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北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2019 年摇 第 1 期

          表 7摇 稳健性检验:DD 模型的回归结果                     表 9摇 稳健性检验:模型(4)按照透明度分组回归的结果

             因变量 = ABFEE      因变量 = AUDOPIN                      简单模型              DD 模型
     变量                                               变量
            模型(4)    模型(6)    模型(5)    模型(7)                 透明度 = A 透明度屹A 透明度 = A 透明度屹A

             0郾 008          - 0郾 019 ***            DA_CON   - 0郾 007  - 0郾 050  ***  - 0郾 000  - 0郾 027 ***
    DA_CON
            (0郾 94)          ( - 3郾 93)                      ( - 0郾 96) ( - 12郾 72) ( - 1郾 32) ( - 40郾 88)
                         ***               ***
                     0郾 045            0郾 005       控制变量       控制       控制      控制       控制
      DA
                     (36郾 28)          (3郾 23)       组间 R 2   0郾 056 6  0郾 141 8  0郾 055 0  0郾 405 5
   控制变量      控制       控制       控制       控制           样本量       1 188   3 200    1 188   3 200

         2
                                                                *
    组间 R    0郾 136 3  0郾 120 8  0郾 191 4  0郾 187 5  摇 摇 注:  *** 、 ** 、 分别表示系数在 1% 、5% 和 10% 水平
    样本量      5 921    5 921    5 921    5 921      上显著;括号内为 T 值;因变量为 ABFEE。
                *
   摇 摇 注:  *** 、 ** 、 分别表示系数在 1% 、5% 和 10% 水平      摇 摇 此外,对于假设 2,亦运用简单模型和 DD 模
   上显著;括号内为 T 值。                                   型估计了模型 8,回归结果中 DA_CON              i,t  伊 REV i,t

   比于非纳税型盈余操纵,不论是从审计收费,还是                          的系数分别为 - 0郾 194、 - 0郾 276,且均在 1% 水平
   从审计意见来看,审计师对客户纳税型盈余操纵                           下显著,与原检验中系数的方向及显著性一致,假
   的关注及预警程度均较低,与假设 1 中的检验结                         设 2 的结果同样具有稳健性。
                                                       七、结论及启示
   果相一致,结论较为稳健。
                                                       盈余操纵与审计收费和审计意见的关系已经
        表 8摇 稳健性检验:简单模型的回归结果表
                                                   受到了诸多关注。 随着一些学者对会计税收差异
               因变量 = ABFEE     因变量 = AUDOPIN
      变量                                           的深入研究,发现企业在进行盈余操纵时有“ 会
             模型(4)    模型(6)   模型(5)    模型(7)
                                                   计税收联动冶 和“ 会计税收不联动冶 两种行为方
     DA_CON  - 0郾 048  ***    - 0郾 030  ***        式。 对于前者,企业为其盈余操纵承担了税负成
            ( - 13郾 07)       ( - 7郾 27)           本(纳税型盈余操纵),后者则不为其盈余操纵承

       DA             0郾 032 ***       0郾 003 **   担税负成本(非纳税型盈余操纵)。 本文从审计
                                                   师的角度出发,研究在审计诉讼风险较低且买方
                      (31郾 36)          (2郾 20)
                                                   (被审计的公司)占主导地位的审计市场中,客户
    控制变量       控制      控制       控制       控制
                                                   公司的纳税型盈余操纵是否比非纳税型盈余操纵
          2
     组间 R     0郾 305 5  0郾 241 3  0郾 201 3  0郾 185 4
                                                   更能减少审计师风险,审计师又是否会对此二种
     样本量       5 921   5 921    5 921   5 921
                                                   情况采取不同应对策略。 研究结果表明,客户对
                *
   摇 摇 注:  *** 、 ** 、 分别表示系数在 1% 、5% 和 10% 水平      盈余操纵的纳税程度越大,审计收费和收到非无
   上显著;括号内为 T 值。                                   保留审计意见的概率越低。 这表明虽然纳税型盈
   摇 摇 同时,分别将简单模型和 DD 模型下估算盈                       余操纵与非纳税型盈余操纵行为都降低了上市公

   余操纵的样本进行透明度分组,结果如表 9 所示。                        司的盈余持续性,但由于前者更加隐蔽,审计师并
   从表 9 中可看出,在透明度低(透明度屹A) 的分                       没有同等对待这两类行为。 此外,纳税型盈余操
   组中, 纳税型盈余操纵 DA_CON 与异常审计费用                      纵和审计收费及非无保留审计意见负相关的关系
   ABFEE 显著负相关(回归系数分别为 - 0郾 050(简                  主要存在于低透明度的公司中。 因此,提高上市
   单模型)、 - 0郾 027(DD 模型)),而在透明度高的                  公司信息披露程度,降低信息不对称性有利于减
   分组中,则未出现此种负相关关系。 该结果与假                          少审计师对客户纳税型盈余操纵的“纵容冶行为。
   设 3 主检验中的结论一致,支持了“纳税型盈余                         研究丰富了纳税型盈余操纵和非纳税型盈余操纵
   操纵与异常审计收费、非无保留审计意见的负相                           的相关文献,但由于纳税申报表的保密性,在会税
   关关系主要存在于透明度低的公司冶的假设。                            差估计的准确性方面仍有一些局限,期望未来的

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