签字会计师任期与上市公司盈余管理途径选择——来自中国A股市场的经验证据

张忠民

(贵州财经大学 会计学院，贵州 贵阳 550025)

一、理论分析与假设提出

(一)审计任期与审计质量

Chen等[1]利用中国台湾上市公司的数据研究发现，签字合伙人的任期与企业可操控应计项目的规模呈显著负相关关系；Ghosh[2]则使用盈余反应系数指标代理审计品质，一定程度上支持了没有必要定期轮换签字会计师的结论。国内学者关于合伙人任职时间与审计监督品质的研究，大多得出支持定期轮换签字会计师规定的结论，如范经华等[3]研究发现，具有行业专长的外部审计能够有效抑制可操控应计利润，一定程度上说明，在国内新兴的审计市场中，专业技能能够有效地提升审计师的监督作用。

上述研究都忽略了一个现实的问题，无论签字会计师轮换与否，经理人进行盈余管理的机会主义动机是不会消失的，经理人内在的追求短期利益的短视行为本身没有变，一旦其操控应计项目的方式受限，会选择其他途径实现其目的。基于国内外文献分析，笔者提出如下假设：

假设1：实施定期轮换政策后，签字会计师任期与企业应计盈余管理规模呈负向关系，而与企业真实盈余管理呈正向关系。

(二)签字会计师行业专长、审计风险与审计质量

Jayaraman和Milbourn[4]发现，签字会计师的行业专长可以有效抑制上市公司经理人利用财务重述实现股权薪酬激励的行为。但Chi等[5]发现，具有行业专长的会计师事务所由于其高品质的审计监督，迫使上市公司更多进行隐蔽的真实盈余管理。宋衍蘅和付皓[6]认为，小规模的会计师事务所面临较大的竞争不具有代表性，但是，大会计师事务所只有当面对违规操作被甄别可能性大的客户时才会提供高品质的审计监督。结合上述分析，笔者提出如下假设：

假设2a：相较于不具备行业专长的样本分组，所在事务所具备行业专长的签字会计师，其任期对企业应计盈余管理和真实盈余管理的相反作用更为显著。

假设2b：相较于面临审计风险较小的样本分组，面临较大审计风险的签字会计师，其任期对企业应计盈余管理和真实盈余管理的相反作用更为显著。

二、研究设计

(一)数据选取与来源

本文使用2005—2016年中国A股上市公司年报数据，通过提取出其中的外部审计单位以及签字会计师的相关信息，并手工整理出签字会计师在会计师事务所的任期。另外，为了更准确地刻画随着任期的延长而变化的专业技能水平对审计质量的影响，笔者同时使用基于Jones模型计算的应计盈余管理指标和Zang[7]的度量真实盈余管理的指标来描述签字会计师的签字会计质量。并且使用Neal和Jr[8]与Reichelt和Wang[9]度量全国性鉴字会计师行业专长的方法以及宋衍蘅和肖星[10]使用是否发生过因非技术问题而进行财务重述作为审计风险的衡量指标。其中，财务重述数据是笔者从网易财经其他公告栏目中手工摘取得到。另外，笔者参考Chi等[5]的做法，为了准确锁定上市公司的盈余管理策略选择行为，笔者选择了有强烈盈余管理动机的上市公司(微利，刚好达到分析师预测盈余和当年发生股权融资事件的上市公司)作为研究样本。其中，样本量(公司年度)的含义是按照年度分别依次剔除无法满足条件的样本，即分别剔除银行企业数据、缺失观察值数据及微利或当年发生股权融资事件的上市公司，最终得到5 113个样本。

(二)变量定义

1.主要变量定义

(1)签字会计师任期(Tenure)。本文在计算签字会计师任期时，任期计算统一从1992年开始，只要前后两年有一位会计师连任，就视为任期的延续，并进行累加。另外，对于某些会计师事务所更名或者合并的情况，笔者对数据库中每一年的会计师事务所进行归纳，并提取出对应每一年所有上市公司聘用的审计单位的名称，然后对更名的会计师事务所进行统一调整，而对于会计师事务所合并的情况，笔者用合并后的会计师事务所代表合并前的会计师事务所。

