期利润。以权责发生制为基础的应计项目，通常只改变各期盈余的分配，不影响企业盈余总额，不影响现金流量。Graham et al.[5]认为真实盈余管理通过操纵生产、销售等方面的费用或者改变经济交易发生的时间，通过重新构建真实的经济交易来操纵利润，这一过程不仅会改变会计盈余总额和各期盈余数值，经营现金流量也相应的改变。应计盈余管理和真实盈余管理存在一定的替代作用，当一种盈余管理行为被抑制，企业可能采用另外一种盈余管理方式作为替代。
已有研究表明，分析师跟踪与审计意见购买存在相关关系，但是对于作用机制的挖掘有待深入。分析师跟踪作为一种企业的外部治理机制引发管理层的关注，管理层可能会采取相应的盈余管理手段作为应对。高媛媛[6]讨论了审计质量与应计盈余管理和真实盈余管理的相关关系。讨论分析师跟踪、盈余管理与审计意见购买三者之间的关系具有理论和实践意义，特别是研究盈余管理在分析师跟踪对审计意见购买影响中发挥的中介作用，分别从应计盈余管理和真实盈余管理两个方向进行研究的文献几乎没有，这为本文的研究提供了新的視角。进一步的，李明辉[7]发现法治水平在社会信任对审计师变更的作用中起到调节作用，法治水平的调节作用是否适用于分析师跟踪对审计意见购买的相关关系，为我们提供了研究契机，同时为监管层政策的制定提供了理论依据。
三、研究假设
审计意见购买的深层次原因在于信息不对称和代理问题。首先，经营权和所有权的分离导致作为代理方的管理层有动机为了实现自身利益最大化来操纵盈余，审计师在这种情况下更有可能出具非清洁审计意见。管理层关注审计意见给企业带来的影响，由此产生审计意见购买的行为动机。其次，审计意见购买能否成功实现还受其他因素影响，诸如受外部投资者、监管层、媒体等信息不对称的影响。代理问题的根源在于信息不对称，正是由于外部投资者、监管层和媒体不能完全掌握管理层的实际经营情况以及公司业绩，管理层才有机会通过购买清洁的审计意见来掩饰盈余管理。
分析师作为重要的信息中介在这一过程中发挥着举足轻重的作用，杨矛[8]认为分析师跟踪促使企业不断提高会计信息披露质量，由此分析师变得更加不可或缺，其作用受到肯定。可见，分析师跟踪敦促企业从根本上改善业绩而非借助盈余管理手段。委托代理理论认为，所有权和经营权分离后，具有所有权的股东无法对掌握经营权的管理层实行有效监督，管理层会为了一己私利产生过度投资行为[9]。作为企业的外部治理方式，分析师跟踪形成了社会监督，引发舆论关注，管理层忌惮不良信号对企业的负面影响，更积极地从根本上改善公司治理，加强企业内部控制，较少利用盈余管理，因此分析师跟踪削弱了企业的盈余管理行为。赵玉洁[10]的研究发现，分析师跟踪和法律环境对应计盈余管理具有显著的抑制作用。李春涛等[11]认为分析师对于减少企业的应计盈余管理具有监管作用，分析师对声誉高的企业形成有效的监督机制。基于分析师的监督效应和压力效应，分析师跟踪会对企业应计盈余管理行为起到抑制作用，因此提出假设1。
H1：分析师跟踪弱化了企业的应计盈余管理行为。
应计盈余管理与真实盈余管理的区别在于前者是通过会计政策的选择来达到调增或调减盈余的目的，比如选择不同的折旧方法。而真实盈余管理则是建构真实交易活动，如通过折扣活动以扩大销售等来达到盈余管理的目标。所以应计盈余管理对企业各期营业利润产生影响，但不改变盈余总额和现金流量;而真实盈余管理对两者均产生影响。由此可见，当企业需要通过盈余展示业绩和美化形象时，就可能会通过真实盈余管理粉饰报表。李春涛等[12]认为，真实盈余管理程度会因为分析师关注的增加而增加。分析师跟踪的媒介作用对企业的业绩具有放大作用，业绩不佳的公司在分析师跟踪之下可能会激化担忧，抛售手中股票。管理层的短视行为以及分析师跟踪压力可能会迫使管理层采取盈余管理行为，特别是当应计盈余管理手段不能达到目的时，管理层可能会考虑使用真实盈余管理。由此可见，分析师跟踪对真实盈余管理具有促进效应，提出假设2。
