赵晨瑶
摘 要:文章以2017—2021年A股制造企业为样本,通过多元回归分析方法对关键审计事项与盈余管理的关系进行实证研究。结果表明:就制造企业而言,资产减值类的关键审计事项披露能显著抑制其实施应计盈余管理,收入确认类的关键审计事项披露能显著抑制其实施真实盈余管理。此外,文章引入所有权属性这一变量。研究表明,就国有制造企业而言,关键审计事项的披露能更加明显地约束被审单位实施真实盈余管理;就非国有制造企业而言,关键审计事项的披露则能更加明显地抑制被审单位实施应计盈余管理。
关键词:制造业;关键审计事项;盈余管理;企业所有权属性
中图分类号:F275;F239.4文献标识码:A文章编号:1005-6432(2024)02-0143-04
DOI:10.13939/j.cnki.zgsc.2024.02.036
1 引言
随着2017年我国新审计准则的实施,披露关键审计事项成为众多学者关注的焦点,相关学者针对关键审计事项与盈余管理关系展开研究。唐建华等(2015)研究发现,关键审计事项部分引起了注册会计师的关注,从而对其应计盈余管理具有一定的制约作用等[1]。李延喜等(2019)研究发现,与小型企业相比,在大型企业中关键审计事项对应计盈余管理的抑制效应更显著[2]。赛骞(2019)从真实盈余管理角度研究表明,关键审计事项的披露能在一定程度上约束被审单位的真实盈余管理水平[3]。
因此,文章将着眼于制造企业,并引入企业所有权属性,探究关键审计事项与制造企业盈余管理产生的关系。
2 理论分析与研究假设
2.1 资产减值类关键审计事项与应计盈余管理
根据斯彭斯于1974年提出的信号理论[4],将资产减值列入关键审计事项进行披露,是向报表使用者传递信号:该事项是审计中最为重要的事项之一,在审计过程中对此实施充分的审计程序,会增加注册会计师发现被审单位管理层通过资产减值手段进行应计盈余管理的可能性,从而降低了被审单位的应计盈余管理的水平。Caramanis(2018)等学者的研究成果证实,注册会计师在审计过程中投入更多精力会使得报表中异常应计项目降低,从而抑制企业盈余管理行为[5]。基于此,文章提出第一个假设:
H1:资产减值类关键审计事项与应计盈余管理呈负相关关系。
2.2 收入确认类关键审计事项与真实盈余管理
Graham(2005)研究发现,公司正常经营状态下,管理层实施真实盈余管理极大可能会导致公司收入产生异常变化[6]。注册会计师披露收入确认类关键审计事项增加了审计投入,增大了识别管理层真实盈余管理的可能性。曹国华等(2014)的研究也进一步证实了通过增加审计投入成本对披露的收入确认类关键审计事项实施重点审计,可以抑制真实盈余管理[7]。文章提出第二个假设:
H2:收入确认类关键审计事项与真实盈余管理呈负相关关系。
2.3 企业所有权属性的影响
关键审计事项对两种盈余管理的抑制作用可能会受到企业所有权属性的影响。蒋建湘(2012)研究认为,与非国有企业相比,国有企业更容易获得政府资助,发生财务困境和破产的危险要小一些,但同时受到的监督也更多[8]。因此,在国有制造企业中,管理层更愿意进行更为隐蔽的真实盈余管理。
对于非国有制造企业来讲,真实盈余管理不仅可导致企业难以稳定现有生产经营水平,降低企业的价值,还会对企业未来发展造成巨大的不利影响。因此,为了实现企业的长远发现,企业的管理层会更愿意选择应计盈余管理。综上所述,文章提出以下两个假设:
H3:在国有制造企业中,关键审计事项的披露会显著抑制真实盈余管理水平。
H4:在非国有制造企业中,关键审计事项的披露会显著抑制应计盈余管理水平。
3 研究设计
3.1 研究行业选择
文章采用改进后的修正Jones模型以及Roychowdhury的真实盈余管理模型度量企业的盈余管理水平。为了使其结果更准确,文章采用分行业数据进行分析。目前制造企业在我国上市公司占比高达65.75%。因此以制造业作为研究行业选择,分析披露关键审计事项与盈余管理的关系更具代表性。
3.2 样本选取和数据来源
