集團共同審計與差異化盈余管理

張人方 付楠楠 鄢翔

一、引言

企業集團在新興市場國家十分普遍（Granovetter，1994；Claessens et al.，2006）。隨著社會分工的日趨完善、生產規模的逐步提升，且為應對外部制度的相對不完善、融資渠道的缺失以及不斷加劇的市場競爭，企業集團夠依托自身的內部資本市場，憑借自身的信息優勢、資源配置優勢以及避稅優勢降低其交易成本，因而成為我國市場經濟的重要組成部分。然而，隨著企業集團式的發展，集團內部的治理缺陷也逐漸凸顯。相比于單一企業，企業集團一般通過交叉持股或金字塔股權結構對成員公司進行控制，而這一復雜的股權結構會帶來多重代理問題，降低集團總部的信息傳遞效率及監管效率。此外，隨著信息不對稱程度的加劇，成員公司為獲取更多資源，可能會產生更多“機會主義”或“尋租”行為，通過增加私有性資產、隱藏信息甚至會計舞弊等方式“包裝”自己，以獲取超額資助，最終降低集團運作效率。且在監督效率較低的情形下，各成員公司間存在的大量關聯交易，各子公司行為難以被統一規劃、統一治理，進而成為誘發企業業績造假、盈余管理的重要因素（Rasheed and Mallikarjunappa，2018；Hung et al.，2018）?？梢钥闯觯岣呒瘓F內部的信息傳遞效率，強化其監督職能，是降低集團內部機會主義行為及提高集團運作效率的關鍵。

外部審計是降低代理問題及信息不對稱的重要手段（Fan and Wong，2005），能夠為企業提供監督有用信息，并為企業經營發展提供咨詢建議。然而，在企業集團的情景中，若審計師只審計其中一家公司，難以從整體層面厘清成員公司間的大量交易實質，難以發現企業間利用真實交易進行的盈余互換，最終可能造成信息的解讀不足或過度。相比于單獨審計，共同審計具有信息與資源整合的天然優勢。共同審計不僅能夠通過對多家上市公司進行信息搜集和實地調查，從整體層面把握被審計單位的經營狀況，進而做出更準確的職業判斷并提高審計效率（鄢翔等，2018）；而且可以將搜集到的真實可靠信息提供給集團總部，強化對上市公司的監督和治理，進而有利于提升集團的組織運作效率。此外，共同審計師能夠幫助集團的實際控制人訂立統一標準，增加信息的可比性，從整體層面分析集團上市公司行為，進而能夠幫助企業集團處理信息并評估其決策。因此，加強對集團共同審計的研究具有很強的實踐價值和意義。

盈余管理是企業為隱藏業績信息、獲取融資所采取的常見手段；但在以往部分研究中指出，集團共同審計并未降低代表“低質量審計”的應計盈余管理（王春飛等，2010；伍利娜等，2013），反而可能因共同審計的整體收費過高而產生審計意見購買。而實際上，在企業集團中，隨著我國監管制度的逐步完善、注冊會計師水平的逐步提高，應計盈余管理并非集團進行業績裝飾的首選。在企業集團內，由于各成員公司間天然的關聯關系，使得企業更愿意采用真實交易進行“利益轉移”，進而實現盈余平滑或轉移的目的，這類盈余管理具有一定的隱蔽性，既可以通過真實交易降低相關法律責任，其隱藏在多家公司交易中的特征又能夠削弱注冊會計師對單一公司審計時的搜證效率。因此，基于集團共同審計的監督特征，討論其對于審計質量的提升效應不僅要考慮企業的應計盈余管理行為，還應探討其對于企業真實盈余的抑制效應。

