李延喜，賽 騫，孫文章

(大連理工大學(xué) 管理與經(jīng)濟學(xué)部，遼寧 大連 116024)

一、引言

在審計報告中溝通關(guān)鍵審計事項，是近幾年來審計報告較為突出的變化。國際審計與鑒證準則理事會(IAASB)于2015年1月正式頒布了新的審計報告準則《ISA701——在獨立審計師報告中溝通關(guān)鍵審計事項》。為了實現(xiàn)與國際審計準則的持續(xù)趨同，2016年底，我國財政部印發(fā)《中國注冊會計師審計準則第1504號——在審計報告中溝通關(guān)鍵審計事項》(以下簡稱“《1504號準則》”)，該準則在上市公司中分批次實行，A+H股公司應(yīng)于2017年1月1日起執(zhí)行，其余上市公司應(yīng)于2018年1月1日起執(zhí)行。我國審計準則對關(guān)鍵審計事項的定義為：注冊會計師根據(jù)職業(yè)判斷認為對本期財務(wù)報表審計最為重要的事項，關(guān)鍵審計事項從注冊會計師與治理層溝通過的事項中選取。

早在2013年7月，IAASB發(fā)布的《關(guān)于修訂國際審計準則征求意見稿》中就已經(jīng)提議在審計報告中溝通關(guān)鍵審計事項，自此以后，溝通關(guān)鍵審計事項就引起了國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。目前已有的研究主要是集中在審計師責(zé)任以及個人投資者的決策和評估。有關(guān)審計師責(zé)任的研究結(jié)論表明，與后續(xù)訴訟有關(guān)的關(guān)鍵審計事項部分減少或不影響審計師的責(zé)任。然而，對于個人投資者的決定，Christensen等[1]的實驗結(jié)論表明，相比于接收標準審計報告信息的個人投資者，接收包含關(guān)鍵審計事項的審計報告的投資者更可能改變他們的投資決策。此外，還有研究使用眼動追蹤技術(shù)發(fā)現(xiàn)，在溝通關(guān)鍵審計事項時，審計報告的使用者在關(guān)鍵審計事項部分集中更多注意力[2]。國內(nèi)學(xué)者對關(guān)鍵審計事項的研究主要是案例研究和描述統(tǒng)計分析，路軍和張金丹[3]對我國A+H股公司2016年審計報告中關(guān)鍵審計事項進行了初步研究，全面分析了首次披露的關(guān)鍵審計事項信息與實施情況。張繼勛等[4]采用實驗研究發(fā)現(xiàn)，新的準則下，管理層與審計師溝通的意愿更強?？梢钥闯?，由于時間較短，國內(nèi)外學(xué)者對于關(guān)鍵審計事項的研究還處于起步階段，而且大部分研究集中于案例研究和實驗研究，缺乏客觀數(shù)據(jù)的實證研究。我國分階段實施新審計準則的規(guī)定，為關(guān)鍵審計事項的相關(guān)研究提供了一個良好的準自然實驗環(huán)境。

盈余管理一直是會計領(lǐng)域?qū)W術(shù)研究的熱門話題，當(dāng)前學(xué)者對于其定義比較一致的觀點是：公司管理層通過影響會計政策選擇、改變交易等形式來調(diào)整和控制公司的盈余信息，通過財務(wù)報告?zhèn)鬟f從而影響投資者決策，來滿足自身利益的最大化[5-7]。公司的財務(wù)報告是投資者獲取包括盈余信息在內(nèi)的公司信息的重要途徑，是投資者進行投資決策的重要依據(jù)。由于信息不對稱的存在，投資者需要公正的第三方——注冊會計師對上市公司財務(wù)報告真實性、合法性和一致性進行鑒證。之前的審計報告已經(jīng)完全規(guī)范化，如同八股文一般的格式和內(nèi)容固然簡潔、清晰、明了并具有較強的可比性。可是這樣的審計報告只有標準審計意見和非標準審計意見兩類，在審計中發(fā)現(xiàn)的需要與管理層溝通的事項并不能反映在審計報告中，導(dǎo)致審計報告信息含量不足，審計報告使用者無法獲取更多的相關(guān)信息。

