跨国治理视阈下中美合作审计监管提升了盈余质量吗*

重庆工商大学会计学院

一、引言

长期以来,我国对海外上市中国公司的监管存在不同程度的缺位等制度弊端,但由于2010年之前在海外上市的中国公司大多为质优的大型国有企业,其监管漏洞并未形成巨大的杀伤力。然而,自2011年开始,大量无法或不愿意等待在我国上市的、质地较差的中小民营企业纷纷在海外,尤其是在美国上市。由于部分中国在美上市公司未按照美国证券交易委员会的规定及时、充分披露信息,进行低级的财务报表造假或进行违规操作而遭到暂时停牌或惨淡退市,如绿诺科技、嘉汉林业、多元水务、东南融通等,结果导致2011年在美退市的中国企业有29家,2012年为19家,而2010年在美退市的中国企业数量却仅有3家。频频在美退市的中国概念企业引发了中国企业赴美上市的寒流。在此背景下,中美开始了跨境合作审计监管的进程。经过四年多的努力,双方构建了初步的监管治理模式并付诸实施,但效果如何尚待检验。为此,本文通过对中美合作审计监管三个关键时点的真实盈余管理和应计盈余管理的检验,来考察其实施效果。

二、文献综述

(一)在美上市公司涉嫌违规的原因、国际合作监管机制及有效监管的影响因素

杨敏、欧阳宗书等(2012)深入分析了遭受会计质疑的在美上市中国概念股的公司特征、涉嫌会计违规的表面和深层次原因,并从企业自身、中介机构、监管部门等角度提出相应对策建议。乔炜(2012)分析了跨境会计监管的现实状况后认为,一个完整的会计监管国际合作机制分析框架应该包含三个层次:会计监管国际合作机制的系统构建,其与其他经济领域合作机制的结合以及机制运行的配套保障措施问题。我国跨境会计监管的首要任务是解决中美之间的会计监管冲突问题。根据多层次、多元化的会计监管国际合作机制分析框架,结合两国市场地位和监管水平的特点,需要双方通过双边或多边监管合作的方式增进互信,在互信基础上尽快达成等效认同;还要从推动市场国际化程度、完善会计监管体系和维护国家利益等角度出发,进一步提升中国在会计监管国际合作机制构建中的话语权。在美上市公司监管的有效性不仅仅依赖于制度,文化因素同样起着非常重要的作用。美国较为完备的监管制度让中国企业存在适应问题,在美上市的中国公司主要是一些中小民营企业,上市时未经会计师事务所(以下简称“事务所”)、律师事务所等正规中介机构辅导其经营过程,对境外上市规则了解不多,危机处理和投资者关系处理能力不强。因此,企业的公司治理、内部控制、财务审计等方面的合规管理是关键。从宏观环境来看,中国证券市场的治理乃至中国诚信体系的治理是从文化环境解决中国企业赴美上市的信誉支持(王铁栋、祁雪冻, 2012)。

(二)中美跨国审计监管的对象、出现僵局的成因与对策

随着资本市场的全球化,事务所跨境监管是一个迈不过去的坎,要实现跨境监管,又涉及国家信息安全、国家主权、监管权力分配等多重考量。因此,相关国家的监管机构必须充分发挥监管智慧和政治智慧,通过法律法规的修改完善、利益的协调与互让、监管机构的密切合作等,最终解决会计审计跨境监管难题(孙铮,2006)。李柏杨(2013)从多方面考察了为中国反向并购公司提供审计服务的事务所的审计业务质量和内部控制表现后发现:该类会计师事务所绝大部分是在美国注册的事务所,小部分是在中国香港注册的事务所,且这些境外事务所均存在审计业务上的缺陷。因此,跨境审计监管应该将美国本土的事务所列为主要监管对象之一,而不是局限于强调国内事务所的责任。

金子(2013)结合美国上市公司会计监管委员会针对中国在美反向并购企业的统计数据,揭示了跨境上市公司客观上存在的审计风险,并分析了中美关于审计底稿的法律规定,提出双方并不存在绝对的法律障碍,法理通道已经预留,出现当前监管僵局的本质原因可能是观念、需求及文化的差异,并对中美合作形式提出监管方式接轨、会计准则统一、上市监管有度、会计监管加强等合作配套条件,以进一步完善证券跨境监管合作机制。李晓慧等(2013)结合跨国审计监管的现状,对印度“萨蒂扬事件”和“中概股风波”进行分析,指出现阶段跨国审计监管存在如下不足:(1)现阶段监管机构对事务所的日常检查未达到必要的深度和力度,且缺乏相应的反馈机制。(2)各国监管机构间低效率的沟通必然导致对公司审计工作的监管出现空白。(3)监管机构在政策制定和执行方面受大事务所牵制。(4)监管机构疏于对大型事务所分支机构及小事务所的监管。(5)监管机构没有针对不同国家文化、不同行业企业的特点形成有特色的监管。(6)跨国审计监管缺乏足够的制度支持。黄薇佳(2013)指出,近年来中美两国虽有跨境审计监管合作共识但迟迟未取得进展的主要原因如下:(1)中美会计准则存在差异,加大了中美跨境审计监管合作的操作难度,而以财务造假赴美上市的中国企业正是利用了这些差异漏洞。(2)中美监管体系差异。在监管理念方面,中国监管者向来奉行完全信赖原则,而美国则侧重程序监管。在上市公司证券发行方面,中国是审核制,美国是注册制。中国在监管能力与需求方面也存在差异,美国公众公司会计监察委员会(PCAOB)宣称“美国从未反对外国监管机构对管辖权内的位于美国境内的会计公司的监管”,但中国暂时没有跨境审计监管能力以及需求。(3)主权担忧。美国PCAOB要求享有调查赴美上市的中国企业以及实地审查相关会计公司的权利,包括查阅所有审计底稿,并承诺中方在美国也享有同等权利。而中国法规规定中国会计师事务所不得向任何境外监管机构提供审计资料,认为美国这一要求是对中国主权的严重侵犯,是在中国境内实施执法权的表现,而非加强监管行为。(4)跨境监管效率及成本问题。

