报表编制一寸光阴一寸“金”吗?

2020-10-26 09:25:10 国际商务财会 2020年9期

章纪超

【摘要】“凡事预则立,不预则废”。公司进行财务操纵会在报表编制以及审计环节需要更多时间,因此在预约披露制度下,公司会申请更晚披露年报。文章发现:(1)首次预约时间较往年披露晚的公司当年应计项目盈余管理显著增加;(2)往年披露时滞并不影响公司盈余管理;(3)而异常披露时滞则与盈余管理显著正相关。以上结果说明,公司会为财务操纵预留更多披露准备时间。文章为研究公司财务操纵行为提供新的证据,也为进一步理解预约披露制度下披露时滞的财务信息提供了启发。

【关键词】年报预约披露制度;预约披露时滞;异常披露时滞;盈余管理;财务操纵

【中图分类号】 F230;F239;F275

一、引言

年报涵盖上市公司整个会计年度的经营情况,是其定期向社会公众披露信息最重要的途径。在A股市场,公司需要在会计年度次年的4月30日前披露年报。为避免临期决定导致披露过于集中以致于冲击资本市场,上海和深圳证券交易所分别于2001年底起要求A股上市公司提前预约年报披露时间,即强制预约披露制度。实践中,公司需要在年底前完成预约并由交易所统一公布。

在预约披露制度下,公司应当在预约时间披露年报,如要变更则需提前向交易所申请。Bagnoli et al.(2002)和伍利娜等(2004)研究发现,资本市场会认为变更披露时间的公司存在问题并作出剧烈反应。因此在实践中,公司不会任意提前或者延后披露年报。在最终披露前,公司需完成年报编制并通过审计,所以公司需要在向交易所预约时就充分预计年报编制与审计流程所需时间。上市公司编制报表在真实性的基础上具有相对能动性,因此公司出于种种目的可能操纵财务信息甚至造假舞弊。年报的编制需要耗费大量人力物力并经过审计师审计,Nelson et al. (2002)认为财务调整既增加了报表编制工作的复杂性,也提高了审计师的工作难度;Knechel and Payne (2001)及Caramanis and Lennox(2008)则发现进行更多操纵的报表需要更多时间通过审计?;谟葡钅康挠喙芾硎枪静僮莶莆裥畔⒌闹匾绞?,也是学界衡量会计信息质量的常用指标。Kothari et al. (2016)认为,相比较于真实项目盈余管理,应计项目盈余管理更多涉及财务上的操纵而更少依赖实际业务安排,因此与报表编制关系更为紧密。本文研究2007年到2018年期间A股上市公司后发现,比以往预留更多时间的公司在年报中进行更多应计项目盈余管理。

择时行为是解释披露时间选择的角度之一,Givoly and Palmon (1982)、Begley and Fischer (1998)以及程小可等 (2004)发现,国内外资本市场都存在不同程度的“好消息早发,坏消息晚发”现象。与这批文献不同,本文认为,通过预留更多时间编制报表并与审计师沟通,公司能够使其财务操纵行为更为隐蔽从而降低暴露风险,而公司的财务操纵不仅有推高业绩的正向操纵,也包括降低业绩的负向操纵。因此,本文用不区分方向的应计项目盈余管理衡量财务操纵的绝对水平。此外,本文还将年报预约披露时滞进一步划分為由公司和审计师特征决定的正常时滞和不能由这些因素解释的异常时滞,发现异常时滞是造成上述现象的主要因素。

二、文献回顾与研究假设

上市公司信息披露时间受到严格规制,但在满足及时性强制要求基础上又有相对自主性,体现为公司在法定截止时间前能够自主选择披露时间。公司披露年度财务信息主要有两种形式,其一是在正式披露年报前的盈余公告(预告),其二是年报,Keller (1986)认为年报的发布时间对资本市场更重要。公司披露报告需要的时间也被称为报告时滞或披露时滞。实践中这一时间会受到公司基本特征的影响,Chambers and Penman (1984)发现大公司普遍更晚披露,而Atiase et al. (1989)则认为大公司会相对更早披露。王艳艳和于李胜 (2011)及张馨艺等 (2012)等分别在中国市场发现,公司的股权结构和管理层持股也会影响公司披露时间。Whittred and Zimmer (1984)还发现,当面临财务?;?,公司会倾向于延后披露。此外,上市公司的年报需要经过审计,因此审计师也会影响年报披露时滞。Whittred (1980)发现获得有保留审计意见的公司需要更多时间与审计师沟通,因此也就需要更多时间准备年报。Schwartz and Soo (1996)则发现更换审计师会影响公司发布盈余公告的时间,而越早更换这一影响就越小。在中国市场,审计师的影响同样存在,伍利娜等 (2004)及伍利娜和束晓晖 (2006)发现被出具非标意见的公司将会更晚发布报告。

