客户殷勤款待影响审计质量吗？——基于应计盈余管理与真实盈余管理的研究

殷 红

（苏州市职业大学，江苏苏州 215104）

引言

审计独立性是审计行业的基石。当审计师接受客户的礼品或款待时，可能导致因密切关系而损害独立性（杜兴强，2018）。因此，一些国家明令禁止审计师接受客户的礼品或过度款待。但是，也有一些研究认为接受客户的礼品或款待不会影响审计师的独立性（Law，2009）。党的十八大以来，随着反腐进入新常态，“不敢腐”的震慑发挥了作用。如果上市公司在公开渠道披露对审计师的殷勤款待，势必会引起监管部门的关注和调查。在这一背景下，上市公司利用餐旅费贿赂审计师的现象可能有所收敛。本文从党的十八大以来反腐工作持续深化这一制度背景出发，基于审计师餐旅费信息披露的视角，探讨了客户的殷勤款待对审计师独立性和审计质量的影响，拓展了以往对审计独立性影响因素的研究。

一、理论分析与假设提出

中国社会讲究“礼尚往来”，一方赠送礼品或者热情款待，另一方就欠了人情。基于人情关系法则，接受人情一方就要想方设法偿还，否则会被视为异类，被排挤出社交圈。财务报表审计业务涉及较多的主观判断。随着环境不确定性的增加和企业业务的复杂化，涉及审计职业判断的地方越来越多。当客户为审计人员提供热情款待时，审计人员在涉及职业判断的地方就可能有意或无意地发生偏差（Moore et al.，2003）。也就是说，款待可能会造成类似贿赂的经济后果，影响审计人员的职业判断，损害审计独立性（Strohm，2006）。由于审计质量同时取决于审计师发现和披露财务报告错误或舞弊的意愿（“独立性”）和能力（“专业胜任能力”），当审计独立性受到损害时，经审计的盈余质量就可能会下降。

但是，另一方面，十八大以来党中央持续推进各领域反腐败工作，加大反腐力度，治理腐败的效能不断提升。业务招待费具有极强的隐蔽性，长期以来都是腐败寻租的黑箱，在查处的腐败案件中经常会曝出天价的业务招待费。因此，公款吃喝成为各级纪检监察机关重点查处的对象。上市公司为审计师提供殷勤款待可能会受到媒体、监管部门和社会公众的关注，导致审计师感知的审计风险增加。为了将审计风险控制在可接受的范围，审计师会增加审计投入，扩大实质性程序的范围，提高审计质量。而对于那些试图“收买”审计师的上市公司而言，考虑到餐旅费的敏感性，即使想支付超额报酬，可能也不会把餐旅费单独列示，而是暗含在一般性的审计收费中。也就是说，上市公司会选择性地披露审计师餐旅费———“好公司”会选择披露，而“差公司”会选择不披露。相对于不披露审计师餐旅费信息的公司，选择披露的公司应计盈余质量可能较高。综合考虑以上两个方面，本文认为审计师餐旅费信息披露对应计盈余质量的影响具有一定的不确定性。基于此，本文提出如下竞争性假设：

H1a：在其他条件不变的情况下，审计师餐旅费信息披露与应计盈余管理显著正相关。

H1b：在其他条件不变的情况下，审计师餐旅费信息披露与应计盈余管理显著负相关。

上市公司除了通过应计项目调节盈余，还可以通过真实的经营活动即真实盈余管理调节盈余。真实盈余管理相对应计盈余管理具有更大的灵活性、更强的隐蔽性，更难被监管部门发现（Roychowdhury，2006）。当外部监管较为宽松时，公司通常会较多地运用应计盈余管理；而当外部监管强化时，公司可能会转向成本较高的真实盈余管理。党的十八大以来，随着反腐力度的加大，上市公司的业务招待费成为监管部门重点关注的对象，披露审计师餐旅费信息的公司更容易引起监管部门的关注。为了降低监管风险，公司可能会从应计盈余管理转向隐蔽性更强的真实盈余管理。基于此，本文提出如下假设：