H2：分析师跟踪强化了企业的真实盈余管理行为。
管理层迫于融资门槛和业绩平滑等各方面的压力，既有可能采纳以会计处理为主的应计盈余管理，又可能选取通过构造经营活动的真实盈余管理方式。郭芳等[13]认为应计盈余管理的概念是从目的视角和信息视角出发的，从目的视角而言，应计盈余管理的目的是追求短期利益最大化或市场价值最大化。从信息观视角来看，应计盈余管理主要是通过操纵会计数据以达到管理层目的。因此，应计盈余管理具有短期效应，同时改变会计数据比构建交易更易操纵，常被管理层加以利用。姜月运等[14]认为异常审计费用与应计盈余管理呈显著负相关关系，审计师抑制了应计盈余管理的发生，即审计师与应计盈余管理存在负相关关系。应计盈余管理的动机包括向市场传递正面信息，吸引投资者关注并影响其决策。而审计意见同样具有传递信号的作用，清洁的审计意见是对公司的肯定和认可，当应计盈余管理已经达到了操纵利润的目的，管理层可能不再考虑采用审计意见购买行为来向市场传递正面信息。因此假定应计盈余管理与审计意见购买存在负向关系，由此提出假设3。
H3：应计盈余管理抑制了审计意见购买行为。
受监管环境和诉讼风险的影响，应计项目盈余管理的操作空间日益缩小，迫使其采取真实盈余管理的操纵手段。因为应计利润操纵通常会涉及会计政策和方法处理，易被审计师识破，而真实盈余管理的处理可以在会计年度的任一时段进行且只改变正常的生产经营过程，较高的隐蔽性使其容易规避审计师和监管部门的检查。黄秀蓉等[15]认为由于真实盈余管理偏离了企业正常的经营活动，从长远而言损害了公司的未来业绩和长期价值。管理层可能利用盈余管理手段粉饰报表，而审计师作为第三方，发挥其鉴定作用，独立性是审计师需要遵守的基本的职业道德。管理层和审计师对财务报表承担不同的责任。管理层按照适用的会计准则和相关会计制度编制报表，而审计师的责任在于对编制的财务报表发表审计意见。审计意见购买的动机在于其外部治理的信息效应，清洁的审计意见理所当然是管理层喜闻乐见的。管理层早期可以通过增加审计费用、威胁取消合作或提供其他利益等方式来诱导审计师出具不恰当审计意见。现有研究主要通过审计师变更或异常审计收费等手段来改善审计意见。由此可见，当真实盈余管理的程度提高但没有达到管理层意愿时，管理层有动机、有能力来取得清洁的审计意见，从而蒙蔽投资者。为此，提出假设4。
H4：真实盈余管理促进了审计意见购买行为。
分析师跟踪通过信息传递对投资者决策产生影响，因此会对企业产生威慑作用。翟胜宝等[2]认为，分析师跟踪与审计意见购买具有相关关系，而分析师如何对审计意见购买产生作用需要进一步分析。基于前述四个假设，若H1和H3成立，即分析师跟踪与应计盈余管理负相关，应计盈余管理与审计意见负相关，那么应计盈余管理在分析师跟踪对审计意见购买的影响中可能会起到中介作用，同理根据H2和H4可知真实盈余管理在分析师跟踪对审计意见购买的影响中可能会起到中介作用。已有研究表明，分析师跟踪与审计意见购买之间存在相关关系，根据前述假设，盈余管理与分析师跟踪和审计意见购买均存在相关关系，由此假设盈余管理在分析师跟踪和审计意见购买之间起到了桥梁作用，于是提出假设5。
H5：盈余管理在分析师跟踪和审计意見购买之间起中介作用。
四、研究设计
（一）数据来源和样本选择
