關鍵審計事項應對與會計穩健性
——基于實地走訪程序的經驗證據

柳木華 任嘉樂

(深圳大學經濟學院，廣東 深圳 518060)

引言

2016年12月財政部新頒布《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》，并修訂頒布其他與審計報告相關的11項準則(以下簡稱為新審計報告準則)，標志著我國正式實施審計報告改革。本次改革的最重要舉措是在審計報告中引入關鍵審計事項部分。該部分逐一描述關鍵審計事項，并說明確定理由以及審計師是如何應對的。這些新增信息能夠讓使用者了解到傳統審計報告模式下不曾了解的審計工作內容，因而新式審計報告提高了審計透明度、增強了審計報告的溝通價值、縮小了社會公眾與審計師之間的信息差距，也為學者研究審計程序、審計行為和審計質量提供了檔案數據和機會。

本文利用審計報告改革帶來的研究機會，調查關鍵審計事項應對力度與會計穩健性之間的關系。穩健性是一項重要的會計信息質量要求，也是在歷史上處于支配地位的會計原則。它的形成與會計職業密切相關。會計職業是在“破產、倒閉、舞弊和爭議”的企業環境中成長起來的，這樣的環境使會計師充滿了“強烈的災難意識”，并與他們喜好簿記上的低估有著極大的關系(查特菲爾德，2017)[30]。雖然審計師具有要求客戶保持穩健性的天然喜好，但客戶管理層可能因薪酬、債務等契約原因或資本市場動機在會計處理上變得激進。在此情況下，如果審計師保持應有的職業謹慎、執行嚴格的審計程序，客戶的激進會計實務就會受到抑制，會計信息變得更加穩健。經驗證據支持上述推測。我們手工收集A股上市公司2017年新式審計報告披露的關鍵審計事項數據，以審計師是否執行更嚴格的實地走訪程序表征關鍵審計事項應對力度，同時采用Ball和Shivakumar(2005)[3]應計現金流模型(以下簡稱ACF模型)、Basu(1997)[4]反盈余報酬模型(以下簡稱Basu模型)、Khan和Watts(2009)[15]的C_Score指數計量會計穩健性1，發現隨著審計師應對力度的加強，客戶會計穩健性水平顯著提高，在采用Heckman兩階段模型和傾向得分匹配控制可能的內生性后結論仍然成立。進一步研究表明在穩健性需求較大的環境中(貸款銀行監督力量較弱或民營企業)，審計師的應對力度對客戶會計穩健性起到顯著提升作用；而在穩健性需求較小的環境中(貸款銀行監督力量較強或國有企業)中作用不顯著。

本文在文獻方面的貢獻體現在三個方面：第一，以往研究外部審計對會計穩健性影響的文獻主要是對組織形式、行業專長等事務所層面和學歷、年齡等審計師個人層面的因素展開研究(Jenkins和Velury，2008；Li，2010；朱松等，2010；陳小林等，2016)[14][18][44][23]，但沒有調查審計程序的作用。本文研究應對關鍵審計事項的審計程序對會計穩健性的影響，拓展了會計穩健性影響因素的研究領域。第二，審計領域的檔案研究獲得了采用事務所規模和行業專長等度量審計質量的大量證據，但審計過程還是一個“黑箱”，這主要是由于數據受限。直觀上講審計過程是審計質量中專業勝任能力維度的直接計量2，并且其本身提供了審計質量因素的最重要證據(Defond和Zhang，2014)[11]。關鍵審計事項披露為這個“黑箱”打開了一扇窗戶，讓我們找到了更為直接的審計質量計量方法。本文創新使用審計師在審計過程中使用的審計程序計量審計質量，既豐富了審計質量的計量方法，也把審計質量研究從事務所層面切換到審計師個人層面(DeFond和Francis，2005)[10]，再進一步推進到具體審計項目層面。第三，拓寬了關鍵審計事項披露的研究范圍。現有相關研究集中在關鍵審計事項本身(王艷艷等，2018；楊明增等，2018；王木之和李丹，2019；李延喜和賽騫，2019)[34][37][33][26]，而本文拓寬到它的應對程序，探討審計應對程序對會計穩健性的影響。

本文的研究結論具有政策含義，為評價審計報告改革提供了客觀依據。我們用經驗證據證明了新式審計報告披露的關鍵審計事項應對程序與會計穩健性存在關聯關系，為人們了解審計過程這個“黑箱”打開了窗戶，表明作為審計報告改革的核心舉措——新增的關鍵審計事項披露具有信息價值，同時也為學者們創造了新的研究機會，這是審計報告改革的又一項成果。