溝通關(guān)鍵審計事項，旨在提高審計工作的透明度，為報表使用者提供額外信息，以幫助其了解注冊會計師指出的對財務(wù)報表審計最為重要的事項，也能加強注冊會計師與被審計單位治理層的溝通[4]，同時還可能提高治理層對審計報告中提及的重要事項的關(guān)注程度，由此提升財務(wù)報表信息含量與信息質(zhì)量。

結(jié)合我國分階段執(zhí)行《1504號準則》的政策，本文以2015-2016年《1504號準則》實施前后的A股上市公司為基本樣本，運用傾向得分匹配和雙重差分模型相結(jié)合的方法(PSM-DID)，從動機性推理理論的分析入手，實證檢驗溝通關(guān)鍵審計事項對盈余管理程度的影響，為我國實施新審計準則的政策效果提供經(jīng)驗證據(jù)，同時豐富盈余管理領(lǐng)域相關(guān)文獻。研究結(jié)果表明，溝通關(guān)鍵審計事項顯著降低了樣本公司的應(yīng)計盈余管理程度，支持了動機性推理理論的假設(shè)，即溝通關(guān)鍵審計事項通過觸發(fā)合理性約束抑制了審計師的動機推理行為，提升了審計師職業(yè)懷疑態(tài)度，從而提高審計質(zhì)量，降低公司應(yīng)計盈余管理程度。進一步地，本文檢驗了關(guān)鍵審計事項的數(shù)目與公司盈余管理程度的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，關(guān)鍵審計事項數(shù)目越多，公司盈余管理程度越低。同時，本文考慮公司規(guī)模的影響，發(fā)現(xiàn)規(guī)模小的公司在政策實施后應(yīng)計盈余管理降低程度顯著小于規(guī)模較大的公司。此外，本文實證結(jié)果并未發(fā)現(xiàn)溝通關(guān)鍵審計事項對真實盈余管理有顯著影響。

與之前的研究相比，本文的研究可能有以下幾個方面的貢獻：

首先，本文的結(jié)論證明了在《1504號準則》實施的首年，溝通關(guān)鍵審計事項顯著降低了盈余管理程度。2016年底財政部頒布《1504號準則》，以提高審計過程透明度和審計報告信息含量，并為財務(wù)報告使用者提供額外信息，使其更了解被審計單位。本文從會計盈余質(zhì)量的角度，為這一政策的實施效果提供了經(jīng)驗證據(jù)。溝通關(guān)鍵審計事項使得上市公司應(yīng)計盈余管理程度降低，且關(guān)鍵審計事項數(shù)目越多，應(yīng)計盈余管理程度越低。因此，該政策的有效實施對于降低盈余管理程度，提升信息披露質(zhì)量，進而促進資本市場有效運行具有重要作用。

其次，本文拓展了已有文獻的研究：包括關(guān)鍵審計事項的相關(guān)文獻，以及盈余管理相關(guān)領(lǐng)域文獻。相較于目前國內(nèi)外對于關(guān)鍵審計事項以實驗、案例和描述性為主的研究，本文利用客觀數(shù)據(jù)對溝通關(guān)鍵審計事項實施效果的實證檢驗豐富了相關(guān)研究。審計準則改革的目的是為了給報表使用者提供更高的信息質(zhì)量以及更豐富的信息含量，本文的研究提供了關(guān)于新審計準則中溝通關(guān)鍵審計事項對盈余管理影響的初步認識?！?504號準則》的全面實施可以為相關(guān)研究帶來更加豐富的數(shù)據(jù)，后續(xù)可以對關(guān)鍵審計事項進行深入廣泛的研究。

