国家审计对董事联结企业盈余管理的外溢效应研究.pdf

27审计研究2023年4期国家审计对董事联结企业盈余管理的外溢效应研究王海林常正伟【摘要】作为国家治理体系的重要部分，国家审计的作用不只体现在对被审计单位的直接效应，还体现在通过一定组织和人员产生的间接影响。研究发现，国家审计可以经被审计企业的连锁董事向董事联结企业溢出，抑制联结企业的盈余管理；连锁董事及联结企业的不同特征在国家审计对联结企业盈余管理治理中发挥了不同作用。国家审计对董事联结企业盈余管理的抑制有利于提高资本市场信息效率，降低注册会计师的审计收费。研究结果不仅证明了国家审计的监督作用可以经连锁董事向非被审计企业外溢，一定程度上打开了国家审计对董事联结企业盈余管理作用的“黑箱”，也有助于更全面认识国有企业连锁董事的积极作用，更全面准确评价国家审计的监督治理效应。【关键词】国家审计连锁董事盈余管理外溢效应语调一、引言国家审计的独特地位决定了其对被审计国有企业的盈余管理、信息披露违规等行为能够实现有效治理（王海林和张丁，2 0 19；杨华领和宋常，2 0 19；李佳等，2 0 2 1）。但是，作为国家治理体系的重要部分，国家审计的作用并不只局限在对被审计单位的直接效应，还体现在通过一定组织和人员产生的间接影响。已有研究表明，国家审计可以通过注册会计师、分析师、银行等主体实现治理功能外溢。缩短注册会计师的审计延迟，提升注册会计师的审计效率和审计质量（李晓慧和蒋亚含，2 0 18；朱晓文和王兵，2 0 16），提高分析师盈余预测的准确度（王美英等，2 0 2 1），影响银行对被审计企业的贷款利率水平（梁上坤等，2 0 2 0）。董事联结企业之间因连锁董事形成了一种隐形关联。由于连锁董事一人同时在多个企业的董事会任职，履职中难免将某个企业的经验、教训及其感悟等非公开信息传递到同时任职的其他企业。于是通过连锁董事，一个企业既可能一定程度上学习借鉴联结企业成功的经验，达到取长补短；也可能吸取联结企业的教训，避免自身发生同样的错误和问题。因此，董事联结企业之间不仅存在盈余管理、社会责任认证、国际化战略选择、创新战略实施等行为的仿效和趋同现象（Chiu等，2 0 13；Arturo等，2 0 2 2；Edacherian和Panicker，2 0 2 2；H e l m e r s 等，2 0 17），也可以使外部监管作用从一个企业溢出影响到其他企业（Ivanova和Prencipe,2020)。审计机关对国有企业的审计，不仅会揭示企业存在的主要问题、给出审计处理处罚意见、移送违纪违法线索，还会对企业提出整改要求并监督企业整改到位。作为被审计企业的董事会成员，连锁董事通过国家审计的过程不仅可以获得专业、权威、具体的审计建议，增加对相关问题的深刻认识和理解，更全面准确地掌握企业应该遵守的法律法规要求，还可以通过企业的整改合格获得好的做法经验。基于连锁董事的资源依赖和监督控制理论，连锁董事在信息传递、资源整合和监督控制等方面具有传导作用，可以在联结企业履职时传递和共享被审计企业的上述非公开信息。而且按照认知心理学的一致性理论，连锁董事在联*王海林、常正伟，首都经济贸易大学会计学院，邮政编码：10 0 0 7 0，电子信箱：，c h a n g z h e n g w e i c u e b.e d u.c n。本文是国家自然科学基金面上项目（项目批准号：7 2 17 2 0 9 8）的阶段性成果。28审计研究2023年4期结企业履行职责的行为与在被审计企业的行为具有一致性。审计不仅增强了连锁董事的履职能力，也会增强其积极履职的意识（Zhong等，2 0 18），进而在联结企业产生警示、模仿和带动效应，影响联结企业管理者的决策和管理行为，使审计机关对国有企业的审计监督外溢作用到相关联结企业，产生间接治理效应。本文利用中央企业国家审计结果公告构建的审计语调衡量国家审计，以被审计央企在审计结果公告年份所有董事任职的、未被国家审计的上市企业为对象，实证研究了国家审计对董事联结企业盈余管理的外溢治理效应。研究贡献主要体现在三方面：第一，从连锁董事视角探究了国家审计对董事联结企业盈余管理行为的溢出作用，证明了国家审计的监督作用可以经连锁董事向非被审计企业传导，存在治理溢出效应。