鑒于此，本文以2005-2018年我國A股集團上市公司為樣本，探究共同審計對企業不同類型盈余管理行為的影響。研究發現：集團共同審計對企業應計盈余管理的作用不明顯，但卻能顯著抑制企業的真實盈余管理行為；并且當企業所在地區制度環境較差、企業聘用“非四大”會計師事務所審計以及企業距離總部較遠時，集團共同審計對真實盈余管理的抑制作用尤為顯著。這一結論一方面說明了集團上市公司盈余管理行為的選擇偏好，另一方面論證了共同審計對于優化企業信息、降低集團機會主義行為的正面作用。

本文可能的貢獻在于：第一，區別于以往采用應計盈余替代審計質量的研究，本文基于真實盈余管理視角，為集團共同審計的監督和治理效應提供了新的經驗證據，拓展了代理框架下共同審計的經濟后果研究。第二，突破原來孤立地探究單獨審計與上市公司的研究局限，從集團共同審計的角度，考察共同審計是否對企業的應計盈余管理和真實盈余管理產生影響，豐富了關于審計外部監督與公司盈余質量關系的研究。第三，從制度環境、事務所執業能力以及上市公司距離總部地理位置遠近對共同審計與企業盈余管理之間的關系進行截面分析，進一步證實了集團共同審計的監督和治理有效性。

二、文獻回顧

企業集團主要應降低市場交易成本需求而生，在融資、投資和經營業績等方面都發揮了較大的優勢?；谡w最優發展考慮，企業集團通過構建內部資本市場來滿足成員公司的融資需求，進而保持對資源的合理調配和使用。企業內部資本市場的存在，一方面能夠降低集團企業的財務約束和關聯公司間的融資限制（Saeed and Sameer，2015；Anagol and Pareek，2019）；另一方面，在緩解信息不對稱和降低市場交易成本的基礎上，使得資金投資于利益最大化項目，進而能夠提高成員企業投資效率（Khanna and Palepu，2000），表現為在降低成員公司過度投資的同時，也能夠緩解集團整體的研發不足（Tan et al，2018）。此外，企業集團化經營表現出更出色的經營績效（Khanna and Palepu，2001），且該業績增長在集團內部具有一定的“傳導效應”；究其原因，Lahiri et al（2017）研究認為，集團化經營下的高績效主要源于對不同行業信息與資源的整合。

盡管企業集團運作表現出一定的有效性，但其并非完全有效，集團內的信息不對稱、雙重代理問題和集團社會主義現象等持續存在，對企業集團整體運營產生不良影響。其中，集團內的雙重代理問題是內部資本市場失效的重要因素（楊棉之等，2010），尤其是來自于總部與各成員公司之間的代理問題。集團中的成員公司目標與總部目標并不一定完全一致，造成各成員公司有動機不惜犧牲集團整體利益而提高企業價值。比如分部經理為獲取更多資源，有動機向集團總部進行尋租，導致內部資金與資源的配置失衡于部門業績或部門發展前景（Scharfstein and Stein，2000），同時傾向于選擇過度投資（Zhang and Chen，2014），降低了集團企業投資效率。進一步地，當外部市場環境較差時，大股東很可能會通過內部資本市場進行利益輸送或掏空（楊棉之，2006）。另外，伴隨著企業集團由多控制層級和復雜的關聯交易等產生的信息不對稱，成員公司管理層更容易通過盈余管理等方式進行財務舞弊，向集團總部披露有偏信息，進而加劇集團代理問題。

獨立審計作為外部治理機制，是降低代理問題的重要手段（Fan and Wang，2005），并且能夠有效緩解企業信息不對稱。現有文獻研究也表明，經國際大所（Francis等，1999）或行業專長審計師審計（Balsam等，2003）的財務報告，表現出更高的會計信息質量水平。盈余管理是影響企業會計信息質量的重要因素之一（劉慧龍等，2014），主要包括應計盈余管理和真實盈余管理（Roychowdhury，2006），兩者都具有較高的訴訟風險，并且真實盈余管理往往會造成對公司的實質性損害。根據保險理論，研究發現，高質量獨立審計尤其是具有行業專長的審計師有能力識別和抑制企業的應計盈余管理和真實盈余管理（Krishnan,2003；范經華等，2013）。相對單獨審計，共同審計具有很強的信息“外溢效應”。現有研究指出，共同審計借助其共享信息優勢，能夠提高審計質量（Johnstone et al.，2014；鄢翔等，2018）、并購績效（Chircop et al.，2017）和投資效率等（Labro et al.，2019）。然而卻鮮有文獻關注共同審計可能具有的監督和治理效應，更缺乏研究企業集團中的共同審計對成員公司盈余管理的影響。

