審計報告改革、審計質量與審計成本
——來自A+H股市場的實證證據

易 玄（副教授），毛怡沙

一、引言

傳統審計報告作為審計質量具象化的衡量尺度之一，在經濟環境變化中逐漸落后于資本市場日益增長的信息需求，其二元分法使審計質量的提升缺乏激勵。基于此，不少國家在審計報告中引入新披露元素——關鍵審計事項（Critical Audit Matter），旨在縮小信息供需雙方的審計期望差距，打破信息“黑箱”，利用市場放大鏡效應提升審計質量，維護市場秩序。2013年6月，英國財務報告理事會對傳統審計報告進行改革，要求在審計報告中披露關鍵審計事項，內容為重大誤報的風險估計、重要性信息、審計范圍。2015年1月，國際審計與鑒證準則理事會正式發布了新制定的審計報告準則《國際審計準則第701號——在獨立審計報告中溝通重要審計事項》。2016年12月，我國財政部印發《中國注冊會計師審計準則第1504 號——在審計報告中溝通關鍵審計事項》，要求在審計報告中披露關鍵審計事項。

在問卷調查和實驗研究方面，Wallin等[1]發現，新審計報告模式縮小了信息供需雙方的期望差距，審計質量更高；張繼勛等[2]發現，在審計報告強調段中增加重要事項說明，會使審計報告的相關性、有用性增強；Christensen 等[3]發現，關鍵審計事項能夠干預并改變投資者的投資選擇。針對英國市場的實證檢驗中，Reid 等[4，5]的結論支持了關鍵審計事項對信息含量和審計質量的顯著提升作用，然而對于同一市場進行實證研究的Gutierrez 等[6]和Lennox等[7]在研究中沒有得到期待中的市場反應，Gutierrez等[6]認為該研究結論的差異可能與事件日、研究模型和樣本選擇以及樣本所取年數有關，Lennox 等[7]將其歸咎于市場在關鍵審計事項披露之前可能就已經從其他渠道獲知相關信息，導致新審計報告增量信息有限。基于我國市場的實證研究中，王艷艷等[8]發現新審計報告能有效提升審計溝通價值；楊明增等[9]發現新審計報告能有效抑制客戶的盈余管理水平。

上述研究重點關注關鍵審計事項是否提升了審計制度效率，較少涉及改革的影響機理，此為學界和實務界重點關注的問題之一。基于此，本文利用傾向評分匹配（PSM）方法構建A+H 股實驗組和A 股對照組，建立面板雙重差分（DID）模型對A+H股市場先行改革的公司進行實證檢驗，以應計盈余管理為代理變量，探索關鍵審計事項審計報告對審計質量的影響及作用機理。

二、理論分析與研究假設

1.審計報告改革、關鍵審計事項與審計質量。隨著經濟的發展，財務報表日益復雜和難以理解，傳統“格式化”的審計報告中，報表使用者無從知曉審計師眼中最大風險所在，因而將包含重大錯報風險、復雜性審計判斷的關鍵審計事項納入審計報告，成為國際審計準則以及多國審計準則改革的重點。何為關鍵審計事項？英國財務報告理事會發布的國際審計準則將其定義為審計師發現重大誤報的估計風險、重要性水平和審計范圍。美國公眾公司會計監督委員會認為關鍵審計事項是與審計委員會溝通中的有關重要會計處理與披露的，包含具有極高挑戰性、主觀性、復雜性審計判斷的審計事項。《中國注冊會計師審計準則第1504 號——在審計報告中溝通關鍵審計事項》將關鍵審計事項定義為與治理層溝通中的，對于本期審計最為重要的，包括重大錯報風險、重大管理層判斷、重大交易或事項的審計事項。此次審計改革旨在通過增加關鍵審計事項即審計師審計應對工作細節、審計判斷等信息，以縮小信息供需雙方的審計期望差距，利用市場關注效應促進審計師、被審計單位與投資者之間的合作與互動，以提升審計質量。

