业绩预告修正、内部控制与审计意见

骆良彬，朱伟夫

(集美大学 财经学院,福建 厦门 361021)

业绩预告修正是上市公司披露的关于本期实际业绩与已披露业绩预告存在较大差异的信息，会影响公司利益相关者的决策.自2007年起，我国证券监管部门先后发布《关于做好上市公司2007年年度报告工作的通知》《信息披露公告格式第15号——上市公司业绩预告及修正公告格式》等一系列相关规定，要求上市公司在业绩预告后出现实际业绩与此前业绩预告的变动方向不一致、实际业绩与此前业绩预告变动幅度差异超过50%以及其他重大差异情况时，需要发布业绩预告修正公告.披露时间不得晚于预告年度的次年1月31日，修正预计业绩的精度范围不得超过50%.由此可见，我国业绩预告修正相关规定要求上市公司在特定条件下，应当披露业绩预告修正公告，但不要求立马对外披露高精度的业绩预告修正信息，给上市公司创造了粉饰业绩预告修正公告的空间.在业绩预告修正相关规定发布后，业绩预告修正受到中国注册会计师协会和学术界的关注.中国注册会计师先后约谈中喜和瑞华两家会计师事务所，提醒重点关注存在修正业绩预告的上市公司的年报审计风险.而学术界对业绩预告修正的研究主要集中于公司管理层的披露行为和经济后果，如业绩预告的可信度受到挑战[1]、扰乱投资者的决策[2]等，但较少涉及审计意见.据此，本研究以2015-2019年A股上市公司为样本，实证研究业绩预告修正对审计意见的影响，并考察内部控制对这两者之间关系的调节作用.可能的贡献点有：首先，研究上市公司业绩预告修正对审计意见类型的影响，拓展审计意见影响因素的相关研究.其次，引入内部控制作为调节变量，考察内部控制对业绩预告修正与审计意见之间关系的调节作用，丰富内部控制经济后果的相关研究，为内部控制在公司治理中的有效性提供新依据.

1 文献综述与研究假设

1.1 文献综述

1.1.1 业绩预告修正相关研究 国内学者对业绩预告修正的研究主要集中在公司管理层的披露行为和经济后果两个方面.(1)公司管理层的披露行为.现有文献发现，当业绩预告修正信息为利空消息时，管理层通常将该坏消息的产生归因于外部原因[3]，用比较宽泛的口径修正预计业绩并且尽量拖延发布[4]，为了自身利益进行盈余管理[5].而当业绩预告修正信息为利好消息时，管理层往往会及时公告高精度的修正信息[4].(2)经济后果.关于业绩预告修正经济后果的文献主要从修正次数、修正的披露时间、修正方向和修正原因等角度进行研究.(i)修正次数.业绩预告的修正次数与投资者的信任程度显著负相关[1]；(ii)修正的披露时间.上市公司往往选择比较靠后的时间披露业绩预告修正公告，导致业绩预告修正的警示作用减弱，不利于对投资者利益的保护[6]；(iii)修正方向.业绩预告的修正方向会影响市场反应的大小，相比向上的业绩预告修正，向下修正能产生更大的市场反应[7]；(iv)修正原因.公司给出的业绩预告修正原因具有倾向性，不可控因素可以减轻利空修正的消极市场反应[8].

1.1.2 审计意见影响因素相关研究 国内外学者已对审计意见的影响因素进行广泛的研究.在公司财务状况方面，已有文献发现盈利能力、营运能力、偿债能力和发展能力与非标审计意见显著负相关[9-10].在盈余管理方面，研究结论存在差异.有的文献认为盈余管理与审计意见无显著关系[11-12]，而另一些文献认为盈余管理与非标审计意见显著正相关[13-14].在内部控制方面，学者一致认为内部控制的有效性与非标审计意见显著负相关[15-16].在公司治理方面，有的研究从治理结构角度出发，认为公司的治理结构完善程度与非标审计意见显著负相关[17]，有的研究发现，独立董事的主动离职会提升公司被出具非标审计意见的概率，而独立董事的声誉与非标审计意见显著负相关[18-19].在行政处罚方面，已有研究发现公司在受到行政处罚或收到证券交易所的询问信后被出具非标审计意见的可能性较高[20-21].

