集团共同审计与差异化盈余管理

张人方 付楠楠 鄢翔

一、引言

企业集团在新兴市场国家十分普遍（Granovetter，1994；Claessens et al.，2006）。随着社会分工的日趋完善、生产规模的逐步提升，且为应对外部制度的相对不完善、融资渠道的缺失以及不断加剧的市场竞争，企业集团够依托自身的内部资本市场，凭借自身的信息优势、资源配置优势以及避税优势降低其交易成本，因而成为我国市场经济的重要组成部分。然而，随着企业集团式的发展，集团内部的治理缺陷也逐渐凸显。相比于单一企业，企业集团一般通过交叉持股或金字塔股权结构对成员公司进行控制，而这一复杂的股权结构会带来多重代理问题，降低集团总部的信息传递效率及监管效率。此外，随着信息不对称程度的加剧，成员公司为获取更多资源，可能会产生更多“机会主义”或“寻租”行为，通过增加私有性资产、隐藏信息甚至会计舞弊等方式“包装”自己，以获取超额资助，最终降低集团运作效率。且在监督效率较低的情形下，各成员公司间存在的大量关联交易，各子公司行为难以被统一规划、统一治理，进而成为诱发企业业绩造假、盈余管理的重要因素（Rasheed and Mallikarjunappa，2018；Hung et al.，2018）。可以看出，提高集团内部的信息传递效率，强化其监督职能，是降低集团内部机会主义行为及提高集团运作效率的关键。

外部审计是降低代理问题及信息不对称的重要手段（Fan and Wong，2005），能够为企业提供监督有用信息，并为企业经营发展提供咨询建议。然而，在企业集团的情景中，若审计师只审计其中一家公司，难以从整体层面厘清成员公司间的大量交易实质，难以发现企业间利用真实交易进行的盈余互换，最终可能造成信息的解读不足或过度。相比于单独审计，共同审计具有信息与资源整合的天然优势。共同审计不仅能够通过对多家上市公司进行信息搜集和实地调查，从整体层面把握被审计单位的经营状况，进而做出更准确的职业判断并提高审计效率（鄢翔等，2018）；而且可以将搜集到的真实可靠信息提供给集团总部，强化对上市公司的监督和治理，进而有利于提升集团的组织运作效率。此外，共同审计师能够帮助集团的实际控制人订立统一标准，增加信息的可比性，从整体层面分析集团上市公司行为，进而能够帮助企业集团处理信息并评估其决策。因此，加强对集团共同审计的研究具有很强的实践价值和意义。

盈余管理是企业为隐藏业绩信息、获取融资所采取的常见手段；但在以往部分研究中指出，集团共同审计并未降低代表“低质量审计”的应计盈余管理（王春飞等，2010；伍利娜等，2013），反而可能因共同审计的整体收费过高而产生审计意见购买。而实际上，在企业集团中，随着我国监管制度的逐步完善、注册会计师水平的逐步提高，应计盈余管理并非集团进行业绩装饰的首选。在企业集团内，由于各成员公司间天然的关联关系，使得企业更愿意采用真实交易进行“利益转移”，进而实现盈余平滑或转移的目的，这类盈余管理具有一定的隐蔽性，既可以通过真实交易降低相关法律责任，其隐藏在多家公司交易中的特征又能够削弱注册会计师对单一公司审计时的搜证效率。因此，基于集团共同审计的监督特征，讨论其对于审计质量的提升效应不仅要考虑企业的应计盈余管理行为，还应探讨其对于企业真实盈余的抑制效应。

鉴于此，本文以2005-2018年我国A股集团上市公司为样本，探究共同审计对企业不同类型盈余管理行为的影响。研究发现：集团共同审计对企业应计盈余管理的作用不明显，但却能显著抑制企业的真实盈余管理行为；并且当企业所在地区制度环境较差、企业聘用“非四大”会计师事务所审计以及企业距离总部较远时，集团共同审计对真实盈余管理的抑制作用尤为显著。这一结论一方面说明了集团上市公司盈余管理行为的选择偏好，另一方面论证了共同审计对于优化企业信息、降低集团机会主义行为的正面作用。

