审计报告改革对盈余管理、审计费用的影响研究

吴青川 魏建成

一、引言

审计报告是注册会计师对企业财务报表进行审计后发表的书面意见，对增强企业财务信息的可靠性起着至关重要的作用。传统审计报告是标准模板式的，重在发表审计总体结论，因而具有格式统一、要素一致、内容简洁、意见明确等优点，但也存在着披露信息含量不足、反映审计工作的透明度不高等缺陷。然而，随着资本市场的发展，报告使用者对审计报告的信息含量与决策相关性的需求越来越高，导致供需差异问题愈发严重。因此，英国财务报告理事会（FRC）、国际审计与鉴证准则委员会（IAASB）、美国公众公司会计监督委员会（PCAOB）先后发布了审计报告改革相关的政策和准则。2016年12月23日，我国审计准则委员会（CASB）积极借鉴国际审计报告改革成果，也发布了新审计报告准则。因此，审计报告实施效果成为一个有待检验的命题。

盈余管理的产生是由于企业内外部之间信息不对称，管理层可能出于机会主义倾向，做出歪曲财务信息的行为。此次审计报告改革的核心内容是“披露关键审计事项”，其目的旨在增加信息含量、提高审计透明度，以降低资本市场的不确定性和信息不对称引起的风险。那么，此次改革否会对盈余管理产生影响？其次，信息含量的增加将会导致审计师投入更多的人力成本并承担更大的潜在风险，那么，审计费用是否会因此增加？本文的研究贡献在于：利用我国2017年率先在部分上市公司实施新审计报告准则的特定研究场景，作为评估和检验新审计报告准则实施效果提供的天然准实验条件，运用双重差分模型（DID），检验了新审计报告准则的实施对公司盈余管理和审计费用的影响，为新审计报告准则的实施效果研究提供了经验证据。

二、文献综述

（一）关于盈余管理与审计的研究

企业盈余操纵行为可能是管理层出于IPO动机、配股动机以及防亏、扭亏和保牌动机等。而审计是评价、报告受托责任履行情况的行为。也就是说，审计师需要甄别管理层是否存在盈余操纵行为。那么，审计师的哪些行为或能力会对盈余管理产生影响呢？

审计师能否完全识别出企业的盈余管理行为，影响到与审计质量。审计质量是指“市场评估的、审计师能够发现并报告财务报表中重大错报或漏报的联合概率”（DeAngelo，1981）。其中，发现问题的概率主要受审计师专业胜任能力影响，报告问题概率主要由审计师独立性决定。所以，专业胜任能力（包括专长）决定了审计师发现盈余行为的能力，独立性则决定了审计师披露该行为的可能性。目前，国内外对专业胜任能力的研究主要集中在审计师专长，且已有大量研究表明审计师专长能够提高客户的盈余质量，如Krishnan（2007）和范经华等（2013）。对于独立性的研究，学者通常用事务所规模、审计任期等进行衡量。吴昊旻等（2015）认为，事务所规模越大，审计质量越高，企业盈余程度越低。许浩然等（2017）认为，审计任期越长，审计师独立性越低，盈余质量越差。

同样，审计意见与盈余管理之间是否存在相关性，也是判断审计质量的标准之一。曹琼等（2013）发现企业盈余管理程度越大，被出具“非标”的可能性越高。陈小林等（2011）则对操纵盈余的风险大小进行研究，发现盈余操纵行为的风险越大，越有可能被出具非标准审计意见。但是，也有学者（吴联生等，2011；Tsipouridou，2012）对此提出反对意见,他们的研究结果表明，审计意见类型与盈余管理并不存在显著相关性。

