李文穎，張雪妍， 陳宋生

1 北京理工大學 管理與經(jīng)濟學院，北京 100081 2 上海立信會計金融學院 會計學院，上海 201620

引言

審計需求理論認為，與非鑒證性信息披露相比，由審計這一鑒證行為產(chǎn)出的信息質(zhì)量、結(jié)構(gòu)、傳播途徑等對資本市場的有效發(fā)展更具功能性，表現(xiàn)為企業(yè)通過信息披露向外部利益相關(guān)者傳遞鑒證后信息,資本市場參與者據(jù)此信息和個人判斷做出高效投資決策[1]。與西方中期年報以審閱方式為主不同，中國的中期報告多是審計鑒證方式，且自愿審計的上市企業(yè)占中期審計總數(shù)的88%，強制中期審計的占比較少。作為具有監(jiān)督管理層職能的治理層(包括股東會或股東大會、董事會及董事會下設機構(gòu))主動提供中期報告信息鑒證的行為，研究這一機制的動因和經(jīng)濟效應有助于改善具備這一獨特特征的中國資本市場投資決策，提高當下資本配置效率。目前國內(nèi)外學者集中于剖析其動機、市場反應和會計信息質(zhì)量的研究，但對中期自愿審計是否能提高會計信息質(zhì)量仍存諸多爭議，除樣本區(qū)間不同、短期效應波動性較大外，可能忽略了一個事實，即中期報告審計與年報審計兩項業(yè)務多由同一家事務所承接，本研究樣本中占比高達93.02%(統(tǒng)計得到)。這使一個完整的會計年度內(nèi)審計師獨立性受損風險加大與干中學質(zhì)量提升效應并存，企業(yè)年度內(nèi)對中期和年度審計的復雜動機、價值需求分配和支付策略未知，中期自愿審計由此引起的會計信息質(zhì)量效應機理不清。因此，中期審計的經(jīng)濟后果只有以一個完整的會計期間為研究窗口，考察不同情形下管理層的動機取向，中期審計的短期和長期效應才能得以充分顯現(xiàn)和厘清；同時，上市公司季度財務報表鮮有自愿審計，這提供了清潔的實驗環(huán)境考察中期審計的年度效應。本研究嘗試通過剖析一個完整會計期間內(nèi)管理層盈余操控動機，考察中期自愿審計的年度效應以及審計支付策略的調(diào)節(jié)作用，希望能夠解釋已有關(guān)于盈余信息質(zhì)量的結(jié)論為何存在差異性。

1 相關(guān)研究評述

自愿性質(zhì)的中期審計為中國特殊的中報信息鑒證，這一領域的研究成果多出自中國學者。已有研究主要對中期自愿審計的披露動機、盈余管理、市場反應三方面進行相關(guān)探討。

中期自愿審計領域的初期研究集中于探討中期財務報告自愿審計決定因素，主要考察公司治理和財務狀況兩個層面。有學者發(fā)現(xiàn)企業(yè)的財務狀況和成長性對企業(yè)的中期自愿審計有一定影響[2-3]，基于審計需求動因理論而構(gòu)建的模型表明，規(guī)模較大、盈利較好的企業(yè)傾向于進行中期審計[4-6]；債務方面，債務代理成本越高的企業(yè)越愿意進行中期審計[7]等。

后期，有學者開始關(guān)注除財務狀況外的公司治理因素，發(fā)現(xiàn)股東結(jié)構(gòu)、股權(quán)性質(zhì)、董事會特征對企業(yè)中期自愿審計動機有顯著影響，表明企業(yè)中期自愿審計的需求動機主要由治理層推動[8]。張?zhí)焓娴萚9]提供了公司治理結(jié)構(gòu)對中期自愿審計決策的經(jīng)驗證據(jù)，如股權(quán)制衡類企業(yè)不愿進行中期審計，第一大股東持股比例處于較高水平時，基于與管理層的代理問題和信息不對稱問題，進行中期自愿審計的動機會增強。