本文可能的贡献在于：第一，区别于以往采用应计盈余替代审计质量的研究，本文基于真实盈余管理视角，为集团共同审计的监督和治理效应提供了新的经验证据，拓展了代理框架下共同审计的经济后果研究。第二，突破原来孤立地探究单独审计与上市公司的研究局限，从集团共同审计的角度，考察共同审计是否对企业的应计盈余管理和真实盈余管理产生影响，丰富了关于审计外部监督与公司盈余质量关系的研究。第三，从制度环境、事务所执业能力以及上市公司距离总部地理位置远近对共同审计与企业盈余管理之间的关系进行截面分析，进一步证实了集团共同审计的监督和治理有效性。

二、文献回顾

企业集团主要应降低市场交易成本需求而生，在融资、投资和经营业绩等方面都发挥了较大的优势。基于整体最优发展考虑，企业集团通过构建内部资本市场来满足成员公司的融资需求，进而保持对资源的合理调配和使用。企业内部资本市场的存在，一方面能够降低集团企业的财务约束和关联公司间的融资限制（Saeed and Sameer，2015；Anagol and Pareek，2019）；另一方面，在缓解信息不对称和降低市场交易成本的基础上，使得资金投资于利益最大化项目，进而能够提高成员企业投资效率（Khanna and Palepu，2000），表现为在降低成员公司过度投资的同时，也能够缓解集团整体的研发不足（Tan et al，2018）。此外，企业集团化经营表现出更出色的经营绩效（Khanna and Palepu，2001），且该业绩增长在集团内部具有一定的“传导效应”；究其原因，Lahiri et al（2017）研究认为，集团化经营下的高绩效主要源于对不同行业信息与资源的整合。

尽管企业集团运作表现出一定的有效性，但其并非完全有效，集团内的信息不对称、双重代理问题和集团社会主义现象等持续存在，对企业集团整体运营产生不良影响。其中，集团内的双重代理问题是内部资本市场失效的重要因素（杨棉之等，2010），尤其是来自于总部与各成员公司之间的代理问题。集团中的成员公司目标与总部目标并不一定完全一致，造成各成员公司有动机不惜牺牲集团整体利益而提高企业价值。比如分部经理为获取更多资源，有动机向集团总部进行寻租，导致内部资金与资源的配置失衡于部门业绩或部门发展前景（Scharfstein and Stein，2000），同时倾向于选择过度投资（Zhang and Chen，2014），降低了集团企业投资效率。进一步地，当外部市场环境较差时，大股东很可能会通过内部资本市场进行利益输送或掏空（杨棉之，2006）。另外，伴随着企业集团由多控制层级和复杂的关联交易等产生的信息不对称，成员公司管理层更容易通过盈余管理等方式进行财务舞弊，向集团总部披露有偏信息，进而加剧集团代理问题。

独立审计作为外部治理机制，是降低代理问题的重要手段（Fan and Wang，2005），并且能够有效缓解企业信息不对称。现有文献研究也表明，经国际大所（Francis等，1999）或行业专长审计师审计（Balsam等，2003）的财务报告，表现出更高的会计信息质量水平。盈余管理是影响企业会计信息质量的重要因素之一（刘慧龙等，2014），主要包括应计盈余管理和真实盈余管理（Roychowdhury，2006），两者都具有较高的诉讼风险，并且真实盈余管理往往会造成对公司的实质性损害。根据保险理论，研究发现，高质量独立审计尤其是具有行业专长的审计师有能力识别和抑制企业的应计盈余管理和真实盈余管理（Krishnan,2003；范经华等，2013）。相对单独审计，共同审计具有很强的信息“外溢效应”。现有研究指出，共同审计借助其共享信息优势，能够提高审计质量（Johnstone et al.，2014；鄢翔等，2018）、并购绩效（Chircop et al.，2017）和投资效率等（Labro et al.，2019）。然而却鲜有文献关注共同审计可能具有的监督和治理效应，更缺乏研究企业集团中的共同审计对成员公司盈余管理的影响。

三、理论分析与研究假设

盈余管理是影响会计信息质量的重要因素（孙宸和庄新田，2023），同时是企业代理问题和信息不对称的直接不良后果。企业集团中的盈余管理行为或许更加普遍和复杂，从企业集团发生盈余管理的动机出发，企业集团的复杂控制结构，容易造成总部难以真实了解到成员公司的实际努力程度（曙光等，2022），可能出现管理者努力程度大于其实际回报的情况，那么，管理层出于个人利益维护，可能会选择进行盈余管理以弥补自己额外的付出。并且，成员公司都面临来自集团总部一定的业绩要求压力，进一步促使代理人通过盈余管理方式来进行业绩操纵，尤其是当期业绩表现不好的部门。此外，集团成员公司代理人也是理性经济人，有追逐个人私利的动机，可能会选择通过盈余管理来掩饰自己较低的努力水平。从企业集团发生盈余管理的便利条件出发，相比于独立上市公司，企业集团的信息传递效率相对较低，集团总部对成员公司的监管困难，彼此之间的信息不对称程度增加，降低了公司会计舞弊的成本，从而可能加剧集团成员公司的盈余管理行为。