文獻回顧與假設發展

一、文獻回顧

本文的研究主題與會計穩健性和關鍵審計事項相關，下面從這兩方面回顧相關文獻。

1.會計穩健性的文獻回顧

許多國內外文獻經驗證明了外部審計對客戶會計穩健性的影響。我們沿著由面到點(即從會計師事務所層面到審計師個人層面)的順序進行回顧。

在會計師事務所層面，學者們集中研究了以下幾個因素對會計穩健性的影響。(1)事務所的組織形式及其變化。陳小林等(2016)[23]以財政部2010年推動的我國大中型事務所特殊普通合伙改制為背景，發現特殊普通合伙改制提高了客戶的會計穩健性，但張俊生和張琳(2014)[40]卻得出了改制前后客戶的會計穩健性沒有顯著變化的結論，兩文的結論不同可能是因為研究設計上的差異；(2)行業專長。Krishnan(2005)[16]發現審計師的行業專長有助于提高客戶的會計穩健性，梅丹和高強(2016)[31]進一步發現獨立性和行業專長在影響客戶會計穩健性方面具有互補作用；(3)向審計客戶同時提供非審計服務。Chu和Hsu(2018)[7]認為可能損害獨立性從而影響會計穩健性，而Ruddock等(2006)[19]則發現沒有導致會計穩健性的下降，從而認為針對非審計服務的立法干預不會增強實質上的獨立性，可能只是改善形式上的獨立性；(4)事務所(審計師)任期。關于審計師任期對會計穩健性的影響，結論不盡一致。Jenkins和Velury(2008)[14]發現二者存在正相關關系。Li(2010)[18]的進一步研究表明Jenkins和Velury(2008)[14]的發現僅存在于大型公司或受到審計師嚴格監督的公司，而在小型公司或審計師疏于監督的公司觀察不到二者的正相關關系。我國朱松等(2010)[44]卻認為審計師任期延長降低客戶的會計穩健性。也有論文發現二者之間的關系不明確(周瑋等，2012)[42]。

上述研究是從事務所層面探討審計與會計穩健性之間的關系。DeFond和Francis(2005)[10]認為審計行為研究應該從事務所層面向審計師個人層面轉變，也有文獻研究了審計師個人特征和會計穩健性之間的關系。羅春華等(2014)[28]發現執業經驗較豐富、職位較高、女性審計師的客戶會計穩健性水平較高。陳小林等(2016)[23]在證明事務所特殊普通合伙改制促進客戶會計穩健性水平提高的基礎上，進一步發現具有本科及以上學歷審計師的客戶會計穩健性提高更加明顯，而執業時間較長、年齡較大審計師的客戶會計穩健性提高程度較低。

作為審計質量的重要輸入因素，審計師在審計過程中使用的審計程序性質、時間安排和范圍與審計質量直接相關。但由于數據的可獲得性，關于審計過程對會計穩健性影響的研究還很少見。從事務所層面和審計師個人層面研究審計與會計穩健性之間的關系隱含著假設：某家事務所或某位審計師個人所審計的項目質量是相同的。這個假設在邏輯上存在明顯不合理地方。本文的特色和創新在于，利用新式審計報告披露的關鍵審計事項應對程序數據研究具體項目審計對會計穩健性的影響，一方面創新了審計質量的計量方法，采用更加直接計量審計質量的審計程序，另一方面也拓寬了會計穩健性影響因素的研究領域。

2.關鍵審計事項的文獻回顧

關鍵審計事項作為審計報告歷史上的新事物，近年來吸引了學者們的關注。在新審計報告準則正式實施前學者們主要采用實驗方法進行研究，正式實施后開始利用檔案數據展開研究。實驗文獻主要探討了關鍵審計事項披露的信息價值(Christensen等，2014；Sirois等，2018)[6][20]、由此引起使用者(如陪審團、投資者)感知的審計師法律責任的變化(Brasel等，2016；Gimbar等，2016；張繼勛等，2015；韓冬梅和張繼勛，2018)[5][13][39][24]、對管理層與審計師溝通意愿的影響(張繼勛等，2016)[38]。

在2017年我國上市公司披露新式審計報告后，學者們開展了關鍵審計事項披露經濟后果的檔案研究。這些研究以2016年披露關鍵審計事項的A+H股公司為樣本，發現關鍵審計事項披露提高了審計報告的溝通價值(王艷艷等，2018)[34]、抑制了公司盈余管理(楊明增等，2018)[37]、降低了股價同步性(王木之和李丹，2019)[33]和提高了盈余質量(李延喜和賽騫，2019)[26]。