研究结果对全面准确评价国家审计的监督治理作用具有积极的理论和实践价值；第二，揭示了连锁董事及其联结企业的不同特征在国家审计对董事联结企业盈余管理治理中的不同作用，以及董事联结企业的盈余管理受到国家审计溢出影响后在信息效率和审计费用方面的变化，一定程度上打开了国家审计通过连锁董事外溢作用的“黑箱”；第三，本研究还揭示了通过信息传递和知识共享，连锁董事可以在企业盈余管理监督中发挥非连锁董事难以起到的治理作用，从一个侧面证明了国有企业的连锁董事在国家审计治理中的积极作用。二、文献回顾与研究假设（一）文献回顾1.国家审计对企业信息治理的作用研究国家审计的介人可以显著抑制企业的可操控性应计利润、收人虚增水平、费用操纵程度和真实盈余管理行为，使企业的异常经营活动现金流、异常生产成本和异常酌量性费用显著下降（陈宋生等，2 0 13；杨华领和宋常，2 0 19；李佳等，2 0 2 1；王海林和张丁，2 0 19），也可以提高国有企业社会责任信息披露水平和环境信息披露质量（潘俊等，2 0 2 0；蔡春等，2 0 19）。同时，国家审计还能够提高企业的内部控制设计和运行有效性（褚剑和方军雄，2 0 18），减少企业内部控制缺陷，提升内部控制质量（池国华等，2 0 19；唐大鹏和从阖匀，2 0 2 0），通过对被审计单位的权力制约和监督从根本上确保实现企业的财务收支及经济活动真实、合法和效益目标（刘力云，2 0 13），从制度层面使企业的信息质量得到保证。国家审计还具有一定的溢出效应。比如，对注册会计师具有提示作用，影响社会审计收费（李青原和马彬彬，2 0 17），可以缩短注册会计师对相关企业的审计延迟，提高审计效率和审计质量（李晓慧和蒋亚含，2018；朱晓文和王兵，2 0 16）。也会增加银行对相关企业的风险感知，使银行贷款利率在国家审计之后显著提高（梁上坤等，2 0 2 0），还可以增加分析师盈余预测时依据的信息总量，提升分析师对被审计企业盈余预测的准确度（王美英等，2 0 2 1）。2.董事对企业盈余管理的作用研究董事具有监督企业盈余管理的责任，董事会及其审计委员会是影响公司财务报告可靠性的重要因素（A n d e r s o n 等，2 0 0 4）。董事长兼任总经理会弱化董事会对盈余管理的监督作用（王建新，2 0 0 7），董事会规模越大也越不利于对管理层盈余管理行为的监督（张敦力和崔海红，2 0 16）。由于外部董事独立性强，董事会外部董事占比越高的公司盈余管理程度越低（Peasnell等，2 0 0 5），董事会中来自金融中介机构的外部董事有助于抑制公司异常应计项目（Park和Shin，2 0 0 4），独立董事本地任职比异地任职对公司盈余管理的抑制效果更好（周泽将等，2 0 17）。董事的专业能力是发挥监督作用的保障。审计委员会成员具有财务知识、审计委员会主任受教育程度均有助于识别管理层的盈余管理行为（Bedard等，2 0 0 4；向锐和杨雅婷，2 0 16），CFO担任内部董事能够缓解管理层与董事会的信息不对称，从而提高财务报告质量（宁美军和刘永祥，2 0 2 1），具有会计背景的独立董事也有助于提高企业的盈余质量（胡奕明和唐松莲，2 0 0 8）。董事的信息技术背景有助于防范管理层的盈余管理行为（袁蓉丽等，2 0 2 1），其中有技术背景的独立董事能够显著抑制管理层对研发费用的操纵（胡元29审计研究2023 年 4期木等，2 0 16）。董事的经验和地位也是影响盈余管理监督效果的重要因素。蔡春等（2 0 17）发现在多家企业任职能够帮助独立董事积累抑制盈余管理的经验。而在审计委员会任职的董事地位越高，管理层盈余管理的程度越低（Ba d o l a t o 等，2 0 14），审计委员会召集人的影响力越大对管理层盈余管理的抑制越强（潘珺和余玉苗，2 0 17）。3.连锁董事的作用研究目前关于连锁董事作用的理论有很多观点，按照卢昌崇和陈仕华（2 0 0 6）的总结，可以将其归为互惠理论、资源依赖理论、金融控制理论、监督控制理论四方面。由于本文研究的核心是国家审计的作用，连锁董事所起的更多属于在信息传递、资源整合和监督控制等方面的传导作用。基于资源依赖理论，连锁董事具有信息传递和资源整合的作用。因为连锁董事在企业间搭建了非公开信息的传递渠道，会引起企业相互学习模仿，使董事联结企业在研发投人水平、股票期权的费用化、现金股利水平、慈善捐赠水平、盈余管理程度、社会责任报告披露、信息披露政策、会计方法选择等方面存在相似性和趋同（Han等，2 0 15；Kang和Tan，2 0 0 8；王建琼和党瑶，2 0 2 2；王营和曹廷求，2 0 17；Chiu等，2 0 13；韩洁等，2 0 15；Cai等，2 0 14；Han等，2 0 17）。