相比于单独审计，共同审计的主要优势在于能够有效整合信息资源，表现出更强的审计专业能力，进而能够在缓解集团总部与上市公司之间代理问题方面发挥明显优势。面对代理问题下，操纵难度与风险不同、隐蔽性存在差异的两类盈余管理方式，集团共同审计可能会发挥不同的监督和治理效应。本文预期集团共同审计对应计盈余管理的影响不显著，原因在于，一方面，通过选择不同政策或估计方法进行会计处理，是实施应计盈余管理的主要会计手段，但这种基于权责发生制的盈余操纵，一般事务所审计往往能够识别并有效抑制（Krishnan,2003；蔡春等，2005），此时共同审计的优势可能不够明显。另一方面，应计盈余管理往往受前期盈余调整程度的限制，也容易引起审计和监管部门的审查，具有一定的风险（Roychowdhury，2006）。为达到集团总部拟定的高业绩要求，成员公司可能会选择进行更多的真实盈余管理，较少实施应计盈余管理。此外，企业应计盈余管理主要针对当年收益，借助不同的会计处理方法进行不同期间的调整，不太需要与其他成员公司相互配合，也较少涉及成员公司间的关联交易，如此共同审计的作用优势难以凸显。据此，本文提出如下假设：

假设1a：相对于单独审计，集团共同审计对成员公司应计盈余管理的抑制作用不明显。

随着制度逐渐完善与监管趋严，应计盈余的操纵空间被压缩，操纵风险不断加大（胥朝阳和刘睿智2014），促使更具隐蔽性的真实盈余管理成为企业进行会计舞弊的首选方式。本文预期集团共同审计对真实盈余管理有显著的抑制作用，主要得益于其同时审计多家上市公司的“天然优势”。具体而言，一是集团共同审计拥有更强的盈余管理识别能力。一般审计师应对企业的高隐蔽性真实盈余管理确实存在困难（范经华等，2013），加之集团上市公司利用各部门间的相互关联，会进行更多的真实交易，以实现成本利润转移，导致单独审计对真实盈余管理的甄别难度加大。而共同审计能够持续跟踪集团多家上市公司的业务关联和资金流动等，有利于其全面解读企业信息披露，整体把控审计风险，有效识别和监督上市公司的真实盈余管理行为。二是集团共同审计具有更低的监督成本。不同于单独审计，作为多家集团上市公司的信息搜集方，共同审计能够借助专业优势，快速有效地整合并系统掌握被审计企业的经营状况，节约了时间成本。同时共同审计能够提供给集团总部更加全面的真实可靠信息，进一步加强总部对上市公司管理层的了解与监督，两者形成监督合力，最终减少集团企业的应计盈余管理。据此，本文提出如下假设：

假设1b：相对于单独审计，集团共同审计能够降低成员公司的真实盈余管理行为。

考虑制度环境的差异，良好的制度环境能有效约束市场主体的经济行为（庄飞鹏，2019），意味着当集团上市公司所处地区的制度和法律环境较好时，其进行盈余管理所面临的处罚较高，即便是通过相对隐蔽的真实盈余管理。因而在制度环境较为薄弱的地区，企业会有相对较多的隐藏差错和盈余管理等机会主义行为，增加了审计风险。考虑到集团上市公司本身相对复杂的控制结构与关联交易，进一步促使共同审计师在制度环境较差的地区，有强烈的动机去抑制企业盈余管理，以降低执业风险。从另一个角度来说，集团公司存在多层级的信息传递，效率相对较低（鄢翔等，2021）。若所处市场制度环境较差，将进一步加剧集团总部与上市公司以及上市公司之间的代理问题和信息不对称。而共同审计刚好发挥本身的信息整合优势，能够更有效抑制企业的会计舞弊行为。整体而言，相对于制度环境较好地区，集团共同审计更有动力也更有优势去监督处于制度环境较差的上市公司的真实盈余管理。据此，提出如下假设：