左箭(2014)分析了中美事务所监管体系以及中美对其跨境监管冲突发生的原因,即表象原因是两国间的法律规定冲突,根本原因是国家主权和利益的冲突;并提出了通过中美双边合作、两国会计审计准则趋同以及建立国际监管组织实现等效监管,以及我国应对事务所跨境监管合作,包括强化国内监管机构的监管水平以及要求事务所加强自身管理的建议。马德芳、徐伟(2014)发现,由于信息不对称,中国海外上市公司管理层为了经济利益,具有美化财务报表的强烈动机。即使是质量差的中国海外上市公司,管理层也有动机发布高盈利财务报告,并会尽量选择合适的事务所或邀事务所与自己共谋,利用经济利益诱导或威胁事务所出具有利于自身的低质量审计意见。跨境监管部门对违规审计师处罚金额越大,检查的概率越高,审计质量越高。只有建立起一个完善的跨境审计监管机制才能够长期解决中国海外上市公司的审计监管和诚信危机问题。我国需要设立上市公司境外监管合作部,由证监会直接领导,跨境双方在审计实务方面进行业务合作,确定统一跨境审计监管合作标准,加强跨境审计监管合作机构与其他监管部门的协调与合作,优化外部制度环境,推广审计信用文化。李晟(2015)发现,中美两国在法律制度、主权原则及合作需求等方面所存在的内在矛盾,是监管合作陷入僵局的本质原因,并建议为美国监管机构设立有效的审计底稿调取通道;加快审计监管改革,争取获得美方的互信委托监管认可;对我国企业的海外上市,在降低上市门槛的同时加强监管。童彤(2015)对出现中美跨境监管合作僵局的主要原因进行分析,指出中美审计跨境监管难题本质上是两国监管机构维护自身利益的一场博弈,而两国在主权原则、会计准则及合作需求等方面存在的一些差异,是导致双方跨境监管合作陷入僵局的主要原因。通过主张的合法性以及行使的合理性两个方面对美国证券法的域外管辖进行分析,指出美方提出的入境现场检查、直接调取审计底稿等要求,因并不符合合理性标准而遭到我国反对,建议中美签署跨境监管合作协议。

(三)述评

目前专门针对中国海外上市公司,尤其是跨国审计治理的研究较少,仅有的审计监管研究大多是针对监管不足与僵局进行了规范分析或描述,没有结合中美合作审计监管的时间进程和关键节点进行实证检验。随着近年来我国海外上市公司财务舞弊与违规事件频发及负面影响的长期累积,中国企业“走出去”战略所遭遇的阻力日益增大。在目前我国与美国证券监管机构尚未完全达成日常监管对接的严峻背景下,为进一步推动我国关于海外上市公司财务舞弊识别与治理理论研究,摆脱前述舞弊事件引发美国市场对中国海外上市公司的诚信危机,以及未来其他中国公司在海外发展陷入“城门失火,殃及池鱼”困境,从理论层面探讨重塑中国公司的国际形象和优质品牌声誉等问题不仅显得十分必要,而且最重要的是对最近几年中美双方阶段性合作监管实施效果的研究就更重要。

三、理论分析、制度背景与假设的提出

(一)跨国治理理论与中美审计合作监管

国家合作、全球治理是处理跨国难题的必然选择,建立跨国公司的全球治理框架必将为那些在经济事务中寻求公平和可持续发展的人们提供一项选择(王彬,2013)。目前国内外对于海外上市公司还没有相关的治理理论,但对于全球治理和跨国公司治理的理论较多。海外上市公司虽然不是直接意义上的跨国公司,但具有跨国公司的很多特征,因而中美两国政府联合进行的审计监管也适用相关理论。借鉴跨国公司治理和全球治理的定义,本文认为跨国治理是指针对海外上市公司母国的政府与东道国政府共同对其经济行为是否合法合规等进行的一系列监管和治理活动,其实质是一种国家间的协同治理模式,即强调“公共事务协同管理”,追求国家与国家间良性互动,力图形成两国政府主导、社会协同、利益相关方共建共享的社会治理新格局。其中,治理主体主要包括各国政府、国际组织和非正式的跨国公民社会组织。它主要是指跨国经济治理,即以规则为导向,在多元主体平等参与的基础上通过有序竞争达成合作共赢的规则秩序构建过程,旨在建构一种多元化的权威结构和合作、平等与共治的规则秩序,以规则体系为基本行为框架,强调多元利益主体的共同参与和利益实现过程的共享与分担,通过利益整合与妥协解决纠纷。规则导向、平等的多元主体和合作性竞争就构成了经济治理的三个基本维度(范春辉,2015)。因此,在财务舞弊等监管空白引发的国际纷争不断的背景下,中美两国政府对在美上市公司的合作审计监管正是上述理论的现实版。

