審計委員會特征會影響新審計報告的信息含量嗎？
——基于我國AH股上市公司的經驗數據

■姜 雪，雷倩華

一、引言與文獻綜述

近年來世界各國陸續出臺了新的審計準則，以發揮外部審計在穩定金融市場和促進經濟發展中的作用。以國際審計與鑒證咨詢委員會（IAASB）為例，其于2015年1月發布了旨在改進現行審計報告模式的新審計準則，其中“在獨立審計報告中溝通關鍵審計事項”的規定被視為是對審計報告突破性的改進。新的審計準則要求注冊會計師在審計報告中溝通關鍵審計事項，關鍵審計事項從注冊會計師與治理層溝通過的事項中選取。因此，與被審計單位治理層就某一事項進行溝通是該事項被選擇為關鍵審計事項的前置程序，這勢必導致審計師與治理層的溝通加強。

本文以我國2017年率先參與試點的98家A+H股上市公司為研究對象，采用事件研究法，以CAR值衡量審計報告的信息含量進行實證檢驗。本文的研究發現以下重要結論：（1）在審計報告中溝通與“收入成本確認”“合并報告與披露”相關的事項能夠帶來一定的增量信息，對于溝通的其他事項則不能帶來增量信息；（2）審計委員會的勤勉程度能夠對溝通關鍵審計事項帶來的增量信息起到一定的促進作用，而審計委員會的獨立性和專業性的作用則比較有限。

針對審計報告改進是否存在增量信息的問題，國外的學者意見不一。例如：Touche（2014）和Reid et.al（2015）等學者研究認為審計報告改革后，在審計報告中與信息使用者溝通，有助于消除信息的不確定性，增強信息使用者對信息提供者的信任程度，進而增加審計報告的信息含量；Lennox et.al（2015）則持有相反意見，他們指出雖然新審計報告模式能夠降低信息的不確定性，但是由于審計報告并非信息的唯一信源，這些信息可能已經在之前的各種公告中得到了披露，因而新的審計報告能夠帶來的增量信息是有限的。

我國新審計準則出臺以前，國內學者的研究集中在對我國審計報告改進的探討上。學者通過比較各國審計報告改革模式，結合我國國情，為我國審計報告的改革提出意見和建議（王慧，2017）。在2017年我國首批適用新審計準則的審計報告面世后，國內學者的研究集中在我國新審計報告模式的實施以及其帶來的影響。郝玉貴和楊柳（2017）通過案例研究的方法具體分析晨鳴紙業審計報告，以此探索新審計報告的溝通價值。有的學者著眼于新審計報告的實施情況，探索在審計報告中溝通關鍵審計事項帶來的利弊以及其是否能夠提高審計報告的信息含量（李小娟和翟路萍，2017）。值得一提的是，冉明東和徐耀珍（2017）對首批新審計報告進行了匯總，分析認為我國的新審計報告模式有助于提高信息透明度和信息含量，但是關鍵審計事項披露的顆粒度差異較大，未來應推動配套監管制度的完善。

基于文獻回顧，本文發現學者對于新審計報告準則能否帶來增量信息仍然沒有定論，而且相關研究多為理論分析，缺乏經驗數據的支撐。同時，亦未有學者對審計委員會與新審計報告之增量信息進行研究。故而本文試圖采用實證研究的方法，為國內相關研究提供一定的經驗證據，同時進一步研究審計委員會在其中起到的作用，從一個角度探索新審計報告的作用機理。

二、理論分析與研究假設

（一）溝通關鍵審計事項的信息含量

從審計需求的信息假設出發，外部審計的關鍵在于改善財務信息的質量，提高其決策有用性（薛祖云等，2004）。從“量”的角度考慮，審計報告中溝通關鍵審計事項增加了信息披露的數量，增進了審計報告的信息量，于決策有利（張繼勛等，2015）。溝通關鍵審計事項使報告使用者更加清晰地了解注冊會計師的審計過程，增進對被審計單位財務信息的理解，降低信息不對稱，提高信息透明度，增強審計報告信度。但從“質”的角度考慮，由于審計報告并非唯一信源，其中溝通的關鍵審計事項可能已經在其他公告中得到披露（Lennox et.al，2015），故而在審計報告中溝通關鍵審計事項能否帶來決策相關的增量信息是值得商榷的。

