审计延迟对盈余管理的非线性影响——来自中国上市公司的证据，本文主要内容关键词为：盈余论文,中国论文,上市公司论文,证据论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
为了给投资者提供更为有效的财务报告，减少上市公司的盈余管理，美国证券交易委员会(SEC)制定了33-8128(2002)和33-8644(2005)规则，将上市公司的年报披露期限由90天分别缩短为60天和75天。然而，中国上市公司的年报披露期限为会计年度结束后的四个月内，大大超过了美国公司的年报披露期限，这意味和美国上市公司相比，中国上市公司年报披露的时间压力对盈余管理的影响会更加复杂和不同。 盈余管理可以通过对真实经营行为的操纵和对权责发生制度的选择来实现。前者是在会计年度期间，通过改变公司经营和投融资交易的时间或结构来实现的；后者是在会计年度结束后，利用适当的会计方法，在会计准则允许范围内，通过对财务报表所反映的交易事项进行调整来实现的(Zang，2012)。本文中所指的盈余管理是以权责发生制为基础的盈余管理。 一般来讲，盈余管理会受到时间压力的影响，本文选用审计延迟来反映时间压力。Ashton等(1987)把审计延迟定义为财政年度结束日至审计报告签署日之间的审计延迟天数除以财政年度结束日至年报最晚披露日之间的天数。关于上市公司年报审计及披露日期之间的关系如图1。
图1 上市公司年报披露期间的重要时间段 如图1所示，在财政年度结束后，上市公司会准备财务报表，然后交由审计师进行审计，审计完成后上报SEC并进行披露。从财政年度结束日至审计开始日为管理者报表准备时间，该时间越长，管理者就有越多的时间来操纵报表，盈余管理的可能性就越高；从审计开始日至审计报告签署日为审计师审计时间，该时间越长，审计质量会越高，盈余管理的程度就会越低。以财政年度结束日至审计报告签署日来定义的审计延迟天数涵盖了管理者的年报准备时间(可增加盈余管理可能性)和审计时间(可降低盈余管理的可能性)两个时间段。这两个共同存在的相反效应使我们无法直接得出审计延迟天数与盈余管理之间的关系。而本文的关注点在于通过观察审计延迟天数变化对这两种效应的影响，即哪一个对时间压力更敏感，来得出审计延迟与盈余管理之间的关系。 相比之下，年报披露延迟天数与审计延迟天数具有高度相关性但并不一致。一方面，审计报告签署后并非意味着年报立即披露(审计报告签署日不同于年报披露日)。特别是我国的年报预约披露制度使得证券监管部门会依据信息发布密度等因素人为调节年报披露时间。这导致管理者无法控制年报披露时间，并且年报审计签字后也无法利用等待披露的时间继续操纵会计数据。因此，审计延迟是较披露延迟更准确的盈余管理影响因素(Lee和Son，2009)。另一方面，当证券监管部门意欲通过时间压力影响盈余管理程度时，他们往往通过限制最晚年报披露时间，进而限制审计延迟天数，最终影响盈余管理的(Coram等，2004；Salterio，2011；Bennett等，2013；Doyle和Magilke，2013)。因此，业界通过对年报披露时限施压来控制年报质量；而理论界通过对审计延迟和盈余管理关系的检验来评价披露时限政策是否可行或有效。 美国SEC的33-8128(2002)和33-8644(2005)规则缩短了上市公司的年报披露期限后，理论界对其评价并不一致。相比之下，我国的年报披露期限为120天，远高于美国标准。我们是否也需要缩短年报披露期限？这样做是否能提高年报质量和市场效率？本文基于中国上市公司来分析审计延迟和盈余管理之间的内在联系，对美国加速披露年报的规则对中国及发展中国家市场的适用性做出评价。与之前的研究相比，本研究创新点如下：第一，本文利用中国上市公司的样本来研究审计延迟和盈余管理之间关系，而国内学者大都从其他角度来研究盈余管理的影响因素，如何威风等(2011)从管理者过度自信的角度，柳茜(2013)从股权再融资角度等。第二，本文试图分析审计延迟对盈余管理的非线性影响。