本文與現有相關文獻存在較大差異：(1)從會計穩健性視角研究關鍵審計事項披露的經濟后果，而現有文獻尚未涉及；(2)上述文獻的研究對象集中在關鍵審計事項本身，尚未發現有以應對程序為對象的研究，而這正是本文的研究對象。

二、假設發展

關鍵審計事項是指注冊會計師根據職業判斷認為對本期財務報表審計最為重要的事項。這些事項在審計過程中受到了審計師的重點關注，或者屬于重大錯報風險評估為較高的領域或特別風險，或者涉及重大審計判斷，或者是重大事項或交易。對這些最為重要事項的應對能基本上反映審計項目的整體質量。

審計質量取決于審計師的專業勝任能力和獨立性(DeAngel，1981；瓦茨和齊默爾曼，1999)[8][29]。在給定獨立性的情況下，關鍵審計事項應對力度通過專業勝任能力維度直觀反映審計項目質量。這可以從以下三個方面來理解：第一，審計應對力度越大，意味著投入資源越多，而專業勝任能力有賴于審計師的職業能力和在審計過程中投入的資源(瓦茨和齊默爾曼，1999)[29]，故我們可以從應對力度窺見審計項目質量；第二，審計項目質量在很大程度上取決于所獲得證據的證明力度，審計應對力度越大，收集的證據越有力，項目審計質量也會越高；第三，審計應對也反映了審計師的職業謹慎態度，職業謹慎程度越高，越可能識別財務報表重大錯報，審計質量也會越高。

從直覺上講，審計過程輸入是專業勝任能力的直接計量，因而提供了審計質量因素的明顯證據(Defond和Zhang，2014)[11]。本文以實地走訪程序這一特定的審計過程輸入表征審計應對力度。該程序主要應用于應對收入真實性等事項的審計。在應對收入真實性的關鍵審計事項時，審計師既可以檢查合同等支持性憑證，也可以實地走訪客戶，但毫無疑問后面的應對投入的審計資源更多，獲得的審計證據更可靠，審計應對更有力。

站在財務報告供應鏈中外部審計節點來看，輸入的審計質量越高，輸出的財務報告質量也會越高，作為財務報告質量中一個方面的會計穩健性程度也會越高。

基于上面的分析，我們提出如下研究假設：

H：關鍵審計事項應對會提升客戶的會計穩健性，在其他條件不變的情況下，審計師的應對力度越大，客戶的會計穩健性水平越高。

主要變量的計量方法和樣本數據

一、會計穩健性的計量

本文同時采用ACF模型、Basu模型和C_Score指數三種方法度量會計穩健性，以獲得更可靠的研究結論。

第一種計量會計穩健性的方法是如(1)所示的ACF模型。

TCA為公司當年的應計總額，等于持續經營凈利潤減去經營活動現金流量凈額。△Rev為公司當年營業收入的變化。GPPE為固定資產總額。CF為經行業中位數調整的經營活動現金流量凈額。上述變量均使用平均總資產平減。DCF為啞變量，當CF≤0時取值為1，否則為0。系數φ5反映了會計穩健性程度。該系數越大，穩健性程度越高。

第二種計量會計穩健性的方法是如(2)所示的Basu模型。

Earnings等于樣本公司每股持續經營凈利潤除以年初股價。Ret是樣本公司股票當年5月至第二年4月購買并持有的超常月報酬率，正常報酬率依上市地分別采用上證A股指數和深證成分A股指數的月報酬率估算。DR為表示“好消息”與“壞消息”的啞變量，若Ret＜0則取值為1，否則為0。Basu系數α3反映了會計穩健性程度。該系數越大，穩健性程度越高。

第三種計量會計穩健性的方法是C_Score指數。C_Score指數的計算始于Basu模型，該模型中的α2、α3分別代表好消息的及時性G_Score和會計穩健性C_Score；然后對G_Score、C_Score分別用(3)和(4)中的公司特征變量表達。

MKV為年初權益市值的自然對數，MB為年初權益市場價值與賬面價值之比，LEV為財務杠桿，等于年初負債與股東權益的比值。將(3)和(4)代入Basu模型，并加入公司特征變量及其與DR的交乘項(即最后括弧里的項目)，得到(5)。

對模型(5)進行回歸得到系數λ1-λ4，代入模型(4)中計算出C_Score，數值越大說明會計穩健性程度越高。

二、關鍵審計事項應對力度的計量：實地走訪程序

本文旨在考察審計師對關鍵審計事項的應對力度對客戶會計穩健性的作用。審計師制定進一步審計程序的計劃包括審計程序的性質、時間安排和范圍，其中審計程序的性質最重要。而且基于第1504號審計準則的規定3和實際披露情況，我們也只能獲得審計應對程序(性質)的公開數據。因此我們采用審計程序的性質度量審計應對力度。