首先，審計報告中披露關鍵審計事項可以從結果出發，促進審計流程整體的全面優化，從而降低錯漏重大錯報的可能性。關鍵審計事項審計報告通過對傳統審計報告內容的改變，影響審計師自我責任感知，從而影響審計工作質量，其具體表現為：關鍵審計事項披露會增加審計師對財務報告的控制力，提升其責任感知。Gimbar等[10]認為審計師可能因為沒有識別出關鍵審計事項而承受更多的指責，因此會更加注重審計質量。另外，國際證監會組織（IOSCO）指出，關鍵審計事項也能夠使得投資者更好地理解審計，反過來成為督促審計師提升審計質量的動力。

其次，關鍵審計事項基于審計師與治理層雙方的溝通而確定，由于關鍵審計事項隱示公司的問題屬性，關鍵審計事項披露可能增加投資者對公司財務報告的不確定性感知，因而激勵治理層與審計師進行更多的溝通；管理層可能會提升與審計師的配合度，更加關注會計信息質量和內部治理質量，為審計發揮監督作用提供更好的公司內部環境。

綜上，審計報告改革對內通過促進審計過程與披露的自身結構優化，對外通過促進審計師、被審計單位管理層之間的良性互動，有利于審計質量的提升。由此本文提出假設：

H1：關鍵審計事項審計報告提升了審計質量。

2.關鍵審計事項、審計質量與審計成本。審計報告改革是否通過增加審計成本以提升審計質量？我國改革后的準則指南中提到：審計工作底稿是關鍵審計事項判斷與披露內容的重要依據與輔助工具，與關鍵審計事項披露相關的大部分資料可以在審計工作底稿中獲得，因此審計師的審計工作量和審計成本可能未有顯著增加。審計師在保持原有工作量與工作難度的情況下，僅增加審計信息的披露范圍和程度即可滿足關鍵審計事項審計準則的披露要求。

然而，關鍵審計事項審計報告更高的要求也可能帶來審計團隊高級成員的更多審核，激勵審計師對含有重大錯報風險或者重大管理層判斷部分增加審計程序。為了新增的審計程序，為了發布擁有更大信息含量的審計報告，會計師事務所也可能會增加培訓和操作工作，即新增的關鍵審計事項披露要求會增加審計成本。若審計質量的提升伴隨著審計成本的增加，此次審計報告改革生效的機理則可能是基于審計師工作量與工作難度的調整，在這種情況下，之后的改革應密切關注審計成本與改革成效之間的關系，以之作為改革效率提升的關鍵依據。

關鍵審計事項是否會提升審計成本，其對審計質量的影響是否通過增加審計成本的代價獲得，這是此次審計報告改革成本效率比的重要決定因素，也是改革成效與價值的關鍵評判要素之一。由此，本文提出競爭性假設：

H2a：關鍵審計事項審計報告改革通過新增審計成本提升審計質量；

H2b：關鍵審計事項審計報告改革并非通過新增審計成本提升審計質量。

3.管理層市場壓力路徑。財務報告的信息質量作為投資者的重點考察對象，離不開審計鑒證的支持。審計意見干凈無保留，則是對財報績效的背書，相反則是對管理層工作業績與態度的否定。在審計報告中增加關鍵審計事項后，關鍵審計事項在合理范圍內被準確恰當地披露成為管理層關注事項之一。在審計治理機制的監督下，管理層迫于壓力，會努力提升審計工作配合度。關鍵審計事項披露什么、如何披露成為被審計單位管理層壓力的新來源。

企業所處市場環境影響其所面臨的資本市場壓力。當政府在企業的資源配置、運營流程、人力調動中占據主導地位時，企業高管較少需要通過帶關鍵審計事項審計報告的披露內容來爭取積極的市場回應，缺乏足夠動機調整現有的盈余管理行為，否則相反。同時，職業經理人市場對管理層盈余管理水平的影響主要通過聲譽機制發揮作用，職業經理人市場越發達，高管的薪資和職業地位與其過去的經營水平越相關聯，管理層當下的聲譽水平越可能決定其未來的市場價值。公司的股權性質也會影響其所承擔的市場壓力大小，股權性質決定了企業的融資方式，國有公司的盡職調查以政治、社會和稅收因素為主，其高管感受到的市場壓力要少于非國有企業，非國有企業以審計報告作為市場關鍵披露信息之一，審計報告內容會對公司的股價造成重要影響，市場壓力會激勵企業高管提升經營水平和財務報告披露水平，力求在審計報告中體現公司的正面形象。基于此，當被審計單位管理層越容易受到市場壓力約束時，公司管理層收到市場負面評價的成本越高，其越可能在審計報告改革時期減少盈余管理行為。據此本文提出假設：