鉴于2006年前后审计和会计准则差异较大，本文选取2008—2018年A股非金融类上市公司数据为样本，同时部分变量的计算涉及上年数据，实际用到了2007—2018年数据，法治水平取自王小鲁等《中国分省份市场化指数报告（2016）》中的市场中介组织的发育和法律制度环境①，内部控制指数取自迪博数据库，其他数据均取自国泰安数据库。剔除掉金融行业的样本和数据缺失的样本后，剩余19 272条记录。本文分年度对所有连续变量在1%和99%的位置上进行了缩尾处理，数据分析采用Stata15.0软件进行。
（二）变量测度
1.盈余管理的度量
应计盈余管理的度量：Dechow et al.[16]中提出了修正的Jones模型，此外还有K-S模型等是研究中普遍采用的应计盈余管理测度模型。本文借鉴修正的Jones模型，先通过计算得到应计项目中不可操控的部分，用应计项目总额减去不可操控的部分，得到操控性应计项目，该数值代表应计盈余管理（ADAi，t）。
真实盈余管理的度量：根据Roychowdhur[17]的研究，分别计算得出操控性销售和操控性生产成本以及操控性酌量费用，操控性销售是指采取折扣或放宽信用来扩大销售数量，从而提高利润;操控性生产成本是指企业扩大生产降低单位固定成本，由此增加单位产品的销售利润;操控性酌量费用是指调整研发支出、广告费用、销售费用和管理费用来调整利润，这里的费用操控主要包含管理费用和销售费用两个项目。操控性销售减去操控性生产成本再减去操控性酌量费用，计算得到真实盈余管理（ABSREMi，t）。
2.审计意见购买的度量
Lennox[18]利用模型度量公司是否进行了审计意见购买，本文参考此模型，认为公司i在t期收到了不清洁的审计意见，则哑变量Qi，t取值为1，收到了清洁的审计意见，则Qi，t取值为0;Qi，t-1表示i公司在t-1期收到的审计意见类型，如果收到不清洁的审计意见哑变量Qi，t-1取值为1，清洁的审计意见Qi，t-1取值为0。若变更审计师，则哑变量Switchi，t取为1，不变更审计师则为0。Xi，t设定为控制变量，其中涵盖财务杠杆、资本利润率、现金流、内部股权、事务所规模，Industry和Year分别为行业和年度的虚拟变量，Vi，t设为残差项。公司于t期间收到的审计意见类型为Q■■，于是构建模型1：
Q■■=α0+α1Switchi，t+α2Xi，t+α3Xi，tSwitchi，t+α4Qi，t-1+
α5Qi，t-1Switchi，t+Industry+Year+Vi，t? ? ?（1）
上述模型可以计算得到公司被出具不清洁审计意见的概率Pr（Qi，tqs），根据公式计算得到OPi，t=Pr（Qi，tq1=1）- Pr（Qi，tq0=1），带入模型2中可以判断公司是否发生了审计意见购买行为。
Switchi，t=β0+β1OPi，t+β2Xi，t+Year+Industry+Vi，t
（2）
根据翟胜宝等[2]，如果公司进行了审计意见购买行为，则该公司会利用审计师变更来最小化其收到不利审计意见的概率。OPi，t含义是在变更审计师和不变更审计师的情况下获得不清洁审计意见的概率之差。如果OPi，t的系数显著为正，即Pr（Qi，tq1=1）>Pr（Qi，tq 0=1），表明变更审计师反而提高了获得不清洁审计意见的概率，公司会继续聘用现有审计师。如果OPi，t的系数显著为负，即Pr（Qi，tq1=1）<Pr（Qi，tq 0=1），则变更审计师降低了公司获得不清洁审计意见的概率，公司很可能会更换审计师，从而实现审计意见购买。
（三）模型设定
1.分析师跟踪与盈余管理模型
本文先从分析师跟踪与盈余管理的关系入手研究两者的关系。模型3和模型4中的控制变量Xi，t与模型1和模型2中保持一致。当模型中γ1的系数显著为正，说明分析师跟踪与盈余管理为正相关关系，即分析师跟踪强化了盈余管理行为，反之则为负相关关系，即分析师跟踪弱化了盈余管理行为。