實地走訪作為一種特定的審計程序組合，是指審計師在外勤期間走訪客戶或者供應商等的營業場所，通過執行詢問、觀察、檢查等程序了解客戶或者供應商是否實際存在、是否具有持續經營能力、經營情況如何、是否存在關聯關系等情況，以收集與收入確認、應收賬款計價等方面的審計證據。例如，海能達2017年審計報告披露，審計師在應對收入確認關鍵審計事項時，抽取本年銷售額或期末應收金額大的客戶進行走訪，了解或現場察看系統項目進展情況，經銷商產品銷售情況，詢問公司與客戶是否存在關聯關系、交易價格是否公允等。

俗話說“百聞不如一見”。審計師通過實地走訪獲得第一手資料，比起檢查文件記錄等常規程序更能識別虛構交易，更能準確評價收入確認的準確性和及時性、應收賬款的可收回性及其他其他方面的情況，收集的審計證據質量更高；另一方面，實地走訪的成本也更大。因此，我們認為實地走訪是有力應對關鍵審計事項的審計程序。這也可以從證監會2012年第十四號公告《關于進一步提高首次公開發行股票財務信息披露質量有關問題的意見》得到進一步印證。該文件要求會計師事務所在審計首次公開發行股票公司時實地走訪或核查主要客戶和供應商，并將核查情況記錄于工作底稿。這被業界稱為史上最嚴厲的財務核查。雖然該規定不適用于年報審計，但由此可見實地走訪程序對于財務信息審計的價值和意義。

基于上面的分析，我們把實地走訪程序作為關鍵審計事項應對力度變量Audresp_fd的計量指標。如果應對時執行了實地走訪程序該變量取值為1，否則為0。

三、控制變量

我們參考相關文獻，在模型中加入影響會計穩健性的四組控制變量。第一組是公司特征變量，包括賬面市值比BM(年末每股凈資產/股價)、資產負債率Lev(年末總負債/總資產)、凈資產收益率ROE(凈利潤／股東權益)和公司規模Size(年末總資產的自然對數)(LaFond和Watts，2008；Erkens等，2014)[17][12]；第二組是公司治理變量，包括獨立董事占比Inde(獨立董事人數/董事會人數)、董事會規模BoardSize(董事會人數的自然對數)、董事長與總經理兩職分離CEO(兩職分離取1，否則為0)、管理層持股比例Mana_Ownership(管理層持股數量/公司股份總數)和機構投資者持股比例Inst_Ownership(機構持股數量/公司股份總數)(Ahmed和Duellman，2007；Erkens等，2014；李爭光等，2015)[1][12][27]；第三組是信息環境變量分析師跟蹤人數Follow(分析師人數加1后取自然對數)(許楠等，2016)[35]；第四組是審計師獨立性變量事務所規模Big4(審計師為國際四大時取1，否則為0)(梅丹和高強，2016)[31]。此外我們還對行業進行控制。加入控制變量是為了減小會計穩健性模型中的偏差(Ball等，2013)[2]。

四、樣本數據

由于2018年是在上市公司范圍內全面實施審計報告改革的第一年，所以我們利用2017年的截面數據。初始樣本是截至2018年4月末披露了2017年報的3485家A股上市公司。

我們手工收集上述公司2017年新式審計報告披露的關鍵審計事項數據，包括應對程序，并將事項按照應收款項壞賬準備等31個類別4進行分類。考慮到只是在應對某些類型的關鍵審計事項時可能才需要實地走訪，所以我們把樣本進一步限定為披露了可能需要執行實地走訪程序應對的關鍵審計事項的樣本公司。5只要在應對某類事項時有公司審計報告提及執行了實地走訪程序，那么該類事項就屬于可能需要執行實地走訪程序應對的關鍵審計事項。經統計，在31個關鍵審計事項類別中有21個屬于這樣的事項。此外，根據新審計報告準則的規定，無法表示意見的審計報告不披露關鍵審計事項，所以我們剔除了被審計師發表無法表示意見的公司；考慮到新股效應，剔除了2017年上市的公司；考慮到數據結構的特殊性，剔除了金融公司；由于ST公司市場交易的特殊性和可能存在的盈余管理行為，剔除了該類公司。

經過上述步驟后保留下來的樣本是2829家公司。在剔除數據缺失的樣本后，ACF模型得到2575個最終樣本，Basu模型和C_Score模型得到2118個最終樣本。6為了消除極端值的影響，本文對所有連續變量在1%和99%分位數上進行縮尾處理。