三、理論分析與研究假設

盈余管理是影響會計信息質量的重要因素（孫宸和莊新田，2023），同時是企業代理問題和信息不對稱的直接不良后果。企業集團中的盈余管理行為或許更加普遍和復雜，從企業集團發生盈余管理的動機出發，企業集團的復雜控制結構，容易造成總部難以真實了解到成員公司的實際努力程度（曙光等，2022），可能出現管理者努力程度大于其實際回報的情況，那么，管理層出于個人利益維護，可能會選擇進行盈余管理以彌補自己額外的付出。并且，成員公司都面臨來自集團總部一定的業績要求壓力，進一步促使代理人通過盈余管理方式來進行業績操縱，尤其是當期業績表現不好的部門。此外，集團成員公司代理人也是理性經濟人，有追逐個人私利的動機，可能會選擇通過盈余管理來掩飾自己較低的努力水平。從企業集團發生盈余管理的便利條件出發，相比于獨立上市公司，企業集團的信息傳遞效率相對較低，集團總部對成員公司的監管困難，彼此之間的信息不對稱程度增加，降低了公司會計舞弊的成本，從而可能加劇集團成員公司的盈余管理行為。

相比于單獨審計，共同審計的主要優勢在于能夠有效整合信息資源，表現出更強的審計專業能力，進而能夠在緩解集團總部與上市公司之間代理問題方面發揮明顯優勢。面對代理問題下，操縱難度與風險不同、隱蔽性存在差異的兩類盈余管理方式，集團共同審計可能會發揮不同的監督和治理效應。本文預期集團共同審計對應計盈余管理的影響不顯著，原因在于，一方面，通過選擇不同政策或估計方法進行會計處理，是實施應計盈余管理的主要會計手段，但這種基于權責發生制的盈余操縱，一般事務所審計往往能夠識別并有效抑制（Krishnan,2003；蔡春等，2005），此時共同審計的優勢可能不夠明顯。另一方面，應計盈余管理往往受前期盈余調整程度的限制，也容易引起審計和監管部門的審查，具有一定的風險（Roychowdhury，2006）。為達到集團總部擬定的高業績要求，成員公司可能會選擇進行更多的真實盈余管理，較少實施應計盈余管理。此外，企業應計盈余管理主要針對當年收益，借助不同的會計處理方法進行不同期間的調整，不太需要與其他成員公司相互配合，也較少涉及成員公司間的關聯交易，如此共同審計的作用優勢難以凸顯。據此，本文提出如下假設：

假設1a：相對于單獨審計，集團共同審計對成員公司應計盈余管理的抑制作用不明顯。

隨著制度逐漸完善與監管趨嚴，應計盈余的操縱空間被壓縮，操縱風險不斷加大（胥朝陽和劉睿智2014），促使更具隱蔽性的真實盈余管理成為企業進行會計舞弊的首選方式。本文預期集團共同審計對真實盈余管理有顯著的抑制作用，主要得益于其同時審計多家上市公司的“天然優勢”。具體而言，一是集團共同審計擁有更強的盈余管理識別能力。一般審計師應對企業的高隱蔽性真實盈余管理確實存在困難（范經華等，2013），加之集團上市公司利用各部門間的相互關聯，會進行更多的真實交易，以實現成本利潤轉移，導致單獨審計對真實盈余管理的甄別難度加大。而共同審計能夠持續跟蹤集團多家上市公司的業務關聯和資金流動等，有利于其全面解讀企業信息披露，整體把控審計風險，有效識別和監督上市公司的真實盈余管理行為。二是集團共同審計具有更低的監督成本。不同于單獨審計，作為多家集團上市公司的信息搜集方，共同審計能夠借助專業優勢，快速有效地整合并系統掌握被審計企業的經營狀況，節約了時間成本。同時共同審計能夠提供給集團總部更加全面的真實可靠信息，進一步加強總部對上市公司管理層的了解與監督，兩者形成監督合力，最終減少集團企業的應計盈余管理。據此，本文提出如下假設：