H3：被審計單位管理層越容易受到市場壓力約束，關鍵審計事項審計報告改革對審計質量的提升作用越強。

4.審計師審計責任路徑。本文將審計責任定義為審計師對投資者負責，對審計報告中的任何錯漏和誤導性陳述負責。具體來說，審計師在關鍵審計事項審計報告改革中扮演的是主導者的角色，審計師的言行將通過關鍵審計事項受到更加嚴密的審查與監督，從而增加了審計師的審計責任。例如Gimbar等[10]研究認為關鍵審計事項會增加審計師對于財務報告的控制力，從而增加審計責任。審計責任增加一般伴隨著更高的審計質量，在一個更強的投資者保護機制中，會計師事務所對審計失誤的成本更加敏感，對盈余管理的態度更加嚴格。

然而，部分研究持相反觀點，認為關鍵審計事項不一定能提升審計責任，尤其當關鍵審計事項審計報告淪為審計師的免責工具時。例如Gaeremynck等[11]發現，在公司破產前夕出具的非無保留意見審計報告更可能避免審計師卷入后續的訴訟風波；Kaplan等[12]發現，出具持續經營審計報告能夠減少訴訟和賠償，因此Francis等[13]將審計師報告的穩健性定義為審計師控制審計訴訟風險、降低懲罰成本的理性機制，當審計師在審計報告中預先告知相關風險時，能夠有效降低自己在面臨事后訴訟時的訴訟風險。關鍵審計事項由于披露了被審計單位最重大的風險，充當產品警告標志，十分可能成為審計師面臨法律訴訟時免責的證據，最后即使審計質量提升，也可能與審計師的審計責任波動無關。綜合兩方研究結論，本文提出競爭性假設：

H4a：審計師越容易受到審計責任約束，關鍵審計事項審計報告改革對審計質量的提升作用越強；

H4b：不同審計責任約束水平下，關鍵審計事項審計報告改革對審計質量的提升作用無顯著差異。

三、研究設計

1.模型建立。被審計單位可操縱性應計數既是會計信息質量的代表，也是審計師治理水平的最直接反映。Balsam 等[14]研究發現，審計質量的提升與盈余管理呈反向相關關系，關鍵審計事項的披露可能會降低被審計單位進行應計盈余管理的可能性。因此，本文將應計盈余管理水平作為審計質量的替代變量，應計盈余管理水平越低則審計質量越高。

根據修正的Jones模型計算操縱性應計數DAt[15]；為消除正負影響，對其取絕對數得到ABSDAt。式（1）是非操縱性應計數的計算公式，其中：PPEt是t年的固定資產原值；At-1是t-1年末總資產；△St是t年和t-1年營業收入之差；△RECt是t年和t-1年應收賬款之差 ；TAt=NIt-CFOt，NIt是 t年凈利潤 ，CFOt是t年經營活動現金流量凈額。實際應計數減去非操縱性應計數，得到的就是操縱性應計數。

《中國注冊會計師審計準則第1504號——在審計報告中溝通關鍵審計事項》對于A+H股公司供內地使用的審計報告屬于強制披露要求，而對于普通A股公司的審計報告屬于自愿披露要求，因此，此次審計報告改革可以看做一場自然實驗，若股票為A+H股，則x=1，若股票為普通A股且未自愿披露關鍵審計事項，則x=0，進而政策對A+H 股公司的影響為E（D|x=1），對普通A 股公司的影響為E（D|x=0），于是審計報告改革對A+H 股的凈效果為：E（D|x=1）-E（D|x=0）。加入時間層面的變化，政策實施前后對股票的政策影響凈效應為：[E（D|x=1）-E（D|x=0）]-[E（D|t=1）-E（D|t=0）]。

