宫婷婷 王积田

一、引言

持续经营审计意见是由审计师针对企业的未来经营状况能否持续所出具的一种非标准审计意见，随着资本市场竞争的逐渐激烈和企业发展的不确定性因素影响，企业持续经营能力逐渐受到投资者和利益相关者的高度重视。《中国注册会计师审计准则第1324号——持续经营》中就明确指明注册会计师要依据企业的管理层在编制财务报表时运用持续经营假设的适当性获取充分、适当的审计证据并得出结论，除此之外，2020年3月1日开始施行的新《证券法》中也将“发行股票应该具有持续盈利能力”这一要求变更为了“应该具有持续经营能力”。这一举措也进一步促使学术界和企业更加重视持续经营审计意见的相关研究。

持续经营审计意见能够产生一定的负面市场反应（李传宪，黄雅宁，2016），在企业公布持续经营审计意见的当天和后一天，市场都会出现十分明显的消极反应（胡大力，王新玥，2014），那么对于本就面临持续经营困境的企业来说，收到持续经营审计意见无疑是对企业管理层再一次施加压力，管理层人员不仅要想方设法解决企业目前的经营困境，还要同时应对持续经营审计意见所带来的负面影响，那么在这种情况下，企业的管理层为了自身管理声誉和不被解雇，就很有可能会通过财务舞弊手段来操纵企业盈余。除此之外，我国的资本市场虽然近年来发展比较迅猛，但是市场化水平仍然处于一种弱有效的状态，不同企业由于所处地区相关发展政策的差异，其所处市场环境也不同，市场化进程会在一定程度上对持续经营审计意见和盈余管理之间的关系产生影响。因此，本文立足于持续经营审计意见的监督机制并充分结合外部性理论，通过实证研究分析持续经营审计意见对企业盈余管理行为的作用效果，在此基础上引入市场化进程这一调节变量，探究在市场化进程不同时，持续经营审计意见下的盈余管理行为会发生怎样的变化。

二、理论分析与研究假设

作为第三方独立的专业人士——审计师依据上市公司的财务报表编制内容所出具的审计意见是具有一定的信息含量的（朱丹，李静柔，高波，2019），持续经营审计意见作为一种非标准审计意见具有一定的负面效应，它是审计师在获取了充分、适当的审计证据后，判定出被审计单位在持续经营能力方面存在较大的不确定性时而出具的一种审计意见（苗霞，2020），这一意见的出具会向外部投资者传递一种企业经营状况不佳的信号，从而外部信息使用者容易出现抛售股票等行为，那么企业的管理者为了降低这一审计意见所带来的消极影响，往往会在企业被出具持续经营审计意见的当年或者后一年进行盈余操纵，从而虚增企业利润（陆建桥，1999），尤其是对于那些处于财务困境当中的企业，这些企业的管理层为了改变财务困境现状，同时也是为了能够避免自己被更换掉，往往会具有较大的盈余操纵动机，管理层容易利用职权便利并钻取制度漏洞，通过处理企业的财务数据而达到企业业绩表面良好的目的，除此之外，当企业的持续经营能力受到限制时，企业管理者会寻找各种不同的渠道来改变这一现状，然而，无论企业采用哪一种途径来改善财务困境，都需要一定量的资金的支持，金融机构对申请贷款企业进行资格审查时，审计意见是一项重要指标，当企业被出具非标准审计意见，例如持续经营审计意见时，那势必会阻碍企业的信贷融资渠道，使得企业难以提升持续经营能力并摆脱持续经营困境，所以从融资的角度来说，企业管理层也具有较大的动机进行盈余操纵，使企业的财务数据表现出良好的盈利性，向外界传递利好信息，从而获得信贷支持，这些都是对于企业财务报表数据进行处理从而实施的应计盈余操纵行为。

除此之外，企业的管理层还会对企业的真实交易事项进行操纵，从而展开真实盈余管理活动。随着对审计师专业水平要求的提升，审计师的行业专业技能也在不断加强，在实施审计工作的过程中，能够对企业的盈余管理的属性加以区分（陈小林，林昕，2011），企业管理层在日常实际工作过程中，也能够对应计盈余和真实盈余进行灵活的配置，从而实现对企业收益的把控（Zang A Y，2012）。本文从两种盈余管理方式层面进行验证，提出如下假设：

H1：当企业收到持续经营审计意见时，更加倾向于进行盈余管理

H1a：当企业收到持续经营审计意见时，更加倾向于进行应计盈余管理

H1b：当企业收到持续经营审计意见时，更加倾向于进行真实盈余管理

政治、法律环境在市场化进程不同的地域存在着一定的差异，从而其对审计行业的影响也是存在差异的，相比于市场化程度较低的地区来说，那些法律法规制度健全，并且已经实现了政企分离的市场化程度比较高的地区，政府对企业日常的经营活动干预程度较低，同时会计师事务所审计的程度也较低，但是法律监管和惩罚制度都十分严格，如此看来，市场化进程较高的地区往往伴随着大力度的监管，经济秩序良好，对企业也形成了一种强有力的监督机制，这在一定程度上也可以防止企业管理层进行盈余操纵。故而本文提出如下假设：