假設1b：相對于單獨審計，集團共同審計能夠降低成員公司的真實盈余管理行為。

考慮制度環境的差異，良好的制度環境能有效約束市場主體的經濟行為（莊飛鵬，2019），意味著當集團上市公司所處地區的制度和法律環境較好時，其進行盈余管理所面臨的處罰較高，即便是通過相對隱蔽的真實盈余管理。因而在制度環境較為薄弱的地區，企業會有相對較多的隱藏差錯和盈余管理等機會主義行為，增加了審計風險。考慮到集團上市公司本身相對復雜的控制結構與關聯交易，進一步促使共同審計師在制度環境較差的地區，有強烈的動機去抑制企業盈余管理，以降低執業風險。從另一個角度來說，集團公司存在多層級的信息傳遞，效率相對較低（鄢翔等，2021）。若所處市場制度環境較差，將進一步加劇集團總部與上市公司以及上市公司之間的代理問題和信息不對稱。而共同審計剛好發揮本身的信息整合優勢，能夠更有效抑制企業的會計舞弊行為。整體而言，相對于制度環境較好地區，集團共同審計更有動力也更有優勢去監督處于制度環境較差的上市公司的真實盈余管理。據此，提出如下假設：

假設2: 相對于制度環境較好地區的集團上市公司，共同審計對真實盈余管理行為的抑制作用在制度環境較差集團上市公司中更顯著。

考慮集團上市公司所聘用審計師執業水平高低，相較于“非四大”事務所，“四大”事務所具備的客戶資源和經濟實力賦予了其審計師更強的專業勝任能力。出于聲譽風險的考慮，四大所也有著很強的動力監督被審計單位的機會主義行為（劉暢，2022）。因此，在集團企業中，四大所審計師基本能夠獨立對客戶公司的盈余管理等舞弊行為進行有效抑制，從而弱化了共同審計的作用優勢。反之，當集團上市公司聘用的審計師來自“非四大”事務所時，掌握多家成員公司間的經營和業務關聯等信息就顯得尤為重要。一方面，有利于強化審計師對被審單位的全面認識，另一方面，通過信息溢出效應有助于提高審計師審計能力，進而有效識別和減少集團上市公司的會計舞弊行為，體現共同審計從整體層面實現對集團上市公司的系統性監督優勢，表現為對集團上市公司真實盈余管理更加明顯的抑制作用。據此，本文提出如下假設：

假設3: 相對于聘用“四大”的集團上市公司，共同審計對真實盈余管理行為的抑制作用在聘用“非四大”的集團上市公司中更顯著。

考慮距離集團總部地理位置遠近，集團成員上市公司一般分布較廣，其信息不對稱程度要明顯高于獨立公司。研究表明，成員公司與集團總部之間的地理距離較遠，會阻礙總部人員對各分部的實地考察，降低集團總部對各上市公司的信息搜集與資源整合（Sumit and Robert，2010），導致信息摩擦，進一步降低了彼此間的信息傳遞效率，為成員公司進行尋租和短期行為提供了便利。然而作為持續跟蹤多家上市公司的共同審計師，為規避審計風險，并不會因為地理距離而放棄對被審計單位的各項資金流動和關聯交易等信息的搜集。相反，距離越遠，被審計單位舞弊可能性越高，共同審計師越需要從多渠道獲取信息以相互佐證，從而更好地發揮其對上司公司盈余管理等舞弊行為的抑制作用。相比之下，距離集團總部較近的上市公司，由于受到來自總部近距離的頻繁監督和指導（于瑤和祁懷錦，2021），可能較少存在盈余操縱等不良行為，進而難以凸顯共同審計對這類公司的作用。據此，本文提出如下假設：