在基本面板回歸模型中加入組間虛擬變量和時間虛擬變量與組間虛擬變量的交互項，組間虛擬變量為 Treat，若為A+H 股，Treat 取 1，否則取 0；時間虛擬變量為Audit，若A+H 股處于審計報告改革之后，Audit 取1，否則取0。本文以公司規模（Sizet）、公司資產負債率（Levt）、市值賬面比（MBt）、資產收益率（Roat）、營業收入增長率（Growtht）、經營性現金流在總資產中占比（CFOTAt）作為控制變量，最后得到面板雙重差分（DID）模型如下：

為檢驗審計成本的中介效應，本文參考Reid等[5]的研究將審計費用（LnFeet）作為審計成本的替代變量，建立如下模型。

以上模型中各變量定義如表1所示。

2.樣本選擇與描述性統計。根據財政部要求，A+H 股公司供內地使用的審計報告應于2017年1月1 日起執行包含關鍵審計事項段的新準則（2016年審計報告為首年實施對象）。本文選取2009～2016年的A+H 股上市公司數據，再利用傾向得分匹配（PSM）方法得到A 股控制組的樣本，剔除金融行業公司，最終得到樣本結構如表2所示。數據來源于國泰安（CSMAR）數據庫，關鍵審計事項披露方式數據通過對A+H 股上市公司審計報告進行文本分析得到，數據進行1%分位數的縮尾處理。數據處理使用的是STATA統計軟件。

表1 各變量定義

表2 樣本結構（A+H股和A股對照組樣本）

表3 描述性統計（僅A+H股樣本）

如表3、表4所示，A+H股樣本公司規模均值為24.61，資產負債率均值為0.57，賬面市值比均值為1.40，資產收益率均值為0.03，營業收入增長率均值為11%，經營性現金流在總資產中占比均值為0.06。LnFeet作為審計費用的對數，總樣本均值為14.93，標準差為1.02。

四、實證結果與分析

1.PSM 匹配結果。如表 5 所示，A+H 股公司的規模要顯著大于普通A 股公司，資產負債率也顯著高于普通A股公司，因此本文采用PSM方法將得分相近的樣本進行匹配。本文使用核匹配（Kernel Matching）中的 Normal 法進行 PSM 匹配，建立 Logit模型。根據PSM方法進行匹配后，得到68家A+H股公司，與之相匹配的是78 家普通A 股公司。運用后期檢驗（Diagnostic Test）的方法評估匹配過程的準確性。如表5所示，Size和Lev在匹配前有顯著差異，而匹配后變量的比較結果差異較不顯著。用匹配后的樣本重新做Logit 回歸，Pseudo R2下降至9.10%，卡方檢驗由非常顯著變為較不顯著。PSM保證了面板雙重差分（DID）模型的實驗組和控制組在政策實施之前具有平行趨勢。

表4 描述性統計（A+H股和A股對照組樣本）

2.回歸檢驗結果。應計盈余管理DID模型主回歸結果如表6 所示，應計盈余管理DID 模型（2）中Audit×Treat的系數在5%的水平上顯著為負（系數=-0.0357，T=-2.29），該結果驗證了H1，即關鍵審計事項審計報告降低了企業應計盈余管理水平，提升了審計質量。即在審計報告中加入了關鍵審計事項之后，審計治理效率提升。

審計成本中介效應模型回歸結果如表7 所示，在以LnFeet為因變量的模型中，關鍵審計事項審計報告改革后審計費用增加但不顯著（系數=0.0147，T=0.36）；在以ABSDAt為因變量的模型中，審計費用與應計盈余管理水平負相關但不顯著（系數=-0.0228，T=-0.42），審計改革與否與試點與否的交互項系數為負且顯著性增強（系數=-0.0392，T=-2.35）。原因可能是，在審計報告改革初期關鍵審計事項的主要來源依然是審計工作底稿，因此審計師的審計成本未有顯著增加，改革對審計質量的提升作用也未以審計成本作為中介，H2b得到驗證。