(2)审计质量：应计盈余管理和真实盈余管理。本文以申银万国行业分类为准，排除金融业后，考虑在同一年份行业内，建立如下估计模型：

(1)

其中，TAi,t是公司i在第t年的总应计项目，即非操控性应计利润；Ai,t-1是公司i在第t-1年年末的总资产；ΔREVi,t是公司营业收入的增量；ΔRECi,t是应收账款的增量；PPEi,t是公司年末的固定资产。对每一个行业和会计年度，估计模型(1)，用估计出来的残差εi,t度量公司i在第t年的可操控应计项目(DA)，本文研究的重点是应计盈余管理的规模，用DA作为应计盈余管理规模的测度指标。

本文用异常现金流(CFOEMt)、异常花费(DISXEMt)和异常产品成本(PRODEMt)三个指标构造复合指标(RMt)来测度总体的真实盈余管理的程度，具体计量方法如下：

异常现金流：模型(2)中被解释变量是主营业务现金流(CFOt)，解释变量是企业年度销售收入(St)及其增量(ΔSt)，采用前人的方法把所有变量进行弱化异方差处理，即令各变量除以上一年末的总资产。

(2)

异常产品成本：制造企业的经理通过增加产量来降低每单位产量的成本，从而提高当前的盈利水平。在固定成本不变的情况下，每单位产品的固定成本可以被稀释，如果边际成本不显著增加，企业可以生产过剩产品，降低成本，增加销售利润。Dechow等[11]估计销货成本的模型如下：

(3)

其中，COGSt是企业第t年的销售成本。

存货的增加一般来自两方面内容：一是过量生产，二是通过延期冲销陈废存货。年度内存货变动额(ΔINVt)可以表示为销售收入(St)的线性函数。估计异常存货变动的模型如下：

(4)

其中，ΔSt-1是第t-1年的销售收入的变动额。

本文在模型(3)和模型(4)的基础上，按照模型(5)估计企业的正常产品成本如下：

(5)

其中，PRODt是指企业第t年的产品成本。

笔者在相同行业和年份中对模型(5)进行回归，得到的残差项即为异常产品成本(PRODEMt)。假设企业的固定成本不变，通过增加产量，每单位产品的固定成本就会被摊薄，控制生产边际成本在合适的水平，通过这种方式增加总利润。但这样做的直接后果是导致总生产成本和存货的上升，使实际成本大大增加。PRODEM越大，表明企业超常的生产成本越多。

异常费用：本文参照以往通用的度量可酌情处置费用ΔDISXt的测度，即管理费用和销售费用的加总，通过如下模型估算出实际费用支出与正常的费用支出之差即为异常费用支出。

(6)

笔者对CFOEMt和DISXEMt进行方向调整，然后对三个单独的指标进行正规化处理后加总，得到一个复合指标RMt即公司的真实盈余管理程度。

RMt=PRODEMt-CFOEMt-DISXEMt

(7)

(3)签字会计师行业专长(Expertise)。本文基于会计师事务所收取的审计费用计算签字会计师行业专长。计算方法如式(8)所示：

(8)

(4)审计风险(Risk)。由于之前发布的财务信息存在因技术原因或者存在监管部门认为可能误导投资者的信息而强制要求上市公司进行更改的行为(简称财务重述)。Blankley等[12]通过分析审计费用和上市公司发生财务重述之间的关系发现，财务重述发生概率与异常审计费用呈负相关关系，他们认为财务重述的发生为签字会计师对当前审计风险的低估所致，换句话说，上市公司的财务报表一旦发生重述，签字会计师会重新评估审计风险。所以，笔者使用上市公司发生财务重述后的财务信息为审计风险的代理变量。

