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盈余管理内部审计质量与协同探究

盈余管理内部审计质量与协同探究摘要: 摘要:本文选取2012—2018年沪深A股上市高新技术企业作为研究对象,运用实证研究方法分析盈余管理、内部审计质量与协同创新之间的关系,最终得出以下结论:内部审计质量能够促进协同创新绩效的提升;盈余管理会抑制…

摘要:本文选取2012—2018年沪深A股上市高新技术企业作为研究对象,运用实证研究方法分析盈余管理、内部审计质量与协同创新之间的关系,最终得出以下结论:内部审计质量能够促进协同创新绩效的提升;盈余管理会抑制协同创新绩效的提升;盈余管理会削弱内部审计质量对协同创新绩效的促进作用。

关键词:盈余管理内部审计质量协同创新

一、引言

在市场变化复杂化、社会消费者需求多样化的作用下,企业以往开展的单独创新活动无法满足社会各方面需求,在企业不断寻找创新合作伙伴的过程中,逐渐推动了创新活动网络化发展,协同创新模式也开始兴起。协同创新是以政府作为引导,以知识增值为核心,以企业、高校和研发机构为主体开展的网络化创新模式,旨在有效整合各领域技术资源、研发资源,实现重大技术创新并加快商业化。在十八大提出“创新驱动”发展战略后,协同创新上升至国家战略层级,教育部提出的“高等学校创新能力提升计划”从2012年启动,后续一系列的政策推动协同创新高速发展。现阶段全国各地成立了多种形式的协同创新中心、协同创新研究院等,但在相关机制不健全的情况下,技术交易和利益分配的博弈从中作祟,各参与主体之间的信任度和深化合作程度不高,拉低了协同创新绩效。企业作为协同创新重要的参与主体,一般需要承担大部分研发资金,同时要贡献自身技术资源和商业判断,以此保证研发项目的顺利开展。然而企业更重要的业务是生产经营,无法将大量的时间和精力放在协同创新研发项目上,此外,企业一旦出现财务状况或管理缺失必定会波及在协同创新中的参与度和投入力量。由此,本文从企业的盈余管理、内部审计质量两个角度分析对协同创新绩效的影响。