此外，盈余管理与审计收费也存在关联性。朱明秀和金姮婷（2017）研究发现，审计盈余操纵行为较多的公司时，审计师因提供更高质量的审计服务，会收取更多的审计费用。田高良等（2017）也得出类似的结论，即审计费用越高，则审计质量越高。然而，有学者发现，异常审计费用会导致较低的盈余质量。异常审计费用分为正向异常审计费用和负向异常审计费用。学者（Hribar等，2014；韩丽荣等，2015）普遍认为正向异常审计费用会导致较低的盈余质量。但是，负向异常审计费用与盈余管理的关系尚未达成一致。段特奇等（2013）、Asthana等（2012）发现，负向异常审计费用与盈余管理也存在相关性；Mitra（2009）、李明辉（2013）则发现两者关系并不显著。

（二）关于审计报告改革的研究

报告使用者是此次审计报告改革的最大受益者。投资者感知的审计报告相关性和有用性因新审计报告中披露的关键审计事项得以增强，并且，因披露体现管理层动机的信息影响了其投资判断和决策（张继勋等，2014）。Christensen等（2014）研究发现，不仅是专业投资者，非专业投资者在收到含关键事项段的审计报告时也更容易改变投资决策；如果还附有关键事项的解决说明，则该影响会减弱。

同时，此次改革给审计师带来了极大的挑战。Gimbar等（2014）认为信息含量增加提高了审计师责任；Christine等（2016）则同时考虑了关键审计事项和会计准则精确性对审计师责任的影响。他们发现，在精确的会计准则下，披露的关键审计事项无论相关与否均会增加审计师责任；张继勋等（2015）对投资者感知的审计师责任进行了研究。结果显示，在审计之后若发现重大错报，新审计报告中披露的关键审计事项减轻了投资者感知的审计师责任；当发现的错报与披露内容一致时，投资者感知的审计师责任最低。

在审计报告改革实施以来，国内外学者开展了审计报告改革对盈余管理、审计费用影响的研究，但并未获得一致的研究结论。Bedard et al.（2015）研究发现，审计报告增加的信息含量作用有限，审计质量、审计费用以及审计效率并没有显著变化；Reid等（2016）以英国主板上市公司中的优质企业为实验组，并以欧美公司为对照组，研究了审计报告改革对盈余管理、审计费用的影响。研究结果表明，审计报告改革后，盈余管理程度显著降低，但审计收费并没有显著增加；但是，Gutierrez等（2016）以英国已执行新审计报告准则公司的前后两年数据为研究样本，发现盈余管理及审计费用均没有显著变化。孙娜等（2017）以我国71家A+H股公司为研究样本，对盈余管理、审计费用进行描述性统计T检验，结果显示，审计报告改革仅与审计费用显著相关。

综上所述，随着新审计报告准则的实施，各国学者对新审计报告准则的实施效果开展了深入研究。但是，审计报告改革是否能影响企业盈余管理与审计费用，目前尚未获得一致的结论。尤其是审计报告改革在我国的实施效果如何，目前仅停留在简单的描述统计与分组检验上，尚缺乏大样本的多元回归统计分析。因此，本文以我国率先实施新审计报告准则的上市公司为研究对象，运用双重差分模型，检验审计报告改革对盈余管理和审计费用的影响。

三、理论推导与提出假设

（一）审计报告改革与盈余管理

因此，本文将从以下两个方面阐述审计报告改革对盈余管理的内在作用机制。首先，审计报告改革提高了审计师发现问题的能力。新审计报告准则增加了审计透明度，审计师风险加大。为了降低审计风险，审计师可能会投入更多的时间、精力，收集更为充分、适当的审计证据，改进和实施更加完备的审计程序，加强与管理层沟通；同时，会计师事务所也可能对审计质量控制程序进行改善，使审计质量控制制度更加严格。基于此，审计师发现问题能力得到提高，审计质量得以改善，公司盈余管理行为受到抑制。其次，审计报告改革会有助于提高审计师报告问题的可能性。新审计报告准则下，审计师需要将原本只会呈现在审计工作底稿中的内容纳入审计报告并公开披露，接受报告使用者检验，这无疑强化了外界对审计师的问责。这使得审计师在执业过程中会更加谨慎，尤其是在与管理层沟通过程中，若意见发生分歧，审计师会更倾向于坚守自己的主张，妥协的可能性降低。因此，审计师独立性增加，报告发现问题的可能性会有所提高，审计质量上升，公司盈余管理水平下降。基于上述分析，本文提出以下假设：