中期自愿審計的經(jīng)濟后果研究主要集中于其市場反應[10-11]、對盈余質(zhì)量的影響兩大視角。當下中國上市企業(yè)中期自愿審計后財務報告的及時性獲得了一致性驗證[12-14]，而中期自愿審計對會計信息質(zhì)量的影響尚未得出一致結(jié)論。其中，積極結(jié)論認為中期自愿審計能夠提高企業(yè)財務報表可靠性并降低相關(guān)財務風險[14]，提高會計信息質(zhì)量。杜興強[15]進一步發(fā)現(xiàn)中期自愿審計顯著降低上市企業(yè)管理層與股東之間的代理成本，起到信息價值和公司治理作用。消極結(jié)論則持相反觀點，考慮到“審計合謀”的可能性，中期自愿審計企業(yè)的會計信息質(zhì)量低于未審計企業(yè)[7]，陳欣等[16]采用2001 年至2005 年的數(shù)據(jù)、吳水澎等[17]采用2006 年至2007 年的數(shù)據(jù)均未觀測到中期自愿審計對中期盈余質(zhì)量有提升作用。

總的來說，已有研究的結(jié)論差異性除樣本選擇區(qū)間迥異和自選擇偏差因素外，還可能由于忽視了中期自愿審計的年度閉合效應。現(xiàn)實商業(yè)活動中，不同企業(yè)在各個時間節(jié)點上的審計質(zhì)量需求具有一定差異性。從純理性經(jīng)濟人視角分析，這種差異性最終反映在其一個會計年度內(nèi)審計費用分配的經(jīng)濟性決策上。剔除中國證監(jiān)會或證券交易所另有規(guī)定的增發(fā)、配股、分紅等需要強制季度審計的情況后，據(jù)證券交易所官方網(wǎng)站發(fā)布的定期報告全文搜索統(tǒng)計，中國上市企業(yè)的季度財務報表鮮有自愿性審計，這一清潔實驗環(huán)境意味著對中國上市企業(yè)年度內(nèi)審計質(zhì)量需求的探討可直接集中于中期和年度的審計效應檢驗。而中期審計費用的可獲得性，有利于本研究捕捉企業(yè)對同一家事務所不同的中期、年度審計支付策略的經(jīng)濟后果。

本研究依據(jù)管理學激勵理論和披露模型，通過考察管理層在治理層中期自愿審計情形下其長短期需求和動機，分析中期自愿審計的年度效應，即中期自愿審計對年度盈余質(zhì)量的影響機理，同時探究企業(yè)的審計支付策略對這一影響的調(diào)節(jié)效應。

2 研究假設

2.1 中期自愿審計的年度效應分析

基本假設：①中國資本市場基本有效[18]；②投資者作為一個群體，風險中立，忽略異質(zhì)性；③管理層為理性經(jīng)濟人，其信息披露和盈余操控動機受環(huán)境影響[19]，為適應性學習者。

假設i上市企業(yè)的管理層在T期披露的盈余信息為YT,YT∈[θL,θH]，θL為實際盈余的最低值，θH為實際盈余的最高值，披露的盈余信息包括T期實際盈余和盈余操控，記為

YT=θT+γT=θT+(xT-xT-1)

(1)

其中，θT為T期實際盈余；γT為T期盈余操控；xT為T期末管理層累計盈余操控，管理層累計盈余操控值越大，盈余質(zhì)量越低；T期以年為時間單位。

(2)

委托代理理論認為，管理層受股東委托，代替股東管理企業(yè)日?；顒?，以實現(xiàn)股東財富最大化的目的；另外，股東與管理層簽訂薪酬契約，旨在調(diào)和管理層基于薪酬激勵自身效用最大化目標與股東財富最大化目標之間的矛盾。 管理層通過向外部資本市場發(fā)布盈余信息管理投資者預期，通過市場價格機制實現(xiàn)基于股份的薪酬激勵最大化，所以管理層效用函數(shù)可表示為其基于一系列股票市場價格與時間偏好的預期值，即[20]

(3)

其中，β為管理層的時間偏好程度，pT+N為(T+N) 期i上市企業(yè)的股票價格，N為期數(shù)。

(4)