本文將審計報告中溝通的關鍵審計事項分為：資產計價、收入成本確認、公允價值計量、合并報告與披露等相關事項以及其他事項（多為特殊交易和特殊事件等）。其中：資產計價相關事項相對易于理解，在審計報告中溝通的這類信息，或者已經事先為報告使用者知悉，或者容易流于形式，跟公司盈余關系并不大，因而可能無法給投資者帶來與盈余相關的增量信息；收入成本確認相關問題是投資者關注的敏感問題，與盈余的關系極為密切，披露這類事項容易觸發投資者采取行動，因而披露這類問題可能具備一定的增量信息；對于特殊事項，如政府補助和發行債券等，企業一般應于事項發生時予以披露，故而在審計報告中溝通此類事項可能無法產生增量信息。此外，對于公允價值計量和合并財務報表相關的信息，既涉及復雜的財務確認問題，又極少在企業公告中提前披露，溝通此類事項可能會帶來增量信息。因此，基于我國的資本市場披露環境，我們提出假設：

H1a：溝通與資產計價相關的關鍵審計事項不會顯著影響資本市場對上市公司盈余的反應程度。

H1b：溝通與收入成本相關的關鍵審計事項會顯著減少資本市場對上市公司盈余的反應程度。

H1c：溝通與公允價值計量相關的關鍵審計事項會顯著減少資本市場對上市公司盈余的反應程度。

H1d：溝通與合并報告與披露相關的關鍵審計事項會顯著減少資本市場對上市公司盈余的反應程度。

H1e：溝通與其他（特殊交易等）相關的關鍵審計事項不會顯著影響資本市場對上市公司盈余的反應程度。

（二）審計委員會的作用

由于審計委員會扮演“角色”的不同，溝通關鍵審計事項的信息含量可能存在以下兩種相反的作用路徑。一是審計委員會的“服務角色”。有效率的董事會能夠成功地扮演“服務角色”，發現問題并保證管理層的一貫執行（李維安等，2009）。審計委員會作為董事會下設的專門委員會，也承擔著這樣的服務功能。與注冊會計師溝通關鍵審計事項，有助于審計委員會識別相關風險，基于其“服務角色”，有效率的審計委員會可促使投資者相信披露的關鍵審計事項中的問題能夠得到滿意的解決，提高市場對盈余的反應。二是審計委員會的“監督、報告角色”。審計委員會的本質在于直接代表股東負責企業的外部審計工作，加強外部審計獨立性，降低治理成本（謝德仁，2005）。在這一角色下，審計委員會在溝通關鍵審計事項中主要表現為：避免外部審計與管理層的合謀，促使其以更加獨立的姿態披露關鍵審計事項，提醒投資者關注相關風險。因此，在外部審計工作一定的情況下，有效率的審計委員會能加強外部審計的獨立性，促使投資者更加審慎地看待關鍵審計事項中的風險因素，降低市場對盈余的反應。

我國《上司公司治理準則》規定的審計委員會主要職責是監督、溝通和報告，并沒有明確其“服務角色”。另外目前國內外學者的研究也表明審計委員會對提升外部審計質量有一定的促進作用（Vafeas&Waegelein，2007；周蘭，2010）。因此本文認為，基于審計委員會當前的基本職責和我國的資本市場環境，其在溝通關鍵審計事項中主要扮演“監督、報告角色”，高效的審計委員會在該事項中會降低盈余的市場反應。

本文從審計委員會的獨立性、專業性和勤勉三個維度來衡量審計委員會的特征。其中：獨立的審計委員會更能夠客觀地代表投資者進行溝通，提高溝通價值；專業的審計委員會能夠在溝通過程當中就審計工作提出有價值的意見和建議，增強溝通價值；勤勉則代表著審計委員會在履職過程中投入的時間和精力，這是審計委員會能夠發揮溝通作用的基本保證。基于上述分析，我們提出假設2：