實證結果與分析

一、描述性統計結果

表1報告了變量的描述性統計結果。Audresp_fd的均值為0.108，說明在樣本公司中10.8%(277家公司)的審計師在應對關鍵審計事項時實施了實地走訪程序。我們按照關鍵審計事項類別統計了實地走訪程序的執行情況(因為篇幅所限未列表報告)。統計結果顯示，使用實地走訪程序位居前列的事項(頻數，頻數占比)依次是：收入確認(193,59.2%)、應收款項減值準備(46,14.1%)、關聯交易及披露(20,6.1%)、資產或股權處置(18,5.5%)。上述結果表明，只有少數公司的審計師執行了更加謹慎的實地走訪程序；實地走訪程序主要用于收入確認、應收款項壞賬準備計提、關聯交易及其披露以及資產或股權處置的審計。

表1 變量的描述性統計

ACF模型中的變量包括TCA、ΔRev、GPPE、CF和DCF，其均值分別為0.008、0.114、0.339、-0.011和0.49，說明樣本公司經平均總資產平減后的應計總額、營業收入變化、固定資產總額和經營活動現金流量凈額的均值分別為0.008、0.114、0.339和-0.011，49%的公司經營活動現金流量凈額為負數。Basu模型中的變量包括Earnings、Ret、DR。Earnings的均值為0.025，說明經年初股價平減后的每股持續經營凈利潤為0.025元；超常報酬率Ret在-0.7～1.749之間波動；DR的均值為0.786，說明78.6%的公司個股報酬率未達到市場報酬率。樣本公司C_Score均值和中位數分別為0.035、0.029，接近于饒品貴和姜國華(2011)[32]、李偉(2015)[25]報告的C_Score均值0.033、0.039和中位數0.022、0.022，但低于以美國公司為樣本的Khan和Watts(2009)[15]報告的C_Score均值0.105和中位數0.097。從控制變量的描述性統計結果來看，我們沒有發現明顯異常情況。

二、回歸結果

我們采用三種會計穩健性計量方法構建三個模型檢驗假設。

首先，我們采用ACF模型計量會計穩健性，構建模型(6)。系數φ9反映測試變量Audresp_fd對會計穩健性系數φ5的影響。如果關鍵審計事項應對力度提高客戶的會計穩健性，φ9將大于0。

其次，我們采用Basu模型計量會計穩健性，構建模型(7)。系數α7反映測試變量Audresp_fd對Basu系數的影響，如果關鍵審計事項應對力度提高客戶的會計穩健性，α7將大于0。

最后，我們采用C_Score指數計量會計穩健性，構建模型(8)。如果關鍵審計事項審計應對力度提高客戶的會計穩健性，β1將大于0。

(2)括弧里報告的t值經過了穩健標準誤的調整。下同。

模型(6)、(7)、(8)中的變量定義如前所述，Controls表示控制變量集合。表2報告了三個模型的回歸結果。針對可能存在的異方差問題，我們均采用穩健標準誤調整了t值。下同。

首先我們分析ACF模型的結果。在該模型中，CF的系數顯著為負，這與應計項目扮演抵消現金流中噪音的角色相符(Dechow，1994)[9]。DCF×CF的系數顯著為正，說明應計項目起著對損益及時確認的作用。Audresp_fd×DCF×CF的系數在1%水平上顯著為正，證明了以是否執行實地走訪程序表征的關鍵審計事項應對力度提高了會計穩健性，假設通過檢驗。其次我們分析Basu模型的結果。Audresp_fd×DR×Ret的系數在10%的水平下顯著為正，說明審計師實施了實地走訪程序與沒有實施該程序應對關鍵審計事項相比，客戶對于壞消息相較于好消息確認的及時性水平更高，驗證了研究假設。最后我們分析C_Score模型的結果。測試變量Audresp_fd在1%的水平下顯著為正，與預期相符，說明審計師實施實地走訪程序提高了客戶的會計穩健性指數。綜上，采用三種會計穩健性計量方法的統計結果均支持研究假設。