H1a中期自愿審計與年度盈余質(zhì)量負相關(guān)。

H1b中期自愿審計通過改變管理層操控動機，有助于提高年度盈余質(zhì)量。

2.2 審計支付策略的調(diào)節(jié)效應分析

根據(jù)以上分析，管理層對治理層的中期自愿審計有不同的動機反饋，進而影響中期自愿審計的年度效應；而治理層的中期自愿審計需求差異同樣會映射并影響中期自愿審計的年度效應，這一需求差異將反映到最終的審計服務支付決策上。利用經(jīng)濟學原理剖析企業(yè)會計盈余質(zhì)量需求變動，考察企業(yè)審計支付策略對中期自愿審計年度效應的調(diào)節(jié)作用?；炯僭O有：①審計方單位費用的成本相同，企業(yè)購買審計服務的預算線不同，審計價格不同；②上市企業(yè)的審計服務市場是充分競爭的買方市場，主要由買方市場決定[24-26]。

(5)

(a)(不合謀，預算增加)(b)(不合謀，預算不變)(c)(合謀，預算增加)圖1 企業(yè)會計信息需求與審計支付策略分析Figure 1 Firm′s Demand of Accounting Information and Its Auditing Payment Strategy Analysis

企業(yè)對審計服務的無差異曲線U服從良好性狀凸態(tài)描述，具有常數(shù)替代彈性特征，即企業(yè)的效用偏好近似為柯布-道格拉斯偏好，不同效用水平下企業(yè)的無差異曲線U不變。不同的總預算線I與企業(yè)無差異曲線簇U相交于不同點，企業(yè)的最優(yōu)決策點即為無差異曲線U與總預算線I的切點(Mid*,Ann*)。企業(yè)對審計服務的效用偏好取決于其對中期審計和年度審計的功能價值判斷。由于本研究考察中期自愿審計費用連續(xù)變化帶來的調(diào)節(jié)效應，總預算線I可認為是企業(yè)對中期自愿審計盈余質(zhì)量的需求概率不為0 的預算線，這樣便于觀察企業(yè)對中期自愿審計盈余質(zhì)量的需求概率的單位變化帶來的最優(yōu)決策點變化。因為合謀帶來一定的信息尋租，表現(xiàn)在審計費用預算的增加上，所以將企業(yè)行為策略劃分為3 種情形：①(不合謀,預算增加)，②(不合謀,預算不變)，③(合謀,預算增加)。下面分別考察各情形下企業(yè)實際預算線I′對中期審計和年度審計的盈余質(zhì)量需求。

(1) (不合謀,預算增加)情形

由于企業(yè)并未以中期自愿審計形式與事務所合謀，故進行中期自愿審計的企業(yè)實際預算線I′中不包含尋租價，即為純盈余質(zhì)量需求預算線。當企業(yè)中期自愿審計需求概率增加引起總預算增加時，實際的審計服務支出預算線I′大于I。為便于直觀顯示，考察中期自愿審計年度效應的一個特殊情況，即將年度審計盈余質(zhì)量需求固定，I′ 預算增加的部分僅來自對中期自愿審計需求概率增加的支付，見圖1(a)，此時最優(yōu)決策點的變化即來自中期自愿審計的效應。變化后的盈余質(zhì)量需求預算線I′與無差異曲線U′交點為新的最優(yōu)決策點(Mid*′,Ann*′)。與原決策點(Mid*,Ann*)相比，新的最優(yōu)決策點的盈余質(zhì)量需求概率均有所增大，此時企業(yè)對年度審計和中期自愿審計的質(zhì)量需求概率均增加。企業(yè)為審計服務的購買方，對中期和年度的盈余質(zhì)量需求概率增加，意味著企業(yè)更愿意支付金額購買相應質(zhì)量的審計服務。預算增加，對中期和年度的盈余質(zhì)量需求概率均增加，盈余質(zhì)量也增加，即中期自愿審計效應能帶來中期和年度的會計盈余質(zhì)量的提升。

