環境不確定性、審計師行業專長與真實盈余管理

楊金寶

一、引言

近年來，盈余管理的實施范圍不斷擴大，上市公司除了利用會計估計和會計政策選擇進行利潤調整之外，還通過關聯方交易等手段構造具體交易來進行盈余操縱，這些行為都會誤導相關財務報表使用者的投資決策。同時，在經濟全球化的國際大背景下，上市公司面臨的外部環境也越來越復雜，導致各公司進行盈余管理的動機和后果也不同。因此，在日益嚴峻的盈余管理現象和環境不確定的背景下，考察環境不確定性與盈余管理之關系就顯得尤為重要。

鑒于此，本文以2010-2019年我國A股上市公司為樣本，探討環境不確定性與真實盈余管理之間的關系。本文的貢獻之處在于，以審計視角為切入點，探究了環境不確定性與真實盈余管理關系中審計師行業專長所發揮的調節效應。

二、理論分析與研究假設

（一）環境不確定性與真實盈余管理

根據信息不對稱理論，隨著企業外部經營環境變得越來越復雜，高層管理者掌握的市場信息往往比各大股東充分，處于有利的地位，這種信息不對稱程度的提高，為高管的盈余管理行為創造了條件（申慧慧，2010）。同時，根據舞弊三角理論，當盈余信息波動性較大時，管理者的聲譽會受到負面影響，在降低薪酬或職位的壓力下，管理層操縱盈余信息的動機更為強烈，因此盈余管理程度會越高。基于以上分析，本文提出假設1：

H1：環境不確定性越大，企業的真實盈余管理程度越高。

（二）審計師行業專長的調節效應

在審計過程中，審計師獨立于企業管理層和外部利益相關者，從而能夠識別環境不確定性引發的企業盈余管理活動以降低審計中的風險，同時審計師會對企業高管與財務活動相關的行為進行鑒證，并因此產生巨大的震懾作用，進而降低高管進行盈余平滑的動機。基于以上分析，本文提出假設2：

H2：審計師行業專長越高，企業的環境不確定性與真實盈余管理的正相關關系就越弱。

三、研究設計

（一）樣本選擇和數據來源

本文以2010-2019年我國A股上市公司為樣本，相關數據均來自國泰安數據庫。本文對選取的數據進行以下篩選操作：（1）剔除金融類、ST類及*ST類上市公司；（2）剔除財務數據缺失的樣本，最終獲得15 235個樣本。為避免異常值的干擾，本文對所有連續變量都進行上下1%的縮尾處理。

（二）變量定義

（1）被解釋變量。真實盈余管理（Rem）：借鑒Dechow（1998）、Sugata Roychowdhury（2006）的真實盈余管理模型計算得出。具體操作如下：運用模型（1）、（2）、（3）分年度、行業回歸分別估算出各年度的估計值，再用各年度實際值減去各年度估計值，求出企業的異常經營現金流（CFO）、異常生產成本（PROD）和異常酌量性費用（DISEXP），最后運用模型（4）計算得出真實盈余管理程度。

其中，CFO為企業經營活動現金凈流量；A為企業期末總資產；S為企業銷售收入；PROD為企業營業成本及存貨變動額的總和；DISEXP為企業銷售費用與管理費用的總和。

（2）解釋變量。環境不確定性（Eu）：參考申慧慧（2010）的做法，采用企業過去五年銷售收入的變異系數來衡量。

（3）調節變量。審計師行業專長（Auditspe）：借鑒蔡春和鮮文鐸（2007）的方法，采用基于客戶營業收入總額的行業市場份額法進行衡量，并將10%設置為劃分會計師事務所是否具備審計師行業專長的閾值，即當審計師行業專長大于0.1時，將Auditspe賦值為1，否則賦值為0。

（4）控制變量。參考現有文獻，本文選取企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、資產收益率（Roa）、股權集中度（H5）、營業收入增長率（Growth）為控制變量。

（三）模型構建

為了檢驗H1，本文構建模型（5）；為了檢驗H2，本文構建模型（6），具體如下。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

真實盈余管理程度（Rem）的最大值為0.944，最小值為0.002，說明上市公司普遍存在真實盈余管理行為；環境不確定性（Eu）的標準差為1.374，表示各個上市公司的環境不確定性存在顯著差異（詳見表1）。

表1 主要變量描述性統計

（二）多元回歸分析

環境不確定性（Eu）的估計系數為0.013，且在1%的水平上顯著為正，表明環境不確定性越大，企業的真實盈余管理程度越高，H1得到證實；環境不確定性與審計師行業專長的交互項（Eu*Auditspe）的估計系數為-0.007，且在1%的水平上顯著為負，說明審計師行業專長越高，企業的環境不確定性與真實盈余管理的正相關關系就越弱，H2得到證實（詳見表2）。

表2 多元回歸分析

五、研究結論

本文以2010-2019年我國A股上市公司為樣本，實證得出：企業經營環境不確定性增加后，其盈余質量顯著降低；審計師行業專長負向調節了環境不確定性對真實盈余管理的促進作用。