最后，本文研究結(jié)論支持動機性推理相關(guān)假設(shè)，拓展了動機性推理的相關(guān)研究，豐富了我們對于動機性推理在審計過程中所起作用的認識。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)審計與盈余管理

盈余管理是指管理層為了自身的利益，通過會計手段和關(guān)聯(lián)交易，對企業(yè)財務(wù)報告進行調(diào)整和控制，旨在影響利益相關(guān)者決策的行為。Schipper[8]將盈余管理分為應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理，應(yīng)計盈余管理主要是指管理層通過會計政策選擇和會計估計等方法對應(yīng)計項目進行操控，真實盈余管理則是指管理層通過改變真實業(yè)務(wù)的發(fā)生時間和方式或者構(gòu)造真實業(yè)務(wù)等手段來調(diào)整和控制公司盈余信息。

已有研究發(fā)現(xiàn)[9-10]，高質(zhì)量的審計能夠?qū)τ喙芾硇袨橛忻黠@的抑制作用。一方面，高質(zhì)量的審計大大提高了注冊會計師發(fā)現(xiàn)公司管理層的盈余管理行為的可能，從而抑制盈余管理；另一方面，高質(zhì)量的審計也對公司管理層產(chǎn)生了威懾，使得公司管理層盈余管理行為有所收斂，因此減少盈余管理。而審計人員的獨立性和職業(yè)懷疑態(tài)度是影響審計質(zhì)量的重要因素。Beasley等[11]通過對審計失敗的處罰案例進行研究發(fā)現(xiàn)，審計失敗的前三大原因分別是證據(jù)收集不足、職業(yè)關(guān)注不夠和缺乏職業(yè)懷疑態(tài)度，而前兩位的原因也與職業(yè)懷疑態(tài)度息息相關(guān)。接下來，本文分別從審計師和管理層兩個視角出發(fā)，分析溝通關(guān)鍵審計事項對公司盈余管理的影響，并提出本文假設(shè)。

(二)溝通關(guān)鍵審計事項與盈余管理

動機性推理是指致力于達成特定目標或其偏好目標的個體，會以偏見的方式解釋和處理信息，來強化他們傾向的行為[12-13]。動機性推理的相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，個人的決策過程受他們目標的影響[12,14-15]。與動機性推理一致，以前的研究發(fā)現(xiàn)[16-19]，審計師傾向于利用會計準則固有的模糊性來證明客戶偏好的會計方法的合理性這個特定目標[14,20]。

但是，這種行為并非沒有限制，當(dāng)觸發(fā)所謂的“合理性約束”[21]的情況下，審計師會以其根深蒂固的職業(yè)懷疑態(tài)度審慎的對待審計過程。比如當(dāng)被審計單位管理層施加壓力欲使審計師接受其激進的會計處理時，注冊會計師可能以其審慎的職業(yè)反應(yīng)來應(yīng)對這些挑戰(zhàn)[22-23]。

“合理性約束”是指審計師(或一般個人)并不是無限制地追求達成其特定目標，注冊會計師會希望采取一個有效的決策過程，使第三方認為其在對被審計單位進行審計時以專業(yè)的方式行事。如果審計師覺得他們的專業(yè)形象受到挑戰(zhàn)，則可能觸發(fā)“合理性約束”，比如當(dāng)他們感受到非常高的客戶壓力時[14,24]。

Gimbar等[25]發(fā)現(xiàn)，陪審員認為精確的會計準則約束了注冊會計師對財務(wù)報告結(jié)果的控制，這反過來又導(dǎo)致了當(dāng)會計處理符合精確的準則時，陪審員判斷審計師疏忽的傾向降低。同時證明，溝通關(guān)鍵審計事項降低了陪審員認為存在這種約束的程度，導(dǎo)致審計師責(zé)任增加。Hackenbrack和Nelson[20]指出當(dāng)面臨高風(fēng)險時，審計師“要求保守的報告并通過對會計準則的保守解釋來證明他們的選擇合理”。