ADAi，t=γ0+γ1Coverage+γ2Xi，t+Year+Industry+Vi，t
（3）
ABSREMi，t=γ0+γ1Coverage+γ2Xi，t+Year+Industry+Vi，t? ? ?（4）
2.盈余管理与审计意见购买模型
在模型2的基础上分别加入盈余管理变量ADAi，t、ABSREMi，t以及OPi，t与ADAi，t的交乘项OPi，t×ADAi，t、OPi，t与ABSREMi，t的交乘项OPi，t×ABSREMi，t，构建了下述模型：
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中的控制变量Xi，t与模型1和模型2中的相同。模型5和模型6中δ3的系数如果显著为负，则说明盈余管理与审计意见购买呈正项关系，即盈余管理促进了审计意见购买行为，如果系数显著为正，则说明盈余管理与审计意见购买呈负向关系，即盈余管理抑制了审计意见购买行为。
五、实证分析
（一）描述性统计
表2为描述性统计结果。从表2可以看出，分析师跟踪Coverage的最大值为3.689，最小值为0，差异较大，标准差数值为1.208，表明分析师跟踪在不同的公司之间确实存在较大差异。真实盈余管理的均值为0.169，大于应计盈余管理的均值0.073，这说明应计盈余管理的幅度小于真实盈余管理。审计师变更Switchi，t的均值为0.130，表明审计师变更的频率并不是很高。OPi，t的均值为0.088，说明变更审计师与聘任现任审计师获得不清洁审计意见概率之差的均值为0.088。相比较而言，前期审计意见（Qi，t-1）均值为0.021，当期审计意见（Qi，t）的均值为0.030，这说明不清洁审计意见所占比例较小。财务杠杆（Levi，t）的均值为0.452，说明杠杆水平是适中的。资本利润率（ROCi，t）的均值为0.461，现金流（CFi，t）的均值为0.043，表明上市公司的盈利状况和现金流基本处于正常水平。DIRSi，t的最大值为0.571，最小值为0.000，标准差0.120，说明高管持股比例的差异是比较大的，这与实际情况基本相符。BIG4i，t均值为0.055，中位数为0.000，说明四大事务所审计的比例并不高，大部分公司是由非四大事务所进行审计的，与现实情况基本相符。
（二）相关性分析
对模型中的主要变量进行Spearman检验，结果显示：OPi，t与Switchi，t在1%的水平上显著负相关，表明通过变更審计师和不变更审计师实现审计意见购买行为的存在。Coverage与Switchi，t在5%的水平上显著负相关，说明分析师跟踪抑制了审计师变更的发生。Coverage与ABSREMi，t在1%的水平上呈显著正相关关系，与ADAi，t在1%的水平上呈显著正相关关系，说明分析师跟踪促进了真实盈余管理的发生，而抑制了应计盈余管理，这与假设一致。ABSREMi，t与OPi，t在1%的水平上呈显著负相关关系，这与假设不符，有待进一步验证。ADAi，t与OPi，t在1%的水平上呈显著负相关关系，与假设一致。从相关系数矩阵中可以发现ROCi，t与OPi，t的Pearson相关系数的绝对值最大，为0.736。计算各变量的方差膨胀因子结果均低于10，因此变量之间不存在严重的多重共线性问题（表格省略，留存备索）。
（三）基本回归结果
1.分析师跟踪与盈余管理
从表3中可以看出，应计盈余管理ADAi，t与分析师跟踪Coverage呈显著的负相关关系，即管理层迫于分析师跟踪的压力，会克制应计盈余管理手段的运用，H1得到验证。也就是说，分析师跟踪会弱化企业的应计盈余管理行为。真实盈余管理（ABSREMi，t）与分析师跟踪（Coverage）呈显著的正相关关系，说明分析师跟踪会强化企业的真实盈余管理行为，管理层背负业绩考核等方面的压力可能会利用真实盈余管理来操纵利润，H2得到验证。