2.控制变量

(1)四大会计师事务所(Big4)。如果上市公司聘请了国际四大会计师事务所或其合资会计师事务所作为外审单位则取值为1，否则为0。

(2)签字会计师跟踪(Analyst)。来自资本市场的研究证据表明，签字会计师利用其自身的专业知识和培训，能够甄别管理层的财务造假，可以显著降低企业的信息不对称程度，是重要的外部监督机制。李春涛等[13]利用中国上市公司数据，通过检验签字会计师跟踪对企业盈余管理途径选择的影响，发现签字会计师可以有效抑制企业的应计盈余管理行为。其计算方法为Analyst=Ln(分布盈利预测报告的券商数+1)。

(3)机构投资者持股比例 (Institute)。机构投资者持有公司股份总和所占的比例。机构投资者作为专业的投资机构，具有普通投资者不可比拟的信息优势和与管理层谈判的能力，是重要的外部治理机制。

(4)高管持股比例(Insider)。即年报公布的全部高管持股占总股本比例，管理层持股是上市公司缓解委托代理矛盾重要手段。

同时，笔者还考虑了其他虚拟变量：股权集中度(Z_index)，使用公司第一大股东与第二大股东持股比例的比值来代替。因为股权多元化有利于加强股东与经理人之间的制衡，减少经理人牟取自身利益的行为，进而减少盈余管理发生的可能性；同城独董(SameCity)，当某独立董事尤其是负责财务监督工作的独立董事居住在与上市公司办公地点同一城市，则很可能存在就近行事的可能性，并且对公司的信息往往能够掌握第一手资料，有可能借此提高监督效用，则SameCity取值为 1。反之，如果该独立董事利用地缘优势与公司管理层形成亲密关系，则会降低其自身的监督作用，则取值为0；外资股(H&B)，即上市公司有外资股，或者在中国香港同时上市的情况。如果上市公司还发行了H股或B股则取1，否则取0。除此之外，笔者还加入了关于企业特征并且可能影响企业操纵盈余的因素，包括：企业规模(Size)，上市公司的年末总资产，取自然对数；资产负债率(LEV)，总负债占总资产的比例；企业年龄(Age) ，上市公司自成立以来的年数；行业分类(Ind)，除金融行业之外的申银万国定义的27个行业等。

(三)回归模型的建立

1.基本模型

EMit=β0+β1Tenure_Parnterit+Controls+∑γjIndj+∑θmYearm+it

(9)

其中，EMit表示上市公司i在第t会计年度的应计盈余管理或是真实盈余管理规模；Tenure_Parnterit表示在第t会计年度与上市公司的合伙签字会计师的任期；Controls为控制变量。另外，我们在模型中控制了年份固定效应和行业固定效应。其中我们重点关注的是系数β1，当β1大于0时，说明随着签字会计师任期的延长，某种盈余管理规模相对增加；反之，当β1小于0时，则表明随着签字会计师任期的延长，上市公司的某种盈余管理规模相对减少。

2.DID模型(Difference in Difference Model)

EMit=β0+β1Treatit+β2Postit+β3Treatit×Postit+Controls+∑γjFirmj+it

(10)

模型(10)为笔者在所设计的自然实验中所用到的双重差分模型，其中，Treatit为处理组和控制组虚拟变量，代表样本是否被强制轮换，t表示政策施行的前一年，例如2003年证监会发布《关于证券期货审计业务签字注册会计师定期轮换的规定》，则t为2002年，即上市公司i截至2002年，签字会计师的任期满5年或者超过5年，即根据政策规定，需要被执行强制轮换，Treat取1表示处理组，0代表控制组。Postit为政策实施时间前后虚拟变量，当取1时表示政策实施当年，取0表示政策实施前一年。Treatit×Postit为模型的交互项，这里我们所关注的是其系数β3，当β3大于0时，说明签字会计师的任期被强制缩短之后，某种盈余管理规模相对增加；反之，当β3小于0时，则表明当签字会计师任期变短时，上市公司的某种盈余管理规模相对减少。∑γjFirmj表示控制个体固定效应，it为残差。