H2a：審計委員會的獨立性能夠提高關鍵審計事項的溝通價值，降低盈余的市場反應。

H2b：審計委員會的專業性能夠提高關鍵審計事項的溝通價值，降低盈余的市場反應。

H2c：審計委員會的勤勉程度能夠提高關鍵審計事項的溝通價值，降低盈余的市場反應。

三、研究設計

（一）研究方法

1.事件研究法。本文通過考察“公告新審計報告”這一事件發生前后研究對象股票超額收益率的變化來檢驗這一事件對資本市場的影響，反映新審計報告中溝通關鍵審計事項的信息含量。以“2016年審計報告公告日”記為事件日T0，剔除停牌日后選擇前后對稱的四個事件窗口：T0、[T0-3，T0+3]、[T0-5，T0+5]、[T0-10，T0+10]，以此保證穩健性以及平衡事件發生后的短期和長期影響。

基于我國證券市場特征，超額收益率的市場調整法相對于市場模型法有一定的優勢（陳漢文和陳向民，2002），本文采用市場調整法來計算股票的超額收益率。根據公式（1），以第i支股票在第t日考慮現金紅利的再投資回報率（Ri，t）減去當日市場收益率（Rm，t）獲得該股票的日超額收益率（AR），然后根據公式（2）計算得到股票i在事件窗口的超額收益率CAR值。

2.傾向得分匹配法。出于對樣本穩健性的考慮，本文采用傾向得分匹配法（Rosenbaum&Rubin，1983）為A+H企業尋找配比企業，具體步驟為：本文的實驗變量為是否使用新審計準則，以此為標準劃分實驗組和控制組。實驗組為2017年適用新審計報告的公司，對照組為其他全部未適用新審計準則的A股上市公司。然后根據本文的控制變量計算實驗組和對照組的傾向得分。采用Logistic二元回歸分行業計算公式（3）中控制變量的回歸系數，其中Yi為前述實驗變量，實驗組為1，對照組為0。根據公式（3）的回歸系數，按照公式（4）計算得到每家企業的PSi（傾向得分）。最后，采用最鄰近匹配法分行業為每個實驗組選定一個對照組，籍此獲得98個對照組企業。

（二）樣本數據來源

本文的樣本包含2017年適用新審計報告構成實驗組的98家A+H上市公司和使用傾向得分匹配法選出的98家對照組企業，合計196家上市公司。本文收集了新審計準則下A+H股企業2016年審計報告“關鍵審計事項”段的特征并進行分類。同時通過樣本公司的其他公告文件，收集了全部樣本企業2016年審計委員會特征資料。

此外，本文的其他數據來自國泰安金融數據庫。本文對所有連續變量進行了1%的縮尾處理。

（三）變量定義

1.信息含量。基于事件研究法，本文以CAR值作為“公告新審計報告”的信息含量的替代變量。

2.“關鍵審計事項”信息。定義變量Report代表“關鍵審計事項”，通過分析A+H股上市企業2016年審計報告，本文將“關鍵審計事項”分類，樣本的審計報告中包含該溝通事項即為1，反之為0。具體定義如表1所示：

3.審計委員會特征。定義變量Committee代表樣本的審計委員會特征，分別以獨立性、專業性和勤勉作為審計委員會特征的度量，具體構成及定義見表2。

4.控制變量。基于本文的研究目的，參考現有文獻本文選擇了公司規模、財務杠桿、凈資產收益率和銷售收入增長率作為控制變量，同時加入是否金融企業、是否適用新審計準則作為控制變量。具體變量定義見表2。

（四）檢驗模型

本文借鑒盈余反應系數模型（Ball&Brown，1968），以盈余反應系數衡量在審計報告中溝通關鍵審計事項的信息含量。利用模型（5）來檢驗假設1：

表2 變量定義表

如果假設1成立，則β1、β5不顯著，β2、β3、β4顯著為負。為驗證假設1，本文使用的子樣本①為2016年A+H股上市企業，剔除數據缺失企業后，共91個觀測；子樣本②包含2016年A+H股上市企業和2016年對照組企業，剔除數據缺失樣本后共182個觀測。