三、內生性檢驗

1.Heckman兩階段模型

審計師在對具有某些特征(例如負債水平較高、規模較小)的樣本公司審計時更可能執行實地走訪程序應對關鍵審計事項，這意味著前面的結論可能受到樣本選擇的影響，所以本文采用Heckman二階段模型處理由此引起的內生性問題。在第一階段，我們構建以Audresp_fd為因變量的Probit模型(9)。因為收入確認、關聯交易等特定領域的審計更可能使用實地走訪程序，所以我們在模型中加入使用該程序的頻率位居前列的關鍵審計事項啞變量KAM_Reve(收入確認事項啞變量)、KAM_Allw(應收款項壞賬準備事項啞變量)、KAM_Rela(關聯交易及披露事項啞變量)、KAM_Disp(資產或股權處置事項啞變量)。7這些啞變量的定義是：如果審計報告披露該類關鍵審計事項取值為1，否則為0。發生審計師變更時首次接受委托比連續審計時的審計風險更大，審計師更可能使用實地走訪程序應對審計風險，所以我們加入審計師變更啞變量Aud_Chg，如果當年發生了審計師變更取值為1，否則為0。被審計單位受到監管部門的處分向審計師提示法律風險，從而導致審計師在應對關鍵審計事項時更加謹慎，更可能執行實地走訪程序，所以我們加入被審計單位是否受到監管部門處分的啞變量Punish，若近3年內受到處分取值為1，否則為0。此外，模型(9)還包含模型(6)、(7)、(8)中的控制變量Controls。

表2 回歸分析結果

我們對模型(9)進行Probit回歸，將產生的逆米爾斯比(IMR)加入到主模型中，得到第二階段模型。兩個階段模型的回歸結果見表3。為節省篇幅，我們在第一階段回歸結果中僅報告新加入變量的結果，可以看出除KAM_Allw不顯著外，其他新加入變量的系數均與預期相符、顯著為正。第二階段的結果顯示，IMR的系數在ACF模型中顯著為負，而在Basu模型和C_Score模型中不顯著，表明存在一定的樣本選擇問題；三個模型中的測試變量Audresp_fd×DCF×CF、Audresp_fd×DR×Ret、Audresp_fd在加入IMR后分別在1%、10%、1%的水平上顯著為正，均表明在控制樣本選擇引起的內生性后，關鍵審計事項應對力度提升客戶會計穩健性的結論仍然成立。

表3 Heckman兩階段模型的回歸結果

2.傾向得分匹配

針對處理變量(關鍵審計事項應對)可能存在的非隨機分配問題，我們采用傾向得分匹配方法(Propensity Score Matching，PSM)控制由此產生的內生性。該方法的具體步驟如下：(1)構建以Audresp_fd為被解釋變量，模型(6)、(7)、(8)中的控制變量為解釋變量的回歸模型；(2)對模型進行logistic回歸，獲得被解釋變量預測值即傾向得分；(3)借鑒Erkens等(2014)[12]的方法，按照有放回一對四匹配，針對實施了實地走訪程序的每個處理組樣本,選取傾向得分最接近的4個樣本進行匹配，剔除重復觀測值后獲得最終的控制組樣本。對ACF模型中的處理組(Audresp_fd=1)277個樣本最終配對817個樣本，對Basu模型、C_Score模型中的處理組213個樣本最終配對602個樣本。8未列表的結果顯示，匹配后三個模型中處理組和控制組樣本各匹配變量的均值差異均至少在10%水平上不顯著，匹配變量標準偏差的絕對值最大為15.2、均值為4.5、中位數為3.6，說明匹配效果良好。

表4報告了利用配對樣本對主模型進行回歸分析的結果。該表顯示，ACF模型中Audresp_fd×DCF×CF的系數和C_Score模型中Audresp_fd的系數均在5%水平上顯著為正，Basu模型中Audresp_fd×DR×Ret的系數在10%水平上顯著為正，均表明關鍵審計事項應對力度提升了會計穩健性，前面得出的結論仍然成立。

進一步分析

一、考慮貸款銀行的監督效應

表4 使用PSM方法的回歸結果

會計穩健性通過對收益和損失的不對稱確認滿足貸款人的需求，即在簽訂貸款合同時使用凈資產的較低計量方法以使公司在更早的時候觸發技術性違約條款、降低等到實際發生損失時貸款難以收回的風險，因而被認為是有效保障簽訂債務合同等契約的一種機制(Watts，2003)[21]。經驗證據也證明在簽訂債務合同時會計穩健性使借款人和貸款人都獲得利益(Zhang，2008)[22]。徐昕和沈紅波(2010)[36]在上述從穩健性需求角度分析的基礎上，從供給角度分析并證明了貸款銀行的監督效應，銀行貸款越多，監督作用越強，企業的會計穩健性水平越高。由此引出一個問題：貸款銀行的監督效應是否影響關鍵審計事項應對對會計穩健性的作用？

為此，我們基于徐昕和沈紅波(2010)[36]的發現，分行業按照銀行貸款占比(年末貸款總額/總資產)的中位數將樣本分為貸款銀行監督效應較強(銀行貸款較多)和較弱(銀行貸款較少)的兩個子樣本，然后分別利用兩個子樣本重新對主模型進行回歸分析。9結果見表5。