總之，雖然注冊會計師似乎傾向于在存在余地的情況下接受客戶偏好的會計處理，但以上分析還表明，如果情況需要，注冊會計師可能會表現(xiàn)出審慎的專業(yè)反應(yīng)。在審計報告中溝通關(guān)鍵審計事項，注冊會計師需要提供合理的確認關(guān)鍵審計事項的理由以及合理的應(yīng)對措施，因此提高了審計工作的透明度，這無形中增加了注冊會計師的壓力。對于注冊會計師來說，原本只會出現(xiàn)于工作底稿中的內(nèi)容被公開披露出來并接受檢驗，這可能會導(dǎo)致其執(zhí)業(yè)更加謹慎。因此，當(dāng)與被審計單位治理層產(chǎn)生分歧時，注冊會計師態(tài)度可能會更強硬，不妥協(xié)。這似乎可以假定在審計報告中溝通關(guān)鍵審計事項通過觸發(fā)合理性約束，降低了注冊會計師接受客戶偏好的會計處理的傾向。換句話說，注冊會計師考慮到需要在審計報告中溝通關(guān)鍵審計事項時會表現(xiàn)出更多的懷疑態(tài)度和謹慎行為，進而提高披露質(zhì)量。

另外，要求注冊會計師在審計報告中溝通關(guān)鍵審計事項，有助于加強注冊會計師與被審計單位治理層的溝通，促使治理層加強對相關(guān)事項的關(guān)注程度，按照會計準則要求對注冊會計師意見重新審視、修改完善其財務(wù)報告，提高披露質(zhì)量。劉華等[26]從企業(yè)社會責(zé)任報告入手，發(fā)現(xiàn)強制性披露企業(yè)社會責(zé)任報告與公司盈余管理程度存在顯著負相關(guān)。相同的，黃珺等[27]在研究企業(yè)環(huán)境信息披露水平與管理層行為時發(fā)現(xiàn)，管理層行為主要受到控股股東和政府部門監(jiān)管的影響。所以，《1504號準則》的出臺必然引起注冊會計師和治理層的重視，治理層可能會加強對相關(guān)事項披露的關(guān)注，并增加與注冊會計師的溝通和交流。

與此同時，我國對上市公司披露的監(jiān)管日趨嚴格，自2016年以來，證監(jiān)會多次強調(diào)要“依法監(jiān)管、全面監(jiān)管、從嚴監(jiān)管”，同時強調(diào)中介機構(gòu)應(yīng)勤勉盡責(zé)、恪盡職守。2016-2017年，瑞華、立信等會計師事務(wù)所均因未能勤勉盡責(zé)受到了證監(jiān)會的行政處罰，并責(zé)令限期整改。2017年滬深交易所共發(fā)出問詢函1349份，其中，上交所454份，深交所主板335份、創(chuàng)業(yè)板241份、中小板319份。從中可以看出證監(jiān)會以及交易所貫徹“三個監(jiān)管”的堅定決心。在這種監(jiān)管力度下，審計師和被審計單位必然不敢貿(mào)然頂風(fēng)作案。

因此，根據(jù)以上分析，本文基于動機性推理理論，假設(shè)注冊會計師在溝通關(guān)鍵審計事項時會因觸發(fā)合理性約束表現(xiàn)出更多的懷疑態(tài)度和謹慎行為，同時也因此加強了單位治理層對相關(guān)事項的關(guān)注程度，從而降低盈余管理程度。即假設(shè)H1：

H1：在審計報告中溝通關(guān)鍵審計事項顯著降低了上市公司盈余管理程度。

(三)溝通關(guān)鍵審計事項的數(shù)目與盈余管理

由于溝通關(guān)鍵審計事項的規(guī)定首次實施，對于注冊會計師和公司治理層來說都是新鮮事物，而這種新事物的出現(xiàn)，不僅提高了審計師的工作透明度，也使公司年度報告中披露了更多公司信息[3]。審計師和公司治理層因此會受到更大的來自報表使用者的監(jiān)督壓力，難免使其產(chǎn)生心里抗拒[28-29]，尤其是對強制執(zhí)行的A+H股公司來說，有可能產(chǎn)生應(yīng)付心理和行為。考慮到我國現(xiàn)實情況，將與被審計單位治理層溝通達成一致意見并作出調(diào)整的事項仍然在審計報告中進行披露，被審計單位治理層可能難以接受。