我們采用模型（6）來檢驗假設2：

為驗證假設2，我們使用子樣本②帶入Committee的不同測量指標分別進行回歸，如果β4顯著為負，則假設得以驗證。

四、研究結果及分析

（一）描述性統計分析

表3是描述性統計結果。在樣本①中，用審計報告溝通與資產計價相關的關鍵審計事項（Assets）的均值達到0.7692，鑒于資產計價是審計師運用職業判斷的傳統項目，其以如此高比例出現在溝通事項中，難免“流于形式”的嫌疑。

另外，審計委員會獨立性的均值在樣本①和樣本②中均超過三分之二，符合我國上市公司內部控制指引要求；但是其中專業人員的比例只在40%左右，這可能對審計委員會的履職存在一定的限制。

（二）多元回歸分析

模型（1）的回歸結果顯示：溝通“資產計價”、“特殊交易”相關事項的盈余反應系數對CAR值均不顯著，與假設一致；溝通“收入成本”相關事項的盈余反應系數在樣本①中與CAR5在5%的顯著性水平下顯著為負，與CAR10在10%的顯著性水平下顯著為負，在樣本②中與CAR5在10%的顯著性水平下顯著為負，假設H1b基本得到驗證；在審計報告中溝通“合并報告與披露”相關事項在樣本①中盈余反應系數與CAR3在1%的顯著性水平下顯著為負，與CAR5和CAR10在5%的顯著性水平以下顯著為負，在樣本②中與CAR3、CAR5、CAR10均在1%的顯著性水平以下顯著為負，假設H1d得到驗證。但是，在審計報告中溝通與“公允價值計量”相關的事項對所有的CAR值都不顯著，假設H1c不成立，我們認為這可能是因為基于財務會計的歷史成本屬性，采用公允價值計量的內容所占比重較小，因而在審計報告中溝通與公允價值計量相關的內容可能無法達到投資者采取行動的閾值邊界，因而投資者不會對這類信息采取相應的行動。

模型（2）的回歸結果顯示：審計委員會勤勉程度的交乘項對CAR3、CAR5、CAR10分別在5%、10%和5%的顯著性水平下顯著為負，假設H2c得到驗證。審計委員會的獨立性和專業性的檢驗結果均與假設不符：前者可能由于我國上市公司中獨立董事無法發揮其應有的作用；后者則可能是由于我國審計報告改革剛剛開始，配套規則指引尚未出臺，專業的審計委員會成員尚不能迅速、透徹地適應新審計準則的變化，因而在此次公告過程中能起到的作用是有限的。

表3 描述性統計

（三）進一步分析

對于假設2，本文嘗試用如下模型進一步分析審計委員會的特征與在審計報告中披露的不同關鍵審計事項的關系，如果審計委員會特征能夠為溝通關鍵審計事項的信息含量起到促進作用，則β4顯著為負。

我們分別代入不同的審計委員會特征指標和審計報告中溝通的關鍵審計事項類型進行回歸，結果顯示，僅審計委員會的勤勉程度與資產計價的β4在樣本①中對CAR3、CAR5和CAR10分別在5%、10%和5%的顯著性水平下顯著負相關，在樣本②中對CAR3、CAR5在10%的顯著性水平下顯著負相關，其他項目均得不到驗證。這可能因為資產計價相對其他事項更容易為審計委員會成員所了解。進一步檢驗表明，審計委員會在促進審計報告中溝通的關鍵審計事項的信息含量方面作用還比較有限。

（四）穩健性檢驗

1.Heckman檢驗。本文研究中適用新審計報告的企業實際上為A+H上市企業，可能存在樣本偏差和自選擇問題。為此，本文采用Heckman（1979）兩步法再次檢驗假設。本文選取樣本企業所在省GDP（對數處理）、是否存在行業壁壘Barrier、行業競爭程度HHI以及本文主回歸中的控制變量作為選擇方程的解釋變量，第一階段Probit模型為：