二、理论分析与研究假设

协同创新与传统的创新模式的区别主要是在国家意志的引导和安排下,以知识增值为核心,企业、高校和研发机构发挥各自的资源优势、技术优势加快创新项目的研发、成果转化。作为新兴的跨界创新组织形式,协同创新得以成功的关键是目标一致性、参与主体紧密合作以及资源高度整合。在协同创新模式中虽然由政府作为主导,但在技术交易、利益分配方面存在各参与主体博弈状况,为了自身利益高校或研发机构可能会出现逆向选择甚至在研发过程中停止技术支持,因此,企业需要通过内部审计来保证自身的博弈优势防范逆向选择风险,同时保证各参与主体的紧密合作,以此提升协同创新绩效。企业和研发机构在协同创新过程中获取的收益往往会少于企业,鉴于隐性知识识别难度较高,企业和研发机构可能会将隐性知识转移来弥补自身获取利益的缺失,为此,企业需要在协同创新的各个阶段开展审计工作,避免隐性知识被转移保证利益分配的公平性。协同创新模式得以顺利开展的关键是各参与主体的紧密合作,信息透明度是保障各方紧密合作的基础,企业的内部审计报告能够显著增加各参与主体之间的信息透明度,此外,企业的内部审计报告能够为协同创新提供信息数据,帮助企业更加系统的汇总整理隐性知识和显性知识,对协同创新绩效具有显著的提升作用。通过上述分析可以看出,企业的内部审计对协同创新绩效的提升具有积极的影响,由此提出以下假设:假设1:企业内部审计质量越高,协同创新绩效越高盈余管理不仅是通过会计或非会计手段对会计收益进行调整,更为重要的是基于特定目的对披露的会计信息进行管理。目前广大学者对盈余管理的研究是多角度的:从目的来看,盈余管理违背了中立原则,管理者的自利行为会导致会计报告有所倚重,扭曲企业的真实财务状况损害公众利益;从手段来看,盈余管理存在多种方式而且覆盖对外披露的任何环节,例如会计政策选择、投融资决策调整、资产折旧调整等,该部分行为不仅会影响企业的盈利更会故意扭曲部分会计数据;从会计信息来看,盈余管理会导致披露的会计信息顺从管理者的意愿,误导会计信息使用者对企业经营业绩的理解,影响其决策的制定。盈余管理作为企业开展财务操纵的主要手段,对协同创新的影响主要体现在以下几个方面。第一,企业开展较高程度的盈余管理往往是出于管理者的自利目的,实际采用的手段可能是减少创新研发活动的支出,退而追求短期利润投资,部分学者通过实证研究得出盈余管理程度越高企业创新研发投入越少的结论,可见,企业开展较高程度的盈余管理会导致协同创新模式的投入资金减少,影响其顺利开展。第二,协同创新模式需要各参与主体之间保证较高的信息透明度和参与度,企业开展较高程度的盈余管理会导致披露会计信息的扭曲,降低参与主体之间的信息透明度,此外,企业的盈余管理会弱化高校和研发机构的信任度,不利于各方之间的紧密合作,因此,盈余管理会影响协同创新绩效的提升。第三,协同创新模式下的研发项目往往是突破式创新,不仅需要大量的资金和时间精力投入还具备极高的研发风险,会加剧管理者的机会主义行为,在业绩压力较大时会注重通过盈余管理来“改善”经营业绩,不仅会消减创新研发支出而且会降低参与度,不利于协同创新项目研发效率的提升。通过以上分析可以看出,企业开展较高程度的盈余管理会缩减协同创新的研发投入,同时会降低信息透明度和参与度,由此提出以下假设:假设2:企业盈余管理程度越高,协同创新绩效越低通过上文的研究综述和理论分析发现,内部审计质量和盈余管理对协同创新绩效的影响分别为促进作用和抑制作用。盈余管理作为企业管理者的财务操纵行为必然会具备一定的隐藏性,审计委员会在开展内部审计时通过一般的审计程序往往无法发现盈余管理行为,此外,如果企业审计委员会的独立性较弱,即使能够发现盈余管理行为在出具审计报告时可能会流于表面甚至进行隐瞒,严重降低审计报告质量。企业开展较高程度的盈余管理会大幅缩减审计程序的效用,此时,审计师在不确定是否完全挖掘企业财务风险的情况下,更倾向于出具非标准审计意见[1]。一般情况下,企业的盈余管理是管理者出于自身利益或者粉饰经营业绩的目的,无论是会计手段还是非会计手段均难以被审计程序发现,导致审计师不能准确了解企业的经营状况和财务状况,出具的审计报告质量降低。从盈余管理和内部审计质量对协同创新绩效的影响路径来看均包含会计信息,盈余管理程度越高,企业披露的会计信息准确性越低,内部审计报告中包含的信息含量会显著降低,加剧各参与主体之间的信息不对称,影响协同创新的顺利开展和绩效提升。通过以上分析可以看出,盈余管理会降低内部审计质量,而且能够弱化内部审计质量通过提升信息透明度和信息含量对协同创新绩效的促进作用,由此提出以下假设:假设3:盈余管理会削弱内部审计质量对协同创新绩效的促进作用

三、研究设计

(一)样本选取及数据来源

由于本文的主要研究变量是协同创新,因此选取2012—2018年沪深A股上市高新技术企业作为研究对象,在样本筛选时不仅剔除了被ST和*ST企业、研究数据存在重大缺失的企业,还剔除了未开展协同创新的企业,最终获取2758个有效观测样本。本文所需的财务数据来自国泰安数据库,内部审计质量数据来自企业年报,协同创新数据来自国家知识产权局专利检索数据库。

