客戶殷勤款待影響審計質量嗎？
——基于應計盈余管理與真實盈余管理的研究

殷 紅

（蘇州市職業大學，江蘇蘇州 215104）

引言

審計獨立性是審計行業的基石。當審計師接受客戶的禮品或款待時，可能導致因密切關系而損害獨立性（杜興強，2018）。因此，一些國家明令禁止審計師接受客戶的禮品或過度款待。但是，也有一些研究認為接受客戶的禮品或款待不會影響審計師的獨立性（Law，2009）。黨的十八大以來，隨著反腐進入新常態，“不敢腐”的震懾發揮了作用。如果上市公司在公開渠道披露對審計師的殷勤款待，勢必會引起監管部門的關注和調查。在這一背景下，上市公司利用餐旅費賄賂審計師的現象可能有所收斂。本文從黨的十八大以來反腐工作持續深化這一制度背景出發，基于審計師餐旅費信息披露的視角，探討了客戶的殷勤款待對審計師獨立性和審計質量的影響，拓展了以往對審計獨立性影響因素的研究。

一、理論分析與假設提出

中國社會講究“禮尚往來”，一方贈送禮品或者熱情款待，另一方就欠了人情?；谌饲殛P系法則，接受人情一方就要想方設法償還，否則會被視為異類，被排擠出社交圈。財務報表審計業務涉及較多的主觀判斷。隨著環境不確定性的增加和企業業務的復雜化，涉及審計職業判斷的地方越來越多。當客戶為審計人員提供熱情款待時，審計人員在涉及職業判斷的地方就可能有意或無意地發生偏差（Moore et al.，2003）。也就是說，款待可能會造成類似賄賂的經濟后果，影響審計人員的職業判斷，損害審計獨立性（Strohm，2006）。由于審計質量同時取決于審計師發現和披露財務報告錯誤或舞弊的意愿（“獨立性”）和能力（“專業勝任能力”），當審計獨立性受到損害時，經審計的盈余質量就可能會下降。

但是，另一方面，十八大以來黨中央持續推進各領域反腐敗工作，加大反腐力度，治理腐敗的效能不斷提升。業務招待費具有極強的隱蔽性，長期以來都是腐敗尋租的黑箱，在查處的腐敗案件中經常會曝出天價的業務招待費。因此，公款吃喝成為各級紀檢監察機關重點查處的對象。上市公司為審計師提供殷勤款待可能會受到媒體、監管部門和社會公眾的關注，導致審計師感知的審計風險增加。為了將審計風險控制在可接受的范圍，審計師會增加審計投入，擴大實質性程序的范圍，提高審計質量。而對于那些試圖“收買”審計師的上市公司而言，考慮到餐旅費的敏感性，即使想支付超額報酬，可能也不會把餐旅費單獨列示，而是暗含在一般性的審計收費中。也就是說，上市公司會選擇性地披露審計師餐旅費———“好公司”會選擇披露，而“差公司”會選擇不披露。相對于不披露審計師餐旅費信息的公司，選擇披露的公司應計盈余質量可能較高。綜合考慮以上兩個方面，本文認為審計師餐旅費信息披露對應計盈余質量的影響具有一定的不確定性?；诖?，本文提出如下競爭性假設：

H1a：在其他條件不變的情況下，審計師餐旅費信息披露與應計盈余管理顯著正相關。

H1b：在其他條件不變的情況下，審計師餐旅費信息披露與應計盈余管理顯著負相關。

上市公司除了通過應計項目調節盈余，還可以通過真實的經營活動即真實盈余管理調節盈余。真實盈余管理相對應計盈余管理具有更大的靈活性、更強的隱蔽性，更難被監管部門發現（Roychowdhury，2006）。當外部監管較為寬松時，公司通常會較多地運用應計盈余管理；而當外部監管強化時，公司可能會轉向成本較高的真實盈余管理。黨的十八大以來，隨著反腐力度的加大，上市公司的業務招待費成為監管部門重點關注的對象，披露審計師餐旅費信息的公司更容易引起監管部門的關注。為了降低監管風險，公司可能會從應計盈余管理轉向隱蔽性更強的真實盈余管理。基于此，本文提出如下假設：