假设2: 相对于制度环境较好地区的集团上市公司，共同审计对真实盈余管理行为的抑制作用在制度环境较差集团上市公司中更显著。

考虑集团上市公司所聘用审计师执业水平高低，相较于“非四大”事务所，“四大”事务所具备的客户资源和经济实力赋予了其审计师更强的专业胜任能力。出于声誉风险的考虑，四大所也有着很强的动力监督被审计单位的机会主义行为（刘畅，2022）。因此，在集团企业中，四大所审计师基本能够独立对客户公司的盈余管理等舞弊行为进行有效抑制，从而弱化了共同审计的作用优势。反之，当集团上市公司聘用的审计师来自“非四大”事务所时，掌握多家成员公司间的经营和业务关联等信息就显得尤为重要。一方面，有利于强化审计师对被审单位的全面认识，另一方面，通过信息溢出效应有助于提高审计师审计能力，进而有效识别和减少集团上市公司的会计舞弊行为，体现共同审计从整体层面实现对集团上市公司的系统性监督优势，表现为对集团上市公司真实盈余管理更加明显的抑制作用。据此，本文提出如下假设：

假设3: 相对于聘用“四大”的集团上市公司，共同审计对真实盈余管理行为的抑制作用在聘用“非四大”的集团上市公司中更显著。

考虑距离集团总部地理位置远近，集团成员上市公司一般分布较广，其信息不对称程度要明显高于独立公司。研究表明，成员公司与集团总部之间的地理距离较远，会阻碍总部人员对各分部的实地考察，降低集团总部对各上市公司的信息搜集与资源整合（Sumit and Robert，2010），导致信息摩擦，进一步降低了彼此间的信息传递效率，为成员公司进行寻租和短期行为提供了便利。然而作为持续跟踪多家上市公司的共同审计师，为规避审计风险，并不会因为地理距离而放弃对被审计单位的各项资金流动和关联交易等信息的搜集。相反，距离越远，被审计单位舞弊可能性越高，共同审计师越需要从多渠道获取信息以相互佐证，从而更好地发挥其对上司公司盈余管理等舞弊行为的抑制作用。相比之下，距离集团总部较近的上市公司，由于受到来自总部近距离的频繁监督和指导（于瑶和祁怀锦，2021），可能较少存在盈余操纵等不良行为，进而难以凸显共同审计对这类公司的作用。据此，本文提出如下假设：

假设4：相对于距离总部位置较近的集团上市公司，共同审计对真实盈余管理行为的抑制作用在距离总部位置较远的集团上市公司中更显著。

四、研究设计

（一）样本选取和数据来源

本文通过手工搜集的中国2005-2018年隶属企业集团的上市公司数据为研究对象，相关财务数据来自国泰安数据库以及万德数据库。在此基础上，本文对样本进行了如下处理：（1）剔除了金融类公司样本，（2）剔除了无法区分是否拥有共同审计师的样本；（3）剔除了变量缺失的样本；（4）对所有连续变量进行了上下各1%的winsorize处理。经过上述处理，共筛选出6425个样本观测值。

（二）变量定义

1.被解释变量：应计盈余管理（DA）和真实盈余管理（REM）。借鉴胥朝阳和刘睿智（2014），使用修正的Jones（1991）模型计算的残差项绝对值表示集团上市公司应计盈余管理的程度。借鉴叶康涛等（2015），使用操控性经营现金流、操控性生产成本以及操控性酌情费用共同表示集团上市公司的真实盈余管理水平。

2.解释变量：集团共同审计（Common_firm）。同一集团内，若两家（或以上）上市公司使用同一家会计师事务所，则将这些集团上市公司认定为集团共同审计公司，此时Common_firm取值为1，否则为0。另外，在稳健性测试中，本章引入了上市公司是否隶属于拥有共同审计师的企业集团（Common_firm2）、审计师个人层面上的集团共同审计（Common_firm3）以及集团总部与上市公司共享审计师（Link）等定义。