表5 PSM匹配前后比較與Logit回歸結果

3.市場壓力約束分組回歸結果。將政府與市場的關系評分直接作為資本市場壓力的代理變量，將要素市場發育程度指數直接作為經理人市場壓力的代理變量，將大于等于指數均值的樣本劃分為強壓力組，小于指數均值的樣本劃分為弱壓力組，主要變量的回歸結果見表8。資本市場強壓力樣本中Audit×Treat的系數在10%的水平上顯著為負（系數=-0.0359，T=-1.79），資本市場弱壓力樣本中Audit×Treat 的系數為負但不顯著（系數=-0.0170，T=-0.88）。經理人市場強壓力樣本中Audit×Treat 的系數為負（系數=-0.0365，T=-1.43），經理人市場弱壓力樣本中Audit×Treat 的系數為正（系數=0.0160，T=0.87），兩組中系數均不顯著。國企樣本中Audit×Treat的系數為正但不顯著（系數=0.00258，T=0.15），非國企樣本中Audit×Treat的系數在5%的水平上顯著為負（系數=-0.0822，T=-2.12）。實證結果驗證了H3。

表6 應計盈余管理DID模型主回歸結果

4.審計責任約束度分組回歸結果。將市場中介組織的發育和法律制度環境評分直接作為法律環境的代理變量，將大于等于指數均值的樣本劃分為審計責任約束度高組，小于指數均值的樣本劃分為審計責任約束度低組，主要變量的回歸結果見表8。在審計責任約束度高的樣本中，Audit×Treat 的系數為負但不顯著（系數=-0.0124，T=-0.77）；在審計責任約束度低的樣本中，Audit×Treat 的系數為負但不顯著（系數=-0.0152，T=-0.76）。實證結果驗證了H4b。

表7 審計成本中介效應模型回歸結果

五、進一步分析和穩健性檢驗

1.審計成本二階段回歸結果。表9 顯示逆米爾斯比率（λ）并不顯著，說明審計成本中介效應模型內生性問題不顯著，控制逆米爾斯比率后模型中審計費用變量的回歸系數仍然不顯著，即審計成本對關鍵審計事項審計報告提升審計質量過程的中介效應不顯著，進一步驗證了H2b。

表8 應計盈余管理DID模型分組回歸結果

表9 審計成本二階段回歸模型內生性檢驗結果

2.會計穩健性、真實盈余管理進一步檢驗結果。通常而言，審計質量越高，會計穩健性水平越高，應計和真實盈余管理水平越低，然而還可能存在公司遵循成本相對降低的方向轉移盈余管理的情況。相對于應計盈余管理，真實盈余管理游離于規則之外且受到高層權力的支持，內部控制對其抑制作用不明顯，同時其偵查工作也對審計師職業判斷能力和信息掌握水平提出了更高的要求。因此，在嚴格的外部監管環境下，應計盈余管理成本大于真實盈余管理成本，企業可能會從應計盈余管理轉向真實盈余管理。本文利用會計穩健性和真實盈余管理水平進行審計質量的進一步檢驗。

根據Basu報酬模型檢驗會計穩健性[16]，得到式（5）、式（6）。其中：Et是第t年的每股收益；Pt-1是t年4月底年報報出后的股價；R 是t年4月底至次年4月底股票收益率的幾何平均數；DR是虛擬變量，如果R為負，則DR為1，否則為0。如果公司具有會計穩健性，即盈余信息更快地對市場壞消息做出反應，根據H1，α7應顯著為正。

參考Cohen等[17]的研究，本文用異常經營活動現金流（R_CFOt）、異常操縱性費用（R_DiscEt）和異常生產成本（R_Prodt）三個指標來度量真實盈余管理，三者均由實際值減去正常值得到。R_M1為異常經營活動凈現金流和異常可操縱性費用各乘以-1的和；R_M2為異常可操縱性費用乘以-1加上異常生產成本；REMt由異常經營活動凈現金流和異常可操縱性費用各乘以-1加上異常生產成本之和，作為真實盈余管理的計量指標。同樣參考陳宋生等[36]的研究，得到式（7）：