之前的大多数研究大都假定审计延迟和盈余管理之间的关系是线性的，但是并没有绝对的证据来说明这种关系。本文基于PSTR模型来判断两者之间的关系类型并刻画两者关系的。第三，本文结合两种反向效应来分析审计延迟对盈余管理的非线性影响。一种是基于管理者的正影响，即审计延迟越长，盈余管理水平越高；另一种是基于审计师的负影响，即审计延迟越长，盈余管理水平越低。前一种影响主要是因为管理者从事盈余管理活动引起的，后一种影响主要是因为审计师约束盈余管理活动引起的。而最终的效果取决于两个效应的时间压力敏感性。虽然Lee和Son(2009)已经引入这两种反向效应来解释盈余管理，但本文着重基于这两种效应解释审计延迟和盈余管理的非线性关系。 本文共分为五部分：第一部分为引言，介绍了文章的背景、意义及创新点；第二部分为理论回顾和假设；第三部分为研究设计，对变量的选取和计算，线性模型和非线性模型作了详细的说明；第四部分是实证结果和分析；第五部分为结论。 二、理论回顾和假设 盈余管理是一个真实存在的会计现象。Healy和Whalen(1999)认为管理者能够利用他们的商业知识和机会来选择财务报告的方法，从而估计和披露与公司业务相匹配的收益；由于审计不是完善的，所以管理者会创造一些机会来进行盈余管理。围绕盈余管理的文献很多，主要基于动机、度量、反馈、成本等方面。由于本文的视角是审计延迟对盈余管理的影响，属于盈余管理的时间成本范畴，故文献综述也侧重于盈余管理的成本。 盈余管理成本是会影响盈余管理实施效果的诸多因素，它的存在促使管理者在追逐盈余管理目标时考虑相应的代价或限制。机构投资者占比(Bushee，1998)、公司财务状况(Graham等，2005)、税收压力(Roychowdhury，2006)、会计制度灵活性(Cohen等，2008；Zang，2012)、审计强度及市场领导者地位(Zang，2012)等都是已受到关注的盈余管理成本。 从理论上讲，审计师需要收集适当和充分的证据来评价财务报告并对其发表审计观点(Arens等，2010)。自美国证券交易委员会(SEC)通过制定33-8128和33-8644规则，把披露延迟时间从90天分别缩短为60天和75天后，一些研究开始关注审计延迟对财务报告质量的作用是否受到披露延迟缩短的影响。Coram等(2004)的实证研究发现，披露时间的缩短导致了审计延迟的缩短，使得审计师无法获得充足的证据来调查降低财务报告质量的审计调整行为。Caramanis和Lennox(2008)及Bennett等(2013)发现，审计时间越短，管理者就越有能力报告更高的收益。McDaniel(1990)，DeZoort和Lord(1997)认为增加的时间压力会对审计行为及其有效性产生不利影响并导致异常的审计行为。Lambert等(2014)发现，那些不得不减少审计延迟以满足最新规定期限的公司有着较低的报告质量。Salterio(2011)和Bennett等(2013)发现财务报告的加速披露增加了审计师和客户之间的谈判程度，并降低了报告的质量。以上文献说明审计延迟的缩短会导致报告质量下降，从而提高了盈余管理水平。 尽管大多数文献显示审计延迟和盈余管理之间存在负相关关系，但仍然有一些研究者展示了不同的证据。在一个关于SEC决定加速披露的早期测试中，Krishnan和Yang(2009)发现，在第一个截止日期改变时(即33-8218将年报披露期限由90天缩短为60天)，审计延迟和盈余管理之间没有联系。Impink等(2011)研究发现，2003和2006年最晚披露日期的提前和财务报告延后披露的偶然增加是没有关系的。Doyle和Magilke(2013)研究发现，在披露期限缩短后，一些规模较大的公司的报告质量明显提高了，这说明审计延迟的缩短导致了盈余管理水平的下降。 为什么关于这个问题会出现两种不同的结论呢？作者认为，以上研究存在两个缺陷。