其中AH為是否A+H上市的啞變量，是為1，不是為0。對該模型進行回歸，計算得到逆米爾斯比率（IMR）。將IMR作為解釋變量帶入第二階段模型，即本文的主回歸模型中驗證前述假設。主要回歸結果見表4。結果顯示在第二階段回歸中IMR大多不顯著，而且在控制A+H股自選擇問題后實證結果不變，說明本文不存在嚴重的自選擇問題，結論穩健。

表4 Heckman第二階段回歸結構匯總表

2.用每股收益（EPS）替換凈資產收益率（ROE）檢驗假設。為排除盈余指標選擇對結果帶來的影響，我們用EPS替代ROE對H1、H2分別進行驗證，回歸結果與主回歸結果基本一致。

3.擴大樣本檢驗假設1、假設2。為避免樣本量對檢驗結果的影響，我們使用擴大的樣本對H1、H2進行檢驗。擴大的樣本包括2015～2016年全部實驗組及控制組企業，剔除缺失值后共362個觀測。主要變量的回歸結果如表5所示，結論基本不變。

表5 擴大樣本的穩健性檢驗統計結果

五、結論與政策建議

本文以我國2016年審計報告改革為研究背景，通過事件研究的方法，以CAR值來衡量在審計報告中溝通關鍵審計事項能否帶來增量信息，并且進一步探討了審計委員會在其中的作用。通過研究發現：（1）在審計報告中溝通與“收入成本確認”和“財務報告與披露”相關的事項能夠帶來一定的增量信息，對于溝通的其他事項則不能帶來增量信息；（2）審計委員會的勤勉程度能夠對新審計報告的增量信息起到一定的促進作用，但審計委員會的獨立性和專業性不能夠起到促進作用；（3）審計委員會在促進審計報告中溝通的關鍵審計事項的信息含量方面作用十分有限，僅審計委員會的勤勉程度對在審計報告中溝通與“資產計價”相關的關鍵審計事項帶來的增量信息有一定的促進作用，

本文認為，出現上述結果的原因可能有以下幾點：（1）注冊會計師在審計報告中溝通的關鍵審計事項，其中一部分可能已經提前以公告或其他形式完成了對外披露，審計報告對信息使用者而言并非“第一手”資料，因而其能帶來的增量信息有限。（2）在沒有相關配套指引進行規范的情況下，注冊會計師如何溝通關鍵審計事項，采用多大的口徑進行溝通均不能達到一致，因而披露的信息不具備可比性，這可能不利于信息使用者的理解。故而在新審計報告模式下，雖然審計報告中的信息數量增多了，但是信息質量的提升或許并不明顯。（3）在新審計報告的試點中，注冊會計師從自身角度出發，可能傾向于披露傳統的需要進行職業判斷的事項，而非真正有信息含量的事項。因而關鍵審計事項可能如同審計報告的其他段落一樣，變成了冗長的標準化陳述，而無法刺激投資者據此采取行動。（4）在新審計報告試點的第一年，各方對審計報告的了解都不夠充分，審計委員會即使具備相關專業背景也不能夠迅速做出反應，因而在其中能起到的作用十分有限。

據此，本文認為在未來審計報告的改革與應用中應當注意以下幾個問題：（1）應當出臺配套的披露指引，以保證不同會計師事務所及不同注冊會計師披露口徑的一致性，增進披露信息的可比性。同時在配套披露指引的規范下，審計委員會成員也能夠更好地對“關鍵審計事項”進行理解，促進其與注冊會計師的溝通，提升審計報告的溝通價值。（2）應當規范注冊會計師對“關鍵審計事項”的選擇。注冊會計師在關鍵審計事項的選擇時，應當基于降低信息供需雙方信息不對稱性這一目的，促進信息使用者對被審計單位真實財務狀況和經營成果的了解，避免關鍵事項段淪為冗長的標準化表述。