(2) (不合謀,預算不變)情形

(3) (合謀,預算增加)情形

H2企業(yè)審計支付策略與年度盈余質(zhì)量顯著相關(guān)。

3 實驗設計

3.1 模型設計

(1) 中期自愿審計的年度效應檢驗

OLS 回歸模型假定樣本選擇具有隨機性，而中期自愿審計是企業(yè)主動進行的信息鑒證行為，在檢驗中期自愿審計對盈余質(zhì)量影響時易發(fā)生樣本選擇偏差，即盈余質(zhì)量的提高可能不是中期自愿審計的結(jié)果，而是因為本身高質(zhì)量的企業(yè)更易選擇中期自愿審計。因此，采用Heckman 二階段模型[28]規(guī)避樣本選擇偏差帶來的內(nèi)生性問題。第1 階段為自選擇回歸模型，選取可能影響中期自愿審計的因素作為控制變量，中期自愿審計為因變量，自愿進行中期審計該變量取值為1，否則取值為0。控制變量包括：①企業(yè)財務特征方面的變量有資產(chǎn)規(guī)模、負債能力、盈利能力和營運能力[4,16]；②公司治理方面的變量有第一大股東持股比例、股東制衡水平、獨立董事比例和董事會規(guī)模[9,29]；③年度固定效應和行業(yè)固定效應。第1 階段的自選擇回歸模型為

(6)

第2 階段以可操控性應計利潤為因變量構(gòu)建模型，回歸模型為H1的檢驗模型，即

φ5Lsii,T+φ6Agei,T+φ7Big4i,T+φ8Dsi,T+

φ9CK&BLi,T+φλLam+∑γTYeai,T+

∑δTIndi,T+μi,T

(7)

其中，Lam為第1階段回歸所得逆米爾比率，φ0為常數(shù)項，φ1～φ9為各變量回歸系數(shù)，φλ為逆米爾比率的回歸系數(shù)，γT為年度的回歸系數(shù)，δT為行業(yè)的回歸系數(shù)，μi,T為回歸殘差。參照已有研究[15-16,30]，與第1階段模型相比，第2階段模型中增加了影響管理層盈余操控動機的控制變量，包括Roa、Lsi、Age和Big4，變量定義見表1。

(7)式中，Da為因變量，Da越大，說明管理層進行盈余操控的值越大，盈余質(zhì)量就越差。Vma為自變量，φ1顯著為正，表明H1a得到驗證，φ1顯著為負，表明H1b得到驗證。加入Lam，若φλ顯著，說明存在樣本自選擇偏差。

(2)支付策略調(diào)節(jié)模型

先確定中期自愿審計企業(yè)的預算模式，再構(gòu)建審計支付策略的調(diào)節(jié)效應模型。參考LOBO et al.[31]的研究，為規(guī)避控制變量不同帶來的結(jié)果差異，預算模式界定模型中包括影響盈余質(zhì)量的控制變量，包括反映基本財務特征的Siz、Lev、Roa和Lsi，以及影響審計風險進而影響審計定價的因素，即表征商業(yè)風險的應收賬款周轉(zhuǎn)率和上一年度非標準審計意見。預算模式界定模型為

表1 變量定義和說明Table 1 Variables Definition and Description

Φ4Roai,T+Φ5Lsii,T+Φ6Reci,T+Φ7Maoi,T+

∑ΘTYeai,T+∑ΠTIndi,T+τi,T

(8)

其中，Φ0為常數(shù)項，Φ1～Φ7為各變量回歸系數(shù)，ΘT為年度的回歸系數(shù)，ΠT為行業(yè)的回歸系數(shù)，τi,T為回歸殘差。運用年度內(nèi)總審計費用支出Lnfee代理因變量預算線，自變量為Vma，其系數(shù)若顯著為正說明中期自愿審計下企業(yè)預算線是可變模式，若不顯著則說明企業(yè)年度內(nèi)預算線并未因中期自愿審計業(yè)務的增加而發(fā)生變化。

審計支付策略的調(diào)節(jié)效應模型與(7) 式一致，因變量為Da，自變量為審計支付策略，分別用Sem_Yeafee和Sem_totfee表征，變量定義見表1。Sem_Yeafee或Sem_totfee數(shù)值越小，表明對年度審計費用的重視程度越高，觀察φ1的符號和顯著性大小，以驗證H2。具體回歸模型為

φ3Levi,T+φ4Roai,T+φ5Lsii,T+φ6Agei,T+

φ7Big4i,T+φ8Dsi,T+φ9CK&BLi,T+φλLam+

∑γTYeai,T+∑δTIndi,T+μi,T

(9)