而且，新準則中并沒有對溝通關(guān)鍵審計事項的數(shù)目有所規(guī)定。信號傳遞理論認為自愿性信息披露有利于緩解信息不對稱所引發(fā)的一系列問題，降低公司資本成本，提升企業(yè)價值[30-31]。公司的治理層對財務(wù)報告內(nèi)容的真實、準確和完整性承擔(dān)保證，最終發(fā)布的財務(wù)報告一定程度上是經(jīng)其認可的。因此，溝通關(guān)鍵審計事項越多的公司，其治理層可能傳遞了一種信號，表明其審計師和治理層對新準則的積極參與和全面配合，為編制和提供高質(zhì)量的審計報告提供了重要條件。

此外，溝通關(guān)鍵審計事項越多的公司提供了更多的額外信息，降低了審計期望差距，可能表明審計師在執(zhí)業(yè)過程中更加勤勉盡責(zé)[32]。公司受到了更多來自審計師的壓力，使其信息披露質(zhì)量有所提升。同時，有研究認為披露關(guān)鍵審計事項可能會增加審計失敗給審計人員帶來的責(zé)任，增加其訴訟風(fēng)險[25]。因此，更多的關(guān)鍵審計事項數(shù)目可能意味著審計師在披露關(guān)鍵審計事項過程中受到訴訟壓力的影響較弱，表現(xiàn)出了更強的職業(yè)態(tài)度?；诖?，本文提出假設(shè)H2：

H2：溝通關(guān)鍵審計事項數(shù)目越多，上市公司盈余管理程度越低。

三、研究設(shè)計

(一)模型與估計方法

《1504號準則》中規(guī)定，對于A+H股公司供內(nèi)地使用的審計報告，應(yīng)于2017年1月1日起執(zhí)行此準則，也就是說，A+H股公司供內(nèi)地使用的2016年度審計報告中，需要溝通關(guān)鍵審計事項。而對于其他上市公司，應(yīng)于2018年1月1日起執(zhí)行此準則。這可被看作是在A+H股公司進行的一項政策實驗，而對其效果的評估，通常采用雙重差分方法(DID)進行分析[33]，利用該方法可在一定程度上緩解隨時間變化的遺漏變量引起的差異問題。因此，本文將A+H股上市公司以及率先自愿執(zhí)行新準則的內(nèi)地上市公司作為處理組，其他的上市公司作為控制組。進一步將2015-2016年樣本上市公司劃分為四組子樣本，即執(zhí)行新準則之前(2015年)的處理組、執(zhí)行新準則之后(2016年)的處理組、以及執(zhí)行新準則前后相對應(yīng)的控制組。本文通過設(shè)置KAM和year兩個虛擬變量來區(qū)別上述四組子樣本。其中，KAM=1代表A+H股上市公司以及率先自愿執(zhí)行新準則的內(nèi)地上市公司，KAM=0代表其他A股上市公司；year=1代表執(zhí)行新準則之后的年份，即2016年，year=0代表執(zhí)行新準則之前的年份，即2015年。根據(jù)上述界定，可將本文的DID回歸模型設(shè)定如下：

Yit=β0+β1KAMit+β2yearit+β3KAMit×yearit+

β4Contralit+εit

(1)