3.控制变量的具体定义如表1所示。

表1 变量定义

（三）模型构建

为验证假设1a和1b，本文构建如下模型（1）。同时，为验证假设2—4，本文分制度环境、是否聘用四大及上市公司所处地理位置三个截面对模型（1）进行回归。

其中DA为集团上市公司应计盈余管理变量，借鉴胥朝阳和刘睿智（2014）等研究，采用修正的Jones（1991）模型估计盈余管理。其表达式如下：

其中，TA为公司第t年的总应计盈余，使用营业利润与经营活动的现金净流量之差表示；A为公司滞后一期的年末总资产，∆Sales和∆REC分别为公司营业收入和应收账款的变动值，而PPE表示公司的年末固定资产总额。根据上述模型（2）分行业年度进行回归，其残差的绝对值作为公司应计盈余管理的替代变量，其值越大，表示公司的应计盈余管理越高。

REM为集团上市公司真实盈余管理指标。借鉴叶康涛等（2015）的研究，本文使用销售性经营现金流量、生产性成本以及酌量性费用操控估计模型度量公司真实盈余管理的程度。其具体度量方法如下：

（1）销售性经营现金流量操控估计模型

其中，CFO为公司经营活动现金流，A为滞后一期的公司年末总资产，Sales和∆Sales表示公司营业收入及其变动值。对模型（3）进行回归，其残差值为操控性经营现金流（ReCFO）。

（2）生产性成本操控估计模型

其中，COGS表示销售成本；∆INV表示存货的变动量；Prod为生产成本，其值等于销售成本（COGS）与存货变动量（∆INV）之和。综合模型（4）与模型（5），得出生产性成本操控回归模型（6），分行业和年度进行回归，所得出的残差值即为操控性生产成本（ReProd）。

（3）酌量性费用操控估计模型

其中，DISExp为酌量性费用，使用销售费用及管理费用之和表示，按照模型（7），分行业及年度进行回归，计算得出的残差为操控性酌量费用（ReExp）。

在计算完成三类操控性指标的基础上，集团上市公司真实盈余管理总额的计算方式为：REM-Reprod-ReCFO-ReExp。

五、实证结果分析

（一）描述性统计

表2为集团共同审计与盈余管理相关变量的描述性统计结果。其中集团上市公司应计盈余管理（DA）的均值为0.07，最大值0.496，最小值为0.001，标准差为0.079；真实盈余管理（REM）的均值为-0.062，最大值为0.582，最小值为-0.609，标准差为0.152。在样本区间内，有50.3%的集团上市公司使用了共同审计师（Common_firm），且该变量方差为0.5，表明共同审计师在各集团内的分布较为平均。其余控制变量与以往研究基本保持一致。

表2 描述性统计

（二）相关性分析

表3为集团共同审计与上市公司盈余管理有关变量的相关性分析。在单变量相关性分析中，集团共同审计（Common_firm）与应计盈余管理（DA）的相关系数虽然为负（-0.022），但在统计上并不显著；而共同审计变量与集团上市公司真实盈余管理的系数为-0.047，且在1%的统计水平下显著，初步论证了集团共同审计对于成员公司真实盈余管理的抑制作用。此外，集团上市公司的负债比例（Lev）与真实盈余管理显著正相关，表明随着集团上市公司自有资金的减少，管理层越倾向进行盈余管理对公司进行掏空；而集团上市公司资产（size）、总资产收益率（Roa）、董事会规模（Board）、高管薪酬（Pay）以及第一大股东持股比例（Share1）与盈余管理显著负相关，这说明随着集团上市公司的规模扩大、运营能力提升、内部治理水平越好以及受集团总部控制越大时，其真实盈余管理的水平越低。

表3 主要变量的相关系数

（三）回归结果

1.基准回归结果

集团上市公司共同审计师（Common_firm）对其盈余管理（DA/REM）的影响如表4所示：其中，共同审计（Common_firm）与应计盈余管理（DA）的回归系数为-0.000，且在统计上不显著，表明相比于单独审计，集团共同审计对于上市公司应计盈余管理抑制的增量作用不大；而共同审计（Common_firm）与真实盈余管理（REM）的回归系数为-0.014，且在5%的统计水平下显著相关，说明集团公司聘用共同审计能够显著降低其上市公司的真实盈余管理行为。本文的假设1a和假设1b均得以验证。