此外，除全樣本測試外，本研究還按1:1 進行樣本匹配，采用PSM 匹配和行業(yè)規(guī)模匹配方法，規(guī)避樣本選擇偏差引起的內(nèi)生性問題。

3.2 變量計算

選取年末可操控性應計利潤作為盈余操控程度的測量指標，通過修正的截面瓊斯模型[32]計算得到，即

(10)

其中，Ta為凈利潤與經(jīng)營現(xiàn)金流的差值，Ai,T-1為i上市企業(yè)在(T-1) 期末的總資產(chǎn)，ΔRevi,T為營業(yè)收入的變化，ΔReci,T為應收賬款的變化，Ppei,T為固定資產(chǎn)原值，a1～a3為各變量回歸系數(shù)，κi,T為回歸殘差。

Tai,T=Nii,T-Cfoi,T

(11)

其中，Nii,T為i上市企業(yè)在T期末的凈利潤，Cfoi,T為i上市企業(yè)在T期末的經(jīng)營現(xiàn)金流凈值。

將(11) 式代入(10) 式，進行分行業(yè)、分年度OLS 回歸，得到回歸殘差κi,T，即為總應計利潤中的可操控性部分，即Da。

3.3 數(shù)據(jù)處理和樣本來源

本研究樣本區(qū)間為2001年至2012年。2001年國內(nèi)外一系列審計失敗案例爆發(fā)后，新的《企業(yè)會計制度》、中期財務報告規(guī)范和審計規(guī)則開始制定實施，自2001年起上市公司信息披露要求逐漸規(guī)范化。2012 年起中國要求對內(nèi)部控制報告進行審計，上市公司中期和年度財務報告審計、內(nèi)部控制審計等業(yè)務多選聘同一家事務所。有研究表明內(nèi)部控制審計對財務報告審計費用產(chǎn)生顯著影響[33-34]，這在某種程度上影響中期財務報告自愿審計的動機討論。故為規(guī)避其他報告審計對中期財務報告審計的干擾，本研究樣本截止到2012 年。

財務指標數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫，中期自愿審計樣本通過手工收集整理國泰安數(shù)據(jù)庫和Wind 數(shù)據(jù)庫以及滬深交易所官網(wǎng)、各大財經(jīng)類媒體網(wǎng)站等信息，剔除ST 企業(yè)和PT 企業(yè)、強制中期審計及各變量的缺失值后，最終得到2001年至2012年所有A股上市企業(yè)的14 119 個樣本，包括中期自愿審計樣本1 031 個(Vma=1) 和無中期自愿審計樣本13 088 個(Vma=0)。各連續(xù)變量均進行雙向1% 縮尾處理，以消除異端值干擾。

4 實證分析

4.1 描述性統(tǒng)計

在中期自愿審計子樣本中，審計支付策略1的均值為0.025，審計支付策略2的均值為0.014，這與CHEN et al.[14]的研究結(jié)果一致。限于篇幅未予列示子樣本的其他變量描述性統(tǒng)計結(jié)果。表2 給出全樣本下變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。面板1中，90.688% 的中期自愿審計樣本持續(xù)年數(shù)為1年～3年。面板2中，中期自愿審計的均值為0.073，審計支付策略1的均值為0.018，審計支付策略2的均值為0.010。面板3中，上半部分為自選擇模型(6) 式的控制變量，財務基本特征的描述性統(tǒng)計結(jié)果無較大變化，與主假設模型相當；下半部分為主假設模型控制變量，資產(chǎn)規(guī)模平均為21.508，資產(chǎn)負債率均值達0.481，Roe均值為0.035，與已有研究的結(jié)果基本一致[15]。