第一，大多数学者往往从审计师的角度来研究审计延迟对盈余管理的影响(McDaniel，1990；Otley和Pierce，1996；Willett和Page，1996；Asare等，2000；Braun，2000；Coram等，2004；Bennett等，2013)，实际上如前文所述，审计延迟这段时间并不是一直都在审计，只有后面一段时间才是真正的审计师审计时间，公司的管理者会利用开始的一段时间来进行盈余管理。公司的管理者在进行盈余管理时，其考虑的主要方面有：会计方法的选择，能够被审计师和市场所接受的盈余管理水平的确定和潜在的诉讼风险等。审计延迟越长，审计师和管理者就越有更多的时间来开展工作，这意味着审计师会有更多的时间来进行审计，报告的质量就会越高，盈余管理水平就会下降；也意味着管理者有更多的时间来选择合适的方法来进行盈余管理，这会导致报告质量的下降和盈余管理水平的上升。所以，审计延迟和盈余管理之间的关系是基于以上两种相反的效应的，仅从审计师的角度来解释是不合适的。第二，之前的实证研究假设审计延迟和盈余管理之间的关系是线性的，但是由于审计师和管理者的两种相反的效应，审计延迟和盈余管理之间的关系并不能提前被确定。 考虑到大部分文献认为审计延迟对于盈余管理具有线性的负影响(McDaniel，1990；Coram等，2004；Bennett等，2013；Caramanis和Lennox，2008；Lambert等，2014)，我们预测审计延迟和盈余管理之间存在线性关系。为此我们提出以下假设： H1：审计延迟对盈余管理影响是线性的。 如前文所述，审计延迟会通过两种相反的效应来影响盈余管理。一是通过审计师，这意味着审计延迟越长，审计报告的质量越高，盈余管理水平就会越低。另外一个是通过管理者，这意味着审计延迟越长，管理者就有越多的时间来选择会计方法并进行盈余管理，从而导致盈余管理水平越高。在这两种相反的作用下，假设审计延迟和盈余管理之间的关系是线性的做法就不再是合适的了。所以，我们基于PSIR模型，预测审计延迟和盈余管理之间存在非线性关系。 H2：审计延迟对盈余管理影响是非线性的。 H2并不是对H1简单的否定，它是基于另一种方法对H1的举证。假如PSTR模型不能反映审计延迟和盈余管理之间的关系，那么H1在描述两者关系方面就更为合适，否则H2就是一个更合适的解释。另外，基于审计延迟和盈余管理之间的关系，我们想知道审计延迟是否反映了盈余管理，换句话说，我们是否可以基于一个公司的审计延迟来评估其盈余管理水平。所以，我们预测审计延迟较小的公司和审计延迟较大的公司，它们的盈余管理水平是明显不同的。最后，对于盈余管理方向不同的公司来说，正的盈余管理意味着公司管理者采取了强有力的行为，负的盈余管理意味着对公司未来的保守估计。审计师和管理者对这两种情况持有不同的态度和动机，这会导致审计延迟和盈余管理之间不同的关系。为了测试这种关系，本文把整个样本分为两组，一组是正的盈余管理，一组是负的盈余管理。 综上，本文基于中国上市公司的样本数据，来分析审计延迟与盈余管理之间的关系。由于中国上市公司对于审计延迟有较少的时间限制，管理者和审计师都有较多的时间来进行相关活动，所以本文所进行的实证分析可以展示审计延迟和盈余管理之间更加真实和原始的关系。在研究方法上，本文利用线性和非线性模型来研究审计延迟对盈余管理的影响，两者之间的关系是基于实证本身而不是研究者的假设。 三、研究设计与模型 (一)样本选择与数据来源 本文选择在中国深圳证券交易所上市的1377家A股公司2007-2012年的非平衡面板数据进行分析，在剔除了金融保险业和相关数据缺失的公司之后，共包括4908个样本。 本文中的数据来源于CSMAR数据库。此外，为了避免极端值的影响，本文对所有变量前后1%数据进行了Winsorize处理。 (二)变量选取与计算 1.被解释变量 盈余管理(AM)。本文参考Jones(1991)、DeFond和Jiambalvo(1994)及Dechow等(1995)的方法来计算盈余管理值。相关公式如下：
其中，TAC表示总应计利润，A表示总资产，ΔREV表示销售变动额，PPE代表土地、厂房和设备，NDA表示非操纵性应计利润，ΔREC表示应收账款变动额，AM表示盈余管理值，
、