H1：相较于未实施新审计报告准则的公司，执行新审计报告准则的公司盈余管理水平更低。

表2 描述性统计

（二）审计报告改革与审计费用

表3 变量间相关系数

在Simunic（1980）的研究中，审计费用分为三个部分：审计固有成本、预期损失费用以及会计师事务所的正常利润。审计报告改革对审计费用的影响主要体现在审计固有成本与预期损失费用两个方面。首先，审计报告改革会导致审计固有成本增加。审计固有成本主要出于对审计工作量的考量。为了顺应新审计报告准则的要求，审计师会实施更加充分的审计程序，执行更为严格的审计质量控制程序，加强与管理层的沟通等，从而导致审计师投入了更多的时间和精力，工作量大大增加。其次，审计报告改革还会造成预期损失费用的增加。新审计报告准则增强了审计透明度，导致审计师承受的潜在诉讼风险加大。因此，审计师会要求被审计单位对潜在的诉讼风险提供补偿，产生风险溢价。基于以上分析，本文提出以下假设：

H2：相较于未实施新审计报告准则的公司，执行新审计报告准则的公司审计费用更高。

四、研究设计

（一）样本选择与数据来源

根据证监会〔2016〕35号文要求，自2017年1月1日起，我国证券市场A股和H股的上市公司（以下简称A+H股公司）境内审计报告率先执行新审计报告准则。为了有效的检验审计报告改革对盈余管理的影响，本文选用双重差分模型（DID模型）进行验证。选取2015-2016年数据，以A+H股公司为实验组，运用倾向得分匹配法（PSM），从其他未实施新审计报告准则的上市公司中选取对照组。样本筛选方法为：（1）剔除已经连续亏损两年以上的ST、＊ST及PT等样本；（2）剔除金融保险类上市公司；（3）删除数据缺失的样本。经过上述处理，获得实验组和对照组样本数量共计246个样本。本文数据均来自于国泰安数据库（CSMAR），数据处理与模型回归使用Stata14。

（二）模型构建与变量定义

1.盈余管理的度量

国内外广泛采用Jones模型或者修正Jones模型度量盈余管理。但是，如果不考虑公司业绩的影响，将会使度量结果产生系统性偏差（Kothari等，2005）。因此，本文采用Kothari等提出的基于业绩调整的Jones模型计算操纵性应计利润，以此衡量盈余管理程度。具体计算方法如下：

其中，TAi,t为公司i在第t年的应计利润总额，等于营业利润减去经营现金流量；Ai,t-1为公司i在第t-1年末的资产总额；ΔREVi,t为公司i在第t年的营业收入较第t-1年的增加额；PPEi,t为公司i在第t年末的固定资产净额；ROAi,t为公司i在第t年的总资产报酬率；εi,t为误差项。

NDAi,t表示公司i在第t年非操纵性应计利润。通过对模型（1）分年度、分行业进行回归，得出系数ɑ1，ɑ2，ɑ3，ɑ4的估计值。然后代入到模型（2）中，即可以得出NDAi,t。最后根据公式DAi,t=TAi,t-NDAi,t计算出操纵性应计利润，计为DA。

2.基本模型

为了检验假设1，在借鉴孙健等（2016）、刘行健等（2014）研究的基础上，构建如下回归模型（3）：

其中，ARC表示是否执行新审计报告准则，POST表示是否为执行当期。若交乘项ARC＊POST的系数β4显著为正，则说明与未执行新审计报告准则的公司相比，审计报告改革对执行新准则的公司起到了抑制作用，假设1得以验证。

