终极控制权、审计师行业专长与盈余稳健性

龙振海 胡奕明

(上海交通大学安泰经济与管理学院,上海200052)

自20世纪90年代以来,各国普遍在会计准则中越来越多地采用公允价值计量,这使得稳健性研究成为国内外会计盈余研究的核心问题之一。尽管国外学者已经从微观领域较为全面地研究了稳健性的影响因素,并得出了一些实证结论,但这在不同制度背景下的中国未必同样成立。最近几年国内的学者虽然已经开始从微观层面研究稳健性的影响因素,但较少关注公司内外部治理机制对会计稳健性的共同影响。本文结合我国特有的制度背景,分析了公司内部的终极控制权机制和外部审计师行业专长机制以及两者相互关系对盈余稳健性的影响,研究结果表明,具有行业专长的审计师可以有效地抑制终极控制人两权分离所造成的稳健性的负面影响,统一了现有的研究结论。同时,本文的研究表明在做大做强会计师事务所的过程中,应该重视具有行业专长会计师事务所的培育,以提升我国上市公司会计信息的质量。

一、理论分析与研究假设

(一)会计盈余稳健性与上市公司终极控制权

有关稳健性的界定大致可以归纳为两种:无条件稳健性和条件稳健性。本文采用条件稳健性的概念,即相对于经济损失的确认来说,对经济收益的确认要求更加严格的条件,具体表现为会计利润对坏消息反应更加及时。已有的研究表明中国的上市公司普遍存在股权集中的现象,大股东们经常会通过金字塔结构和交叉持股的方式,利用相对较少的持股比例获取上市公司的控制权。这就造成控制权和现金流权的分离。两权分离的经济后果是控股股东以牺牲中小股东利益为代价来获取控制权私利。由于我国外部监督制度不完善,中小股东利益保护机制欠缺,维权成本较高,控股股东掏空上市公司、侵占中小股东利益的案例频繁爆发。就现实情况来看,控股股东和外部投资者之间存在严重的信息不对称,加之现有的会计准则具有一定的弹性,为获取超额私人收益,控股股东存在影响会计信息、降低会计稳健性的行为。Fan等(2002)研究表明,两权分离程度与会计盈余信息含量存在显著的负相关关系。马忠等(2007)的研究已经证实了终极控制人为了获取控制权收益而更加倾向于抑制对外披露私人信息。

由以上分析可知,两权分离确实导致了控股股东追求私人收益进而影响财务会计报告。控股股东可能会在公司管理层扮演更积极的角色以便获取内部信息,从而减少了对公共披露信息的需求(Haw等,2004)。与此同时,控股股东出于自利原则为了掩盖掏空公司的行为将更有动机选择激进的报告策略以便人为调整会计盈余信息,延缓对公司业绩的负面影响,从而导致了较低程度的稳健性。为此,本文提出第一个假设。

假设1:在其他条件不变的情况下,控制权和现金流权的分离程度越大,上市公司会计盈余信息越不稳健。

(二)行业专长审计师的治理角色

国外的研究表明,具有行业专长的审计师能够提供高质量的审计服务,并且将是否使用专长审计师作为审计质量的代理变量(Owhoso等,2002;Berdard等,1991)。Hogan等(1999)以及Solomon等(1999)指出,国际性的会计公司相继完成按行业集中的结构重组,表明行业专长在促进审计质量方面扮演了越来越重要的角色。Simunic等(1987)指出,具有行业专长的审计公司更有可能将审计资源用于技术投资、审计设备、员工培训以及组织控制系统,从而可以显著提高行业审计的质量。

国外还有研究表明,具有行业专长的审计师能够显著地抑制被审计公司的盈余管理行为,能够显著改善审计质量(Balsam等,2003;Krishnan,2003;Kwon等,2007)。Krishnan(2005)进一步研究证明,相对于非行业专长审计的公司,被行业专长审计师审计的公司损失确认更及时,由于行业专长的审计师具有较多的审计资源和行业审计经验,能以较低的成本查明损失,劝说客户及时确认盈余损失,因此,行业专长审计师可以减缓客户延迟确认盈余损失的行为。国内相关研究较少,已有的研究(蔡春等,2007;刘桂良等,2008)一致认为,由于我国会计师事务所总体上独立性不高,审计师的行业专长不但没有提高审计质量,反而在一定程度上降低了审计质量。我们认为伴随着我国注册会计师行业法规和职业准则的不断完善,审计质量总体上是上升的,尤其是风险导向审计准则的应用更是在一定程度上促使审计人员关注审计风险,不断提高审计技能、增加行业审计经验以期降低诉讼风险,因此,在这样的背景下行业专长审计师更可能发挥积极作用。根据以上分析,我们提出本文的第二个假设。