和
代表回归系数，ε代表误差项，i和t分别表示横截面和时间。 2.解释变量 审计延迟(D)。审计延迟被定义为公司资产负债表日与审计报告签署日之间的审计延迟天数除以资产负债表日至年报最晚披露日之间的天数(对于中国，本文将该天数统一设定为120天)①(Ashton等人，1987)。 3.控制变量 第一，一些文献表明公司的某些治理变量会影响盈余管理。Efendi等(2007)和Cohen等(2008)的研究证实，关于CEO的某些变量会影响公司的盈余管理状况，比如CEO是否是董事会主席，CEO的底薪和CEO的奖金占其总薪酬的比率等。但是，对于中国上市公司来说，其更多的是受到股权结构和治理结构而不是CEO的控制，所以我们选取董事会和监事会的会议次数(Meeting)、独立董事比率(IND)、第一大股东持股比例(FSS)和机构持股比例(IIS)来表示公司的治理结构和股权结构。第二，一些研究表明盈余管理和公司业绩有关(McNichols，2000)，所以我们选择净资产收益率(ROE)和营业收入增长率(Growth)来作为公司业绩的控制变量。第三，Barton和Simko(2002)及Baber等人(2011)认为，采取激进会计政策的公司会通过调整资产和负债来进行盈余管理，所以我们选择资产负债率(DTA)来作为控制变量。最后，Becker等(1998)和Roychowdhury(2006)发现公司规模会对盈余管理产生影响，所以我们用公司总资产的对数(TA)和无形资产占总资产的比重(IA)来表示公司规模。 本文实证研究部分所使用的变量的描述性统计结果如表1所示。
(三)审计延迟和盈余管理的关系模型 1.线性模型 为了检验H1，我们采用最小二乘估计法(OLS)来估计审计延迟和盈余管理之间的关系。所用的线性模型如下：
其中，i=1，…，N，t=1，…，T，N和T分别表示横截面和时间。 2.非线性模型 为了检验H2，我们利用González等(2005)提出的面板平滑转换回归(Panel Smooth Transition Regression，PSTR)模型来检验审计延迟和盈余管理之间的非线性关系。González等(2005)在对面板门槛((Panel Transition Regression，PTR)模型(Hansen，1999)进行有益拓展的基础上，结合关于单个截面数据或时间序列的STR模型，提出了PSTR模型。PSTR模型能够刻画变量在不同机制中或机制间的非线性平滑转换，这可以避免传统分组回归方法研究状态变化影响所带来的样本量减小、分组标准武断等缺陷。另外，通过Fouquau等(2008)的仿真研究发现，PSTR模型可以有效克服内生性所导致的参数估计量有偏的问题，从而有效的解决本文所建立的盈余管理模型很可能存在的内生性问题。经过近年来的逐步发展，PSTR模型已经成为研究者进行非线性经济行为分析的重要工具，是应用最为广泛的非线性模型之一。本文将PSTR模型运行过程归结为：模型的设定及非线性检验、转换参数的确定及模型的参数估计、模型的敏感性分析。具体为： PSTR模型一般设定如下：
在时间序列模型方面，Granger等(1993)在理论上给出了一套可操作的设定检验程序来决定是选用逻辑转换函数还是指数转换函数。然而，对于面板数据模型，González等(2005)给出了以下的逻辑函数设定形式，即：
对于m=1，当状态变量过大或过小时，解释变量与被解释变量之间的关系具有非一致性，状态变量过小时(此时转换函数值为0)，被称为低机制；状态变量过大时(此时转换函数值为1)，被称为高机制；转换函数值在0与1之间平滑转换，从而体现了研究变量在上述两种不同机制间平滑转换。相应的，当m=2时②，转换函数图形类似于一般指数转换函数图形，当状态变量过大或过小时(此时转换函数值为1)，解释变量与被解释变量之间的关系具有一致性，被称为外机制，当状态变量为
，转换函数达到最小值，解释变量与被解释变量的关系处于另外一种机制，被称为中间机制。 对模型(5)进行线性对非线性的检验，即对虚拟假设.