其中，下標i和t分別代表第i個公司和第t年，Contral代表一系列控制變量。參照已有研究[34-35]，具體包括資產(chǎn)負債率(LEV)、公司成長性(growth)、凈現(xiàn)金流量(FCF)、董事會人數(shù)(lnboard_num)、高管薪酬前三名總額(lnTMT3)、獨立董事比例(indep_per)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、總資產(chǎn)規(guī)模(lnassets)。ε為隨機干擾項，被解釋變量Y代表公司盈余管理程度，包括應(yīng)計盈余管理(absDA)和真實盈余管理(absREM)。根據(jù)DID模型的含義，β3是處理組在執(zhí)行新準則前后的盈余管理程度差異減去控制組在新準則執(zhí)行前后盈余管理程度的差異得到的，表示溝通關(guān)鍵審計事項對上市公司盈余管理程度帶來的凈影響。如果溝通關(guān)鍵審計事項降低了上市公司盈余管理程度，則β3的系數(shù)顯著為負；反之，則顯著為正。

利用DID方法，一個重要的前提條件是處理組和控制組需要滿足共同趨勢假設(shè)，即如果不存在新的審計準則，提前執(zhí)行新準則上市公司與未執(zhí)行新準則上市公司的盈余管理程度隨時間變化的變動趨勢并不存在系統(tǒng)性差異。但是，處理組的上市公司大部分都是A+H股上市公司，只有極個別A股上市公司率先自愿執(zhí)行了新的準則。而證監(jiān)會為申請境外上市企業(yè)設(shè)立的“456”標準[注]中國證券監(jiān)督管理委員會在1999年頒布了《關(guān)于企業(yè)申請境外上市有關(guān)問題的通知》，其中規(guī)定公司申請到境外主板市場上市需滿足凈資產(chǎn)不少于4億元人民幣，過去一年稅后利潤不少于6000萬元人民幣，籌資額不少于5000萬美元。等門檻，導(dǎo)致了A+H股公司通常資產(chǎn)規(guī)模較大，盈利能力和融資能力都較強，公司治理也較為完善，且A+H股公司同受內(nèi)地證監(jiān)會和香港證監(jiān)會的監(jiān)督。以上原因可能會導(dǎo)致DID方法的這一假定無法滿足。由Heckman等[36-37]提出的傾向得分匹配(PSM)與DID結(jié)合的方法可以有效解決這一問題，使得樣本滿足共同趨勢假設(shè)[38]。

PSM-DID方法的基本思路是在未率先執(zhí)行新準則的控制組上市公司中找到某個公司q，使得q與執(zhí)行了新準則的處理組中上市公司p的可觀測變量盡可能的相似，即Xp≈Xq，當(dāng)上市公司影響自身盈余管理程度的可觀測變量相近時，便能夠?qū)μ幚斫M和控制組的盈余管理程度進行相互比較。匹配估計量可以解決DID中處理組和控制組的盈余管理程度在新準則實施前不符合共同趨勢假設(shè)的問題。

(二)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

為了滿足DID方法的共同趨勢假設(shè)，首先運用PSM方法確立樣本。本文選擇新準則實施前后中國滬深兩市A股上市公司2015-2016年的數(shù)據(jù)，公司治理數(shù)據(jù)和財務(wù)數(shù)據(jù)來源于WIND、CSMAR數(shù)據(jù)庫。此外，手工從年度報告中收集獲得上市公司是否在年度報告中溝通關(guān)鍵審計事項，并收集了樣本中執(zhí)行新審計準則公司溝通關(guān)鍵審計事項的數(shù)目。剔除金融保險類上市公司和ST、*ST類上市公司，同時剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的上市公司，最終確立了2年共5960個初始樣本值。

第一步，進行PSM一階段回歸。參考相關(guān)文獻[39]并結(jié)合證監(jiān)會在1999年頒布的《關(guān)于企業(yè)申請境外上市有關(guān)問題的通知》中的相關(guān)政策要求，采用如下Logit模型計算傾向得分值進行樣本匹配：

Logit=α0+α1equity+α2netprofit+α3top1+α4FCFEA+α5LEV+α6SOE+α7∑industry+ε

(2)