(二)基于信号传递理论的中美跨国合作审计监管的三大阶段

信号传递是指信息优势方通过可观察的行为先行动,向外界传递商品价值或质量的确切信息。2011—2015年中美政府跨国合作审计监管历程就是一个多次进行信号传递过程。它主要包括以下三个阶段:(1)2012年初步谈判阶段,也是首次监管阶段和首次信号传递阶段。这次谈判信息的披露,首先向市场传递一个中美要进行跨国审计监管治理的信号。中国在美上市公司及其事务所收到这一信号时,就会对未来的监管严厉程度进行预测和权衡,然后对自身的行为进行反省,如盈余管理、财务舞弊等,并采取应对监管的行为,如对以往的不法行为有所收敛。不过,由于此时中美双方仅处于谈判阶段,未来监管力度以及具体如何监管等具有很大的不确定性,其监管效力自然存在不确定性。因此,可以说该次监管更多的是发挥了一定程度的威慑作用,尤其是对风险规避者来说更是如此,但是对于风险中性和风险偏好者可能有所不同。(2)2013年中美合作审计监管的进一步推进阶段,即第二次监管阶段。此次中美双方宣布了一些合作监管的措施,显然双方从最初的决定监管走向具体设计阶段。如果说前述阶段是威慑的话,那么该阶段就是要进行实实在在的监管和制约了。此时,被处罚的公司与事务所就会接受教训,未被处罚的公司与事务所则看到了自己违规或舞弊的后果。此次信号传递发挥的是“杀鸡给猴看”的作用。(3)第三次监管阶段。2015年开始,中美双方开始进入跨国合作审计监管的日常化阶段。与第二阶段不同也是最具特色的是,此次双方决定选取其中中国的一家事务所进行日常检查作为试点。但这一信息传递的信号和后果是双重的:即未被选中的事务所会暗暗松一口气并庆幸,同时联想到如果查到自己会是怎样,因而进行仔细权衡,并在实际行动中赶快进行一次性大幅度的盈余操控,将以往想进行的操控和未来准备进行的操控一下子进行完毕,尽量享受这最后一班车的福利,而少数被选中的事务所及其客户则会规规矩矩。因此,从理论上和统计意义看,该阶段中美合作审计监管公布的措施所传递的信号似乎对大部分的监管对象发挥的不是遏制作用而是促进作用(见图1)。

图1 中美合作审计监管信息传递与中国在美上市公司的应对与后果形成框架

(三)中美跨国审计监管合作的具体过程与假设的提出

2011年5月9日—10日,中美跨境合作审计监管首次被列入第三轮中美战略与经济对话联合成果情况说明。当年7月11日—12日,PCAOB和美国证券交易委员会(SEC)赴北京与中国证监会、财政部进行会谈,双方就如何加强跨境审计监管合作交换了看法。2012年9月21日,中国证监会、财政部与PCAOB签订了美方来华观察中方检查的协议。2012年10月,中国监管层与其签订了协议,双方同意设立过渡期,该期间内互派观察员观察对方对事务所的现场检查。然而,2012年12月4日,SEC以拒绝配合调查为由,首次指控德勤、安永、毕马威、普华永道(以下简称“四大中国所”)以及德豪国际(BDO)中国业务违规,原因是其未能获得后者为多家涉嫌从事会计欺诈活动公司所作审计工作的相关文件,从而使中美跨境审计合作监管一度蒙上阴影。SEC和四大中国所表示,提供这些文件将从刑事上触犯中国法律,并敦促中美两国政府合作达成一种长期的解决方案。这一系列信号表明,中美合作审计监管已成在弦之箭。可以推断,2012年是中美联合审计监管进入实质性阶段的关键节点,闻风而动的上市公司和事务所可能降低其盈余操控程度。需要说明的是,虽然中美双方是在2011年开始进行协商,但真正开始联合监管是在2012年,又由于公司的真实盈余管理行为大多在当年,应计盈余管理行为在次年出具财务报告前。因此,提出以下假设:

假设1:中国在美上市公司2012年度的盈余管理程度小于2011年度。

进一步地,将盈余管理按照其内容进一步分为真实盈余管理和应计盈余管理后,则有:

假设1-1:中国在美上市公司2012年的真实盈余管理程度低于2011年。

假设1-2:中国在美上市公司2012年的应计盈余管理程度低于2011年。

2013年中美第二次跨国合作审计监管阶段。2013年1月7日,美法院同意将SEC起诉德勤一案延期。当年5月7日,中国证监会、财政部与PCAOB签署了执法合作备忘录,完善了中美会计审计跨境执法合作的细节,从而使美国会计监管机构在调查案件时,如需向中方调取审计底稿,可以向中国证监会及财政部提出申请,中方可以在一定范围内向其提供相关的审计底稿。该备忘录的签署标志着中美会计审计跨境执法合作迈出了重要一步,也向中国在美上市公司传递了严格监管的信号。2013年11月20日—12月3日,至少6家在美国交易所上市的中国公司的审计文件已经递交到美国监管机构或排队等待递交。然而, 2014年1月23日,SEC暂停四大中国所审计在美上市公司,并对大华事务所进行了谴责,结果导致在美国上市的中国在美上市公司普遍下跌。第二天,久邦数码、好未来、欢聚时代等跌幅均在10%左右,优酷土豆、网秦、汽车之家、奇虎360等跌幅也不小。SEC之所以频频针对中国企业的财务报表问题向四大中国所以及中国政府施压,很大程度上是一些不规范的在美上市企业所导致。因此,为了保持市场声誉和生存,中国在美的上市公司肯定会降低盈余操控程度和其他违规行为。鉴于会计审计工作及其信息公布的滞后性,可以推测2013年中国在美上市公司的盈余管理程度会有所降低,故提出:

假设2:中国在美上市公司2013年度的盈余管理程度小于2011—2012年。

假设2-1:中国在美上市公司2013年的真实盈余管理程度低于2011—2012年。

假设2-2:中国在美上市公司2013年的应计盈余管理程度低于2011—2012年。

2015年中美合作审计监管第三阶段。2015年2月7日,四大中国所与SEC达成了一项和解协议:各支付50万美元的和解金,并承认他们在2012年以前未制作该委员会要求提交的文件,但SEC和大华事务所的诉讼案仍在进行中,不适用该次和解。然后,四大中国所恢复审计运营资格特别是对中国在美上市公司的审计。该和解案赋予了SEC日后处罚拒绝交出相关文件的事务所的权力,但并未禁止上述事务所为在美上市中国公司提供会计服务,因为几乎所有在美上市中国公司均由四大中国所负责审计,且许多在美上市的跨国公司在中国都有业务。2015年9月23日,中国证监会发布消息:中美双方在审计日常监管合作方面取得重要进展,双方初步商定,将以底稿“出境”的方式,对一家中国事务所开展检查试点,以探索积极有效的日常监管合作方式。这无疑向市场传递一个强有力的信号:中美跨国合作审计监管将进入常态化且有加强之势,故提出:

假设3:中国在美上市公司2015年度的盈余管理程度小于2011—2014年。

假设3-1:2015年度中国在美上市公司其真实盈余管理程度低于2011—2014年。

假设3-2:2015年度中国在美上市公司其应计盈余管理程度低于2011—2014年。

进一步地,从盈余管理形成动因的角度看,在影响盈余管理的诸多因素中,外部监管力度显然对其有一定的制约或威慑作用。其中,对于真实盈余管理,提出假设4。

假设4:在其他条件不变的情况下,中美合作审计监管阶段性消息的发布与真实盈余管理负相关,即对真实盈余管理有遏制作用。

国内外研究表明,上市公司上年或当年真实业绩不佳时更容易进行盈余操控,由此提出假设4-1。

假设4-1:对于当年真实业绩为负的公司,中美合作审计监管阶段性消息的发布与真实盈余管理负相关,即对真实盈余管理有更强的遏制作用。

类似地,对应计盈余管理而言也有以下假设:

假设5:在其他条件不变的情况下,中美合作审计监管阶段性消息的发布与应计盈余管理负相关,即对应计盈余管理有遏制作用。

假设5-1:对于当年真实业绩为负的公司,中美合作审计监管阶段性消息的发布与应计盈余管理负相关,即对应计盈余管理有更强的遏制作用。

四、研究设计

(一)数据来源与样本选取

基于前述三个时间点,本文从CSMAR数据库中选取了2011—2015年在美国上市的所有中国公司的财务数据,剔除数据不全的公司但包括金融类和ST公司,并对所有连续变量进行了Winsorize处理。然后,根据修正后的Jones模型和Roychowdhury和Cohen等(2006)的真实盈余管理模型的计算方法,分别计算了所有样本的应计盈余管理和真实盈余管理。

(二)非参数检验

由于本文主要研究中美双方跨国合作审计监管的效果,而效果主要表现在前述三个主要阶段实施的措施和向市场传递的信号。那么,中国在美上市公司必定会调整其盈余管理策略,即其盈余管理程度在这三个时间点后会逐步降低。因此,本文首先对两两样本进行相关的非参数检验。

(三)多元回归模型的构建

盈余管理是管理者通过对会计信息和经营活动进行合法加工来影响财务报告,过度的盈余管理会损害报告使用者的利益,并增加审计失败的风险。在委托代理双方趋利性所引发的道德风险和逆向选择使人们对审计的作用越来越重视的条件下,审计过的盈余管理程度如何在某种程度上代表了审计风险的大小以及政府监管的效果。由于盈余管理可以分为应计盈余管理即可操控应计以及真实盈余管理,故本文将把中美双方合作审计监管消息的公布纳入影响二者的多元回归模型中,其经济含义是:如果中美合作审计监管后上市公司的盈余管理程度有所降低,其盈余质量可认为提高,即双方监管有效果。显然,中美合作审计监管是最关注的变量。由于中美合作审计监管在每个时间点发布的规定是上市公司和会计师事务所自该时点后必须执行的。上市公司的管理层和注册会计师都需要对内部控制系统、财务信息质量等把关,注册会计师还必须对公司管理层的评估过程以及内控系统、财务报告的结论进行相应检查并出具正式意见。因此,预测中美审计监管每个时间点的要求会使得公司的可操控应计利润和应计盈余管理降低,二者的相关系数预计为负。国内外的研究表明,与盈余质量相关或在识别盈余质量方面有效的财务指标主要有以下几类:(1)盈利能力指标,它跟公司盈余管理甚至舞弊发生的可能性关系非常密切。公司的销售如果存在问题,导致净利润降低,就会激发管理层舞弊的动机(Spathis,2002;Grove,2008),如投资报酬率(Hutomo,2012)、资产收益率等。(2)公司增值情况。Burgstahler和Dichev(1997)证实公司管理层操纵利润主要是为了防止公布业绩背离其预期。如果公司可操控应计项目前的利润本身为负值,则其更有动机将利润粉饰为正值,因此预计当年是否真实亏损(Mlda)的相关系数为正。Beckeret等(1998)提到,具有大量营业性现金流的公司不大会通过可操控应计利润来夸大盈利,因为其本身的营运状况已经比较好,也不太可能舞弊(孙青霞、贾瑞敏和韩传模,2010)。因此,用现金流量比率和经营活动现金流描述其影响。(3)反映公司运营情况的运营能力指标,如总资产周转率(吴革和叶陈刚,2008;梁珊珊,2010;吴革, 2008;Persons,2011)。(4)公司特征,如存货或流动资产(吴革和叶陈刚,2008;张新民和吴革,2008)。Watts和Zimmerman(1978)、Hagerman和Zmijewski(1979)认为大公司比小公司面临更大的违规成本。Watts(1977)指出财务分析师和投资者往往会反复核查大市值公司的财务报告,故该类公司没有机会也没有动力去夸大利润,但是可能会有更多的机会去粉饰报表,因为其组织架构往往比较复杂,外部投资者很难查清真实的财务状况,因此公司规模与财务舞弊相关(Persons,2011),故用其控制这些潜在影响。(5)财务杠杆对公司的影响。由于高财务杠杆的公司更有动力去粉饰报表(Persons,2011),其与是否发生财务舞弊正相关(孙青霞等,2010)。Defond、Jiambalvo(1994)和Sweeney(1995)指出:公司管理层通过操控财务账目来满足融资条款要求,甚至进行财务舞弊(Wright,2008)。所以,资产负债率与可操控应计利润的相关系数为正。需要特别说明的是,中国在美上市公司大部分都由四大中国所等审计,因此模型未考虑事务所的影响。在对上述变量进行了多重共线性分析后,将中美合作审计监管纳入真实盈余管理的影响因素中,得到:

RMit=α0+α1-3UCA1-3+α4Mldait+α5-7UCA1-3×Mldait+α8-NControlit+ε1(1)其中,控制变量借鉴范经华等(2013)的做法,结合其他影响因素,确定了真实盈余管理的主要控制变量,如当年是否真实亏损Mlda、营业收入利润率Opmr、公司规模Size、现金比率Lg、总资产周转率Ttc、存货资产比率Iar、资产负债率Lev,和经上期调整后的经营活动现金流等。类似地,将中美合作审计监管纳入关于应计盈余管理的影响因素模型中,得到:

DAit=α0+α1-3UCA1-3+α4RMit+α5Mldait+αit+α6-8UCA1-3×Mldait+α9-12 USA1-3×RMit+α13-15USA1-3×Mldait×RMit+α16-NControlit+ε2 (2)

式(1)(2)中每个变量的含义见表1。其中ε1、ε2,为误差项。

表1 主要变量的含义及说明

五、实证检验及分析

(一)描述性统计

本文对2010—2015年样本的真实盈余管理(RM)和应计盈余管理(DA)均进行了描述性统计(见表2)。其中,RM和DA是根据中概股上市公司的分年度、分行业样本运用前述表1中列示的方法回归并计算残差得到的,限于篇幅不赘述。

表2 样本的描述性统计

表2的Panel A显示,2010—2015年真实盈余管理RM的均值为-0.014。其中,2015年最低,为-0.131,2011年次之,为-0.117,再次为2012—2014年,基本在0.028左右,2010年最高。这初步印证了假设3-1成立。Panel B显示,2010—2015年全样本的应计盈余管理DA其均值为0.2848。其中,2015年最大,为1.6899,2014年次之,为0.2046,然后是2010—2013年,基本都是0,这可能是因为2010—2013年中分年度样本中DA中含有大量的正负值。

(二)非参数检验

非参数检验是当总体分布未知或知道甚少时,利用样本数据对总体分布形态等进行推断,它往往不假定总体的分布类型,直接对其分布的某种假设(如对称性、分位数等)作统计检验。它包括计数统计量、秩统计量和符号秩统计量三类,主要用于记数数据,也可用于等距和比例数据,但精确性会降低。其适用前提是:(1)总体分布不易确定(即不知道是不是正态分布);(2)分布呈非正态且无适当的数据转换方法;(3)等级资料;(4)一段或两段无确定数据等。本文对分年度样本逐一进行了Kolmogorov-Smirnov检验(见表3)以确定能否采用参数检验。

表3 分年度样本的Kolmogorov-Smirnov检验

续表

表3显示,2010—2015年间所有盈余管理数据RM10-RM15、DA10-DA15均达到了统计显著水平,这说明所有年度的样本组都不服从正态分布,故不能使用参数T检验或方差分析,只能运用非参数检验。按照样本间是否存在相关性,可以将非参数检验分为相关样本非参数检验和独立样本非参数检验。其中,相关样本的一种是指同一组样本某一事件发生前后某种特征是否存在显著差异,独立样本则是指当样本A中的成员变动或者无论如何选择A中的成员时,对样本B不造成影响。本文主要检验2012年、2013年和2015年中美公布监管消息前后中国在美上市公司在盈余管理方面是否存在显著差异,因此适用于进行相关样本的非参数检验。

1.假设1的检验结果

对两两相关样本分别采用Wilcoxon符号秩检验和符号检验。其中,Wilcoxon符号秩检验把观测值和零假设的中心位置之差的绝对值的秩分别按照不同的符号相加作为其检验统计量。它适用于T检验中的成对比较,但不要求成对数据之差服从正态分布,只要求对称分布即可,检验成对观测数据之差是否来自均值为0的总体(产生数据的总体是否具有相同的均值)。符号检验利用了观测值和零假设的中心位置之差的符号进行检验,但是它并没有利用这些差的大小(体现在差的绝对值大小)所包含的信息。因此,在符号检验中,每个观测值点相应的正号或负号仅仅代表了该点在中心位置的哪一边,而并没有表明该点距离中心的远近。如果把各观测值距离中心远近的信息考虑进去,自然比仅利用符号要更有效,这也是Wilcoxon符号秩检验的优势所在(见表4)。