连锁董事的信息传递对联结企业的研发和专利也有显著的积极影响（Helmers等，2 0 17），而且董事联结企业更倾向选择同一家会计师事务所（陈仕华和马超，2 0 12）。税收规避经验的传递还使董事联结企业之间存在避税行为传染（田高良等，2 0 17）。连锁董事也增加了企业获取关键性资源的渠道，有利于企业的资源整合。来自银行的连锁董事能够增强关联银行对企业的信任（Guner等，2 0 0 8），在私募股权投资企业任职的连锁董事能够显著增加联结企业获得私募投资的概率（Stuart，2 0 10）。连锁董事具有的隐形担保效应还有助于降低企业的融资成本（倪娟等，2019），并购双方具有连锁董事也有利于实现资源优势互补（陈仕华等，2 0 13），从而降低并购溢价，提高超额回报率（Cai和Sevilir，2 0 12)。此外，连锁技术董事还能够为企业带来更多技术资源与研发经验，有助于拓展研发资金与研发人才的来源渠道（王光荣和李建标，2 0 15）。基于监督控制理论，出于声誉、职业发展等考虑，连锁董事具有更强的监督动机，有利于保持企业盈余的可持续性（Liao和Chen，2 0 2 1）。而且在多家企业的任职经历能够帮助连锁董事积累监督经验，使联结企业的会计信息可比性更强（刘斌等，2 0 19）。研究发现，连锁董事在一家公司受到监管制裁，其任职的联结企业董事会会作出更多履职努力（Zhong等，2 0 18）。任职的一家公司被指控存在财务欺诈、受到违规处罚或者披露存在内部控制缺陷，联结企业的审计投入会增加、相同的违规行为会减少、内部控制质量会提高（Ivanova和Prencipe，2 0 2 0；Wa n g 等，2 0 2 2；杨小娟等，2 0 2 2）。杨蓓和张俊瑞（2 0 11）、陆明富（2 0 2 2）还发现，存在连锁董事的企业比不存在连锁董事企业的盈余管理程度更低，拥有连锁董事多的企业违规概率更低、被交易所问询监管的可能性更小。来自合作伙伴的连锁董事还能起到更独特的监督作用。比如，来自技术密集型供应商的连锁董事会引导企业更积极保护环境（Mandojana等，2 0 12），来自银行的连锁董事会抑制受产业信贷政策限制企业的过度投资行为（祝继高等，2 0 15）。连锁董事也可以使监督控制产生传递。比如使一个机构对公司的监管引发更多其他外部监管；一个公司的欺诈舞弊案件被揭露后，金融机构对董事联结企业的贷款契约会变得更严格，董事联结企业的债务成本会更高（Lai等，2 0 19）。综上可知，董事联结企业之间既存在盈余管理行为的一致化倾向，也存在对其中一个企业的外部监管向董事联结企业溢出，使联结企业的盈余管理行为同样受到抑制的可能。大量文献研究了国家审计对被审计企业经营管理的直接治理作用，也有部分文献分析了国家审计对企业关联的注册会计师、分析师、金融机构的溢出效应，但是没有文献关注国家审计治理作用经连锁董事向联结企业的传导，更缺少国家审计对董事联结企业盈余管理行为外溢作用的探讨。(二）研究假设如何治理企业的盈余管理始终是公司内外部治理的重要内容，也一直是对国有企业审计中关注的重30审计研究2023 年 4 期点。已有文献表明，国家审计对被审计国有企业的盈余管理行为具有直接治理作用（陈宋生等，2 0 13；杨华领和宋常，2 0 19；王海林和张丁，2 0 19）。被审计国有企业的连锁董事作为联结企业的董事会成员，在信息传递、知识资源共享、监督控制方面具有独特的纽带作用，可以在联结企业产生警示、带动和模仿效应，从而实现国家审计从对被审计企业盈余管理的直接治理，向董事联结企业的作用外溢。根据资源依赖理论，国家审计经连锁董事可以对董事联结企业产生警示效应。国家审计发现被审计企业存在问题，说明被审计企业的董事会在相关方面的履职中存在失效或无效的情况。企业被审计检查出的问题越多越严重，则意味着企业董事会在决策和监督中存在的问题和漏洞越多，履职尽责越不到位。鉴于国家审计的权威性，包括连锁董事在内的董事会成员基于经济利益、政治升迁等动机以及维护声誉的考虑，必然会增强履职尽责意识，加大对管理层的监管力度。根据认知心理学的一致性理论，人的行为具有跨情境一致性。连锁董事在任职的其他企业履行监督职责也必然会更积极主动（Zhong等，2 0 18），进而带动联结企业其他董事更积极履行监督责任，避免出现同样问题。同时审计机关对被审计企业的违规问题还会进行处理处罚，对发现的违法违纪违规线索向司法、纪检监察等部门移送，而且审计结果公告中指出的问题也会给企业带来一定影响。