表5顯示，在ACF模型中，貸款銀行監督效應較弱子樣本Audresp_fd×DCF×CF的系數在5%水平上顯著為正，監督效應較強子樣本為負且不顯著，說明關鍵審計事項應對力度對貸款銀行監督效應較弱企業的會計穩健性起到明顯提升作用，而對監督效應較強的企業沒有產生提升作用。在Basu模型中我們觀察到同樣結果，監督效應較弱子樣本Audresp_fd×DR×Ret的系數在1%的水平下顯著為正，而監督效應較強子樣本為負但不顯著，說明對于貸款較少、銀行監督力量有限的企業，審計師通過執行實地走訪程序應對關鍵審計事項促使客戶在盈余中更加非對稱確認壞消息和好消息。C_Score模型測試變量Audresp_fd的系數在兩個子樣本中均在5%的水平下顯著為正，貸款銀行監督效應較弱子樣本的系數0.005略大于監督效應較強子樣本的系數0.004，說明無論是對貸款銀行監督效應較強企業，還是監督效應較弱企業，關鍵審計事項應對力度均提升了會計穩健性指數，但對于監督效應較弱企業的提升作用略大一點。

表5 按照貸款銀行監督效應分組的回歸結果

表6 按照企業性質分組的回歸結果

綜上，三個模型中兩個模型的結果均表明，在銀行監督力量較弱的環境里，外部審計的監督作用得到更好發揮，審計師應對關鍵審計事項力度對會計穩健性起到顯著提升作用，而在監督力量較強的環境里作用不顯著。可見貸款銀行監督和外部審計監督對會計穩健性的提升作用呈相互替代關系。

二、考慮企業性質的影響

朱茶芬和李志文(2008)[43]、饒品貴和姜國華(2011)[32]發現國有企業的會計穩健性水平低于民營企業。這是因為國有企業能通過政府隱形擔保的國有身份較容易獲得銀行貸款，股東和債權人對穩健性的需求不足，從而導致國有企業更低的穩健性(朱茶芬和李志文，2008)[43]。反之，民營企業需要通過提高會計穩健性才能獲得貸款銀行的青睞，存在更大的穩健性需求。由此引出一個問題：關鍵審計事項應對對不同性質企業會計穩健性的作用是否存在差異？

為此，我們按照實際控制人性質將樣本劃分為民營企業和國有企業子樣本，分別利用兩個子樣本重新對主模型進行回歸分析。結果見表6。該表顯示，在ACF模型、Basu模型、C_Score模型中，民營企業子樣本Audresp_fd×DCF×CF、Audresp_fd×DR×Ret、Audresp_fd的系數均至少在5%的水平下顯著為正，而在國有企業子樣本中雖為正但不顯著，說明關鍵審計事項應對力度對存在較大穩健性需求的民營企業的會計穩健性起到顯著提升作用，而對需求不大的國有企業沒有產生影響。

研究結論

本文以我國審計報告改革為背景，手工收集滬深A股上市公司2017年新式審計報告披露的關鍵審計事項數據，研究關鍵審計事項應對與客戶會計穩健性之間的關系。我們創新地以能獲得更可靠審計證據、成本較高的綜合性審計程序——實地走訪表征關鍵審計事項應對力度，同時采用ACF模型、Basu模型和C_Score指數計量會計穩健性，發現審計師應對關鍵審計事項力度提升了客戶的會計穩健性，在考慮內生性后結論仍然成立。我們還進一步調查銀行貸款監督效應對這一作用的影響，發現在貸款銀行監督效應較弱的企業中，關鍵審計事項應對力度對會計穩健性起到顯著提升作用，而在監督效應較強的企業中作用不明顯，關鍵審計事項應對和貸款銀行的監督對會計穩健性的提升作用呈相互替代關系。本文還調查了在不同性質的企業中關鍵審計事項應對的提升作用是否存在差異，發現關鍵審計事項應對力度對會計穩健性需求較大的民營企業穩健性起到提升作用，而對需求較小的國有企業穩健性沒有產生顯著影響。

自2018年起在上市公司范圍內全面實施的審計報告改革不僅為投資者、分析師等使用者提供了關于審計工作和審計發現的更多信息，加深了對被審計單位財務信息的理解，而且打開了審計過程的“黑箱”，為學者提供了新的數據和研究機會。本文獲益于這樣的機會，把以審計程序表征的審計質量與基于會計穩健性維度的財務報告質量關聯起來，發現二者存在高度相關性。我們找到了更直接計量審計質量的方法，即審計程序的性質，并且獲得了經驗證據的有力支持。這為學者們研究審計質量開啟了新的思路。本文的結論也為社會評價審計項目的質量提供了依據，證明了關鍵審計事項披露的信息價值。