表4 假设1关于2012年与2011年的非参数检验

注:配对样本Wilcoxon带符号秩检验的Sig.表示双侧。

表4显示,RM11-RM12的Wilcoxon符号秩检验的Z为-1.842,Sig.为0.0655。虽然符号检验的左侧Sig.为0.9997,但右侧Sig.为0.0007,尤其是双侧Sig.为0.0014。因此,可以判定假设1-1成立,即2012年与2011年的真实盈余管理程度整体有显著差异。同时,DA10-DA12的Wilcoxon带符号秩检验的Z为-2.081,Sig.为0.0374。虽然符号检验的左侧Sig.为0.9802,但右侧Sig.为0.0321,尤其是双侧Sig.为0.0642。因此,可以判定假设1-2成立,即2011—2012年对应的应计盈余管理有显著差异。结合假设1-1、假设1-2的检验结果可知假设1成立,即2012年与2011年二者的盈余管理程度有显著差异。

2.假设2的检验结果

表5显示,首先,RM11-RM13的Wilcoxon符号秩检验的Z为-0.004,Sig.为0.9971,其符号检验的左、右侧以及双侧Sig.均超过了0.10,可以判断二者的真实盈余管理无显著差异。类似地,RM12-RM13的Wilcoxon符号秩检验不显著,但是其符号检验的左侧和双侧Sig.分别为0.0321和0.0642,可以判断二者真实盈余管理有一定差异,假设2-1在一定程度成立。其次,DA11-DA13的Wilcoxon符号秩检验的Z为-1.362,Sig.为0.1733。虽然其符号检验的左侧Sig.为0.9721,但右侧Sig.为0.0447,尤其是双侧Sig.为0.0893,即2011—2013年对应的应计盈余管理有一定差异,但是2012—2013年对应的应计盈余管理没有显著差异,假设2-2部分成立。结合假设2-1、2-2的检验结果,可以判定假设2部分成立,即2013年与2012年的真实盈余管理差异较大,但与2011年应计盈余管理有一定差异。可见,2013年中美合作审计监管的效果有限。

表5 假设2关于2013年与2011—2012年的非参数检验

3.假设3的检验结果

表6的Panel A显示,RM14-RM15的Wilcoxon符号秩检验的Z值显著(Sig.为0.0192),其符号检验的左侧和双侧Sig.分别为0.0028、0.0056,即2015年和2014年的真实盈余管理有显著差异。此外,RM11-RM15,RM12-RM15和RM13-RM15的Wilcoxon符号秩检验和符号检验均没有达到统计显著水平,即2015年与2011—2013年的真实盈余管理无显著差异。可见,假设3-1部分成立。Panel B显示,关于应计盈余管理DA,2015年与2011—2014年的Wilcoxon带符号秩检验和符号检验均未不显著,即2015年与2011—2014年的应计盈余管理无显著差异,假设3-2不成立。由假设3-1、假设3-2的结果可以判定,假设3部分成立,即2015年与2014年二者的真实盈余管理有显著差异但与其他年度无差异,其应计盈余管理也与以往年度无差异。

表6 假设3关于2015年与2011—2014年盈余管理的非参数检验

(三)多元回归结果及分析

前述2010—2015年的盈余管理数据都不服从正态分布,即使进行了Winsorize处理,经过检验后发现仍存在异常值,如果采用OLS回归会导致不同样本之间在结果上差异很大或效率较差,而稳健回归(Robust Regression)的效率相对较高。其中,稳健回归方法(简称RREG)采用迭代再加权最小二乘法加上Huber双权数函数,并按95%高斯效率调整(Hamilton,2007),故采用该方法。

1.真实盈余管理与中美合作审计监管

如前理论分析所述,表7中回归(1)显示,中美首次合作审计监管UCA1与公司的真实盈余管理RM负相关但不显著。而回归(2)显示,在考虑扣除应计盈余管理后总资产收益率Mlda为负的公司之后,UCA1与RM显著负相关,且相关系数为-0.165。这说明:整体而言,2012年中美首次合作的监管效果需要消化,但对真实盈余为负的公司却有显著的抑制效果。回归(5)-(6)与此类似,这说明UCA1在2012—2015年期间发挥了不同程度的抑制RM的作用。而回归(3)-(6)则显示,中美第二次合作审计监管UCA2与2013—2015年的RM均显著负相关,且相关系数最大为-0.1755,最小为-0.1331。这同样表明UCA2在2013—2015年期间对RM发挥了很强的抑制作用。然而,回归(5)(6)显示,中美第三次合作审计监管UCA3与RM正相关但均不显著,其原因将在后文分析。综上,假设4-1部分成立,即中美第一、二次合作审计监管对真实盈余管理具有显著的抑制效果,但第三次则相反。

表7 假设4关于真实盈余管理与中美合作审计监管的稳健性回归(RREG)

续表

注:小括号内为t值,*表示p<0.1,**表示p<0.05,***表示p<0.01,本文后表同。

2.应计盈余管理与中美合作审计监管

(1)应计盈余管理与中美首次合作审计监管

表8的回归(1)-(6)显示,中美首次合作审计监管UCA1均与公司的应计盈余管理DA负相关,但只有回归(4)显示,考虑RM和当年真实亏损Mlda后二者显著负相关,即整体而言,UCA1没有达到抑制DA的作用,假设5部分成立。然而,回归(3)和(5)(6)则表明, UCA1×Mlda与DA显著负相关,即,UCA1对真实亏损类公司的DA有显著的抑制作用,假设5-1成立。然而,UCA1×RM与DA显著正相关,即对于RM程度高的公司前者发挥了推波助澜作用,这也在某种程度上说明,真实盈余管理手段更隐蔽,各种监管机构对其关注度低,因而成为上市公司新的操纵盈余的工具。另外,RM和Mlda均很显著,这说明真实亏损公司和真实盈余管理程度高的公司更容易进行应计盈余管理。