假設4：相對于距離總部位置較近的集團上市公司，共同審計對真實盈余管理行為的抑制作用在距離總部位置較遠的集團上市公司中更顯著。

四、研究設計

（一）樣本選取和數據來源

本文通過手工搜集的中國2005-2018年隸屬企業集團的上市公司數據為研究對象，相關財務數據來自國泰安數據庫以及萬德數據庫。在此基礎上，本文對樣本進行了如下處理：（1）剔除了金融類公司樣本，（2）剔除了無法區分是否擁有共同審計師的樣本；（3）剔除了變量缺失的樣本；（4）對所有連續變量進行了上下各1%的winsorize處理。經過上述處理，共篩選出6425個樣本觀測值。

（二）變量定義

1.被解釋變量：應計盈余管理（DA）和真實盈余管理（REM）。借鑒胥朝陽和劉睿智（2014），使用修正的Jones（1991）模型計算的殘差項絕對值表示集團上市公司應計盈余管理的程度。借鑒葉康濤等（2015），使用操控性經營現金流、操控性生產成本以及操控性酌情費用共同表示集團上市公司的真實盈余管理水平。

2.解釋變量：集團共同審計（Common_firm）。同一集團內，若兩家（或以上）上市公司使用同一家會計師事務所，則將這些集團上市公司認定為集團共同審計公司，此時Common_firm取值為1，否則為0。另外，在穩健性測試中，本章引入了上市公司是否隸屬于擁有共同審計師的企業集團（Common_firm2）、審計師個人層面上的集團共同審計（Common_firm3）以及集團總部與上市公司共享審計師（Link）等定義。

3.控制變量的具體定義如表1所示。

表1 變量定義

（三）模型構建

為驗證假設1a和1b，本文構建如下模型（1）。同時，為驗證假設2—4，本文分制度環境、是否聘用四大及上市公司所處地理位置三個截面對模型（1）進行回歸。

其中DA為集團上市公司應計盈余管理變量，借鑒胥朝陽和劉睿智（2014）等研究，采用修正的Jones（1991）模型估計盈余管理。其表達式如下：

其中，TA為公司第t年的總應計盈余，使用營業利潤與經營活動的現金凈流量之差表示；A為公司滯后一期的年末總資產，?Sales和?REC分別為公司營業收入和應收賬款的變動值，而PPE表示公司的年末固定資產總額。根據上述模型（2）分行業年度進行回歸，其殘差的絕對值作為公司應計盈余管理的替代變量，其值越大，表示公司的應計盈余管理越高。

REM為集團上市公司真實盈余管理指標。借鑒葉康濤等（2015）的研究，本文使用銷售性經營現金流量、生產性成本以及酌量性費用操控估計模型度量公司真實盈余管理的程度。其具體度量方法如下：

（1）銷售性經營現金流量操控估計模型

其中，CFO為公司經營活動現金流，A為滯后一期的公司年末總資產，Sales和?Sales表示公司營業收入及其變動值。對模型（3）進行回歸，其殘差值為操控性經營現金流（ReCFO）。

（2）生產性成本操控估計模型

其中，COGS表示銷售成本；?INV表示存貨的變動量；Prod為生產成本，其值等于銷售成本（COGS）與存貨變動量（?INV）之和。綜合模型（4）與模型（5），得出生產性成本操控回歸模型（6），分行業和年度進行回歸，所得出的殘差值即為操控性生產成本（ReProd）。