三、实证分析

(一)描述性统计分析

表1给出了主要变量的描述性统计分析结果。从表1可以看出，应计盈余管理和真实盈余管理的平均值分别为0.07和-0.03，说明上市公司的盈余管理主要还是以操控应计项目来实现。签字会计师的任期平均为2.69年，会计师事务所的任期平均为4.90年，说明上市公司与审计合伙人之间的关系维系是较稳定的，所以探索这种私人关系对审计质量的影响尤为重要。样本中有12.00%的上市公司年度聘用“国际四大”作为外部审计单位，显然相对于其他成熟资本市场，中国的审计市场业务分布相对分散，无论是研究上市公司与其外部审计合伙人的互动问题，还是签字会计师行业专长问题，在这种分散化结构、竞争相对激烈的审计市场中，都具有重要的实践意义。样本中上市公司平均券商跟踪数量为4.75家，上市公司的机构持股水平为34.00%左右，表明样本中的上市公司具备相对合理的其他外部监督机制，使得我们可以在研究外部审计这一外部监督机制时，可以有效地排除其他公司治理机制的干扰。样本中有48.00%的财务背景的独立董事居住在上市公司所在城市，高管持股平均在3.00%左右。

表1 主要变量的描述性统计分析结果

(二)回归分析

签字会计师任期与应计盈余管理和真实盈余管理的基本回归分析如表2所示。

表2 签字会计师任期与应计盈余管理和真实盈余管理回归分析

注：括号中的数值为t值；***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平下显著，下同。

从表2可以看出，表2前两列使用的是普通最小二乘估计方法，后两列为了一定程度上排除内生性的影响，笔者使用Fama-Macbeth估计方法重新对样本进行回归。从表2的前两列可以看出，当使用真实盈余管理作为被解释变量时，解释变量的系数显著为正，表明当签字会计师任期越长时，上市公司的真实盈余管理规模越大；第二列的被解释变量为应计盈余管理，而此时的解释变量系数显著为负，表明随着签字会计师任期的延长，上市公司的应计盈余管理规模会显著增加，与假设1一致。从表2的后两列中显示结果可以看出，当排除一定程度的内生性的干扰后，签字会计师的任期仍与上市公司的真实盈余管理规模呈显著的正相关关系，而与上市公司的应计盈余管理规模的负相关关系的显著性虽然有所下降，但是也在单尾检验10%的显著水平以上，仍旧与之前的结论保持一致。

此外，笔者还通过DID回归检验了签字会计师的任期被强制缩短之后，应计盈余管理和真实盈余管理的差异。回归结果显示，因变量为RM 时，Treat和Post的交互项系数为-0.09，在1%的显著性水平上为负，表明签字会计师的任期被强制缩短之后，真实盈余管理规模相对减少。与之相比，因变量为|DA|时，Treat和Post虚拟变量的系数都显著为正，二者的交互项系数为0.01，显著为正，说明签字会计师的任期被强制缩短之后，应记盈余管理规模反而相对增加。

(三)进一步分析

1.根据签字会计师行业专长划分

签字会计师的行业专长来源于其在某一行业较大的市场份额，这使得其可以具有更有针对性的人员培训和专业知识积累。本文把样本按照是否具有行业专长分为两组，并采用模型(9)分别检验两组样本的估计情况，结果如表3所示。

表3 签字会计师行业专长与签字会计师任期影响盈余管理途径选择

从表3可以看出，表3的前两列为不具备行业专长的分组，笔者发现，当会计师事务所不具备行业专长时，签字会计师的任期无论是与应计盈余管理还是真实盈余管理都没有明显的相关关系，而在具备行业专长的分组中，即表3中后两列中的结果显示，随着签字会计师审计任期的延长，虽然上市公司应计盈余管理规模显著减少，但上市公司真实盈余管理规模却显著增加，一定程度上说明，当签字会计师的专业水平较高时，一方面，提供了高质量的审计监督，显著抑制了上市公司的应计盈余管理行为，提高了财务报表的质量；另一方面，由于某些短期盈余目标的驱动，上市公司经理人会选择使用更隐蔽的真实盈余管理来代替应计盈余管理。