假设2:与非行业专长审计的客户相比,行业专长审计师审计的客户表现出更多的盈余损失确认及时性。

假设1表明终极控制人的两权分离程度负面影响盈余稳健性,假设2指出具有行业专长的审计师可以凭借较高的审计效率来减少客户的会计盈余的不稳健行为。此外,具有高代理成本的公司(这里主要是指两权分离程度高)可能基于差别化战略的视角选择高质量的审计师,因为一方面高质量的审计师可以作为一种合约机制来减轻代理问题;另一方面高质量审计师的聘用可以作为一种减轻信息不对称问题的可靠信号(Choi等,2007)。据此,我们提出第三个假设。

假设3:与非行业专长审计师相比,具有行业专长的审计师能够显著抑制由于终极控制人两权分离所造成的低程度盈余损失确认的及时性。

二、研究设计

(一)样本选择

本文选择2003-2008年沪深两市所有的A股上市公司作为研究样本,并按以下原则进行筛选:(1)剔除金融类上市公司;(2)删除指标数据的缺失值;(3)剔除IPO的上市公司;(4)对所有的变量进行Winsorize异常值处理,最终得到7628个样本观测值。使用的公司治理数据和财务数据来源于CSMAR数据库,行业专长审计师的指标数据根据WIND资讯数据计算而得。

(二)核心变量的度量

为了检验上述三个研究假设,本文对有关核心变量的设计如下:

1.终极控制人两权分离的计量

根据现有文献的研究结论,本文用终极控股股东的控制权和现金流权的差作为上市公司两权分离的度量(用ENT表示)。在其他条件不变的情况下,两权的差值越大,控股股东将更倾向于追求控制权私利,这里终极控制人选择主要是参照上市公司的年报披露,控制权和现金流权指标数据来源于CSMAR数据库。

2.审计师行业专长的衡量

国内外文献大部分采用Zeff等(1976)的市场份额法来衡量审计师行业专长,但也有学者(刘文军,2010)指出,在我国审计市场用行业市场份额法衡量可能更具普遍适用性。本文选择行业市场份额法计量审计师行业专长。本文按照证监会2001年的行业分类标准,对制造业以外的行业采用1位代码进行分类,由于制造业数量多,业务差别大,我们采用2位代码进行行业分类。在计量行业市场份额时,本文以单个行业内所有公司为基准。为了增加结论的可靠性,本文分别基于资产总额和主营业务收入总额来计量,具体公式如下:

其中,SPEC1ik、SPEC2ik均表示审计师i在行业k中的市场份额,而SPEC1ik是基于客户资产的资产总额,SPEC2ik是基于客户的主营业务收入总额。j表示某类审计师在某个行业审计的客户,REV和ASSET分别表示审计客户的主营业务收入总额和资产总额。

已有国内文献把行业市场份额超过10%的审计师认定为具有行业专长(蔡春等,2007;刘桂良等,2008;李桂荣等,2008),本文遵循以上的确认原则。

(三)模型设计

现有关于条件稳健性的计量模型主要是采用Basu(1997)的方法。但该方法要求资本市场必须是有效的,并且股票收益能够同等的吸收好消息和坏消息的影响(Holthausen,2003),因此运用该种方法可能造成模型计量上的偏误(杨华军,2007)。为了排除资本市场有效性对研究结果的影响,本文选用了另外两种会计稳健性的计量模型。第一种模型主要是参考Basu(1997)提出的盈余反转模型,其逻辑是考察正负会计收益的变化在前后两期的持续性。第二种模型主要是参考Ball等(2005)提出的应计现金流模型。由于会计稳健性要求对损失的确认更加及时,而收益的确认更大程度上是以收付实现制为基础,这种不对称的要求使得会计损失和现金流之间表现出更强的正相关关系,因此,如果存在会计稳健性,那么衡量会计损失和现金流之间关系的变量Dc×CFO的系数应该显著为正。两种计量方法的具体模型如下:

模型1:ΔNIt=a0+a1D+a2Δ NIt-1+a3D×ΔNIt-1+a4leg+a5leg×D+a6leg×Δ NIt-1+a7leg×D ×Δ NIt-1+a8ENT+a9ENT×D+a10ENT×ΔNIt-1+a11ENT×D×ΔNIt-1

模型2:Noperacc=b0+b1Dc+b2CFO+b3Dc×CFO+b4leg+b5leg×Dc+b6leg×CFO+b7leg×Dc×CFO+b8ENT+b9ENT×Dc+b10ENT×CFO+b11ENT×D×CFO

模型3:ΔNIt=a0+a1D+a2Δ NIt-1+a3D×ΔNIt-1+a4leg+a5leg×D+a6leg×ΔNIt-1+a7leg×D×ΔNIt-1+a8SPEC+a9SPEC×D+a10×SPEC×ΔNIt-1+a11SPEC×D×ΔNTt-1