未列示Pearson 相關(guān)性檢驗結(jié)果，但檢驗結(jié)果表明，Vma與Da的相關(guān)系數(shù)為 -0.030，在1% 水平上顯著；Vma與Lnfee的相關(guān)系數(shù)為0.016，在5% 水平上顯著。中期自愿審計與盈余操控程度負相關(guān)，H1b得到初步驗證，即中期自愿審計與年度盈余質(zhì)量正相關(guān)。同時，相關(guān)性檢驗表明，中期自愿審計與年度總審計費用顯著正相關(guān)，企業(yè)預算線總額根據(jù)中期自愿審計與否有所變化。Sem_Yeafee和Sem_totfee與Da正相關(guān)，在5% 水平上顯著。其他變量間相關(guān)系數(shù)均小于0.500，說明本研究選取的變量之間的共線性問題不嚴重，回歸模型(6) 式～(9) 式的設計具有合理性。

4.2 回歸結(jié)果分析

(1) 中期自愿審計與年度盈余質(zhì)量分析

考慮到中期自愿審計的內(nèi)生性問題，對H1進行2SLS 回歸并使用穩(wěn)健標準誤，表4 左半部分給出第1 階段自選擇模型的檢驗結(jié)果，右半部分給出對H1的檢驗結(jié)果。全樣本下的第1 階段回歸結(jié)果表明，中期自愿審計的企業(yè)規(guī)模小于無中期自愿審計企業(yè)，盈利能力強的企業(yè)更容易進行中期自愿審計，Cur和Rec與Vma呈顯著負相關(guān)，表明資產(chǎn)流動性越好的企業(yè)進行中期自愿審計的動機越弱。另外，中期自愿審計顯著受公司治理因素的影響，如股權(quán)制衡能力2 062 個，下同。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果Table 2 Results for Descriptive Statistics

表3 樣本分類t 檢驗結(jié)果Table 3 Results for t-tests in Different Sample Groups

注：***為在1% 水平上顯著，**為在5% 水平上顯著，*為在10% 水平上顯著，下同。

表4 中期自愿審計與年度盈余質(zhì)量回歸分析結(jié)果Table 4 Regression Analysis Results for Voluntary Interim Auditing and Annual Earnings Quality

注：中期自愿審計樣本與無中期自愿樣本按照1:1的比例進行配對后，PSM匹配組和行業(yè)規(guī)模匹配組的樣本數(shù)為

越大、第一大股東持股比例越高，企業(yè)進行中期自愿審計的動機越強。獨董比例與中期自愿審計呈顯著負相關(guān)，表明獨董規(guī)模帶來的治理效率提高可在一定程度上弱化企業(yè)對外部審計的需求程度。

在表4的右半部分，Lam的系數(shù)在3 組樣本中均顯著為正，表明樣本本身有選擇偏誤，本研究運用二階段模型可有效控制樣本自選擇偏差問題。Vma的系數(shù)在3組樣本中均顯著為負，不支持H1a中Vma與Da正相關(guān)的假設，H1b得到驗證?？刂谱赃x擇偏差及進行樣本匹配后，中期自愿審計能顯著抑制中期盈余操控，這與CHEN et al.[14]的結(jié)論一致，但與劉斌等[7]未發(fā)現(xiàn)短期效應的結(jié)論不同，導致這一差異的原因可能來自于劉斌等[7]沒有控制樣本選擇偏差帶來的內(nèi)生性。另外，陳欣等[16]選取2001 年至2005 年規(guī)模和行業(yè)配對樣本作為總樣本，樣本規(guī)模較小，單一配對方法下樣本規(guī)模較小容易引起較大的結(jié)論波動性。

(2) 審計支付策略的調(diào)節(jié)效用分析

依據(jù)(8) 式和(9) 式，首先驗證中期自愿審計的企業(yè)其支付策略模式。回歸結(jié)果見表5 面板1，Vma與年度內(nèi)總審計費用顯著正相關(guān)，與t 檢驗結(jié)果一致，說明中期自愿審計業(yè)務存在時企業(yè)預算線是可變的，H2的理論分析應符合圖1(a) 或圖1(c)。(9) 式的回歸結(jié)果見表5 面板2，Sem_Yeafee和Sem_totfee均對年度盈余質(zhì)量高低有顯著的調(diào)節(jié)作用，兩個變量的回歸系數(shù)為負，表明中期自愿審計費用的增加可使中期自愿審計的年度效應增強，說明在不合謀情形下，企業(yè)中期自愿審計費用占比越大，中期自愿審計對年度盈余質(zhì)量的提升效果越強，H2得到驗證。