表4 集团共同审计与上市公司盈余管理

2.截面回归结果

（1）制度环境截面

表5为考虑不同地区制度环境后，集团共同审计对集团上市公司真实盈余管理行为治理作用的结果。第（1）和（2）列显示，集团共同审计（Common_firm）与真实盈余管理（REM）的回归系数在集团上市公司注册地处于制度环境较差与较好分组时分别为-0.016以及-0.008，且只在制度环境较差的分组中显著（在1%的统计水平下显著为负），说明集团共同审计对于真实盈余管理的抑制作用在上市公司地处制度环境较差地区时更为显著。原因在于，制度环境较差带来的监管成本提升加剧了上市公司的真实盈余管理程度，且在这种情况下，外部共同审计替代制度环境对公司的治理作用更加明显，本文的假设2得以验证。

表5 集团共同审计与上市公司真实盈余管理—制度环境截面

（2）“四大”事务所截面

表6汇报了集团上市公司是否聘用“四大”事务所对共同审计师治理作用的影响，第（1）和（2）列的结果显示，集团共同审计（Common_firm）与真实盈余管理（REM）的回归系数在“非四大”组为-0.016，且在1%的统计水平下显著；而在“四大”组中，共同审计与真实盈余管理的回归系数虽然为负（-0.007），但在统计上不显著。这表明当集团公司聘用“四大”会计师事务所时，由于审计师的专业能力已经足够高，且基于声誉维护，“四大”审计师对于上市公司真实盈余管理行为的抑制行为更强，因而当集团聘用共同审计师时，其对于真实盈余管理的增量抑制作用相对减弱，本文的假设3得以验证。

表6 集团共同审计与上市公司真实盈余管理—事务所截面

（3）地理位置截面

表7的结果显示了共同审计对真实盈余管理行为的抑制作用在集团上市公司处在不同地理位置时的差异。表中第（1）和（2）列显示，集团共同审计（Common_firm）与真实盈余管理（REM）的回归系数在集团上市公司与总部在同一省份的分组中为-0.013，但在统计上不显著；而在集团上市公司与总部处在不同省份时，集团共同审计与上市公司真实盈余管理的回归系数为-0.013，且在10%的统计水平下显著，表明当总部距离上市公司较远时，集团实际控制人对于上市公司的控制能力较低，其对于上市公司真实盈余管理的抑制作用较小，因而共同审计师在这类企业中所发挥的治理作用越强，本文的假设4得以验证。

表7 集团共同审计与上市公司真实盈余管理—地理位置截面

六、稳健性检验

（一）内生性问题

企业集团事务所的选择及其治理作用可能会受到集团特征以及事务所反向选择等因素的影响，使得本章的结论可能存在内生性问题；基于此，本章利用事务所合并的外生事件，通过构造双重差分(DID)模型（8），检验由于事务所合并而形成的集团共同审计(并非集团与事务所之间的自选择形成)对上市公司真实盈余管理的影响，有助于缓解上述内生性问题。

其中，将筛选出的在样本区间内因会计师事务所合并而变为集团共同审计的公司样本作为实验组（Treat=1）；考虑到会计师事务所合并而导致集团共同审计的样本较少，本文按照1：10的比例按公司规模、负债率以及总资产收益率进行匹配，得到对照组（Treat=0）。此外，在事务所合并的当年及以后，Post取值为1，否则为0。对模型（8）进行回归，结果如表8所示，交乘项Post*Treat与集团上市公司真实盈余管理（REM）的回归系数为-0.012，且在10%的统计水平下显著，表明由于外生事务所合并事件所造成的集团共同审计依旧能够降低集团上市公司的真实盈余管理水平。排除了企业集团与共同审计师的自选择等内生性问题，进而证明了研究结论的稳健性。

表8 稳健性测试—事务所合并

（二）变更共同审计师定义

使用不同共同审计师定义，对集团共同审计抑制上市公司真实盈余管理行为的假设重新进行回归，结果如表9所示。其中，第（1）（2）（3）列分别列示了集团层面（企业集团中存在聘请共同事务所的上市公司，则集团内所有上市公司样本该变量取值为1）、个人层面（多家集团上市公司聘用同一审计师）以及母子公司层面（集团总部与上市公司聘用同一事务所）共同审计对于上市公司真实盈余管理的影响。可以看出，集团层面（Common_firm2）、个人层面（Common_firm3）以及母子公司层面（Link）集团共同审计与真实盈余管理（REM）的回归系数分别为-0.016，-0.003和-0.023；且在集团层面以及母子公司层面的回归中，系数都在1%的统计水平下显著。此结果不仅拓展了集团共同审计影响上市公司真实盈余管理的范围，并利用不同视角证明了集团共同审计的作用效果。