模型4:Noperacc=b0+b1Dc+b2CFO+b3Dc×CFO+b4leg+b5leg×Dc+b6leg×CFO+b7leg×Dc×CFO+b8SPEC+b9SPEC×Dc+b10SPEC×CFO+b11SPEC×Dc×CFO

模型5:ΔNIt=a0+a1D+a2Δ NIt-1+a3D×ΔNIt-1+a4leg+a5leg×D+a6leg×ΔNIt-1+a7leg×D×ΔNIt-1+a8ENT+a9ENT×D+a10ENT×Δ NIt-1+a11ENT×D×Δ NIt-1+a12SPEC+a13SPEC×D+a14SPEC×ΔNIt-1+a15SPEC×D×Δ NIt-1+a16SPEC×ENT+a17SPEC×ENT×D+a18SPEC×ENT×ΔNIt-1+a19SPEC×ENT×D×Δ NIt-1

模型6:Noperacc=b0+b1Dc+b2CFO+b3Dc×CFO+b4leg+b5leg×Dc+b6leg×CFO+b7leg×Dc×CFO+b8ENT+b9ENT×Dc+b10ENT×CFO+b11ENT×Dc×CFO+b12SPEC+b13SPEC×Dc+b14SPEC×CFO+b15SPEC×Dc×CFO+b16SPEC×ENT+b17SPEC×ENT×Dc+b18SPEC×ENT×CFO+b19SPEC×ENT×Dc×CFO

模型1和模型2是为了检验假设1,模型3和模型4用来检验假设2,假设3的检验主要是通过模型5和模型6。模型1、模型3和模型5是在Basu(1997)的盈余反转模型的基础上建立的,模型2、模型4、模型6主要是参考应计现金流模型。在模型1、模型3和模型5中,Δ NIt表示非经常性项目的营业利润从t-1年到t年的变化值,ΔNIt-1表示上一期营业利润的变化量,为了减少异方差的影响,本文按照现有的做法对上述两个数值都除以期初总资产的账面价值。D是一个虚拟变量,如果Δ NIt-1是负值,则D为1,否者则为0。leg也是一个哑变量,根据樊纲等(2010)编制的各地区法制水平指数分组得到,具体按照法制指数进行三等分,处于最高层次组的设为1,其他则为0。ENT表示上市公司两权分离程度。SPEC表示审计师是否具有行业专长,具体的计算同核心变量的设计。模型2、模型4和模型6中,Noperacc表示非经营性应计,计算方法同夏冬林、朱松(2009),CFO为同期的经营性现金流。为了减少异方差的影响,上述两个变量的数值都除以期初总资产的账面价值。Dc是一个虚拟变量,如果CFO＜0,则Dc为1,否者就为0。leg和ENT的含义与模型1相同。

根据已有文献的研究结论,我们对以上变量符号预测如下:如果假设1成立,那么模型1中度量终极控制人两权分离对盈余稳健性影响的变量ENT×D×ΔNIt-1的系数应该显著为正,模型2中度量终极控制人两权分离对盈余稳健性影响的变量ENT×Dc×CFO的系数应该显著为负;在检验假设2的模型3和模型4中,如果变量SPEC×D×Δ NIt-1的系数显著为负,SPEC×Dc×CFO的系数显著为正,那么具有行业专长的审计师可以显著促进上市公司的会计盈余的稳健性,即假设2成立;模型5和模型6主要是检验假设3,我们预测如果具有行业专长的审计师能够抑制由于两权分离造成的会计盈余不稳健型行为,那么变量SPEC×ENT×D×Δ NIt-1的系数显著为负,SPEC×ENT×Dc×CFO的系数显著为正。

三、实证分析结果与稳健性检验

(一)描述性统计分析

表1中T检验结果表明,被行业专长审计师审计的上市公司终极控制人的控制权和现金流权都在1%的水平上显著低于非行业专长审计师审计的公司。然而,终极控制人的两权分离度指标正好相反。可能的解释是代理问题严重的公司(主要是指两权分离度大)往往选择高质量的审计师,这与本文假设3的推理过程是一致的,从而初步证明了假设3的合理性。

表1 上市公司所有者权益结构差异表

(二)盈余反转模型回归结果

表2给出了模型1和模型3的回归结果。其中,反映上市公司会计盈余稳健性指标D×Δ NIt-1的系数在各列中显著为负,表明我国上市公司会计盈余信息整体上存在稳健性,模型设计是适当的。表2中第1列是基本模型,第2列是引入法制指数的回归结果,由于法制环境对稳健性的影响变量Leg×D×Δ NIt-1的系数为负,与预期符号相符,表明在我国法制水平好的地区公司具有较高的会计信息稳健性。第3列主要是为了验证假设1是否成立,由回归结果可以看出,两权分离影响指标ENT×D×Δ NIt-1在1%的水平上显著为正,这就表明终极控制人两权分离确实延缓了损失确认的及时性,这与假设1的预测一致。第4列和第5列是在第2列模型的基础上分别引入两个度量审计师行业专长的变量,变量SPEC×D×ΔNIt-1的系数在两个模型当中都显著为负,这表明具有行业专长的审计师可以促使上市公司提高盈余损失确认的及时性,因此也就证明了被行业专长审计师审计的公司的盈余信息将更加稳健,这同样与假设2的结果相符合。