假设2：市场化进程较高时，能够抑制持续经营审计意见下的盈余管理；

假设2a：市场化进程较高时，能抑制持续经营审计意见下的应计盈余管理；

假设2b：市场化进程较高时，能抑制持续经营审计意见下的真实盈余管理。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文研究对象为沪深A股，数据区间为2012-2021年，为了保证研究结果的可靠性，首先对银行、证券期货、保险等资产结构较为特殊的金融类企业进行了剔除，其次，将上市不满一年的公司进行剔除，最后，还剔除了部分数据缺失比较严重的企业。

数据来源为WIND万得数据库和CSMAR国泰安数据库，按照上述标准，对样本数据进行筛选和剔除，最终得到20058项观测值，为了防止样本中出现的一些异常值影响研究结果，对连续型变量进行上下1%的Winsorize缩尾处理，最终确定的观测值为18335项，数据分析主要通过Stata16进行研究。

（二）变量选取

1.被解释变量：盈余管理。将盈余管理分为应计项盈余管理（上市公司的这两种行为往往共存）。

（1）应计盈余管理（DA），通过修正的Jones模型测算，如下：

（2）真实盈余管理（REM），借鉴Roychowdhury（2006）的做法，分别对生产成本、酌量性费用和经营现金流进行回归分析求残差，计算如下：

对上述公式（2）、（3）、（4）进行回归分析后，可以得到残差项的值即为异常生产成本、异常酌量性费用及异常经营现金流，那么企业真实盈余管理（REM）的值为：

2.解释变量：持续经营审计意见（GCO）。上市公司的审计意见的强调事项段中提到“持续经营受限、资不抵债、存在财务困境”等相关内容事项的，判定为企业收到过持续经营审计意见，赋值为1，反之，则为0.

3.调节变量：市场化进程（MI）。参考樊纲、王小鲁（2016）的市场化指数。

4.其他控制变量。本文还对以下变量进行了控制，主要包括总资产净利率（ROA），通过企业的年末净利润与总资产平均余额相除求得；财务杠杆（Lev），通过资产负债率来衡量；现金流量资产比率（CFOAT），通过经营活动产生的现金流量除以总资产求得；企业规模（SIZE），通过总资产的自然对数来衡量；财务困境值（PRED），此为哑变量，借鉴（Altman，1968）的方法，处于财务困境的企业为1，反之，则为0；前十大会计师事务所审计（Big10），是，则定义为1，否，则定义为0；市净率（PBR），采用股票市价与企业账面净资产相除求得，另外还控制了行业和年度变量。

（三）模型构建

为了验证持续经营审计意见对企业盈余管理（应计盈余管理和真实活动盈余管理）的影响，并进一步探究市场化进程对这一影响的调节效应，本文构建如下两个模型：

四、实证分析

（一）描述性统计分析

描述性分析结果如表1所示，可以看到：应计盈余管理（DA）的最大值为14.8736，均值为0.0005，最小值为-8.0527，标准差为0.2185，企业真实活动盈余管理（REM）的最小值为-114.8033，最大值为218.2058，标准差为1.9547，可以发现应计盈余管理和真实盈余管理在不同企业之间都具有一定的差异，将二者的标准差进行对比发现，相比于应计盈余管理，真实活动盈余管理在不同企业之间的差异更明显，波动更大。从市场化进程来看，MI的均值为7.2045，最小值为-0.2578，最大值为9.3101，标准差为1.6657，可以看出MI的最大值与最小值之间也具有一定的差异，说明我国不同地域存在发展不均衡的现象，对市场化进程进行研究是很有必要的，另外从其他控制变量，例如企业的总资产净利率、资产负债率以及现金流量资产比率等变量的描述性统计结果来看，发现都存在一定的差异，这说明不同企业的经营状况参差不齐。

表1 描述性统计结果

（二）相关性分析

表2 应计盈余管理（DA）相关系数

表3 真实活动盈余管理（REM）相关系数

（三）回归分析

1.应计盈余管理。考虑到上市公司的管理层在对利润进行操纵时，往往存在正向和负向两种操纵方式，故而本文将应计盈余管理取绝对值来进行回归分析，结果如表4所示。由表中数据可知，（1）列中在不考虑市场化进程的调节作用时，应计盈余管理与企业上期受到的持续经营审计意见之间存在正相关关系，且在1%的水平下显著，也就是说持续经营应审计意见能够促使企业的管理者开展更大程度的应计盈余管理活动，这也就验证了假设1a。