表9 稳健性测试—替换自变量

（三）控制因变量滞后项

由于企业的真实盈余管理可能是一个长期过程，因而上一年度的真实盈余管理行为可能会影响本年度企业真实盈余管理的程度。为控制上述可能的影响，在该稳健性测试中，本文控制了真实盈余管理的滞后项（LREM），回归结果如表10所示。可以看出，在控制因变量滞后项后，集团共同审计（Common_firm）与上市公司真实盈余管理（REM）的回归系数依旧为负（-0.013），且在1%的统计水平下显著；由此排除了上市公司真实盈余管理程度受往期真实盈余管理影响的路径，使得研究结论更加可信。

表10 稳健性测试—因变量滞后一期

（四）内部控制截面

如前所述，当集团总部对于上市公司的控制缺失时，上市公司高管为达到总部对于各成员公司的经济任务、扭曲信息以获取更多资源、获取私人收益等目的，会使上市公司产生盈余管理行为，且由于监管和控制的缺失，这类行为的处罚成本降低，加剧了盈余管理的程度。集团共同审计强化了集团总部对于成员公司的控制，且基于共同审计的外溢效应，其能够为集团总部提供更多上市公司的整体层面信息，并对信息进行整合处理，既能够帮企业集团更好地控制成员公司，又有助于事务所本身对上市公司的监管。因而，在内控缺失的集团上市公司中，共同审计对于上市公司真实盈余管理的效果应当更加显著。表11列示了不同内控环境下，集团共同审计对于真实盈余管理的抑制作用。其中，内控环境分组的依据来自于迪博数据库中国上市公司内控指数(2005-2016)的公开数据 ，以集团上市公司中该指数的中位数为基准，高于中位数为内控较好组，否则为内控较差组。可以看出，第(1)列中，当集团内控环境较差时，集团共同审计(Common_firm)与真实盈余管理(REM)的回归系数为-0.011，且在10%的统计水平上显著；而第(2)列中，当内控环境较好时，共同审计指标与真实盈余管理的系数虽然为负(-0.011)，但在统计上不显著；进一步论证了本文的结论。

表11 稳健性测试—内部控制截面

（五）“十大”事务所截面

由于上述截面中，聘用“四大”会计师事务所的集团上市公司数量较少，可能会影响到假设3的结论。因此，在稳健性测试中，使用中国注册会计师协会发布的历年《会计师事务所综合评价前百家信息》中排名前十位的事务所定义为“十大”会计师事务所，并替换“四大”会计师事务所，对该假设重新进行回归，结果如下表12所示。第（1）列中，当集团聘用的事务所为“非十大”时，共同审计（Common_firm）与真实盈余管理（REM）的回归系数为-0.016，且在5%的统计水平下显著；而第（2）中，集团聘用“十大”事务所时，共同审计师对于上市公司真实盈余管理的增量抑制效应不强(系数-0.009，但在统计上不显著)，进一步论证了本文的研究结论。

表12 稳健性测试—十大会计师事务所截面

七、研究结论

企业盈余管理行为一直是审计师重点关注的问题。本文选取2005-2018年我国A股集团上市公司数据，实证检验集团共同审计对上市公司盈余管理行为的影响。结果发现：集团共同审计通过发挥信息整合优势抑制企业的盈余管理，具体而言，共同审计对企业应计盈余管理影响不大，但却能够显著抑制企业真实盈余管理。进一步的截面分析表明，共同审计对真实盈余管理的抑制作用在制度环境较差、集团聘请“非四大”事务所和上市公司距离集团总部较近的样本中更加显著。

本文在理论上，通过分别检验集团企业内共同审计对上市公司应计盈余管理与真实盈余管理的影响，厘清了共同审计与不同盈余管理间的关系，增加了共同审计与差异化盈余管理治理的研究。同时，该研究既揭示了集团上市公司存在的盈余管理行为，也在丰富共同审计的信息外溢效应基础上，拓展了其监督和治理有效性，为共同审计提供了新的研究视角。在实践中，企业集团可考虑选择聘请同一家会计师事务所，借助共同审计的监督和治理优势，以缓解集团内部代理问题和信息不对称，进而提高集团的内部市场运行和整体资源配置效率。而且共同审计能够发挥有效的监督和治理作用，尤其在制度环境较差的地区，可适当弥补市场监管力度不足，同时有助于引导投资者做出合理决策，优化市场整体资源配置效率。