综上可知，已有文献主要研究了管理层的业绩预告修正披露行为及其经济后果，并从公司财务状况、盈余管理、内部控制等方面探索审计意见的影响因素，但少有文献探讨业绩预告修正对审计意见的影响.因此，本文将试图研究业绩预告修正对审计意见类型的影响.

1.2 研究假设

1.2.1 业绩预告修正与审计意见 业绩预告修正会影响审计师对重大错报风险的判断.Spence[22]提出的信号传递模型表明，在劳动力市场中，雇员与雇主之间存在信息不对称，雇员的教育背景具有明显的信号传递作用，雇主会以此为依据作出雇佣决策.同理，在资本市场中，公司内外部之间存在信息不对称，公司的信息披露内容具有信号传递作用.作为公司信息披露的重要部分，业绩预告修正公告披露的是公司业绩大幅变动的情况，向公司外部传递一个业绩波动大、经营风险高的利空信号.基于现代风险导向审计理论，审计师会因业绩预告修正公告传递的高经营风险信号，判断被审计公司可能存在高水平重大错报风险.在面对较高的重大错报风险时，审计师为了降低审计失败的风险，倾向于对被审计公司出具非标审计意见.

业绩预告修正的强制性披露会引起管理层进行盈余管理.Jensen等[23]认为委托代理机制存在代理问题，即代理人与委托人的利益不完全一致，且委托人处于信息劣势，所以代理人能进行机会主义行为，损害委托人的利益.在管理层需要披露业绩预告修正公告时，代理问题极有可能发生.原因如下：我国证券监管部门要求上市公司管理层在业绩发生大幅波动时需要披露业绩预告修正公告以维护公司外部利益相关者的利益，但是对于管理层而言，披露业绩预告修正公告容易导致投资者对公司信心不足[1]，股价大幅度震荡[8]，从而损害自身的利益.为了维护私利，管理层往往会在披露业绩预告修正前，充分利用信息优势，进行包括盈余管理在内的机会主义行为，达成自己所想要的业绩预告修正信息[24].审计师能够识别盈余管理行为，出具非标审计意见的可能增加[13].基于上述分析，提出假设1.

H1：业绩预告修正与非标审计意见显著正相关.

1.2.2 业绩预告修正、内部控制与审计意见 内部控制作为弥补契约不完整性的一种机制，能够维护公司各利益相关者的利益[25].具体而言，内部控制机制可以有效抑制管理层的盈余管理行为和控制公司风险，进而缓解业绩预告修正与非标审计意见的正向关系：(1)降低盈余管理的程度.《企业内部控制基本规范》的内部监督部分明确规定公司应建立内部控制监督制度，其内容包含日常监督和专项监督.在有效的内部监督下，管理层的自由裁量权受到抑制，从事机会主义行为的空间缩小[26].盈余管理程度的降低对会计信息质量的提升有积极的影响，审计师出具非标审计意见的可能性降低.(2)控制公司风险.内部控制是防范风险的重要机制[27].《企业内部控制基本规范》的风险评估部分明确规定企业应当根据设定的控制目标，全面系统持续地收集相关信息，结合实际情况，及时进行风险评估.通过风险评估，公司可以及时识别出公司内外部风险，采取相应风险应对策略，从而降低风险.当业绩波动幅度不满足业绩预告修正披露要求时，审计意见类型将不会受到业绩预告修正的影响.基于上述分析，提出假设2.

H2：内部控制可以缓解业绩预告修正与非标审计意见的正向关系.

2 研究设计

2.1 样本选择

以2015-2019年我国A股上市公司为初始样本，为了避免异常样本的影响，按以下标准对样本进行筛选：(1)剔除金融行业的股票；(2)剔除ST股；(3)剔除关键数据缺失的股票.最终得到观测值10 337个.此外，对所有连续变量在1%和99%分位进行winsorize处理.内部控制的相关数据来源于迪博数据库，其他数据均来自于国泰安数据库.使用的统计软件是STATA15.

2.2 变量定义

2.2.1 被解释变量 审计意见(OP)为被解释变量.借鉴陈小林等[28]的方法，设定审计意见为虚拟变量并将其类型分成无保留审计意见和非标审计意见，当上市公司被出具非标审计意见时，OP为1；当上市公司被出具标准无保留审计意见时，OP为0.