这些信息经连锁董事传递会在联结企业产生警示效应，增加联结企业董事及高管人员对失职渎职和违纪违法违规风险及其后果的认识，增强他们规避问题的动机，也会警示董事联结企业执行更严格的合规计划，防止未来发生类似问题（Shi等，2 0 2 2）。于是，管理层自身违法违规动机受到一定抑制，主动减少盈余管理行为，同时董事会对管理层盈余管理行为的监督也会增强，使企业盈余质量得到改善。连锁董事的资源共享还会引发董事联结企业的学习模仿效应。实践中，审计机关会针对审计发现的问题提出专业的改进建议，也会对“被审计单位的内部审计工作进行业务指导和监督”，被审计企业需要按要求进行整改并报告整改情况。因此，被审计企业的董事参与企业问题整改的过程不仅能够积累监督经验，还能够详细了解企业各类问题的整改方案、整改过程、整改效果、整改中的难点问题等非公开信息。这些来自实践的经验会形成连锁董事的知识，在联结企业履职时发挥作用。而且与公开市场信息相比，连锁董事的知识来自成功的实践范例，不仅更加全面、迅速、准确，还具有更强的可操作性和示范性，更易于其他企业学习借鉴。因此，会在董事联结企业产生模仿效应，联结企业通过学习改进相关做法，可以提高监督管理水平，使企业的信息披露更规范。已有文献也发现，不同企业的经营存在“近朱者赤、近墨者黑”现象，相互关联公司的治理存在一致性和行为仿效（Chiu等，2 0 13；Wang等，2 0 2 2；杨小娟等，2 0 2 2）。董事联结企业作为一个具有关联关系的群体，彼此资源共享能够产生正面作用的同时也可能带来负面影响。比如，审计结果公告中指出某家企业存在问题，群体中的其他企业也容易被冠上问题“标签”，投资者对存在盈余管理问题企业作出负面反应时，也会连带对联结企业的盈余管理产生怀疑（Kang，2 0 0 8）。为维系与被审计国有企业的关系，同时避免因被“连坐”给企业和管理者自身带来更多不利影响，董事联结企业也会积极主动学习和模仿被审计企业的整改经验，采取有效措施降低盈余管理程度。基于连锁董事的监督控制理论，连锁董事经历审计机关对其所在企业的审计后，履职能力能够得到增强，进而可以在联结企业的董事会产生带动效应。审计机关对国有企业审计后，会将审计查出的问题情况、性质、处理处罚意见以及依据的法律法规和标准等在审计报告中进行详细阐述，并向企业反馈。这些专业、客观的审计意见可以帮助连锁董事更全面、详尽、准确地了解企业在资产、负债、损益、其他财务收支、经营管理、制度建设及落实国家政策规定等方面存在的问题及其严重程度，提高连锁董事对相关问题认识的深度和专业化程度，提高其监督履职能力。由于与盈余管理相关的企业财务收支及其经济活动的真实性和合法性是审计的重点之一，审计发现的问题有许多是涉及盈余管理方面的。对这些问题认识的提高，有助于连锁董事在其他企业履职时增加对管理层盈余管理行为的敏感性，提高对盈余管理行为判断识别的精准度。连锁董事对盈余管理监督意识和能力的提高会在联结企业董事会产生带动效应，增强董事会对管理层盈余管理行为的监督效果，使联结企业的盈余管理程度下降。综上分析，本文提出如下假设：假设：国家审计能够向董事联结企业溢出，对董事联结企业的盈余管理产生抑制作用。31审计研究2023年4期三、研究设计（一）样本选择和数据来源本文以2 0 10-2 0 18 年审计署发布的非金融类国有企业的审计结果公告为基础，手工逐一整理出期间被审计央企的在审计结果公告当年所有董事任职的、未被国家审计的上市企业名单，剔除其中金融类和被ST类的企业后得到48 2 个样本观测值。实证中，审计结果公告取自审计署官方网站，内部控制指数取自迪博（D I B）数据库，其他变量均来自CSMAR数据库。本文对连续变量进行了上下1%缩尾处理以减轻异常值的影响。（二）模型设计与变量定义本文采用审计语调衡量国家审计，构建模型（1）检验上述国家审计对董事联结企业盈余管理作用的假设，并基于企业“是否被审计”构建多期双重差分模型（DID）进行稳健性检验。Ada,=o+,Netonei,t+,ZControls+8模型（1）中，Ada.表示企业i在第t年的盈余管理程度，Netonei表示与企业i拥有连锁董事的被审计国企在第t年所对应的国家审计语调。若第t年企业i存在多名连锁董事同时任职的国有企业被国家审计，则对相应被审计企业的国家审计语调加总后按照连锁董事数量取均值。1.被解释变量借鉴Dechow等（19 9 5）的方法，采用修正Jones模型计算企业的盈余管理程度（Ada）。