表2 盈余反转模型回归结果

表3是模型5的回归结果,为了增加研究结果的稳健性,本文分别使用SPEC1和SPEC2来计量行业专长的审计师。由表3两列的回归结果看,衡量稳健性的变量D×Δ NIt-1、两权分离影响变量ENT×D×ΔNIt-1、法制水平影响的变量leg×D×Δ NIt-1以及行业专长审计师影响变量SPEC×D×ΔNIt-1的系数符号都与预期相一致,但是法制影响系数不显著,这在一定程度上表明假设1和假设2依然成立。更重要的是,验证假设3的变量SPEC×ENT×D×Δ NIt-1的系数不论在第1列还是在第2列都在1%的水平上显著为负,从而表明行业专长的审计师确实可以抑制由于内部两权分离所造成的盈余不稳健行为。

表3 审计师行业专长、控制权分离与损失确认及时性检验结果(盈余反转模型)

(三)应计现金流模型回归结果

应计现金流模型回归结果显示(限于篇幅本文未报告),各回归方程的F值最小为106.50,最大为444.72,这与国外研究的模型拟合程度大致相当,表明该模型在我国具有适应性。具体来看,研究设计中模型2是基本应计现金流模型,主要是为了检验假设1。该模型中的变量CFO的系数显著为负,表明正的现金流与同期应计之间是反向关系,这与Dechow(1994)的研究结论一致。衡量稳健性的变量Dc×CFO的系数在所有模型中都显著为正,与预期一致,表明从应计现金流模型的角度来看,我国上市公司总体上仍存在盈余稳健性。法制水平影响变量leg×Dc×CFO的系数,在所有模型中都不显著,表明各地区的法制水平对公司盈余稳健性无影响,这可能与我国法律的执行力不强有关。终极控制人两权分离影响变量ENT×Dc×CFO的系数在1%的水平上显著为负,表明终极控制权的两权分离确实增加了上市公司会计盈余信息不稳健行为,这与盈余反转模型的研究结论是一致的。此外,模型4的回归结果表明审计师专长影响变量SPEC×Dc×CFO的系数显著为正,说明行业专长的审计师提高了上市公司的稳健性,这同样与假设2相一致。

从模型6的回归结果(限于篇幅没有报告)来看,主要的观测变量Dc×CFO、ENT×Dc×CFO和SPEC×Dc×CFO的系数符号都与预测相符,表明假设1和假设2是成立的。更重要的是,变量SPEC×ENT×Dc×CFO的系数分别在1%和10%的水平上显著为正,说明行业专长的审计师能够对两权分离造成的不稳健行为产生积极影响,假设3得到印证。

(四)稳健性检验

为了保证实证检验结果的可靠性,本文还计算了各个模型的方差膨胀因子(限于篇幅没有呈报),其结果表明模型变量的多重共线性并不严重。为了排除遗漏变量对研究结果的影响,本文又在所有的模型当中加入了各地区政府干预指数和市场化进程指数,以控制除法制因素之外的其他因素对研究结论的影响。此外,本文还在所有的模型当中加入了资产规模、资产负债率以控制公司特征对研究结论的影响,以及加入是否属管制性行业以控制行业因素的影响,三个假设依然成立。考虑到两权分离和审计师选择之间的内生性关系对研究结论的影响,本文使用两阶段回归方法检验变量内生性对研究结论的影响,模型的回归结果依然成立。

四、研究结论

本文的研究结果表明,终极控制权和审计师行业专长都是影响上市公司盈余稳健性的重要因素。终极控制权与现金流权的分离程度越大,上市公司越可能延缓损失确认的及时性。此外,与非行业专长审计的公司相比,被行业专长审计师审计的公司能够表现出更多的损失确认及时性。更重要的是我们发现,行业专长审计师可以在一定程度上减少由于两权分离所造成的公司盈余不稳健行为。这些研究结论在控制了法律、政府和市场制度因素以及行业和公司特征因素之后依然成立,这就表明本文的研究结论具有一定的稳健性。

本文研究结论的政策含义在于,政府监管部门在提高会计信息质量时,需要同时关注上市公司内外部两方面的治理机制。一方面,监管部门应该积极引导上市公司降低终极控制人两权分离,另一方面,需要大力培育更多的具有行业专长的会计师事务所。

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