2.分析师跟踪与审计意见购买
因变量事务所变更（Switchi，t）为虚拟变量，因此采用Logistic回归模型来检验分析师跟踪与审计意见购买之间的关系。表4中（1）列汇报了模型2的回归结果。从模型设定可以知道，若OPi，t的系数显著为正，证明审计师变更提高了获得不清洁审计意见的概率，公司会选择继续聘用审计师;若OPi，t的系数是负数，则说明审计师变更降低了公司获得不清洁审计意见的概率，公司可能会更换审计师，从而实现了审计意见购买。表中结果显示变更审计师和不变更审计师的情况下获得不清洁审计意见的概率之差（OPi，t）系数在1%的水平上显著为负，表明公司进行了审计意见购买行为。在（2）列中加入了分析师跟踪Coverage和OPi，t的交乘项，可以看出分析师跟踪Coverage与Switchi，t呈显著负相关关系，即分析师跟踪抑制了审计师变更。交乘项Coverage×OPi，t的系数显著为负，与OPi，t符号相同，表明分析师跟踪促进审计意见购买行为的发生。
3.盈余管理与审计意见购买
表5列示了盈余管理与审计意见购买的回归结果。从表中可以看出OPi，t的系数都显著为负，说明公司存在审计意见购买行为。（1）列示了ADAi，t以及ADAi，t和OPi，t的交乘项，可以看出应计盈余管理ADAi，t与Switchi，t呈显著正相关关系，表明应计盈余管理促进了审计师变更。交乘项OPi，t×ADAi，t的系数显著为正，与OPi，t符号相反，表明应计盈余管理与审计意见购买呈显著的负相关关系，印证了H3，即应计盈余管理抑制了审计意见购买行为的发生。（2）列列示了ABSREMi，t和OPi，t的交乘项的回归结果。表中ABSREMi，t与Switchi，t呈显著正相关关系，说明真实盈余管理同样也促进了审计师变更。交乘项OPi，t×ABSREMi，t的系数显著为负，与OPi，t符号相同，表明真实盈余管理促进了审计意见购买行为的发生。
（四）中介机制检验
本文通过盈余管理进行中介效应机制检验。表6列示了在加入应计盈余管理（ADAi，t）和真实盈余管理（ABSREMi，t）以及应计盈余管理（ADAi，t）和真实盈余管理（ABSREMi，t）与OPi，t的交乘项后的回归结果。表中（1）列ADAi，t、OPi，t×ADAi，t分别在10%的水平上显著，表明应计盈余管理在加入分析師跟踪和审计意见购买的回归方程中后依然显著，同时分析师跟踪Coverage的系数保持显著。根据前述，H1和H3已得到验证，即分析师跟踪与应计盈余管理负相关，而应计盈余管理与审计意见负相关，分析师跟踪本身对审计意见购买具有直接的正向影响，根据温忠麟等[19]，应计盈余管理具有负向中介效应，由此可以得出结论，分析师跟踪对审计意见购买具有促进作用，原因在于应计盈余管理的部分中介作用。
表中（2）列ABSREMi，t、OPi，t×ABSREMi，t分别在1%的水平上显著，说明真实盈余管理在加入分析师跟踪和审计意见购买的回归方程中后也存在显著的相关关系，同时分析师跟踪Coverage的系数依然保持显著，由已验证的H2和H4可知，分析师跟踪与真实盈余管理正相关，真实盈余管理与审计意见正相关，而分析师跟踪本身对审计意见购买具有直接影响，根据温忠麟等[19]的三步法，真实盈余管理具有正向中介效应。因此，真实盈余管理也起到了部分中介作用，当然也可能存在其他潜在的中介作用。
（五）进一步分析：法治水平的调节效应