首先根据总应计利润(TA)的模型(2)分年度和行业回归得到系数1、2、;的估计值I、2、3，然后将其代人模型（3)计算非可操纵性应计盈余（NDA），再由模型（4）计算可操控性应计利润（DA），D A 取绝对值即为企业的盈余管理程度（Ada）。TAu,/ASSET.t-=,1/ASSET.-+,4REV./ASSET.,-I+,PPE,/ASSET.-+（2)NDAu,=,1/ASSET.t,+,(4REVu-ARECu.)/ASSET.+,PE u,/ASSET.s(3)DA,=TA,/ASSET.-NDAi,t（4)其中，TA为总应计利润，取净利润与经营活动现金净流量的差；ASSET为期末总资产，REV为主营业务收入的变动额，PPE为固定资产原值，REC为应收账款的变动额。2.解释变量借鉴王海林和张丁（2 0 19）采用审计净语调（Netone）表示的国家审计语调衡量国家审计。利用Python的“jieba”分词模块对每份审计公告进行分词，然后在HowNet情感词典和NTU情感词典基础上，根据汉语的词语形式和审计公告的用词习惯构建情感词典。再依据该情感词典逐一匹配提取每份审计公告的情感词，统计正、负面情感词数量，并按照Netonei=（负面情感词数量正面情感词数量）/情感词数量的公式计算被审计企业的审计净语调（Netone）。Ne t o n e 越接近1，表明国家审计对被审计企业的负面评价和要求整改的态度越强、揭示的企业问题越多越严重3.控制变量参考Chiu等（2 0 13）的研究，从公司基本特征和董事会结构特征两方面选取可能影响企业盈余管理的因素作为控制变量，包括企业规模（Size）偿债能力（Lev）盈利能力（Roa）发展能力（Growth）股权集中度（First）内部控制质量（Ic）董事会规模（Board）独立董事占比（Inp）、两职合一（Dual）、审计质量（Big4），产权性质（Soe），同时控制行业（Ind）和年份（Year）的影响。变量定义如表1所示。表1变量定义变量符号变量名称计算方法Ada盈余管理程度按照Dechow等（19 9 5）的修正Jones模型计算32审计研究2023年4期续表变量符号变量名称计算方法Netone国家审计净语调（负面情感词数量-正面情感词数量）/情感词数量Size企业规模期末总资产的自然对数Lev偿债能力期末总负债/期末总资产Roa盈利能力净利润/平均总资产Growth发展能力（第t年营业收人一第t-1年营业收人）/第t-1年营业收人First股权集中度第一大股东持股数/总股数Ic内部控制质量内部控制指数取自然对数Board董事会规模董事会人数取自然对数Inp独立董事占比独立董事人数/董事会人数Dual两职合一董事长兼任总经理时取值为1，否则为0Big4审计质量若被“四大”会计师事务所审计取值为1，否则为0Soe产权性质最终控制人性质为国有取值为1，否则为0Ind行业以2 0 10 年为基准设置年度虚拟变量Year年份根据2 0 12 年证监会颁布的行业分类标准划分设置虚拟变量四、实证结果与分析（一）描述性统计表2 结果显示，董事联结企业的盈余管理程度（Ada）均值为0.0 7 0，最小值为0.0 0 1，最大值为0.8 42，表明样本企业盈余管理行为两极分化严重。国家审计净语调（Netone）最小值为0.0 2 8，说明审计结果传递的主要是负面情感，主要是揭示了被审计国有企业的问题；均值为0.342，标准差为0.135，最大值0.6 0 8 是最小值的2 1.7 1倍，反映出不同企业存在的问题及其严重程度差别较大。产权性质（Soe）的均值为0.5 2 5，表明样本中被审计国企连锁董事任职的其他企业中国有企业占5 2.5%，略多于非国有企业。其他控制变量的描述性统计结果与已有研究基本保持一致。进一步将样本按照国家审计净语调的中位数分为弱负面情感组与强负面情感组，对两组样本盈余管理程度差异检验结果显示，弱负面情感组盈余管理程度的均值为0.0 9 1，强负面情感组盈余管理程度的均值为0.054，t 检验结果（t=3.548）表明两组均值在1%水平存在显著差异。弱负面情感组盈余管理程度的中位数为0.0 44，强负面情感组盈余管理程度的中位数为0.0 42，Wilcoxon秩和检验结果（z=2.113）和Kruskal-WallisH检验结果（2=4.46 5）表明两组中位数在5%水平存在显著差异。