2.2.2 解释变量 业绩预告修正(FFR)：参考何玉等[29]的方法，业绩预告修正用业绩预告的修正次数(FFR1)表示.

2.2.3 调节变量 内部控制(IC)：借鉴陈汉文等[30]的方法，以迪博内部控制与风险管理数据库中内部控制指数的自然对数为内部控制质量的衡量指标.

2.2.4 控制变量 参考杨德明等[15]的方法，引入以下几个控制变量，以控制其他因素对审计意见的影响.(1)公司规模(SIZE)：期末资产总额取对数；(2)资产负债率(LEV)：期末总负债和总资产的比例；(3)盈利能力(ROA)：净利润和总资产平均额的比例；(4)经营能力(REC)：期末应收款项净额和总资产的比例；(5)审计费用(FEE)：审计费用的自然对数；(6)上年审计意见(LAOP)：虚拟变量，若公司在上期被出具非标审计意见，取值为1；否则，取值为0；(7)独立董事规模(INDIR)：独立董事的人数.除了上述控制变量，对行业和年份进行控制.

2.3 模型设计

为了检验业绩预告修正对审计意见的影响，参考张艺琼等[31]的方法，采用回归模型如下：

OPit=α0+α1FFRit+α2SIZEit+α3LEVit+α4ROAit+α5RECit+α6FEEit+α7LAOPit+
α8LAOPit+α9INDIRit+∑Industry+∑Year+ε.

(1)

3 实证研究分析

3.1 描述性统计分析

表1是所有变量的描述性统计结果.从表中可知，被出具非标审计意见的样本公司约占3.75%，表明大部分的上市公司获得了标准无保留审计意见.FFR1的最小值为0，最大值为13，FFR2的平均值为0.157，表明有15.7%的上市公司披露业绩预告修正公告，且修正业绩预告的次数差异较大.内部控制(IC)的标准差为1.350，最小值为0，最大值为6.680，说明上市公司的内部控制质量差异较大，内部控制机制不够深入人心.上期审计意见(LAOP)的均值为0.026 1，与本期审计意见(OP)的情况相差不大.会计师事务所变更(CF)的平均值约为0.113，表明约有11.3%的上市公司更换了会计师事务所.

表1 描述性统计Tab.1 Descriptive statistics

3.2 相关性分析

表2显示的是主要变量的相关性.从表中可知，主要变量之间的相关性均显著.审计意见(OP)与业绩预告修正显著正相关，审计意见(OP)与内部控制(IC)显著负相关，内部控制(IC)与业绩预告修正显著负相关.

表2 主要变量相关性检验Tab.2 Correlation test between main variables

3.3 回归结果分析

表3列示的是业绩预告修正、内部控制与审计意见的Probit回归结果，根据LR Chi2的值可以推出模型(1)有效.从表中的总样本可得，在控制其他变量影响的情况下，业绩预告修正(FFR1)的系数为正，并且在1%的水平上显著.这说明存在业绩预告修正行为的上市公司被出具非标审计意见的可能性较高，假设1成立.为了验证假设2是否成立，以内部控制指数中位数为标准，将小于内部控制指数中位数的归为低内控水平公司，将大于内部控制指数中位数的归为高内控水平公司.由于在高内控水平样本组中，多数行业的审计意见类型为无保留审计意见，所以在对高内控水平样本组回归时，不控制行业对审计意见的影响.如表3所示，低内控水平公司业绩预告修正(FFR1)的回归系数显著为正，而高内控水平公司业绩预告修正(FFR1)的回归系数虽为正，但极其不显著.这说明高质量的内部控制对业绩预告修正与非标审计意见的显著正向关系具有调和作用，假设2成立.

表3 业绩预告修正、内部控制与审计意见的回归结果Tab.3 Regression results of performance forecast revision,internal control and audit opinion

3.4 业绩预告修正与会计师事务所变更

上市公司管理层在披露业绩预告修正信息的过程中，很有可能为了自身利益进行盈余操纵行为[5]，然而该行为可能会被审计师所识别，公司被出具非标审计意见的可能性上升，导致管理层的利益受到损害.那么，管理层是否会在披露业绩预告修正信息后，为了提高获得标准无保留审计意见的概率，更换会计师事务所？为了检验上述问题，构建模型如下：

CFit=α0+α1FFRit+α2SIZEit+α3LEVit+α4ROAit+α5STATEit+α6RECit+
α7FEEit+α8LAOPit+α9INDIRit+∑Industry+∑Year+ε.