表5 審計支付策略的調(diào)節(jié)效用分析結(jié)果Table 5 Analysis Results for the Moderating Effect of Auditing Payment Strategy

表6 中期自愿審計的增量作用結(jié)果Table 6 Results for Incremental Effect of Voluntary Interim Auditing

5 擴展研究

5.1 中期自愿審計的增量效應

為觀察中期自愿審計的增量效應，將所有中期自愿審計樣本按連續(xù)進行中期自愿審計的總年數(shù)劃分為連續(xù)1年、連續(xù)2年和連續(xù)3年，并分別與無中期自愿審計樣本組合并，構(gòu)成3組樣本，分別記為子樣本1、子樣本2和子樣本3。將3組樣本分別進行Heckman 二階段回歸，用Vma系數(shù)大小來捕捉3 組中期自愿審計效應的差異性，回歸結(jié)果見表6 的第2 列 ～第4 列。

進一步地，設置排序變量Vmad，替代Vma。若該企業(yè)為連貫X年進行中期自愿審計，則當期的Vmad=X，由前文可知，X取值范圍為[1,12]。以此變量系數(shù)符號和顯著性表征中期自愿審計對盈余質(zhì)量提升的持續(xù)性效果。表6 的第2 列～ 第4 列結(jié)果表明，隨著中期自愿審計持續(xù)年數(shù)的增長，Vma的年度間接效應顯著增大；第5 列的序值變量Vmad系數(shù)顯著為負，也印證了此結(jié)論。這意味著中期自愿審計不僅能短期內(nèi)影響半年度和年末財務盈余質(zhì)量，持續(xù)性中期自愿審計還可以發(fā)揮遞增效應，即通過改變管理層操控盈余的動機預期，對后期的會計盈余質(zhì)量也有明顯的提升功能，從側(cè)面驗證了中期自愿審計的持續(xù)化經(jīng)濟效應。

5.2 代理變量適用性和制度的檢驗

首先采用其他盈余質(zhì)量指標檢驗代理變量的適用性問題。參考KOTHARI et al.[35]的研究，采用經(jīng)Roa調(diào)整修正的Jones 模型，盈余管理程度以Roa-Adj.Da替代，H1的檢驗結(jié)果見表7 第2 列 ～第4 列，Vma與因變量呈顯著負相關(guān)，與表4 結(jié)果一致。

表7 中期自愿審計與業(yè)績調(diào)整盈余質(zhì)量回歸分析結(jié)果(2001 年至2012 年)Table 7 Regression Analysis Resutls for Voluntary Interim Auditing and Roa-Adj. Da(2001-2012)

此外，參考LANG et al.[36]和LENNOX et al.[37]的研究，選取3 種表征盈余平滑性大小的測量指標進一步檢驗中期自愿審計對盈余質(zhì)量的影響。具體計算方法如下。

(1) 盈余平滑性計量方法1：Var(ΔNi)。Var(ΔNi) 為將模型(12) 式進行回歸后得到的殘差的方差，即

(12)

(3) 盈余平滑性計量方法3：Corr(ACC,Res(Cf))

盈余平滑性的3 種測量指標均與前文數(shù)據(jù)處理方式相同，中期自愿審計和無中期自愿審計的盈余平滑性回歸分析結(jié)果見表8。在考慮企業(yè)現(xiàn)金流波動情況下，兩組樣本盈余平滑性差異顯著，且用不同方法計量時結(jié)果不變，即與中期自愿審計樣本相比，無中期自愿審計的企業(yè)盈余波動性較小，這些企業(yè)更可能進行了盈余的操控以保持盈余平滑，H1b再次得到驗證，并不受盈余質(zhì)量的代理變量影響。

表8 中期自愿審計與盈余平滑性回歸分析結(jié)果Table 8 Regression Analysis Resutls for Voluntary Interim Auditing and Earnings Smoothness