且无论是均值还是中位数，弱负面情感组盈余管理程度均大于强负面情感组，表明国家审计的负面情感越强烈，与被审计企业存在连锁董事企业的盈余管理程度越低表2描述性统计变量样本量均值标准差最小值最大值Ada4820.0700.1160.0010.842Netone4820.3420.1350.0280.608Size48222.5551.33620.20426.298Lev4820.4540.2180.0590.892Roa4820.0430.051-0.1420.216Growth4820.2280.617-0.4815.42233审计研究2023年4期续表变量样本量均值标准差最小值最大值First4820.3680.1570.0880.767Ic4826.5100.1125.7886.860Board4822.1870.1931.6092.708Inp4820.3690.0450.3330.500Dual4820.2010.4010.0001.000Big44820.0680.2530.0001.000Soe4820.5250.4990.0001.000（二）基本关系回归结果表3国家审计语调与董事联结企业盈余管理程度的回归结果中，列（1）和列（2）是仅控制行业和年份固定效应以及加人控制变量后的数据。其中，国家审计净语调（Netone）的系数分别为-0.30 7 和-0.2 9 1，均在1%水平显著。表明国家审计的负向情感越强，董事联结企业盈余管理程度越低，假设得到验证。为了确保基本结论稳健，本文进一步借鉴王海林和张丁（2 0 19）的计算方法，采用负面语调（Ntone）和正面语调（Ptone）进行了检验。其中，Ntonei=负面情感词数量/全文词语数量，Ptone.=正面情感词数量/全文词语数量。列（3）和列（4）分别是国家审计负面语调（Ntone）国家审计正面语调（Ptone）与董事联结企业盈余管理程度（Ada）的回归结果。数据显示前者在1%水平显著负相关（系数-2.15 7），后者在1%水平显著正相关（系数2.8 7 7）。表明国家审计的负面情感对董事联结企业的盈余管理具有抑制效应，正面情感对董事联结企业的盈余管理具有放纵效应。表2 的描述性统计已经表明所有被审计国企的国家审计净语调均大于0，说明总体均为负向情感，对董事联结企业的盈余管理体现为抑制效应。考虑到如果国家审计公告对当年董事联结企业的盈余管理具有溢出影响，那么第t年公告国家审计语调后，董事联结企业t年的盈余管理质量与上一年相比会发生变动。我们以董事联结企业本期盈余管理质量与上期盈余管理质量的差Ada作为被解释变量，补充检验了国家审计对它的影响。列（5）的结果显示国家审计净语调在1%水平显著为负。表明国家审计公告的负面情感越强，连锁董事企业盈余管理程度下降越明显，支持了本文的研究结论。上述结果充分证明了假设。表3基本关系回归结果(1)(2)(3)(4)(5)变量AdaAdaAdaAdaAAdaNetone-0.307*(-6.49)-0.291*(-6.12)-0.323*(-6.63)Ntone-2.157*(-2.86)Ptone2.877*(3.09)Size-0.005(0.90)-0.004(-0.69)0.005(-0.88)-0.003(-0.65)Lev0.021(0.58)0.024(0.67)0.032(0.89)0.001(0.04)Roa-0.159(1.33)0.135(-1.09)-0.160(-1.29)-0.188(-1.61)Growth0.018*(2.04)0.019*(2.21)0.024*(2.65)0.012(1.38)First0.082*(2.25)0.089*(2.38)0.083*(2.20)0.073(1.94)Ic0.005(0.08)0.007(-0.12)0.005(0.09)0.001(0.025)Board-0.042(-1.29)-0.054(-1.64)0.046(-1.39)0.036(-1.08)Inp0.062(0.48)0.054(0.41)0.06(0.48)0.068(0.52)Dual0.010(0.74)0.010(0.71)0.014(0.96)0.018(1.24)Big4-0.009(-0.41)0.017(-0.75)0.011(-0.45)-0.013(-0.56)345审计研究2023年4期续表(1)(2)(3)(4)(5)变量AdaAdaAdaAdaA d aSoe0.014(1.14)0.016(1.23)0.012(0.97)0.024(1.93)Ind和 Year控制控制控制控制控制Constant0.257*(2.19)0.365(0.99)0.410(1.07)0.205(0.54)0.212(0.59)Observations482482482482482R2-adj0.0910.1040.0470.0490.124注：*、*和*分别表示在10%、5%和1%水平上显著，括号内为t值；下同。