截至2022年9月30日,我国A股制造业企业共3250家,文章以这些制造业企业为初始研究对象。为了减少异常数据对研究结果的影响,笔者按表1所示程序对样本进行筛选。剔除这四类样本公司后,最終获得的样本数量为1377家A股制造业企业。选取其2017—2021年6885个相关样本数据。这些样本数据均来源于国泰安与东方财富网。对一些不能直接获取的资料,笔者采用手工分类方式进行整理。
3.3 变量选择与定义
3.3.1 被解释变量
(1)应计盈余管理。
应计利润可进一步分为不可操纵应计利润以及文章所述的可操纵应计利润,即应计盈余管理。文章使用Dechow(1995)提出的修正Jones模型度量应计盈余管理[9]。具体计算过程如下:
TAtAt-1=α1At-1+β1ΔStAt-1+β2PPEtAt-1+εt (1)
NDAtAt-1=α︿1At-1+β︿1ΔSt-ΔRECtAt-1+β︿2PPEtAt-1+εt(2)
DAt=TAtAt-1-NDAt (3)
式中,TAt为企业在t年内的累计应计利润;At-1为企业在t-1年度末的总资产净值;ΔSt为企业第t年内营业收入变动额;ΔRECt为企业应收账款的变动;PPEt为企业在t年度末的固定资产的原值。DAt为文章衡量企业应计盈余管理水平指标,取其绝对值,该值越小,表示企业应计盈余管理水平越低。
(2)真实盈余管理。
为了对真实盈余管理进行度量,文章引用Roychowdhury(2006)[10]和Cohen等(2008)[11]的模型。
经营现金流量模型:
CFOtAt-1=β0+β11At-1+β2StAt-1+β3ΔStAt-1+μt(4)
生产成本模型:
PRODtAt-1=β0+β11At-1+β2StAt-1+β3ΔStAt-1+β4ΔSt-1At-1+μt(5)
酌量性费用模型:
DISEXPtAt-1=β0+β11At-1+β2StAt-1+μt(6)
式中,CFOt为企业第t年的经营活动现金净流量;St是企业第t年的营业收入总额;PRODt为企业第t期存货增长额与营业成本之和,以此衡量其生产总成本;DISEXPt为企业第t年销售与管理费用之和,以此衡量其酌量性费用。实际经营现金净流量、生产成本、酌量性费用分别减去各样本公司按照上述公式计算出来的预期值,两者的差值即为异常经营现金净流(AbCFO)、异常生产成本(AbPROD)和异常酌量性费用(AbDISEXP)。
真实盈余管理总模型:
公司的真实盈余管理水平随着AbCFO与AbDISEXP的降低而增高,随着AbPROD的降低而降低。因此,文章建立如下模型用以衡量真实盈余管理:
REMt=AbPRODt-AbCFOt-AbDISEXPt(7)
式中,REMt用来衡量制造业企业第t年的真实盈余管理水平。文章对该值取绝对值,该值越小,说明企业真实盈余管理的水平越低。
3.3.2 解释变量
文章将关键审计事项分为资产减值类(KAM1)和收入确认类(KAM2),分别考虑其对应计盈余管理和真实盈余管理的影响。若披露关键审计事项含有资产减值类KAM1赋值为1,含有收入确认类KAM2赋值为1,否则为0。
为降低其他因素对结果产生的影响,文章选取了公司规模等变量作为控制变量。变量及其定义如表2所示。
3.4 模型建立
为了更好地研究关键审计事项与盈余管理之间的关系,验证前文所做的四个假设,根据Cohen(2010)[12]等学者的模型,依次构建两个回归模型:
DA=γ0+γ1KAM1i,t+γ2LEVi,t+γ3Sizei,t+γ4Increasei,t+γ5ROAi,t+γ6LOSSi,t+γ7Top1i,t+γ8Invi,t+γ9RECi,t+γ10FCFi,t+γ11Bigi,t+γ12Boardi,t+τi,t
REM=θ0+θ1KAM2i,t+θ2LEVi,t+θ3Sizei,t+θ4Increasei,t+θ5ROAi,t+θ6LOSSi,t+θ7Top1i,t+θ8Invi,t+θ9RECi,t+θ10FCFi,t+θ11Bigi,t+θ12Boardi,t+τi,t
4 实证结果分析
4.1 描述性统计