回歸結果如表10、表11所示，模型（5）中的Audit×DRt×Rt系數為正（系數=0.101，T=0.42）；模型（6）中的Audit×DRt×Rt系數在5%的水平上顯著為負（系數=-0.270，T=-2.27），會計穩健性沒有顯著提升，可能是會計穩健性并非此次審計改革的直接目的。真實盈余管理模型中Audit×Treat的系數為正但不顯著（系數=0.182，T=1.06），真實盈余管理水平上升，側面驗證了審計報告改革后，審計對管理層盈余管理的約束性增強，相對而言真實盈余管理成本低于應計盈余管理，管理層的盈余管理行為從應計盈余管理向真實盈余管理轉移。

3.應計盈余管理和真實盈余管理分指標回歸結果。應計盈余管理和真實盈余管理分指標回歸結果如表12 所示，正向應計盈余管理模型中Audit×Treat 的系數為負（系數=-0.0121，T=-0.33），負向應計盈余管理模型中Audit×Treat的系數為正（系數=0.00847，T=0.63）。真實盈余管理分指標檢驗中，DR_M1 模型中Audit×Treat 的系數為正且不顯著（系數=0.0362，T=1.46），DR_M2 模型中 Audit×Treat 的系數在10%的水平上顯著為正（系數=0.191，T=1.92），進一步驗證了審計報告改革之后，A+H 股公司應計盈余管理減少、真實盈余管理增加。

表10 會計穩健性模型回歸結果

表11 真實盈余管理DID模型回歸結果

4.穩健性檢驗。前述的回歸中控制變量MBt采用的市值是流通市值，將其換為總市值進行回歸，得到的結果基本一致。由于本文篇幅限制，穩健性回歸結果在此不再贅述。

表12 應計盈余管理和真實盈余管理分指標檢驗

六、研究結論

本文分析關鍵審計事項審計報告對審計質量的影響及其作用機理，利用A+H 股上市公司數據，構建面板雙重差分（DID）模型進行檢驗，研究發現：關鍵審計事項審計報告改革有利于抑制應計盈余管理，促進審計質量提升。進一步對影響機理進行研究發現，審計成本并未顯著增加，審計報告改革對審計質量的提升作用也并未以審計成本為中介，審計報告中的關鍵審計事項信息可能更多地來源于審計工作底稿，因此審計師的工作量與工作難度沒有顯著增加，驗證了此次審計報告改革在成本效率上的科學性。

進一步對影響路徑進行研究，發現公司管理層在內外部環境中所感知到的市場壓力水平越高，審計質量提升越顯著；即在審計報告中加入關鍵審計事項后，審計質量即審計治理效率提升的影響路徑主要為社會關注度對于審計雙方互動的激勵作用，尤其是來自社會對于管理層行為的監督作用，管理層在內外部環境中受到的市場壓力越大，審計質量提升作用越明顯；然而，關鍵審計事項審計報告改革是否對審計師行為（增量審計工作量）以及審計師心理感知（審計師責任）產生了激勵從而影響了審計質量，尚需未來更多實證證據的支撐。

本文的實證結果支持此次關鍵審計事項改革。審計報告中新增的關鍵審計事項將更多的關鍵審計工作內容公開，賦予市場監督以更多的可能性；個性化披露的改革方式賦予審計師更大的自由裁量權，促進審計談判朝著積極高效、平等健康的方向發展。未來改革要以增大關鍵審計事項審計報告背后的審計師話語權為重點，避免審計報告模式化、模版化。同時，加強審計師培訓，為更好地定位、篩選、披露關鍵審計事項提供技術支持。本文的不足之處在于：信息內容差異是影響信息傳播意義的重要環節，本文未考慮關鍵審計事項的披露內容差異對審計質量的影響，這可以作為進一步研究的內容。