：λ=0进行检验(Van Dijk等，2002)。由于模型中含有未识别参数
，因此不能直接基于模型(5)进行线性对非线性的检验，参考Hanse(1996)、González等(2005)及Colletaz和Hurlin(2006)的做法，对模型(5)在λ=0处进行一阶泰勒展开，得到如下的辅助模型：
其中
(j=1，2，…，m+1)为参数向量。 首先必须确定合适的阶数m，才能基于(5)实现线性对非线性的检验。González等(2005)建议选取m的初始值为3，通过对辅助模型(7)中的参数做以下序贯检验并确定m=1或m=2，与此同时实现非线性检验。具体的检验过程如下：
综上，本文先利用模型(4)来分析审计延迟与盈余管理之间的线性关系，然后利用模型(8)来分析审计延迟和盈余管理之间的非线性关系，并重点研究两者的敏感性。 四、实证结果及分析 我们首先采用T检验的方法来验证对于审计延迟较短和审计延迟较长的公司来说，它们的盈余管理值是否显著不同。对于总样本，我们按照审计延迟的大小进行排序，对前10%和后10%的两组盈余管理值进行T检验，结果显示T=1.6783，双侧p=0.0936＜0.10。所以T检验说明，对于审计延迟较短和较长的公司来说，他们的盈余管理值确实是不同的。接下来，本文分别利用线性模型和非线性模型来分析审计延迟和盈余管理之间的关系。 (一)线性模型实证结果与分析 首先对模型(4)进行Hausman检验，结果显示样本A和B采用固定效应模型，C采用随机效应模型。估计结果如表2：
通过表2可以看出，对于样本A，D的系数显著大于0(p=0.047)，说明随着审计延迟的增加，公司的盈余管理程度在提高。控制变量系数的估计值和之前的研究结论并不完全一致。对于股权结构和治理结构的四个控制变量，Meeting系数显著为负，说明董事会和监事会对公司的盈余管理有重要的抑制作用。IND、FSS和IIS的系数都不显著，这说明中国上市公司的独立董事并没有发挥其在董事会中的作用，没有对公司的盈余管理活动产生影响，公司的股权结构也不会影响盈余管理。公司业绩变量ROE显著为正，这和McNichols(2000)的结论相一致，而Growth却显著为负，但是其估计值却很小。对于会计政策变量，DTA系数为负值，但是并不显著，这说明激进或者保守的会计政策不会影响盈余管理。关于公司规模变量，TA对盈余管理具有显著的正影响，这和Hu等(2012)的研究结论并不一致，我们认为这是由于样本选择不同引起的。Hu等(2012)的样本是2002-2009年的，但是我们的样本是2007-2012年的。自从2008年北京奥运会举办以来，中国经济步入了一个快速发展阶段，规模越大的公司会获得更多的发展机会，会对未来产生更高的预期，所以这些公司会有更高的盈余管理水平。另外，IA并不显著，这说明无形资产占比不会影响公司的盈余管理水平。 样本B、C和样本A相比，Meeting和FSS的估计结果略有不同。样本B和C的Meeting的系数为负，但是并不显著。这说明董事会和监事会在公司盈余管理方面并没有起到一个很好的约束作用。FSS在样本B和C中都是显著的，这说明不管盈余管理值为正还是为负，第一大股东持股比例都会对其产生影响。另外，ROE的系数在样本B中显著为正，在样本C中显著为负，这说明公司的盈利能力会影响盈余管理水平。最后，和样本A和B相比，样本C中DTA的系数显著为负，这意味着对于保守的公司来说，激进的会计政策加强了它们的悲观预期。 (二)非线性模型的实证结果与分析 1.非线性存在性检验