H2：在其他條件不變的情況下，審計師餐旅費信息披露與真實盈余管理水平顯著正相關。

二、研究設計

（一）回歸樣本與數據來源

考慮到2012 年以前較少公司披露審計師餐旅費信息，本文以2012—2019 年間A 股上市公司作為研究對象。借鑒以往研究，對初始樣本進行如下處理：（1）剔除金融行業上市公司樣本；（2）剔除資產負債率大于1的樣本；（3）剔除財務數據缺失的樣本。經過以上篩選，最終得到19 181 個公司年度觀測值。所有連續變量均在1%和99%的水平上進行了縮尾處理。本文所用數據來自CSMAR 數據庫。

（二）模型設定

為了檢驗假設H1a 和H1b，本文構建如下模型：

本文的被解釋變量為審計質量，以應計盈余管理程度DA和真實盈余管理程度EM來衡量。參考已有研究，本文還控制了反映公司特征的變量以及審計師特征變量。為了控制年度和行業固定效應的影響，模型（1）中加入了年度和行業虛擬變量。變量的具體定義見表1。

三、實證結果與分析

（一）描述性統計

通過對主要變量的描述性統計分析可知，|DA| 的均值和中位數分別為0.069 和0.047，標準差為0.075，說明上市公司盈余管理水平存在較大差異。D_FEE 的均值為0.457，說明45.7%的樣本公司披露了審計師餐旅費信息，相比2012 年以前有較大提高（2003—2011 年僅有3.86%的公司披露）。根據樣本公司是否披露審計師餐旅費信息進行均值統計和t 檢驗，結果顯示，披露公司的|DA|均值為0.066，在1%的水平上顯著低于未披露公司；披露公司的DA和DA的均值分別為0.067和0.064，都在1%的水平上顯著低于未披露公司。

表1 變量定義表

（二）回歸結果

表2 報告了模型（1）的OLS 回歸結果。D_FEE 與|DA|和DA在5%的水平上顯著負相關，與DA的回歸系數為負但不顯著，說明披露餐旅費信息的公司正向應計盈余管理程度較低，審計質量較高。為了檢驗公司規模和法律制度環境對審計師餐旅費信息披露和應計盈余質量關系可能產生的影響，本文將樣本公司按照公司規模和法律制度環境進行分組回歸，回歸結果見表3。表3 顯示，審計師餐旅費信息披露與應計盈余管理|DA|的負相關關系主要存在于大公司和法律制度環境好的地區。

表2 審計師餐旅費信息披露與應計盈余管理的回歸結果

（三）穩健性檢驗

為了驗證本文研究結論的穩健性，本文主要進行了如下穩健性檢驗：（1）改變自變量的衡量方式，以披露公司披露的餐旅費的自然對數FEE 作為自變量。（2）改變模型的估計方式，采用固定效應模型重新進行回歸。（3）考慮增發配股的影響，在模型中增加了是否增發配股Issue 這一虛擬變量，以控制增發配股對應計盈余管理可能產生的影響。（4）為了緩解內生性，本文采用1:1 無放回最近鄰匹配的PSM為處理組匹配控制組樣本。穩健性檢驗結果與主結論一致。

（四）進一步分析

為了檢驗披露餐旅費信息的公司在降低應計盈余管理的同時是否轉向了隱蔽性更強的真實活動盈余管理，本文將審計師餐旅費信息披露與真實盈余管理進行了回歸，結果如表4 所示。列（2）D_FEE 的回歸系數為-0.004，列（3）D_FEE 的回歸系數為0.005，均在5%的水平上顯著，說明相對于未披露餐旅費信息的公司，披露餐旅費信息的公司異常經營現金凈流量顯著較低，異常生產成本顯著較高。也就是說，披露餐旅費信息的公司主要通過操控經營現金流和生產成本進行真實活動盈余管理。

四、結論

本文以2012—2019 年A 股上市公司為樣本，實證檢驗了審計師餐旅費信息披露與客戶公司盈余管理之間的關系。本文的研究結論具有一定啟示作用。首先，上市公司對審計師的殷勤款待損害了審計師的獨立性。其次披露公司從應計盈余管理轉向更為隱秘的真實盈余管理這一行為能夠被審計師發現，但仍收到了相對清潔的審計意見。因此，反腐敗不應流于形式。

表3 分組回歸結果

表4 審計師餐旅費信息披露與真實盈余管理的回歸結果