除了公司与审计师的影响,现有文献还发现上市公司报告披露普遍存在主动择时行为。Kross and Schroeder (1984)及Shroff et al. (2013)指出,盈余情况会影响报表披露时间。就具体表现而言,Givoly and Palmon (1982)发现,公司倾向于将好消息提前发布而将坏消息延后。Begley and Fischer (1998)也发现了这一现象,并指出其中意外盈余尤为重要。就择时动机而言,Boulland and Dessaint (2017)认为投资者关注程度是影响披露择时的重要因素。Haw et al. (2000)、程小可等 (2004)及巫升柱等(2006)发现,这种现象在中国市场同样存在。此外,管理层还有可能进行披露时点的选择,Patell and Wolfson (1982)及deHaan et al. (2015)等都发现,公司会在将坏消息留到休市、周五等时点披露以减少投资者关注,Doyle and Magilke(2009)则发现盈余信息更复杂的公司倾向选择周五披露。

上市公司能够选择年报披露时间,对此已有文献主要关注报告内容的影响。在强制披露信息的假设下,Boulland and Dessaint (2017)认为公司只能通过择时披露以调节市场冲击。但事实上,公司对披露内容同样具有相对自主性,管理层存在财务操纵甚至造假舞弊的可能。其中,基于应计项目的盈余管理是最常见的财务操纵形式,被广泛用来衡量公司财务操纵程度与报表信息质量。财务操纵行为增加了报表编制的复杂性,公司为防止问题暴露也会提高对编制水平的要求。因此,财务操纵将使公司需要花费更多时间编制报表。此外,公司进行财务操纵还将增加审计工作难度,并可能引发与审计师之间的争议,进而提高双方的沟通成本。因此,财务操纵将使报表需要更多时间通过审计。

李丹和宋衍蘅 (2010)发现披露越早的年报盈余管理程度越高,而Blankley et al. (2014)及余玉苗等(2016)则分别发现审计报告与年报披露更晚的公司未来发生财务重述的可能性更大。他们都从影响审计师工作时间压力的路径解释年报披露时滞与财务操纵行为及审计质量的关系。李丹和宋衍蘅(2010)用年报实际披露时滞解释盈余管理,认为年报发布较早的公司因使审计师受到“审计忙季压力”而降低审计质量,从而导致盈余管理增加;而余玉苗等(2016)则仅考虑当年预约时滞,认为预约较晚的公司因使审计师面临“截止日期压力”而降低审计质量并提高财务重述可能性。虽然他们发现了披露时滞与财务操纵及审计质量的关系,但是他们都仅从审计师的角度理解披露时滞包含的信息与影响,事实上公司才是决定披露时滞与报表财务操纵程度更直接、更重要的主体。因此,本文从年报预约披露的情境出发,研究包含公司披露时间安排动机的预约时滞变动与年报财务操纵的关系。

Bratten et al. (2016)发现,公司会根据同行业先披露公司的盈余情况调整自身盈余,揭露了年报披露时间影响盈余管理的另一种路径。与他们的发现不同,我国上市公司首次预约年报披露时间在会计年度结束前。此时,同行业其他公司尚未披露年报,因此公司只能根据自身情况进行决策。为了保证在操纵财务后能够妥善完成报表编制并通过审计,上市公司会预约更晚披露报表从而留足时间。本文基于中国独特的强制预约披露制度,从财务操纵带来的时间成本角度出发提出以下两个假设:

H1:公司相较于往年增加的预约披露时滞与当年应计项目盈余管理正相关。

H2:公司的异常预约披露时滞与当年应计项目盈余管理正相关。

三、研究设计

(一)样本选择

我国从2001年起实行年报预约披露制度,并从2007年起实施新会计准则,为保证前后数据可比,本文选择2007年至2018年间A股的非金融行业上市公司作为研究样本。同时做出以下筛?。?.由于ST或*ST公司具有强烈的财务操纵动机,本文剔除当年为ST或*ST的样本;2.由于交叉上市公司面临的监管环境不同年报披露制度存在差异,本文剔除同时在B股或H股上市的样本;3.部分公司会因为财务或公司治理的特殊情况,在次年4月30日后才公布年报(李丹和宋衍蘅, 2010),为防止异常值影响,本文剔除这部分样本;4.剔除主要解释变量、被解释变量和控制变量缺失,以及财务数据异常即资产负债率大于1的样本;5.首次预约披露时间后,公司能够更改实际披露时间,为了排除后续因素的干扰,本文在主要检验中使用按照首次预约时间进行实际披露的公司,在稳健性检验中保留这部分剔除的样本后实证结果一致。最终,本文在窗口期内保留共计17 669个观测,所用数据来源于CSMAR数据库。