基于上表可知，对于样本A、B和C，均接受m=1，意味着审计延迟和盈余管理之间存在着两机制的转换关系。 2.非线性模型参数估计 为了估计模型(8)，我们首先使用模拟退火的方法估计转换速度参数λ和转换位置参数c。该方法通过模拟热物理学有关金属缓慢退火使能量达到最低的原理来解决大规模的优化问题。与传统算法相比，它能够更有效地避免局部极点问题，而且搜寻也更为细密(Goffe等，1994)。具体而言，我们首先确定待估计参数λ和c的初始值(在这里，λ的初始值取20，c的初始值取转换变量D的最小值0.2167)，并将其对应代入模型(8)；其次，对所有变量进行组内去均值变换，以消除个体效应的影响；最后，对完成组内变换的模型执行普通最小二乘(OLS)估计，得到其残差平方和(RRS)。重复上述操作，最终得到残差平方和最小时所对应的参数λ和c，即为所需的参数估计值。我们采用stata11.0软件编程实现上述过程，最终求得如下转换函数：
基于已求得的转换函数，我们对模型(8)进行估计，结果如表4。
3.模型的敏感性分析 定义解释变量的影响系数：
其中
为线性部分，
×g(D；λ，c)为非线性部分。D表示审计延迟，y表示审计延迟对盈余管理的影响系数。理论上，D取值范围为(0，1)，(审计报告签署日期为1月1日时为0，审计报告签署日期为4月30日时为1)。经过计算，影响系数如表5。
从以上结果中可以看出，对于样本A，转换函数存在c=0.6302一个转换位置。当转换变量接近0时，转换函数g=0，影响系数为0。当转换变量等于转换位置c时，转换函数g=0.5，影响系数为0.0273。当转换变量接近1时，转换函数g=1，影响系数为0.0546；对于样本B，转换函数存在c=0.7952一个转换位置。当转换变量接近0时，转换函数g=0，影响系数为0。当转换变量等于转换位置c时，转换函数g=0.5，影响系数为0.0212。当转换变量接近1时，转换函数g=1，影响系数为0.0423；对于样本C，转换函数存在c=0.3334一个转换位置。当转换变量接近0时，转换函数g=0，影响系数为-0.4056。当转换变量等于转换位置c时，转换函数g=0.5，影响系数为-0.2217。当转换变量接近1时，转换函数g=1，影响系数为-0.0377。具体关系如下图。
图2 审计延迟和盈余管理之间的非线性关系 如图所示，对于样本A，当审计延迟从0变为0.6302再变为1时，其对盈余管理的影响系数从0变为0.0273再变为0.0546。这意味着随着审计延迟的增加，其对盈余管理的影响程度在增加。当审计报告日期在3月15日③之前时，影响系数增长较慢(即审计延迟对盈余管理的影响系数从0增加到0.0273大约需要75天的时间)，在3月15日之后，影响系数增长较快(即审计延迟对盈余管理的影响系数从0.0273增加到0.0546大约只需要45天的时间)。 对于样本B，当审计延迟从0变为0.7952再变为1时，其对盈余管理的影响系数从0变为0.0212再变为0.0423。这意味着随着审计延迟的增加，其对盈余管理的影响程度在增加。当审计报告日期在4月5日之前时，影响系数增长较慢(即审计延迟对盈余管理的影响系数从0增加到0.0212大约需要95天的时间)，在4月5日之后，影响系数增长较快(即审计延迟对盈余管理的影响系数从0.0212增加到0.0423大约只需要25天的时间)。 对于样本C，当审计延迟从0变为0.3334再变为1时，其对盈余管理的影响系数从-0.4056变为-0.2217再变为-0.0377。这意味着随着审计延迟的增加，其对盈余管理的影响程度在减弱。当审计报告日期在2月10日之前时，影响系数减弱的较快(即审计延迟对盈余管理的影响系数从-0.4056减弱到-0.2217大约需要40天的时间)，在2月10日之后，影响系数减弱的较慢(即审计延迟对盈余管理的影响系数从-0.2217减弱到-0.0377大约需要80天的时间)。 所以，基于上述结果，我们发现，对于盈余管理为正的样本B来说，审计延迟和盈余管理之间存在的突增的正相关关系。这说明随着审计延迟的增加，上市公司管理者对盈余管理的促进作用在增强，而审计师对盈余管理的约束作用在减弱，总的效应就是审计延迟对盈余管理正向影响在增强；对于盈余管理为负的样本C来说，审计延迟和盈余管理之间存在着减弱的负相关关系。这说明随着审计延迟的增加，上市公司管理者对盈余管理的促进作用在减弱，审计师对盈余管理的约束作用在增强，总的效应就是审计延迟对盈余管理的负向影响在减弱④。 