（3）酌量性費用操控估計模型

其中，DISExp為酌量性費用，使用銷售費用及管理費用之和表示，按照模型（7），分行業及年度進行回歸，計算得出的殘差為操控性酌量費用（ReExp）。

在計算完成三類操控性指標的基礎上，集團上市公司真實盈余管理總額的計算方式為：REM-Reprod-ReCFO-ReExp。

五、實證結果分析

（一）描述性統計

表2為集團共同審計與盈余管理相關變量的描述性統計結果。其中集團上市公司應計盈余管理（DA）的均值為0.07，最大值0.496，最小值為0.001，標準差為0.079；真實盈余管理（REM）的均值為-0.062，最大值為0.582，最小值為-0.609，標準差為0.152。在樣本區間內，有50.3%的集團上市公司使用了共同審計師（Common_firm），且該變量方差為0.5，表明共同審計師在各集團內的分布較為平均。其余控制變量與以往研究基本保持一致。

表2 描述性統計

（二）相關性分析

表3為集團共同審計與上市公司盈余管理有關變量的相關性分析。在單變量相關性分析中，集團共同審計（Common_firm）與應計盈余管理（DA）的相關系數雖然為負（-0.022），但在統計上并不顯著；而共同審計變量與集團上市公司真實盈余管理的系數為-0.047，且在1%的統計水平下顯著，初步論證了集團共同審計對于成員公司真實盈余管理的抑制作用。此外，集團上市公司的負債比例（Lev）與真實盈余管理顯著正相關，表明隨著集團上市公司自有資金的減少，管理層越傾向進行盈余管理對公司進行掏空；而集團上市公司資產（size）、總資產收益率（Roa）、董事會規模（Board）、高管薪酬（Pay）以及第一大股東持股比例（Share1）與盈余管理顯著負相關，這說明隨著集團上市公司的規模擴大、運營能力提升、內部治理水平越好以及受集團總部控制越大時，其真實盈余管理的水平越低。

表3 主要變量的相關系數

（三）回歸結果

1.基準回歸結果

集團上市公司共同審計師（Common_firm）對其盈余管理（DA/REM）的影響如表4所示：其中，共同審計（Common_firm）與應計盈余管理（DA）的回歸系數為-0.000，且在統計上不顯著，表明相比于單獨審計，集團共同審計對于上市公司應計盈余管理抑制的增量作用不大；而共同審計（Common_firm）與真實盈余管理（REM）的回歸系數為-0.014，且在5%的統計水平下顯著相關，說明集團公司聘用共同審計能夠顯著降低其上市公司的真實盈余管理行為。本文的假設1a和假設1b均得以驗證。

表4 集團共同審計與上市公司盈余管理

2.截面回歸結果

（1）制度環境截面

表5為考慮不同地區制度環境后，集團共同審計對集團上市公司真實盈余管理行為治理作用的結果。第（1）和（2）列顯示，集團共同審計（Common_firm）與真實盈余管理（REM）的回歸系數在集團上市公司注冊地處于制度環境較差與較好分組時分別為-0.016以及-0.008，且只在制度環境較差的分組中顯著（在1%的統計水平下顯著為負），說明集團共同審計對于真實盈余管理的抑制作用在上市公司地處制度環境較差地區時更為顯著。原因在于，制度環境較差帶來的監管成本提升加劇了上市公司的真實盈余管理程度，且在這種情況下，外部共同審計替代制度環境對公司的治理作用更加明顯，本文的假設2得以驗證。

表5 集團共同審計與上市公司真實盈余管理—制度環境截面

（2）“四大”事務所截面

表6匯報了集團上市公司是否聘用“四大”事務所對共同審計師治理作用的影響，第（1）和（2）列的結果顯示，集團共同審計（Common_firm）與真實盈余管理（REM）的回歸系數在“非四大”組為-0.016，且在1%的統計水平下顯著；而在“四大”組中，共同審計與真實盈余管理的回歸系數雖然為負（-0.007），但在統計上不顯著。這表明當集團公司聘用“四大”會計師事務所時，由于審計師的專業能力已經足夠高，且基于聲譽維護，“四大”審計師對于上市公司真實盈余管理行為的抑制行為更強，因而當集團聘用共同審計師時，其對于真實盈余管理的增量抑制作用相對減弱，本文的假設3得以驗證。