(二)被解釋变量:盈余管理

盈余管理是指公司根据会计制度,通过特定交易或者财务处理调整盈余信息。虽然盈余管理并不必然违反法律法规,但学界普遍认为盈余管理降低了盈余信息的可信度,因此能够被用以衡量报表信息质量。严重的盈余管理与公司的财务操纵行为甚至造假舞弊有正向的联系,并可能导致非标审计意见和监管处罚等后果。

基于应计项目的会计操纵行为是盈余管理的重要方式,能够被用以衡量公司的财务操纵与报表信息质量(Healy and Wahlen, 1999)。为保证结果可靠,本文使用Jones (1991)模型以及Dechow et al. (1995)和Kothari et al. (2005)修正的截面Jones模型估计盈余管理水平。正向和负向的盈余管理都属于财务操纵行为,本文参照罗炜和饶品贵 (2010)、苏冬蔚和林大庞 (2010)以及许楠等(2016)的方法估计应计项目盈余管理水平,将其绝对值并乘以100后作为本文的被解释变量DA1、DA2和DA3。

(三)解释变量:披露时滞

A股上市公司年报披露时间包括预约披露时间与实际披露时间。公司首次预约需要在会计年度结束前向交易所申请,并由后者统一公布。此后,在实际披露前公司出于特定原因还可以申请变更披露时间。本文以首次预约披露时间确定预约披露时滞,而后续的变更则归入变更时滞。

本文在衡量公司年报的披露时滞时主要考虑三个时点,即上一会计年度的截止时间(AccountDate)、公司首次预约的时间(FirstReserveDate)和实际披露时间(DiscloseDate)。由此计算以下年报的披露时滞,具体关系如图1。

其中DaysTotal为总时滞,即实际披露年报所需时间;DaysReserve为预约披露时滞,即公司首次预约披露所需时间;DaysChange为变更时滞,即实际披露时间和首次预约时间的差异。实践中,公司可能早于也可能晚于首次预约时间披露年报,但无论提前还是延后披露都是出于特定原因并可能影响公司的财务操纵行为。因此,本文在主要检验中剔除了实际披露时间与首次预约不同的公司样本,而在稳健性检验中加回后实证结果保持一致。

Chai and Tung (2002)认为公司披露年报会参照往年实际披露所需要时间。在实践中,由于影响公司年报编制的基本因素相对稳定。因此本文认为,当年的预约时滞与前一年度总时滞之差dDaysRes包含了公司当年预约披露时间的增量信息,能够反映公司披露时间的变化与动机,具体定义如下:

公司编制年报所需时间由公司自身特征决定,同时也会受到审计师的影响。此外,年度和行业因素也可能对年报披露时间产生影响。而在上述基本面因素影响之外,公司额外预留的时间可以被视为一种异常时滞,本文用以下模型进行估计:

其中,控制因素包括前一年年报总时滞及其平方项、总资产自然对数、营业收入自然对数、营业收入增长率、子公司数量、总资产收益率、TobinQ、资产负债率、董事会规模、独立董事比例、第二到第十大股东持股比例、产权性质、存货与总资产之比以及应收项目与总资产之比;控制的审计师因素包括审计费用、审计师和事务所是否变化、是否为四大审计以及前一年度审计意见。此外,这一回归也控制了年度与行业固定效应,其中行业采用证监会行业标准,制造业为二级行业,其余为一级行业?;毓楹蟮牟胁钍且陨弦蛩厮荒芙馐偷?,本文将其定义为异常披露时滞abDaysRes。

(四)控制变量:公司与审计师

公司的盈余管理不仅受公司特质的影响,也会受到审计师的影响,本文参照李丹和宋衍蘅(2010)、孙健等 (2016)及余玉苗等 (2016)的研究,选择以下变量作为控制变量:公司年龄(Age),为上市年龄加1的自然对数、公司规模(Size),为总资产的对数、资产负债率(Lev)、市场价值(TobinQ)、成长水平(Growth),为营业收入增长率现金流水平、总资产收益率(ROA),为公司的总资产收益率变动比率、第二大到第十大股东持股比例(Top)、独立董事比例(Ind)、是否由四大审计(Top4)、是否获得标准审计意见(Opinion)、公司产权性质(SOE)。