表8 应计盈余管理与中美首次合作审计监管的稳健性回归

续表

(2)应计盈余管理与中美第二次合作审计监管

表9的回归(1)-(6)显示,2013年中美第二次合作审计监管UCA2与应计盈余管理DA均负相关,假设5成立,但考虑当年真实亏损Mlda后却正相关,说明该次监管对真实亏损的公司的应计盈余管理没有抑制作用,假设5-1此时不成立。另外,RM和Mlda与DA的关系也显著正相关。另外,中美首次合作审计监管UCA1大部分与DA显著负相关,说明到2013年时,中国在美上市公司依然受到首次监管的影响。

表9 应计盈余管理与中美第二次合作审计监管稳健检验(N=1076)

续表

(3)应计盈余管理与中美第三次合作审计监管

表10的回归(1)(2)显示,与前两次合作审计监管不同,中美第三次合作审计监管UCA3与应计盈余管理DA显著正相关。但是,回归(4)-(6)却显示,如果同时考虑真实盈余管理RM和真实亏损Mlda后,二者显著负相关,且其和真实亏损的交乘项UCA3×Mlda与DA显著正相关,假设5-1成立。同时,UCA1、UCA2在2015年第三次合作审计监管时,依然对DA有显著的抑制作用,这说明前两次监管的确有显著效果。另外,回归(4)(5)显示,UCA3×RM与DA显著正相关。

表10 应计盈余管理与中美第三次合作审计监管稳健性回归

续表

续表

六、稳健性检验

(一)2014年中美合作审计监管是否具有效果

表11显示,RM11—RM14的中位数符号检验的右侧Sig.为0.0117,双侧Sig.为0.0235,即2014年与2011年的真实盈余管理程度有较显著差异。RM13—RM14的Wilc-oxon符号秩检验的Z为-2.310,Sig.为0.0209,且右侧符号检验Sig.为0.0003,双侧Sig.为0.0007,即2014年与2013年的真实盈余管理有显著差异。对于应计盈余管理,只有DA11—DA14在符号检验的右侧Sig.为0.0501和双侧Sig.为0.1002较显著,即2011年和2014年的应计盈余管理有较显著差异。因此,可以判定除2014年与2013年二者的真实盈余管理有显著差异外,其对应计盈余管理的监管效果极小。

表11 关于2014年与2011—2013年的非参数检验

(二)其他检验

由于中美合作监管作为一个外部强加的制度力量对在美上市公司的盈余管理产生影响,从理论上看至少在首次是没有内生性的,只有第二次和第三次监管可能有内生性,对此前述在第二次和第三次监管时也分别加入了第一次和第二次监管的影响。但是,鉴于从实证角度可能还存在其他因素的影响,故而进行了内生性检验,结果没有内生性。另外,还将应计盈余管理分为正负值、绝对值分别进行回归后结论基本同上,鉴于篇幅,未予以列出,如有必要可以提供。

七、结论与不足

自2011年开始,大量无法或不愿意等待在我国上市的、实力较弱的中小民企纷纷在海外尤其是美国上市,因而中国在美上市公司爆发了一系列财务舞弊及违规行为危机,并对中国海外上市公司及潜在上市公司造成了巨大伤害。在此背景下,中美两国政府相关部门开始了跨国合作审计监管的进程。本文运用2011—2015年中国在美上市公司的财务数据,在采用相关样本的非参数检验基础上,采用稳健性回归和中位数回归方法分别对在2012年、2013年和2015年这三个关键监管时点的盈余管理程度进行了检验,以考察其监管效果。结果发现,2012年其盈余管理与2011年有显著差异,2013年与2011年的应计盈余管理与2012年的真实盈余管理有一定差异,2015年其真实盈余管理与2014年有一定差异。这说明,近年来中美双方的跨国审计监管对不同的盈余管理方式具有不同程度的成效,这也与逐渐严厉的监管现实一致。进一步地,中美在2012年、2013年这两次合作审计监管对两大盈余管理均有一定遏制作用,尤其是对于那些真实业绩为负的公司,但2015年的第三次监管对两大盈余管理的操控程度有较大促进作用,且对于真实业绩为负的公司更加明显,其原因可能在于这次监管确定了对试点事务所进行日常监管,对其他事务所及上市公司而言就没有了监管风险,因而发挥了相当于定心丸和最后一次盈余操控大释放的机会双重作用。但是,对于当年真实业绩为负的公司,中美合作审计监管阶段性消息的发布对盈余管理有更强的遏制作用。因此,建议中美双方应建立专门的、具有普适性的、常态化的监管机制,以杜绝部分公司和中介机构的机会主义行为。本文的不足在于,由于无法得到中国在美上市公司治理与内部控制等信息,因而没有考虑相关因素的影响。不过,这将在未来研究的方向中予以克服。

参考文献

[1]Becker CM,Jiambalvo D J,Subramanyam KR.The effect of audit quality on earnings management[J].Contemporary Accounting Research,1998(15)(Spring):1-24.

[2]Burgstahler D,Dichev I.Earnings management to avoid earnings decreases and losses[J].Journal of Accounting and Economics,1997,24(1):99-126.