(二)模型构建与变量定义

本文提出的假设1为:企业内部审计质量越高,协同创新绩效越高,为验证该假设本文将协同创新绩效作为被解释变量,内部审计质量作为解释变量,构建以下多元线性回归模型:CIP=琢0+琢1IAsize+琢2IAtimes+琢3Lev+琢4Dp+琢5Roa+琢6Gtowth+琢7Icq+∑Year+∑Industry+着模型1在模型1中:CIP代表协同创新绩效,本文借鉴夏丽娟的研究方法,用企业和大学共同申请的专利总数衡量协同创新绩效[2];IAsize和IAtimes分别代表审计规模和审计执行状况,本文借鉴夏鸿义的研究方法从审计规模和执行状况两个方面衡量内部审计质量,审计规模用审计委员会人数衡量,审计执行状况用审计委员会年度会议次数衡量[3]。本文提出的假设2为:企业盈余管理程度越高,协同创新绩效越低,为验证该假设本文将协同创新绩效作为被解释变量,盈余管理作为解释变量,构建以下多元线性回归模型:CIP=琢0+琢1DREM+琢2Lev+琢3Dp+琢4Roa+琢5Gtowth+琢6Icq+∑Year+∑Industry+着模型2在模型2中:CIP代表协同创新绩效;DREM代表盈余管理,诸多学者认为应计盈余管理对企业的影响程度较低,而真实盈余管理的影响程度较高,因此本文运用真实盈余管理开展回归分析,并在稳健性分析中运用应计盈余管理。借鉴Roychowdhury[4]的研究方法,运用以下公式计算企业的真实盈余管理。经营现金流量模型为:CFOi,tAi,t-1=琢11Ai,t-1+琢2SALESi,tAi,t-1+琢3ΔSALESi,tAi,t-1+着i,t公式1在公式1中:CFOi,t代表第i个企业在第t年的经营活动现金流量;Ai,t-1代表第i个企业在第t-1年的资产总额;SALESi,t代表第i个企业在第t年的营业收入,ΔSALESi,t代表第i个企业在第t年的营业收入变动。生产成本模型为:PRODi,tAi,t-1=琢11Ai,t-1+琢2SALESi,tAi,t-1+琢3ΔSALESi,tAi,t-1+琢3ΔSALESi,t-1Ai,t-1+着i,t公式2在公式2中:PRODi,t代表第i个企业在第t年的生产成本;ΔSALESi,t-1代表第i个企业在第t-1年的营业收入变动。酌量性费用模型为:DISEXPi,tAi,t-1=琢11Ai,t-1+琢2SALESi,tAi,t-1+着i,t公式3在公式3中:DISEXPi,t代表第i个企业在第t年的酌量性费用。真实盈余管理计算公式为:DREMi,t=DPRODi,t-DCFOi,t-DDISEXPi,t公式4在公式4中:DREMi,t代表第i个企业在第t年的真实盈余;DPRODi,t代表第i个企业在第t年的操纵性生产成本,用生产成本的实际值减去期望值计算;DCFOi,t代表第i个企业在第t年的操纵性经营现金流量,用经营现金流量的实际值减去期望值计算;DDISEXPi,t代表第i个企业在第t年的操纵性酌量性费用,用酌量性费用的实际值减去期望值计算。本文提出的假设3为:盈余管理会削弱内部审计质量对协同创新绩效的促进作用,为验证该假设本文将协同创新绩效作为被解释变量,内部审计质量作为解释变量,盈余管理作为调节变量,构建以下多元线性回归模型:CIP=琢0+琢1IAsize+琢2IAtimes+琢3DREM+琢4DREM*IAsize+琢5DREM*IAtimes+琢6Lev+琢7Dp++琢8Roa+琢9Gtowth+琢10cq+∑Year+∑Industry+着模型3上文构建模型的各变量定义如表1所示。

四、实证分析

(一)描述性统计本文描述性统计结果见表2所示。协同创新CIP的极值分别为746和39,同时标准差为17.623,可见高新技术企业开展协同创新的绩效差距较大,部分企业通过协同创新能够获取大量的专利,而部分企业的协同创新绩效则较差获取专利数量有限,平均值为83.684则表明高新技术企业开展协同创新的绩效整体处于偏低水平,需要进一步加强各参与主体的紧密合作保障协同创新模式的发展。内部审计规模IAsize平均值为8.627,可见样本企业审计委员会的人数整体控制在9个左右,能够形成较好的内部审计规模。内部审计执行情况IAtimes的极值分别为14和1,同时标准差为2.258,可见在内部审计执行状况方面样本企业存在较大差异,部分企业平均每月都会召开年度会议,而部分企业一年才召开一次,平均值为6.392表明样本企业的内部审计执行状况整体处于较高水平,平均每两个月召开一次年度会议。盈余管理DREM的极值分别为3.548和-1.239,同时标准差为0.214,可见样本企业开展的真实盈余管理差异较大,平均值为0.263表明样本企业普遍存在一定程度的真实盈余管理。

(二)相关性分析

本文相关性分析结果见表3所示,内部审计规模IAsize与协同创新CIP的相关性系数为0.325(5%水平上显著),表明内部审计规模的增长,会促使企业协同创新绩效提升,获取更多的申请专利,同时内部审计执行状况IAtimes与协同创新CIP的相关性系数为0.394(1%水平上显著),表明内部审计执行状况越好,企业协同创新绩效的提升越显著,通过这两项相关性分析结果可以初步验证假设1。盈余管理DREM与协同创新CIP的相关性系数为-0.281(1%水平上显著),表明企业开展的真实盈余管理程度越高,协同创新绩效则越低,通过该项相关性分析可以初步验证假设2。此外,各变量之间的相关性系数均小于0.5,表明不存在多重共线性问题,本次实证研究的准确性较高。