(五)实证模型

本文使用OLS模型检验公司年报披露首次预约时滞是否包含盈余管理信息,模型如下:

其中,i为公司,t为年度,j为行业。DA为公司的应计项目盈余管理,以Jones (1991)、 Dechow et al.(1995)和Kothari et al.(2005)估计的盈余管理作为被解释变量进行检验。在主要检验中,本文使用当年首次预约披露时滞与前一年度实际披露时滞之差衡量公司的预约披露时滞;此外,在稳健性和机制检验中,本文还分别使用首次预约披露时滞与前两年平均实际披露时滞之差,以及排除公司和审计师影响后的异常披露时滞作为被解释变量。为了控制行业和年度固定效应的影响,本文加入了哑变量进行控制。其中,行业固定效应参照证监会2012版行业分类标准,制造业使用二级行业,其余为一级行业。

四、实证结果分析

(一)描述统计

本文选取2007年至2018年A股公司进行实证研究。表1说明当年预约披露时滞和前一年实际披露时滞存在高度相关性(dDaysRes中位数为0天,平均数为1.459天)的同时,也存在相当规模的变动与差异(dDaysRes标准差为20.442,上下5%水平都超过1个月)。此外,样本中不同公司应计项目盈余管理水平存在较大差异,因此研究盈余管理以及背后的财务操纵对认识上市公司财务行为具有重要意义。

(二)回归分析

1.基本检验

本文选用应计项目盈余管理的绝对值水平作为被解释变量,研究年报预约披露时滞与公司财务操纵的关系。对于大多数公司而言,编制年报并通过审计所需时间的影响因素是相对稳定的,因此本文以当年预约披露时滞与往年实际披露时滞的差异衡量公司额外预留时间的水平。

实践中,公司在首次预约后可以申请变更披露年报时间,而变更往往出于特定原因,为了防止受此影响,本文在基本检验中使用披露时间未发生变更的公司样本进行分析。表2的结果显示,预约时滞变动与不同模型估计的应计项目盈余管理水平之间存在显著的正相关关系。此外,表2的(1)到(3)与(4)到(6)显示,控制公司和审计师层面控制变量前后,這一结果在经济意义和统计显著性方面保持稳定,证明为披露年报预留更多时间的公司会进行更多应计项目盈余管理与财务操纵。

2.稳健性检验

为了保证结果的稳健性,本文在基本检验的样本中加入后续披露时间发生变更的样本,表3的(1)到(3)列结果显示,在全样本中预约披露时滞与往年实际披露时滞的差额仍然和公司应计项目盈余管理具有显著的正相关关系。在表3的(4)到(6)中,本文进一步使用当年预约披露时滞与前两年实际披露时滞均值的差额(dDaysRes2)作为解释变量进行检验,发现预约时滞变动对于盈余管理的正向影响依然稳定。

3.机制检验

年报披露时间由公司决定,但其中真正包含与盈余管理相关信息的部分是其为进行财务操纵额外预留时滞。表4将公司当年首次预约披露时滞(DaysReserve)划分为前一年实际披露时滞(lagDaysTotal)与当年预约时滞相对前一年实际披露时滞的变动部分(dDaysRes),表4的(1)到(3)显示,真正包含公司当年财务操纵动机信息的应为预约时滞中相对于前一年实际披露时滞的变动部分的变动部分,证明公司会为财务操纵额外安排时间,以完成报表编制并通过审计。公司的年报披露时间会受到公司基本面以及审计师特征的影响,表4的(4)到(6)进一步检验了不能用公司及审计师因素解释的异常预约时滞(abDaysRes)与年报应计项目盈余管理的关系,结果证明预留更多异常披露时滞的公司会进行更多的盈余管理。

五、研究结论

本文通过对2007年至2018年A股上市公司的实证研究发现:(1)为了进行以应计项目盈余管理为代表的财务操纵,公司需要花费更多时间编制报表并通过审计,因此如果公司相比于往年预留更多时间用于准备年报披露,则当年应计项目的盈余管理绝对值水平提高。(2)进一步研究发现,前一年度的实际披露时滞与公司当年的盈余管理无关,而公司和审计师层面因素不能解释的异常时滞则与盈余管理显著正相关。以上发现说明,公司会有预谋地通过向交易所预约更多时间,以完成年报编制并通过审计。

本文基于我国独特的年报预约披露制度背景,挖掘了年报预约披露时滞中潜在的盈余管理动机信息,为理解公司盈余管理与财务操纵行为提供了新的证据。本文的发现能够为资本市场和监管机构识别公司财务操纵行为提供启发,从而有助于遏制报表编制环节的财务操纵乃至于舞弊欺诈问题。

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