注：樣本量為14 119。

2005 年至2006 年中國進行了大規(guī)模的股權(quán)分置改革，2006 年起上市公司均采用新的企業(yè)會計準則，這些變革影響盈余質(zhì)量的計算。為規(guī)避制度變化帶來的系統(tǒng)性問題，本研究單獨考察制度變化后期中期自愿審計對年度盈余質(zhì)量的影響，選取2006 年至2012 年樣本，分別以Da、Roa-Adj.Da和盈余平滑性作為盈余質(zhì)量代理變量。3 種計量方法下中期自愿審計樣本的盈余平滑性均顯著低于無中期自愿審計樣本，與表7 和表8 結(jié)果一致，說明H1b未受代理變量和時間變動的影響，具有一定的穩(wěn)健性。

6 結(jié)論

本研究旨在考察完整會計期間內(nèi)中期自愿審計的經(jīng)濟效應以及審計支付策略的調(diào)節(jié)機制，以解釋當前結(jié)論差異并擴展已有中期自愿審計經(jīng)濟后果研究。研究結(jié)果表明，中期自愿審計有正向短期效應，即能提高中報會計盈余質(zhì)量，同時通過改變管理層操控動機，有助于提高年度盈余質(zhì)量；企業(yè)中期與年度審計費用配比與年報盈余質(zhì)量正相關(guān)，說明審計支付策略對中期自愿審計長短期經(jīng)濟效應有顯著的調(diào)節(jié)功能。當前統(tǒng)一審計的商業(yè)實踐下，中期自愿審計業(yè)務形式并不是高管與事務所的一種合謀途徑，一定程度上抑制管理層操控盈余動機，增加了其基于準確財務信息以提高未來收益預期能力的動機，從而改善了中期和年度財務報告質(zhì)量。中期自愿審計對年度盈余質(zhì)量的影響程度受企業(yè)中期和年度報告的審計支付策略調(diào)節(jié)；中期與年度審計費用配比增大，中期自愿審計的年度盈余質(zhì)量提升作用就越大。進一步研究發(fā)現(xiàn)，中期自愿審計還有增量效應，即隨著連續(xù)進行中期自愿審計的年份增加，企業(yè)盈余質(zhì)量提高程度也在逐漸增大。研究結(jié)果有助于解釋當前研究聚焦于中期自愿審計的短期效應且結(jié)論不一的情況，同時完善了中期自愿審計下對審計供求方的行為模式研究。

本研究結(jié)論對未來中期自愿審計要求有一定的政策啟示作用。從國際審計史發(fā)展看，隨著上市公司規(guī)模擴張、業(yè)務信息不確定性加大，年度報告的信息鑒證從自愿實施走向強制實施。中國中期報告披露格式規(guī)范化形成于2001 年，中期的強制審計范圍也在逐步擴大，旨在滿足投資者的特定保險需求，增強資本市場信息披露功能[38]。本研究實證檢驗中期自愿信息鑒證行為的有效性，且管理層動機的改變同時取決于中期自愿審計與否和合謀機會大小，故未來可逐步擴大強制審計范疇，以充分發(fā)揮審計信息鑒證機制的作用，緩解被審計方代理利益沖突問題。

同時，在擴大中期強制審計范圍進程中，政策制訂方也應充分考慮審計雙方可能的逆向選擇或道德風險行為。一方面，企業(yè)對中期和年報的審計支付實施相機抉擇策略，模型推導表明，企業(yè)預算不變時可能發(fā)生中期自愿審計與年度審計質(zhì)量的替代效應。雖然當前中國進行中期自愿審計的企業(yè)預算線整體上是可變模式，但應警惕未來發(fā)生正常審計情形下企業(yè)年度內(nèi)支付策略負向調(diào)節(jié)效應。另一方面，中審和年審由同一家事務所承接的情形下，無論企業(yè)預算增加或不變，中期與年度審計費用的配比均可能使事務所調(diào)整審計團隊派遣情況或?qū)徲嫊r長，以實現(xiàn)成本效益最大化，進而引起中期自愿審計對年度報告盈余質(zhì)量影響的差異化。

未來中期自愿審計研究一方面可放松投資者同質(zhì)性、風險偏好、投資者情緒等約束條件，進一步探討中期自愿審計的效用[39]；另一方面可細化薪酬契約，觀察管理層異質(zhì)性動機[40]下中期自愿審計的效果，以進一步豐富和完善鑒證性信息領域的理論研究。