表6 集團共同審計與上市公司真實盈余管理—事務所截面

（3）地理位置截面

表7的結果顯示了共同審計對真實盈余管理行為的抑制作用在集團上市公司處在不同地理位置時的差異。表中第（1）和（2）列顯示，集團共同審計（Common_firm）與真實盈余管理（REM）的回歸系數在集團上市公司與總部在同一省份的分組中為-0.013，但在統計上不顯著；而在集團上市公司與總部處在不同省份時，集團共同審計與上市公司真實盈余管理的回歸系數為-0.013，且在10%的統計水平下顯著，表明當總部距離上市公司較遠時，集團實際控制人對于上市公司的控制能力較低，其對于上市公司真實盈余管理的抑制作用較小，因而共同審計師在這類企業中所發揮的治理作用越強，本文的假設4得以驗證。

表7 集團共同審計與上市公司真實盈余管理—地理位置截面

六、穩健性檢驗

（一）內生性問題

企業集團事務所的選擇及其治理作用可能會受到集團特征以及事務所反向選擇等因素的影響，使得本章的結論可能存在內生性問題；基于此，本章利用事務所合并的外生事件，通過構造雙重差分(DID)模型（8），檢驗由于事務所合并而形成的集團共同審計(并非集團與事務所之間的自選擇形成)對上市公司真實盈余管理的影響，有助于緩解上述內生性問題。

其中，將篩選出的在樣本區間內因會計師事務所合并而變為集團共同審計的公司樣本作為實驗組（Treat=1）；考慮到會計師事務所合并而導致集團共同審計的樣本較少，本文按照1：10的比例按公司規模、負債率以及總資產收益率進行匹配，得到對照組（Treat=0）。此外，在事務所合并的當年及以后，Post取值為1，否則為0。對模型（8）進行回歸，結果如表8所示，交乘項Post*Treat與集團上市公司真實盈余管理（REM）的回歸系數為-0.012，且在10%的統計水平下顯著，表明由于外生事務所合并事件所造成的集團共同審計依舊能夠降低集團上市公司的真實盈余管理水平。排除了企業集團與共同審計師的自選擇等內生性問題，進而證明了研究結論的穩健性。

表8 穩健性測試—事務所合并

（二）變更共同審計師定義

使用不同共同審計師定義，對集團共同審計抑制上市公司真實盈余管理行為的假設重新進行回歸，結果如表9所示。其中，第（1）（2）（3）列分別列示了集團層面（企業集團中存在聘請共同事務所的上市公司，則集團內所有上市公司樣本該變量取值為1）、個人層面（多家集團上市公司聘用同一審計師）以及母子公司層面（集團總部與上市公司聘用同一事務所）共同審計對于上市公司真實盈余管理的影響。可以看出，集團層面（Common_firm2）、個人層面（Common_firm3）以及母子公司層面（Link）集團共同審計與真實盈余管理（REM）的回歸系數分別為-0.016，-0.003和-0.023；且在集團層面以及母子公司層面的回歸中，系數都在1%的統計水平下顯著。此結果不僅拓展了集團共同審計影響上市公司真實盈余管理的范圍，并利用不同視角證明了集團共同審計的作用效果。

表9 穩健性測試—替換自變量

（三）控制因變量滯后項

由于企業的真實盈余管理可能是一個長期過程，因而上一年度的真實盈余管理行為可能會影響本年度企業真實盈余管理的程度。為控制上述可能的影響，在該穩健性測試中，本文控制了真實盈余管理的滯后項（LREM），回歸結果如表10所示?？梢钥闯觯诳刂埔蜃兞繙箜椇螅瘓F共同審計（Common_firm）與上市公司真實盈余管理（REM）的回歸系數依舊為負（-0.013），且在1%的統計水平下顯著；由此排除了上市公司真實盈余管理程度受往期真實盈余管理影響的路徑，使得研究結論更加可信。