[3]Cohen DA,Zarowin P.Accrual-basedandrealearningmanagementactivitiesa-roundseasonedequityofferings[J].Journalof Accountingand Economics,2010,50:2-19.

[4]Dechow P,Sloan R,Sweeney A.Detectingearningsmanagement[J].The Ac-counting Review,1995(4):193-225.

[5]De Fond M,Jiambalvo J.Debt covenant effects and the manipulation of accruals [J].Journal of Accountingand Economics,1994(1):145-176.

[6]Gunny KA.The relation between earnings management using real activities manipulation and future performance:evidence from meeting earnings benchmarks[J].Contemporary Accounting Research,2010,27:855-888.

[7]Hagerman R,Zmijewski M.Some economic determinants of accounting policy choice[J].Journal of Accounting and Economics,1979(8):41-161.

[8]Lennox,C.S.,J.Pittman.Auditing the Auditors:Evidence on the recent reforms to the External Monitoring of Audit Firms[J].Journal of Accounting and Economics, 2010 a,49(1):84-103.

[9Lennox,C.S.,J.Pittman.Big five audits and accounting fraud[J].Contemporary Accounting Research,2010b,27(1):209-247.

[10]Pfister J,Hartmann F.Managing organizational culture for effective internal control:From practice to theory[J].The Accounting Review,2011(2):738-741.

[11]Roychowdhury S.Earnings management through real activities manipulation[J]. Journal of Accounting and Economics,2006(6):1-54.

[12]Teoh SH,Welch I,Wong T J.Earnings management and the underperformance of seasoned equity offerings[J].Journal of Financial Economics,1998(50):63-99.

[13]Watts,RL.Corporate financial statements,a product of the market and political processes[J].Australian Journal of Management,1977(4):53-75.

[14]Watts R L,Zimmerman J.Toward a positive theory of the determination of accounting standards[J].The Accounting Review,1978,53(January):112-134.

[15]朱宝琛.中美正式开展会计审计监管跨境执法合作[N].证券日报,2013-5-25.

[16]付碧莲.中美联合审计监管迷局[N].国际金融报,2014-2-18.

[17]王彬.跨国公司全球化治理模式探究[J].中国社会科学辑刊,2013(1):133-136.

[18]范春辉.稳定的三角与规则秩序:跨国公司对经济安全影响的经济治理框架[J].河北经贸大学学报,2015(1):69-73.

[19]李晓慧,郭婧雪,贾贤萍.跨国审计监管研究:基于对比案例分析[J].中央财经大学学报,2013(7):83-89.

[20]李戬.中国海外上市公司财务造假事件的再思考——对在美上市中国公司的启示[J].内蒙古金融研究,2011(11):6-7.

[21]袁敏.海外上市中国概念股危机分析及启示[J].证券市场导报,2012(2):11-18.

[22]袁敏.中国海外上市危机对审计行业的影响:美国SEC与中国“四大”和解的启示[J].中国注册会计师,2015(4):83-89.

[23]童彤.中美证券跨境监管合作问题研究——以SEC起诉“四大”案为视角[D].南京大学,硕士毕业论文,2015.

[24]王铁栋,祁雪冻.从文化与制度互动关系看在美上市中国概念企业的困境与对策[J].国际贸易,2012(10):57-60.

[25]黄薇佳.跨境审计风险和监管对中企境外上市影响的研究——以在纳斯达克上市的中国科技股为例[J].现代商业,2013(3):39-40.

[26]金子.中国海外上市做空危机:监管漏洞及对策——以中美审计跨境监管合作为例[D].华东政法大学,硕士毕业论文,2013.

[27]任虹,刘光友.中国境外上市公司的会计信息披露质量与公司治理研究——基于A+H股上市公司年度报告数据的实证检验[J].中大管理研究,2011(2):103-120.

[28]张然,陈思,汪剑锋.PCAOB,审计检查、审计师声誉与中国在美上市公司危机[J].会计研究,2014(2):71-78,95.

[29]刘华.绿诺科技审计失败与中国海外上市信任危机[J].财务与会计,2012(2):19-20.

[30]孙铮,刘浩.中国海外上市:资本市场的泡沫与修正[J].上海立信会计学院学报, 2011(6):10-16.

[31]杨敏,欧阳宗书,叶康涛,杜美杰.在美上市中国概念股会计问题研究[J].会计研究, 2012(4):3-7,94.

[32]李柏杨.关于中美跨境审计监管的研究[J].中国注册会计师,2013(2):98-102.

[33]乔炜.会计监管的国际合作机制研究[D].财政部财政科学研究所,博士学位论文,2012.

[34]马德芳,徐伟.中国海外上市诚信危机与跨境审计监管合作机制设计策略[J].中国审计评论,2014(2):39-49.

[35]孙铮.中国企业境外上市、会计准则趋同与会计审计跨境监管——由中国在美上市公司风波谈起[J].新会计,2014(2):2-6,20.

[36]左箭.中美对会计师事务所跨境监管问题研究[D].财政部财政科学研究所,硕士毕业论文,2014.

[37]李晟.中美跨境审计监管僵局的形成、内在矛盾与可能的合作模式[J].河北经贸大学学报,2015(1):113-117.

[1] 本文获重庆市会计学会、重庆市总会计师协会2016年度优秀会计论文一等奖,系教育部人文社会科学重点研究基地项目(15JJD790044)、重庆市自然科学基金项目(cstc2012jj A1547)、重庆市教委科技项目(KJ1400620)、重庆工商大学研究生教育教学改革研究项目(2015YJG0207)和重庆工商大学会计学院规划项目(201101)的阶段性成果。