（三）稳健性检验1.内生性检验（1)PSM+D I D 检验。考虑到研究中董事联结企业的获取可能存在一定的样本自选择，本文采用倾向得分匹配（PSM）和多期双重差分模型（DID）缓解此内生性问题。设置实验组虚拟变量（Treat）与国家审计虚拟变量（Audit），若企业i与被审计企业具有连锁董事则Treat取值为1，否则为0。董事联结企业在公告当年及以后年度Audit取1，否则为0。使用全部控制变量作为协变量对A股上市公司中未曾被国家审计过的企业进行一对一匹配。平衡性检验结果显示，匹配后实验组和对照组协变量的标准偏误明显小于匹配前，且绝对值均大幅度小于10%，t统计量均不再显著，满足平衡性检验要求。构建多期双重差分模型（5）验证国家审计对董事联结企业盈余管理行为的净影响。表4列（1）的结果显示，实验组虚拟变量与国家审计虚拟变量交乘项（TreatAudit）在1%水平显著负相关，表明在考虑样本选择偏误的影响后，国家审计的治理作用依然能够通过连锁董事产生溢出效应，抑制董事联结企业的盈余管理行为。Ada,=o+,Treat,Audit,+,ZControls+表4稳健性检验回归结果(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)(9)(10)变量AdaNetoneAdaLadaAdaAdaInterlockAdaAdakAda-0.141*Treatx Audit(-4.04)0.615*Ivnetone(3.97)-0.531*-0.242*-0.290*-0.317*-0.288*-0.141*Netone(-2.08)(-5.43)(-6.09)(-6.13)(-6.06)(-4.04)-0.048*Dnetone(-4.41)-0.014Sup(-0.51)1.363*Imr(3.66)Controls控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制Ind和Year控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制*0.184*0.1540.4350.2060.3670.495-5.154*-6.251*0.0210.351Constant(8.49)(0.43)(1.16)(0.59)(0.99)(1.23)(-16.04)(-3.45)(0.08)(0.93)Observations593048248248248243918451482482482R-adj0.0670.3720.0530.0710.1030.1180.0410.1300.0560.070LM统计P-value0.000WaldF统计量15.723356审计研究2023 年 4 期（2）工具变量法。为缓解遗漏变量和反向因果对结论的影响，本文参考王海林和张丁（2 0 2 1）的做法，使用同年度与企业i不存在连锁董事的被审计企业的国家审计净语调平均值（Ivnetone）作为工具变量对假设进行验证。表4列（2）的检验结果显示，工具变量（Ivnetone）的系数为0.6 15，在1%水平显著，证明该工具变量与解释变量具有相关性；LM统计P值为0.0 0 0，拒绝原假设认为工具变量识别不足的问题，WaldF统计量为15.7 2 3，大于经验值10，拒绝弱工具变量的原假设。表4列（3）使用工具变量的回归结果显示，国家审计净语调在5%水平与董事联结企业盈余管理程度负相关，表明经工具变量处理后结论不变。（3）被解释变量滞后一期。本文通过滞后一期被解释变量（Lada）来缓解可能互为因果对实证结论的影响。表4列（4）的结果显示，国家审计净语调与滞后一期的董事联结企业盈余管理程度依旧在1%水平显著为负，表明以审计结果公告发布年度衡量的国家审计对董事联结企业盈余管理的抑制效应能够被合理解释。（4)遗漏变量检验。考虑到董事联结企业盈余管理程度的降低可能是其他外部压力影响的结果，本文进一步考虑了非标审计意见与交易所监管问询的影响。