H2：在其他条件不变的情况下，审计师餐旅费信息披露与真实盈余管理水平显著正相关。

二、研究设计

（一）回归样本与数据来源

考虑到2012 年以前较少公司披露审计师餐旅费信息，本文以2012—2019 年间A 股上市公司作为研究对象。借鉴以往研究，对初始样本进行如下处理：（1）剔除金融行业上市公司样本；（2）剔除资产负债率大于1的样本；（3）剔除财务数据缺失的样本。经过以上筛选，最终得到19 181 个公司年度观测值。所有连续变量均在1%和99%的水平上进行了缩尾处理。本文所用数据来自CSMAR 数据库。

（二）模型设定

为了检验假设H1a 和H1b，本文构建如下模型：

本文的被解释变量为审计质量，以应计盈余管理程度DA和真实盈余管理程度EM来衡量。参考已有研究，本文还控制了反映公司特征的变量以及审计师特征变量。为了控制年度和行业固定效应的影响，模型（1）中加入了年度和行业虚拟变量。变量的具体定义见表1。

三、实证结果与分析

（一）描述性统计

通过对主要变量的描述性统计分析可知，|DA| 的均值和中位数分别为0.069 和0.047，标准差为0.075，说明上市公司盈余管理水平存在较大差异。D_FEE 的均值为0.457，说明45.7%的样本公司披露了审计师餐旅费信息，相比2012 年以前有较大提高（2003—2011 年仅有3.86%的公司披露）。根据样本公司是否披露审计师餐旅费信息进行均值统计和t 检验，结果显示，披露公司的|DA|均值为0.066，在1%的水平上显著低于未披露公司；披露公司的DA和DA的均值分别为0.067和0.064，都在1%的水平上显著低于未披露公司。

表1 变量定义表

（二）回归结果

表2 报告了模型（1）的OLS 回归结果。D_FEE 与|DA|和DA在5%的水平上显著负相关，与DA的回归系数为负但不显著，说明披露餐旅费信息的公司正向应计盈余管理程度较低，审计质量较高。为了检验公司规模和法律制度环境对审计师餐旅费信息披露和应计盈余质量关系可能产生的影响，本文将样本公司按照公司规模和法律制度环境进行分组回归，回归结果见表3。表3 显示，审计师餐旅费信息披露与应计盈余管理|DA|的负相关关系主要存在于大公司和法律制度环境好的地区。

表2 审计师餐旅费信息披露与应计盈余管理的回归结果

（三）稳健性检验

为了验证本文研究结论的稳健性，本文主要进行了如下稳健性检验：（1）改变自变量的衡量方式，以披露公司披露的餐旅费的自然对数FEE 作为自变量。（2）改变模型的估计方式，采用固定效应模型重新进行回归。（3）考虑增发配股的影响，在模型中增加了是否增发配股Issue 这一虚拟变量，以控制增发配股对应计盈余管理可能产生的影响。（4）为了缓解内生性，本文采用1:1 无放回最近邻匹配的PSM为处理组匹配控制组样本。稳健性检验结果与主结论一致。

（四）进一步分析

为了检验披露餐旅费信息的公司在降低应计盈余管理的同时是否转向了隐蔽性更强的真实活动盈余管理，本文将审计师餐旅费信息披露与真实盈余管理进行了回归，结果如表4 所示。列（2）D_FEE 的回归系数为-0.004，列（3）D_FEE 的回归系数为0.005，均在5%的水平上显著，说明相对于未披露餐旅费信息的公司，披露餐旅费信息的公司异常经营现金净流量显著较低，异常生产成本显著较高。也就是说，披露餐旅费信息的公司主要通过操控经营现金流和生产成本进行真实活动盈余管理。

四、结论

本文以2012—2019 年A 股上市公司为样本，实证检验了审计师餐旅费信息披露与客户公司盈余管理之间的关系。本文的研究结论具有一定启示作用。首先，上市公司对审计师的殷勤款待损害了审计师的独立性。其次披露公司从应计盈余管理转向更为隐秘的真实盈余管理这一行为能够被审计师发现，但仍收到了相对清洁的审计意见。因此，反腐败不应流于形式。

表3 分组回归结果

表4 审计师餐旅费信息披露与真实盈余管理的回归结果