表4 应计盈余管理回归结果

加入市场化进程这一调节变量后，如（2）列所示，持续经营审计意见（GCO）与应计项盈余管理的回归系数为0.1839（1%的水平下显著），可见在市场化进程这一因素的影响下，两者关系仍然成立，但是持续经营审计意见与市场化进程的交互项系数为-0.0045，不显著，说明市场化进程对于持续经营审计意见与应计盈余管理之间的正相关关系不存在显著的调节作用。除此之外，可以发现Big10与|DA|的回归系数为-0.0067，并在5%的水平下与应计盈余管理具有显著负相关关系，这可以说明前十大会计师事务所审计对于企业应计盈余管理具有抑制作用，也就是说，当会计师事务所审计工作的质量较高时，能够显著降低企业进行应计盈余管理活动。

2.真实盈余管理。如表5所示，（1）列为不考虑市场化进程时，可以发现持续经营审计意见（GCO）的回归系数为0.3141，且在1%的显著性水平下呈现正相关关系，也就是说企业前一期收到的持续经营审计意见对企业的真实盈余管理活动具有促进作用，当企业收到持续经营审计意见，会更加倾向于开展真实盈余管理活动，这也就验证了假设1b。进一步考虑市场化进程的影响，发现GCO与REM的回归系数为1.9734（1%水平下显著为正），两者的正相关关系仍然成立，而持续经营审计意见（GCO）与市场化进程（MI）的交叉项系数为-0.2173，并且在1%的显著性水平线呈现出显著负相关关系，这就说明市场化进程对于持续经营审计意见与真实盈余管理活动的正相关关系具有抑制作用，这也就验证了假设2b；另外Big10与REM的回归系数并不显著，这在一定程度上说明了真实盈余管理活动具有一定的隐蔽性，审计人员难以仅仅依据会计准则的要求来进一步发现企业的真实盈余管理活动。

表5 真实盈余管理回归结果

为了进一步探究REM的结构影响，本文进一步分析了持续经营审计意见对异常生产成本和异常酌量性费用的影响，如表5中的（3）、（4）、（5）、（6）列所示，首先对于异常生产成本来说，持续经营审计意见对异常生产成本这一维度具有正向影响，且在1%的水平下显著，市场化进程与持续经营审计意见的交互项系数为-0.2173，在1%的水平下显著，说明市场化进程对于持续经营审计意见对真实盈余管理行为的正向关联具有抑制作用，而持续经营审计意见对于异常酌量性费用的系数-0.4797，不显著，这可能是因为企业管理者较少会选择降低酌量性费用这种容易被审计人员发现的方式来进行真实盈余管理。

（四）稳健性检验

1.内生性检验。考虑到企业盈余管理活动的复杂性，研究过程中虽然已经对很多重要变量进行了控制，但仍然可能存在遗漏变量的情况，为此本研究采用工具变量法进行二阶段最小二乘回归来解决内生性问题。选择行业平均审计意见为工具变量，行业平均审计意见会对审计师开展审计工作过程中对被审计单位出具何种审计意见产生影响，但是不会对企业的盈余管理活动产生直接影响，符合相关性和外生性，满足工具变量的要求。为进一步验证工具变量的有效性，本文对工具变量进行了外生性检验，回归F值分别为59.86和37.58，P值均为0.000，通过了工具变量外生性检验，然后进行了过度识别检验，Sargon值为0；弱工具变量检验，Cragg-Donald Wald F Statistic为57.93和48.28，说明本文研究不存在过度识别和弱工具变量问题。两阶段最小二乘法回归结果如表6所示，可以发现回归结果与前文基准回归结果一致，且系数上都出现了上升，在一定程度上可以证明基准回归是稳健的。

表6 IV-2SLS回归结果

2.替换主要变量。首先，对于应计盈余管理采用DD模型进行重新度量，其次，对于真实活动盈余管理采用异常生产成本、异常酌量性费用以及异常经营现金流量进行分别度量，用替换后的变量重新进行回归分析，结果表明模型中的主要变量的相关系数并没有发生明显的改变，研究结果具有一定的可靠性。

五、结论

本文充分结合审计信息理论和信号传递理论，进一步探究了持续经营审计意见在资本市场中的盈余监督机制功能，外部审计师对上市公司出具的持续经营审计意见会向外界传递出一种负面信息，企业管理者为了弥补这一负面效应，往往会从企业利润入手来调整企业的财务数据，使其看起来具有良好的经营业绩。通过对沪深A股上市公司中收到过持续经营审计意见的企业进行实证研究得出：当企业收到审计师出具的持续经营审计意见时，会更加倾向于进行盈余管理活动，且对真实盈余管理的影响更大；再进一步考虑市场化进程的调节效应，发现市场化进程越高，越能够抑制持续经营审计意见下的盈余管理，且对持续经营审计意见与真实活动盈余管理正向关系的抑制作用更强。因此，政府监管部门应该充分提高对持续经营审计意见影响管理层行为的重视，促进加快地区市场化进程，融合大数据技术提高审计质量，降低管理层的盈余操纵行为，提高信息透明度。