出现上述现象的原因主要有两点。第一，中国审计者更为谨慎，他们可以容忍消极的盈余管理而不是积极的盈余管理。所以上市公司会花费大量的时间和精力来进行盈余管理，这样审计延迟就会增加。和盈余管理为正的公司相比，盈余管理为负的公司受到的外部压力相对更小，所以它们可以更加容易的进行盈余管理，审计延迟就会缩短。第二，中国审计业仍然处在一个相对较低的水平。为了获得更多的客户和收益，审计机构会和公司就某些事项进行协商，这就使其丧失了最基本的独立性，导致审计师对盈余管理的约束作用减弱甚至消失。另外，和盈余管理为正的公司相比，审计师对盈余管理为负的公司的影响较大。这是因为随着2008年北京奥运会的举行，中国经济进入到了一个快速发展阶段，投资机会大量涌现，公司盈利不断增加，于是许多公司故意通过再投资而不是分红来减少它们的收益，结果就是尽管公司发展较快，但是投资者却没有获得更多的回报。所以和盈余管理为正的公司相比，盈余管理为负的公司的审计师进行审计时需更加谨慎。基于上述情况，中国监管当局已经开始采取措施来限制上市公司的相关行为。 中国上市公司的年报披露期限为120天，这甚至比美国SEC制定的33-8128和33-8644规则生效之前的美国上市公司还要长，这意味着中国上市公司和美国上市公司相比有更长的年报审计时间。中国上市公司关于年报披露期限的特殊规定可以为我们研究审计延迟和盈余管理关系提供一个独特的视角。本文基于此前关于审计延迟的相关文献，结合对披露延迟进行限制的规则的影响，总结出审计延迟会通过两种途径来影响盈余管理：一个是通过审计师，即审计延迟越长，审计师就有越多的时间进行审计，这会降低公司的盈余管理水平；另外一个途径是通过管理者，即审计延迟越长，管理者就有更多的时间来进行盈余管理，这会导致盈余管理水平的提高。所以，审计延迟对盈余管理的总影响取决于这两种效应的强弱程度。 本文对中国上市公司审计延迟和盈余管理之间的关系进行了实证分析。文章首先对样本进行了T检验，证明审计延迟较短和较长的上市公司的盈余管理存在差别，然后分析了审计延迟和盈余管理之间的线性关系，并进一步利用PSTR模型来分析两者之间的非线性关系。实证结果显示，对于盈余管理为正的公司，审计延迟和盈余管理之间存在突增的正相关关系，然而对于盈余管理为负的公司，两者存在突减的负相关关系。这表明在我国，对于盈余管理为正的公司，随着审计延迟的增加，管理者对盈余管理的促进作用在增强，审计师对于盈余管理的约束作用在减弱，总影响就是审计延迟对盈余管理的正向作用在增强。盈余管理为负的公司正好相反，随着审计延迟的增加，管理者对盈余管理的促进作用在减弱，审计师对盈余管理的约束作用在增强，总的效应就是审计延迟对盈余管理的负向作用在减弱。综上，根据本文的研究结果和关于披露延迟规则影响的相关文献，中国监管当局应当考虑遵循其他国家加速披露的相关制度，也更需要关注审计质量的提高。本文的研究结论可以为当前一些发展中国家的监管当局制定和实施财务报告加速披露制度提供实践指导和理论支持。 ①我国上市公司资产负债表日为每年的12月31日。中国证监会规定：上市公司必须在资产负债表日后的四个月内披露上一年的年报。所以，理论上说，上市公司最多拥有120天的时间来准备和审计年报。 ②González et al.(2005)的研究认为通常考虑m=1和m=2就足够了。 ③审计延迟(D)被定义为资产负债表日至审计报告签署日之间的天数除以120天。所以，当D=0.6302时，相应的审计报告签署日就可以求得(样本B和C的审计报告签署日的求法与样本A计算相同)。 ④因为随着审计延迟的增加，系数的绝对值在减小，所以盈余管理水平在下降。
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审计延迟对盈余管理的非线性影响--来自中国上市公司的证据_盈余管理论文
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