在回归中加入分析师跟踪、法治水平与审计意见的交乘项，以便考察法治水平在分析师跟踪对审计意见购买的作用中是否起到调节作用。从表7中可以看出，交乘项Coverage×LAW×OPi，t的系数在5%的水平上显著为正，这与Coverage×OPi，t系数恰好相反，说明法制水平LAW的调节作用与分析师跟踪对审计意见购买的作用方向相反，即法治水平制约了分析师跟踪对审计意见购买的作用，因此，法治水平起到了调节作用，使得分析师跟踪对审计意见购买的作用减弱。在加入了交乘项后，主效应OPi，t×Coverage的系数依然显著。
六、稳健性检验
（一）内生性检验
1.工具变量检验
参考李春涛等[11]的方法，本文选取沪深300指数成分股（H&S300）作为分析师跟踪的工具变量来处理内生性问题，分析师跟踪与审计意见购买的相关关系可能是由遗漏变量或者测量误差造成。沪深300指数成分股的选择标准在于影响力、交易量等诸多因素，指数名单的公司会增加分析师的关注，而与公司是否进行审计意见购买没有直接关系。因此沪深300指数成分股的进出可以认为是与分析师跟踪相关，但外生于审计意见购买的工具变量。如果公司进入沪深300指数成分股则哑变量取1，否则为0。对数据进行外生性检验和弱工具变量检验，检验结果表明，H&S300作为工具变量是合适的。第一阶段回归结果中H&S300与Coverage相关系数显著，二阶段回归结果显示，Coverage与OPi，t的交乘项与Switchi，t呈显著负向关系，这表明控制了内生性问题之后，结论依然成立（表格省略，留存备索）。
2.自变量采用滞后一期数值
为了控制可能存在的内生性问题，自变量采用滞后一期数据重新进行回归。因为审计师变更通常发生在临近年报审计期间，本期数据对决策影响较为显著，所以主检验仍使用当期数值。分析师跟踪Coverage滞后一期设为LC，滞后一期分析师跟踪与审计意见购买的交乘项为LC×OPi，t，结果显示自变量采取滞后一期数值后，结果依然显著（表格省略，留存备索）。
（二）其他稳健性检验
姜涛等[20]研究了诉讼风险和内部控制的交互作用对审计意见类型的影响，结果认为健全内部控制体系有效地降低了企业获得非清洁审计意见的可能性，由此可见内部控制对于审计意见的影响非常重要。在分析师跟踪之下，管理层可能更加注重加强企业内部控制。本文在加入内部控制指数IC这个控制变量以后，发现分析师跟踪与审计意见购买仍然呈现显著的正相关（表格省略，留存备索）。
七、结论与建议
本文以2008—2018年上市公司数据为样本，研究了盈余管理在分析师跟踪对审计意见购买的影响中发挥的作用。研究表明：分析师跟踪与应计盈余管理呈显著的负相关关系，应计盈余管理与审计意见购买呈显著的负相关关系，基于分析师跟踪本身对审计意见购买具有正向影响，因此应计盈余管理在分析师跟踪与审计意见购买的关系中起部分负向的中介作用;分析师跟踪与真实盈余管理呈正相关关系，而真实盈余管理与审计意见购买呈正相关关系，基于分析师跟踪本身对审计意见购买具有显著的正向影响，真实盈余管理在分析师跟踪与审计意见购买的关系中起部分正向的中介作用;法治水平制约了分析师跟踪对审计意见购买的影响，即法治水平减弱了分析师跟踪对审计意见购买的正向影响。
根据以上结论，提出如下建议：一是监管机构和投资者需关注审计师变更的理由，谨防通过变更审计师实现审计意见购买情形的发生;二是盈余管理手段常被企业拿来操纵，有效识别应计盈余管理和真实盈余管理为监管部门制定政策和改善公司治理提供了经验;三是进一步推进依法治国，发挥好法治对分析师跟踪与审计意见购买正向关系中的调节作用;四是企业从自身做起，完善内部控制建设，提高治理效率。
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