(三)回归分析

在表4模型1的回归分析中:内部审计规模IAsize与协同创新CIP的回归系数为0.349(1%水平上显著),表明内部审计规模对企业协同创新绩效提升具有显著的促进作用;内部审计执行状况IAtimes与协同创新CIP的回归系数为0.416(1%水平上显著),表明内部审计执行状况对企业协同创新绩效同样具备显著的促进作用。由此说明企业的内部审计质量能够显著提升协同创新绩效,模型1的回归分析结果验证了上文提出的假设1。企业的内部审计是协同创新研发资金投入的重要保障,企业的内部审计质量越高,研发资金的投入和使用能够得到有效监督,保证协同创新项目的顺利开展。在协同创新模式中,利益分配、技术交易等事项均会导致各参与方降低合作程度,甚至出现中断研发、转移隐性知识的情况,企业的内部审计能够对协同创新项目进行监督,保证自身的既得利益,促使各方加强紧密合作保证研发效率。此外,内部审计对企业系统性的整合显性知识和隐性知识具有较高的助益,而且企业的内部审计报告能够降低各参与主体之间的信息不对称,有助于加强各方紧密合作对协同创新绩效的提升具有显著的提升作用。在表4模型2的回归分析中:盈余管理DREM与协同创新CIP的回归系数为-0.386(1%水平上显著),表明盈余管理对企业协同创新绩效具备显著的抑制作用,模型2的回归分析结果验证了上文提出的假设2。企业的盈余管理往往是管理者出于自身利益或者“改善”经营业绩的目的,在实际操作中一般会追求短期利润投资,导致协同创新的研发资金减少,研发项目不能按照既定计划开展。企业开展较高程度的盈余管理会导致披露会计信息的准确性大幅降低,增加各参与主体之间的信息不对称,不利于各方之间的紧密合作。此外,较高程度的盈余管理说明管理者将工作重心放在私利谋取,对于风险大、回报期长的协同创新参与度较低,不利于协同创新绩效的提升。在表4模型3的回归分析中:盈余管理和内部审计规模的交乘项DREM*IAsize与协同创新CIP的回归系数为-0.213(5%水平上显著),表明盈余管理会削弱内部审计规模对协同创新绩效的促进作用;盈余管理和内部审计执行状况的交乘项DREM*IAtimes与协同创新CIP的回归系数为-0.198(5%水平上显著),表明盈余管理会削弱内部审计执行状况对协同创新绩效的促进作用。可见盈余管理会削弱内部审计质量对协同创新绩效的促进作用,模型3的回归分析结果验证了上文提出的假设3。管理者开展的盈余管理具备隐蔽性,一般的审计程序往往无法发现全部的盈余管理行为,同时,企业审计委员会的独立性较差则会导致审计报告流于表面甚至隐瞒盈余管理行为,严重降低内部审计质量。盈余管理和内部审计质量均会通过会计信息这一路径对协同创新绩效产生影响作用,盈余管理会显著降低内部审计报告中会计信息质量,对企业系统汇总知识产生不利影响而且会加剧信息不对称,影响协同创新绩效提升。此外,在模型3的回归分析中:内部审计规模IAsize与协同创新CIP的回归系数为0.327(5%水平上显著);内部审计执行状况IAtimes与协同创新CIP的回归系数为0.383(1%水平上显著);盈余管理DREM与协同创新CIP的回归系数为-0.349(1%水平上显著),对上文提出的假设1和假设2再次进行了验证。

五、结论

协同创新已成为当前合作创新的主流模式,尤其是在政府的引导和安排下能够充分发挥各参与主体的技术优势和资源优势,加快创新项目的研发和成果商业化。企业作为协同创新的重要参与主体其影响作用不可忽视,因此本文选取2012-2018年沪深A股上市高新技术企业作为研究对象,运用实证研究方法分析盈余管理、内部审计质量与协同创新之间的关系,最终得出以下结论:内部审计质量能够促进协同创新绩效的提升,企业开展的内部审计一方面能够保证研发资金的投入和使用,另一方面可以监督高校的隐性知识转移行为控制其逆向选择,此外,能够降低各参与主体的信息不对称增强各方的紧密合作,有助于协同创新绩效的提升;盈余管理会抑制协同创新绩效的提升,企业的盈余管理是以追求短期利润投资和粉饰财务报表为主要目的,前者会导致协同创新研发资金减少,后者会导致披露的财务报告中会计信息扭曲,不利于协同创新绩效的提升;盈余管理会削弱内部审计质量对协同创新绩效的促进作用,企业的盈余管理会导致内部审计报告的信息含量降低增加信息不对称,而且会降低其他参与方的信任度,因此盈余管理会削弱内部审计质量对协同创新绩效的影响作用。

作者:范添琪 单位:东北大学

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作者: 论文库

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