表3是筛选后的1377个样本企业2017—2021年6885个相关样本数据代入各模型后得出的解释变量与被解释变量的描述统计分析。
从结果来看,样本中应计盈余管理的均值和标准差分别为0.0505和0.0504,说明大多数制造企业都进行了应计盈余管理,且制造行业水平接近。真实盈余管理的均值为0.1156,高于应计盈余管理,表明制造企业更愿意实施真实盈余管理。资产减值类关键审计事项的均值是0.77,收入确认类关键审计事项均值是0.74,这表明我国制造企业中有77%的企业披露的关键审计事项部分包含资产减值类,74%的企业包含收入确认类。
4.2 多元回归分析
模型1的回归结果表明,关键审计事项与应计盈余管理之间的系数为-0.036和-3.124,通过了5%水平上的显著性检验,说明两者呈显著负相关,假设H1得到验证。F值为0,调整后的R2值为0.115,说明该模型整体拟合效果较好。根据模型2多元回归分析结果,关键审计事项与真实盈余管理之间的系数与t值分別为-0.02和-1.667,通过了10%水平上的显著性检验,说明两者呈显著负相关,假设H2得到验证。
国有企业多元回归结果显示,关键审计事项与应计盈余管理之间的系数与t值分别为-0.02和0.956,未通过显著性水平的检验。而关键审计事项与真实盈余管理之间的系数与t值分别为-0.057和-2.78,通过了1%水平上的显著性检验,假设H3得到了验证。
从非国有企业的多元回归结果看出,关键审计事项与应计盈余管理之间的系数与t值分别为-0.038和-2.765,通过了1%水平上的显著性检验。而关键审计事项与真实盈余管理之间的系数与t值分别为-0.005和-0.317,并未通过显著性检验,假设H4得到验证。上述回归结果中F值均为0,说明模型整体均显著。
4.3 稳健性检验
文章采用陆建桥提出的无形资产Jones模型计算应计盈余管理,然后进行了回归,回归结果与前文假设基本一致。此外,文章参考许文静等(2018)[13]以及李彬等(2019)[14]的研究替换部分控制变量后进行了回归,回归结果与前文假设基本一致,进一步证实了文章的研究假设。
5 结论与建议
5.1 结论
第一,资产减值类关键审计事项披露对抑制制造企业管理层进行应计盈余管理效果显著。将资产减值列入关键审计事项部分进行描述,表明注册会计师将会在这个方面投入更多的精力,进而增加了发现被审单位通过资产减值实施应计盈余管理的可能性。
第二,收入确认类关键审计事项披露对抑制制造企业管理层进行真实盈余管理方面效果显著。新收入准则的实施,导致被审单位通过收入进行真实盈余管理的可能性进一步增加。注册会计师应当从与管理层沟通过的事项中选择关键审计事项,进行深入细致的工作,以增加发现真实盈余管理行为的可能性。
第三,与非国有制造企业不同,国有制造企业享受更多的政府政策倾斜与扶持,但同时其面临的监督也更多。因此,该类企业管理层更倾向于选择进行真实盈余管理降低被發现的可能性。而非国有制造企业的终极目标是盈利,所以其更多的选择应计盈余管理形式。因此,关键审计事项对抑制国有企业真实盈余管理约束作用更强,对非国有制造企业应计盈余管理约束作用更强。
5.2 建议
第一,新准则应进一步完善关键审计事项披露的规范性和可比性。新准则可以进一步对关键审计事项的披露内容及形式做出一定的规范。新准则的制定人员可以根据对被审单位盈余管理抑制效果较显著的案例进行收集归纳,提炼出核心内容,规范段落整体形式要求,以在提高信息含量的基础上增强可比性。
第二,注册会计师应紧跟时代潮流,不断提高自身的职业素养。关键审计事项的增加要求注册会计师不仅要保证审计质量,还要进行合理的取舍把握披露的力度,更要根据被审单位所有权属性不同选择不同的审计重点,以应对管理层实施盈余管理的行为。
第三,企业应以真正提升自身价值与核心竞争力为目标,同时完善管理层薪酬奖励机制[15]。目前,大多制造企业管理层的个人薪酬与其股票价格有直接关系,这一奖励机制激励管理层员工工作积极性的同时,也会使其在追求高收益时实行盈余管理。
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