表4 回归结果表

表5 稳健性检验结果

对于假设2的检验，借鉴刘启亮等（2014）、李嘉明等（2016）的研究，构建如下回归模型（4）：

其中，若交乘项ARC＊POST的系数β4显著为正，则说明与未执行新审计报告准则的公司相比，执行新准则的公司支付了更多的审计费用，假设2得以验证。

控制变量方面，在模型（3）中分别从公司财务状况、公司治理和会计师事务所特征方面控制可能影响公司盈余管理的主要因素。模型（4）中分别从公司规模、公司风险、固有风险、审计复杂程度和事务所特征方面控制可能影响审计费用的因素。各变量的具体定义见表1。

五、实证结果

（一）描述性统计

表2为描述性统计结果，其中PanelA为全样描述统计，公司操纵性应计利润的绝对值（DACC）和审计费用（LVNFEE）的平均值分别为0.152和15.116，最小值分别为0.001和12.899，最大值分别为17.210和17.633，这说明企业之间盈余管理程度和审计费用存在较大差异。ARC、POST的均值分别为0.561、0.480，说明2015年与2016年企业数量几乎相同，且各年的实验组与对照组数量几乎相同。公司规模（SIZE）的平均数和中位数分别为24.370和24.740；公司的资产负债率（LEV）、流动比率（CURRENT）、盈利能力（ROA）和发展能力（GROW）良好，均值分别为0.588、1.241、0.021和0.362；公司的经营性现金净流量（OCF）、子公司数量（SQSON）存在较大差异，OCF、SQSON的最小值分别为-11.160、1，最大值分别为2.323、21.700；净利润为负（LAG_LOSS）的企业约占10.6%，LAG_LOSS的均值为0.106。外币业务（FORGN）、董事兼任总经理（CEODUAL）、董事会规模（BDSIZE）和董事会中独立董事比例（IND）的均值分别为0.073、0.126、9.581和0.380，说明上市公司中有约7%的公司有外币业务，13%的公司存在董事兼任总经理的情况。经由国际“四大”（BIG4）审计的公司约占37%；由具有行业专长的会计师事务所审计的公司约占59%；上市公司被出具非标准审计意见（OPIN）的概率为2.4%。

PanelB为对执行新审计报告准则的公司与未执行新审计报告准则的公司的特征差异进行检验。未执行新审计报告准则的公司的操纵性应计利润（DACC）与执行新准则的公司的操纵性应计利润（DACC）之差的均值和中位数分别为0.234和0.002，但只有均值检验显著。这表明未执行新审计报告准则的公司盈余质量低于执行新审计报告准则的公司；未执行新审计报告准则的公司的审计费用（LNFEE）与执行新审计报告准则公司的审计费用（LNFEE）之差的平均数和中位数分别为-1.084和-1.146，且检验结果均显著，这说明未执行新审计报告准则的公司审计费用低于执行新审计报告准则的公司。另外，未执行新审计报告准则的公司的发展能力（GROW）、经营现金净流量（OCF）要显著高于执行新审计报告准则的公司，而执行新审计报告准则的公司中公司的规模（SIZE）、董事会的独董比例（IND）、具有的子公司数量（SQSON）、存在外币业务的公司（FORGN）、由“四大”审计的公司数量（BIG4）以及由具有行业专长的事务所审计的公司数量（SPEC_DUM）均显著高于未执行新审计报告准则的公司。

（二）相关性分析

从表3可以看出，各变量间相关系数较小，可以认为它们之间不存在严重的多重共线性。ARC＊POST与DACC在Pearson检验时相关系数为负，在Spearman检验时相关系数为正，但两者均不显著；与LNFEE均显著正相关。因此，新审计报告准则的实施效果尚需多元回归进一步检验。DACC与LAG_LOSSS，LNFEE与ARC、SIZE、LEV、CURRENT、SQSON、BIG4和OPIN均显著相关。此外，在Pearson检验时，DACC与GROW的相关系数显著正相关，与OCF、BDSIZE的相关系数显著负相关。在Spearman检验时，DACC与POST、LEV、OPIN的相关系数显著且为正。