(2)

其中：CFit表示会计师事务所变更，若发生会计师事务所变更，记为1，否则记为0.

表4是业绩预告修正与会计师事务所变更的回归结果，根据LR Chi2的值可以得知模型(2)有效.在表中业绩预告修正(FFR1)的回归系数分别为0.060 5和0.114并且在10%的水平上显著，表明业绩预告修正与会计师事务所变更显著正相关，即存在业绩预告修正的公司有动机更换会计师事务所.

3.5 稳健性和内生性检验

3.5.1 稳健性检验 为了保证实证结果的可靠性，采取以下两种方法进行稳健性检验：(1)变更计量方法.logit回归在一定程度上可以克服模型事后预测事前事件的缺陷，对模型(1)进行logit回归，以增强实证结果的稳健性.(2)改变业绩预告修正的替代变量.将业绩预告修正(FFR2)设定为虚拟变量，当上市公司披露业绩预告修正公告时，FFR2为1，否则，FFR2为0.

表4 业绩预告修正与会计师事务所变更的回归结果Tab.4 Regression results of performance forecast revision and change of accounting firm

表5是稳健性检验结果.表中Logit反映的是用Logit计量方法得出的回归结果，其回归结果表明改变计量方法并不影响结论，假设1和假设2依旧成立.表5以FFR2为解释变量呈现的是改变业绩预告修正度量方法后得出的回归结果，其回归结果表明改变被解释变量不影响结论,则假设1和假设2依旧成立.

表5 稳健性检验结果Tab.5 Results of robustness test

3.5.2 内生性检验 在考察业绩预告修正、内部控制与审计意见三者关系的过程中，可能存在遗漏变量、业绩预告修正与审计意见互为因果的问题.因此，把滞后一期的业绩预告修正(LAFFR1)作为工具变量，运用IV Probit检验是否存在内生性.

IV Probit二阶段回归结果如表6所示，首先，LAFFR1的系数为0.543，在1%的水平上显著正相关，说明滞后一期的业绩预告修正(LAFFR1)与业绩预告修正(FFR1)具有相关性.其次，Wald和AR的值分别为9.71和9.83，均在5%的水平上显著，表明滞后一期的业绩预告修正(LAFFR1)不是弱工具变量.最后，滞后一期的业绩预告修正(LAFFR1)在5%的水平上与非标审计意见显著正相关，回归结果与前文的结论保持一致.由此可得，不存在内生性问题.

表6 IV Probit二阶段回归结果Tab.6 IV Probit two-stage regression results

4 结论与建议

4.1 结论

通过利用2015-2019年除金融业、ST的A股上市公司相关数据，对业绩预告修正、内部控制与审计意见的关系进行研究.结果表明：(1)业绩预告修正与非标审计意见显著正相关，即存在业绩预告修正的上市公司被出具非标审计意见的概率较高，并且业绩预告修正的次数越多，被出具非标审计意见的概率越高；(2)有效的内部控制可以抑制业绩预告修正与非标审计意见的正向关系；(3)进一步研究发现，相比于无业绩预告修正披露的公司，有业绩预告修正披露的公司更有可能更换会计师事务所.

4.2 建议

(1)规范公司治理，完善内部控制.政府相关部门应督促上市公司完善公司治理，提升内部控制质量，并建立有效措施对上市公司内部控制的运行机制进行监管，促进企业的可持续发展.(2)完善业绩预告修正公告的相关制度.在现有业绩预告制度基础上，证券监管部门应当在业绩预告修正公告的时间和精度上出台更为严格的规定，以此降低上市公司美化业绩预告修正的操作空间.(3)审计师应重视风险评估程序，确保审计质量.在执行风险评估程序的过程中，审计师应关注上市公司当年的业绩预告公告和业绩预告修正公告，谨慎判断业绩预告修正信息中是否有存在疑虑之处，并将此判断作为制定和执行进一步审计程序的主要依据.