对所有样本逐一进行手工挑选核对，发现样本中不存在董事联结企业在审计结果公告年度被出具非标审计意见的情况，有19 家董事联结企业在审计结果公告年度同时收到了交易所的财务报告问询函。在模型（1）中增加控制变量监管压力（Sup），控制交易所监管问询的影响。当董事联结企业在审计结果公告年度收到交易所财务报告问询函时Sup取1，否则为0。表4列（5）的结果表明，国家审计净语调依旧在1%水平与董事联结企业的盈余管理程度负相关，结论不变。（5）排除共同会计师事务所的影响。考虑到会计事务所内部存在信息交流（杨清香等，2 0 15），本文在样本范围内逐一核对被审计企业和董事联结企业是否由同一家会计事务所提供审计服务，发现样本中有43个观测样本存在共同会计师事务所审计的情况，表4列(6 是排除上述样本后重新按照模型(1)回归的结果，国家审计净语调依旧在1%水平显著为负，结论不变。（6)H e c k ma n 两阶段模型。由于样本中未包含与被国家审计企业不存在连锁董事的企业，可能忽略董事在建立连锁关系时自我选择偏差的影响。因此本文构造模型（6）明确企业相关特征在被国家审计企业董事选择连锁企业时所产生的影响，并将计算出的逆米尔斯比率（Imr）加人到模型（1）的回归中，其中Interlock为虚拟变量，当企业i与被国家审计企业存在连锁董事时取值为1，否则为0。表4列（7）和列（8）分别为Heckman第一和第二阶段的检验结果。从结果看，国家审计净语调的系数在1%水平显著为负，Imr的系数在1%水平显著为正，表明在控制样本选择性偏差的影响后，结论不变。Interlocki,=o+nZControls+2.替换变量（1）替换被解释变量。借鉴刘继红和于鹏（2 0 2 2）的做法依据模型（7）模型（8）和模型（9）分年度和行业估计基于业绩匹配的可操控应计利润（DAK），取绝对值后得到Adak作为盈余管理程度的替代变量。其中ROA表示总资产报酬率，NDAK表示非可操控性应计利润。表4列（9）替换被解释变量后的回归结果显示，国家审计净语调依旧在1%水平与董事联结企业盈余管理负相关，结论不变。TAi1AREV.-AREC,PPE.+2+,ROA,+8（7)ASSETit-1ASSET,-1ASSETi,t1ASSET.,-1AREV.-AREC,PPEitNDAKi,=i1+2+,ROAi,i+8(8)ASSET,t1ASSETi-IASSETi-1TAiDAK.-NDAKi.,(9)ASSETi.-1（2）替换解释变量。构建国家审计净语调强度哑变量（Dnetone），当董事联结企业对应的国家审计净语调大于年度均值时取1，否则为0。表4列（10）的回归结果显示，替换解释变量后国家审计净语调依然在1%水平与董事联结企业盈余管理负相关，基本关系保持不变。36审计研究2023年4期四、进一步研究（一）连锁董事特征的调节作用连锁董事作为被审计企业与董事联结企业信息沟通的桥梁，其本身特征可能影响信息沟通效果。为此，本文考察了连锁董事性别、连锁董事是否具有官员经历、是否独立董事、是否联结企业的审计委员会成员等因素对国家审计与董事联结企业盈余管理关系的影响，构建模型（10）对此了进行检验Adait=Bo+,Netonei,+,IDModi,+,Netone,xIDModi,+,EControls+（10其中，IDMod代表连锁董事特征，分别表示连锁董事性别（Female）、连锁董事是否具有官员经历（Po l i t i c s）连锁董事是否独立董事（Director）连锁董事是否审计委员会成员（Auditc）。1.连锁董事的性别董事选聘可能受性别因素影响。本文设置连锁董事性别虚拟变量（Female），连锁董事为女性时Female取值为1，否则为0 对此进行了检验。表5 列（1）的检验结果显示，国家审计净语调与性别虚拟变量的交乘项在1%水平显著负相关。说明相比男性连锁董事，女性连锁董事能够增强国家审计对董事联结企业盈余管理的抑制效果。2.连锁董事的官员经历连锁董事具有政府官员经历可能有助于强化国家审计对董事联结企业盈余管理的抑制效果。为此，本文设置连锁董事官员经历虚拟变量（Politics）进行检验。连锁董事具有官员经历的Politics取值为1，否则为0。表5 列（2）的检验结果显示，国家审计净语调与连锁董事官员经历变量的交乘项在1%水平显著为负，表明连锁董事的政府官员经历能够增强国家审计对董事联结企业盈余管理的抑制效果。3.连锁董事为独立董事连锁独立董事信息传递