（三）多元回归结果

表4报告了模型3、4的回归结果，其中，（1）为模型3的回归结果，被解释变量为操纵性应计利润（DACC），（2）为模型4的回归结果，被解释变量为审计费用（LNFEE）。在（1）列显示的回归结果中，年度变量（POST）的估计系数显著为负，表明执行新审计报告当年所有公司的盈余管理程度都有所下降；交乘项（ARC＊POST）的回归系数为0.082，且在10%的水平下显著，说明与未实施新审计报告准则的公司相比，执行新准则的公司盈余管理程度更低，该结果支持了假设1。另外，营业收入增长率（GROW）和经营性现金流量（OCF）也有显著的相关性。GROW的回归系数为正，说明企业主营业务收入增长越快，企业盈余操纵行为增加越多，即企业可能通过盈余管理来实现收入的高速增长；OCF的回归系数为负，说明企业经营性现金流越充裕，越不可能进行盈余管理。（2）列示的回归结果表明，变量是否执行新审计报告准则（ARC）的估计系数显著为正，说明执行新审计报告准则的公司的审计费用要高于未执行新审计报告准则的公司；交乘项（ARC＊POST）的估计系数为正，但并不具有显著意义，假设2并未得到数据支持。

（四）稳健性检验

为了保证研究结论的可靠性，本文进行了如下稳健性检验：

采用修正Jones模型，对DA重新计算后，进行回归，结果如表5所示。从表5可以看出，主要系数（ARC、POST、ARC＊POST）的符号及显著性基本没有变化，交乘项仍然与操纵性应计利润呈较显著的正向关系。这说明主模型的检验结果是具有较强稳定性的，它进一步支持了本文的主要结论：与未执行新审计报告准则的公司相比，审计报告改革有效抑制了执行新准则公司的盈余管理。

六、研究结论与启示

此次审计报告改革是近年来我国又一项重大的审计变革，对于提高审计报告信息含量，增加审计透明度具有十分重要的意义。本文通过选取2017年执行新审计报告准则的公司为实验组，未执行新准则的公司为对照组，检验了审计报告改革与盈余管理、审计费用的关系。

本文研究结论如下：（1）新审计报告准则实施当年，执行新审计报告准则的公司的盈余管理水平显著低于未执行新审计报告准则的公司。这说明在新审计报告准则实施当年，虽然所有公司的盈余质量都有总体上升，但是与未执行新审计报告准则的公司相比，审计师在审计需要执行新准则的公司时因承担更高的法律风险，所以执业过程中更加谨慎，独立性也更高，从而抑制了企业盈余操纵行为。（2）是否执行新审计报告准则与审计费用显著正相关，但交乘项与审计费用却并不显著，这说明虽然执行新审计报告准则的公司的审计费用高于未执行新审计报告准则的公司，但是审计报告改革对审计费用的影响并未得到验证。

上述研究结论的重要启示在于：新审计报告准则的实施确实有助于提高审计质量，抑制企业的盈余操纵行为。同时，审计报告改革增加了审计固定成本和预期损失费用，审计费用却没有显著的增加。

本文的局限性与研究展望：囿于新审计报告准则实施时间短，且仅仅是先在A＋H股公司中试点，导致样本数量有限。因此，本文只是初步证实了审计报告改革的部分效用，即能够抑制企业的盈余管理行为，对于审计报告改革对审计费用的影响尚需继续讨论。鉴于我们的研究只考察了新审计报告准则实施第一年的状况，而审计费用的调整可能需要一段时间才能得到体现，因此，究竟审计报告改革是否会影响审计费用，还需要获取更多的经验数据，展开进一步研究。