論文也存在一定的局限性。我們是通過新式審計報告中的關鍵審計事項部分收集審計師執行實地走訪程序的數據，可能存在審計師不是在應對關鍵審計事項時執行了實地走訪程序或者雖然在應對關鍵審計事項時執行了實地走訪程序但未在審計報告披露的情況。這種情況會導致收集的數據不能代表審計師執行實地走訪程序的全貌，從而可能影響研究結論。但我們認為：實地走訪程序的成本較高，一般情況下只應用于重要到關鍵審計事項程度的事項審計中；而且如果在應對關鍵審計事項時執行了實地走訪程序，作為應對方案的重要內容理應在審計報告中披露10，因此對研究結論還是擁有相當的信心。

注釋

1.張兆國等(2012)[41]在比較各種衡量會計穩健性的方法后認為ACF模型和Basu模型具有較高的可靠性。Khan和Watts(2009)[15]發現公司規模、市凈率和資本結構是影響會計穩健性的三個重要因素，于是在Basu模型的基礎上加入上述三個因素構建了后被普遍采用的C_Score指數。因此本文同時采用三種方法計量會計穩健性。

2.審計質量包括審計師的專業勝任能力和獨立性兩個維度。

3.第1504號審計準則第十三條規定：審計報告在逐項描述關鍵審計事項時應當說明該事項是如何應對的，進一步在應用指南中說明了描述審計應對的要素：審計應對措施或審計方案中與該事項最為相關或對重大錯報風險最有針對性的方面、已實施審計程序的簡要概述、實施審計程序的結果和對該事項的主要看法。

4.31個類別為：(1)應收款項壞賬準備；(2)貸款減值準備；(3)其他金融資產減值準備；(4)金融工具(資產)的會計確認；(5)存貨跌價準備；(6)除減值外流動資產會計處理；(7)商譽減值準備；(8)固定資產、在建工程、無形資產及其他長期資產減值準備；(9)長期股權投資；(10)公允價值計量；(11)研發支出；(12)除減值、長期股權投資、研發支出外長期資產的會計處理；(13)遞延所得稅資產；(14)預提或預計負債；(15)法律訴訟和仲裁(準備)；(16)金融工具的發行；(17)其他負債；(18)套期保值會計和衍生金融工具會計；(19)收入確認；(20)投資收益、其他收益和營業外收入等；(21)成本費用和營業外支出；(22)資產或股權處置；(23)關聯交易及披露；(24)企業合并；(25)合并財務報表范圍；(26)會計政策和會計估計變更；(27)信息系統；(28)稅務；(29)政府補助；(30)子公司及其他經營主體的清算、終止經營；(31)其他。

5.我們也利用不考慮這個限制的樣本重復文中的檢驗程序，研究結論沒有發生改變。

6.Basu模型和C_Score模型的樣本量比ACF模型的樣本量少，主要原因在于：這兩個模型需要使用2017年5月～2018年4月的個股月報酬率計算超常報酬率，而部分樣本公司因重大資產重組等原因長期停牌導致不能獲得這些公司某個月或某幾個月的個股月報酬率，考慮到這樣的異常情況對超常報酬率的影響，我們剔除了不能獲得計算超常報酬率所需全部12個月個股報酬率的樣本公司。

7.在應對收入確認關鍵審計事項時使用實地走訪程序的頻率遙遙領先于其他事項，這說明該程序主要用于應對收入確認事項的審計。為驗證結論的可靠性，我們在構建模型(9)時僅設計收入確認關鍵審計事項啞變量，然后重復文中的檢驗程序，研究結論依然成立。我們還僅設計一個四類關鍵審計事項啞變量，如果審計報告披露使用實地走訪程序的頻率位居前列的四類事項中的任一類事項取值為1，否則為0，然后重復文中的檢驗程序，結論也沒有改變。

8.ACF模型、Basu模型和C_Score模型中處理組與控制組樣本之比均約等于1:3，而不是理論值1:4，原因在于我們采用的是有放回配對方法。在該方法下部分控制組樣本被重復配對。重復的控制組樣本被刪除了。

9.我們也分行業按照短期貸款占比(年末短期銀行貸款/總資產)的中位數、長期貸款占比(年末長期銀行貸款/總資產)的中位數對樣本分組，然后分別利用兩組樣本重新對模型(6)、(7)、(8)進行回歸分析，均得出了與按照銀行貸款占比分組相同的結論。

10.我們詢問了若干上市公司審計報告的簽字注冊會計師。他們表示如果在審計過程中執行了諸如實地走訪等重要的審計程序，都會在審計報告中注明。這為我們的推測提供了一定依據。