2.根据审计风险划分

中国的法治建设仍未臻完美，考虑到国外较多发生的投资者联合申诉会计师事务所在国内并未多见，更多的是其审计项目中违规操作被监管部门甄别而受到各种处罚的风险。因此，在这种新型审计监管市场环境下，签字合伙人面临的主要风险为被监管部门甄别出客户违规操作的审计失败风险，即被监管部门处罚风险。本文选择是否发生财务重述作为划分审计风险大小的指标，一旦发生财务重述，一方面表示上市公司的错误报告，另一方面也表明会计师事务所的审计失败；而财务重述带来的上市公司组织合法性的缺失，会给上市公司的市场价值带来巨大损失。Blankley等[12]通过分析审计费用和上市公司发生财务重述之间的关系发现，财务重述发生概率与异常审计费用呈负相关关系，他认为财务重述的发生为签字会计师对当前审计风险的低估所致，换句话说，上市公司的财务报表一旦发生重述，签字会计师会重新评估审计风险。所以，笔者在本文中使用上市公司发生财务重述后为审计风险的代理变量，希望通过比较会计师事务所在不同审计风险下所提供不同审计服务对两种盈余管理的影响，结果如表4所示。

表4 审计风险对签字会计师任期与审计质量关系的影响

从表4可以看出，表4中给出了按照面临不同审计风险水平对样本进行分组后，分别重复模型(9)的估计结果，表4前两列为面临审计风险较大的样本组，即发生财务重述后的样本组，而后两列则是未发生过财务重述的样本组，笔者发现两个分组中，都能得到签字会计师任期与应计盈余管理显著的负相关关系以及与真实盈余管理显著的正相关关系，但是，通过对比第一列和第三列解释变量的系数发现，无论是显著性还是经济学意义，面临审计风险较大的分组样本相对风险较小的分组样本，上市公司真实盈余管理水平随着签字会计师任期的增加而增加的情形更为显著；同样，通过对比第二列和第四列结果，面临审计风险较大的分组样本中的解释变量的系数无论是经济学意义还是统计量显著性都大于面临审计风险较小的分组样本。即一定程度上说明，当签字会计师面临较大的审计风险时，考虑到可能受到的监管部门处罚以及自身名誉的受损，会相对提供更高质量的审计服务，但却更加迫使经理人进行应计盈余管理向真实盈余管理的转移。

另外，本文选取的样本为那些具有强烈短期盈余追求的上市公司，所以，就是在会计师事务所面临的审计风险相对较小时，随着签字会计师审计任期的延长，一方面，由于自身专业技能的提升；另一方面，对自身名誉和维系客户财务稳定的考虑，上市公司的真实盈余管理规模仍会显著提高，而应计盈余管理则会显著减少。

四、结 论

本文利用2005—2016年中国A股具有强烈盈余管理动机上市公司(微利企业等)的财务数据，研究了签字会计师随任期增加的专业技能对企业盈余管理的影响，发现，随着签字会计师任期的增加，上市公司的可操控应计利润减少，但是真实盈余管理增加。

首先，本文使用OLS和Fama-Macbeth两种估计方法，发现随着签字会计师任期的增加，这些具有强烈盈余管理动机的企业应计盈余管理行为被显著抑制，但真实盈余管理显著增加。另外，本文利用DID模型回归发现签字会计师的任期被强制缩短之后，真实盈余管理规模显著减少而应记盈余管理规模反而相对增加，因此，在规定任期内签字会计师任期延长能够有效抑制应计盈余管理行为。

最后，不同于以往单纯讨论签字会计师行业专长等个人属性特征对审计质量的影响，本文把行业专长和面临的审计风险的大小来充当签字会计师可能提供高质量审计服务的动机，并借此验证我们对高质量审计服务影响上市公司盈余管理途径选择的猜想，进一步分析发现，无论是当签字会计师来自具备行业专长的会计师事务所还是客户存在较大的审计失败风险，其任期与真实盈余管理呈显著正相关关系而与应计盈余管理呈显著负相关关系，并且无论是从经济学意义还是统计量显著性都明显多于面临审计风险较小的样本组。