表10 穩健性測試—因變量滯后一期

（四）內部控制截面

如前所述，當集團總部對于上市公司的控制缺失時，上市公司高管為達到總部對于各成員公司的經濟任務、扭曲信息以獲取更多資源、獲取私人收益等目的，會使上市公司產生盈余管理行為，且由于監管和控制的缺失，這類行為的處罰成本降低，加劇了盈余管理的程度。集團共同審計強化了集團總部對于成員公司的控制，且基于共同審計的外溢效應，其能夠為集團總部提供更多上市公司的整體層面信息，并對信息進行整合處理，既能夠幫企業集團更好地控制成員公司，又有助于事務所本身對上市公司的監管。因而，在內控缺失的集團上市公司中，共同審計對于上市公司真實盈余管理的效果應當更加顯著。表11列示了不同內控環境下，集團共同審計對于真實盈余管理的抑制作用。其中，內控環境分組的依據來自于迪博數據庫中國上市公司內控指數(2005-2016)的公開數據 ，以集團上市公司中該指數的中位數為基準，高于中位數為內控較好組，否則為內控較差組。可以看出，第(1)列中，當集團內控環境較差時，集團共同審計(Common_firm)與真實盈余管理(REM)的回歸系數為-0.011，且在10%的統計水平上顯著；而第(2)列中，當內控環境較好時，共同審計指標與真實盈余管理的系數雖然為負(-0.011)，但在統計上不顯著；進一步論證了本文的結論。

表11 穩健性測試—內部控制截面

（五）“十大”事務所截面

由于上述截面中，聘用“四大”會計師事務所的集團上市公司數量較少，可能會影響到假設3的結論。因此，在穩健性測試中，使用中國注冊會計師協會發布的歷年《會計師事務所綜合評價前百家信息》中排名前十位的事務所定義為“十大”會計師事務所，并替換“四大”會計師事務所，對該假設重新進行回歸，結果如下表12所示。第（1）列中，當集團聘用的事務所為“非十大”時，共同審計（Common_firm）與真實盈余管理（REM）的回歸系數為-0.016，且在5%的統計水平下顯著；而第（2）中，集團聘用“十大”事務所時，共同審計師對于上市公司真實盈余管理的增量抑制效應不強(系數-0.009，但在統計上不顯著)，進一步論證了本文的研究結論。

表12 穩健性測試—十大會計師事務所截面

七、研究結論

企業盈余管理行為一直是審計師重點關注的問題。本文選取2005-2018年我國A股集團上市公司數據，實證檢驗集團共同審計對上市公司盈余管理行為的影響。結果發現：集團共同審計通過發揮信息整合優勢抑制企業的盈余管理，具體而言，共同審計對企業應計盈余管理影響不大，但卻能夠顯著抑制企業真實盈余管理。進一步的截面分析表明，共同審計對真實盈余管理的抑制作用在制度環境較差、集團聘請“非四大”事務所和上市公司距離集團總部較近的樣本中更加顯著。

本文在理論上，通過分別檢驗集團企業內共同審計對上市公司應計盈余管理與真實盈余管理的影響，厘清了共同審計與不同盈余管理間的關系，增加了共同審計與差異化盈余管理治理的研究。同時，該研究既揭示了集團上市公司存在的盈余管理行為，也在豐富共同審計的信息外溢效應基礎上，拓展了其監督和治理有效性，為共同審計提供了新的研究視角。在實踐中，企業集團可考慮選擇聘請同一家會計師事務所，借助共同審計的監督和治理優勢，以緩解集團內部代理問題和信息不對稱，進而提高集團的內部市場運行和整體資源配置效率。而且共同審計能夠發揮有效的監督和治理作用，尤其在制度環境較差的地區，可適當彌補市場監管力度不足，同時有助于引導投資者做出合理決策，優化市場整體資源配置效率。