其中，equity代表企業(yè)的凈資產(chǎn)規(guī)模，netprofit代表企業(yè)凈利潤總額，top1代表第一大股東持股比例，F(xiàn)CFEA代表股權(quán)自由現(xiàn)金流與總資產(chǎn)之比，LEV代表資產(chǎn)負債率，SOE代表公司屬性虛擬變量，當(dāng)SOE=1時，為國有企業(yè)，當(dāng)SOE=0時，為其他類型企業(yè)。本文采用最近鄰匹配法為處理組上市公司尋找配對樣本，2年共212個樣本觀測值。

表1是匹配前后處理組和控制組匹配變量的均值差異檢驗結(jié)果，由表中數(shù)據(jù)可知，在匹配之前，各變量之間存在較大差異，而在匹配之后，處理組與控制組公司的各匹配變量均值差異均有明顯的下降。

表1 處理組與控制組匹配前后變量均值差異檢驗

注：***、**和*分別表示系數(shù)在1%、5%和10%的水平下顯著。

(三)變量定義

本文所用到的被解釋變量、解釋變量以及控制變量的定義及計算方法見表2。

四、實證檢驗與分析

(一)主要變量的描述性統(tǒng)計

表3報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。被解釋變量應(yīng)計盈余管理程度absDA、真實盈余管理程度absREM平均值分別為0.0362和0.0813，最小值分別為0.0024和0.0079，最大值分別為0.1252和0.3004，這在一定程度上說明各個公司的盈余管理程度存在顯著差異。溝通關(guān)鍵審計事項虛擬變量KAM平均值為0.6179，表明有大約60%的樣本屬于處理組。公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)虛擬變量SEO的值為0.8113，表示樣本中有大約80%的國有企業(yè)，原因是處理組中的A+H股公司大多都是國有企業(yè)，因此在匹配樣本時也相應(yīng)匹配到了較多的國有企業(yè)。此外，樣本公司中溝通關(guān)鍵審計事項數(shù)目均值為2.2424，中位數(shù)為2，最小值為1，最大值為5。

為了消除極端值對于研究結(jié)果穩(wěn)健性的影響，本文對連續(xù)型變量小于1%和大于99%分位數(shù)的數(shù)據(jù)進行了Winsorize處理。

進一步，表4列示了樣本各個公司溝通關(guān)鍵審計事項數(shù)目的分布情況，可以看到，數(shù)目為3條的公司最多，達到了24家。而數(shù)目為4條和5條的公司，分別只有3家和1家。

表5是本文主要變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣，其中矩陣的上三角為spearman相關(guān)性分析結(jié)果，下三角為pearson相關(guān)性分析結(jié)果，由表5中結(jié)果可以看出，各變量兩兩之間的相關(guān)性系數(shù)均小于0.6，說明本研究各變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

表2 主要變量的定義和計算方法

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計

表4 溝通關(guān)鍵審計事項數(shù)目分布情況

(二)溝通關(guān)鍵審計事項對盈余管理程度影響的回歸結(jié)果分析

由表6可知，回歸(1)中，當(dāng)被解釋變量為應(yīng)計盈余管理時交乘項系數(shù)為-0.0162，在5%的水平下顯著；而回歸(2)中，當(dāng)被解釋變量為真實盈余管理時，交乘項系數(shù)為0.0020，且不顯著。這表明溝通關(guān)鍵審計事項對應(yīng)計盈余管理有明顯的抑制作用，但是對真實盈余管理沒有顯著影響，可能是由于真實盈余管理相對于應(yīng)計盈余管理與企業(yè)正常經(jīng)營活動較為相似，審計師一般難以懷疑，部分支持了本文的假設(shè)H1。

此外，在回歸(1)的控制變量結(jié)果中發(fā)現(xiàn)，董事會人數(shù)、總資產(chǎn)收益率與應(yīng)計盈余管理程度顯著負相關(guān)；經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量、高管前三名薪酬總額與應(yīng)計盈余管理程度顯著正相關(guān)。與前人研究結(jié)論基本一致[42-45]。

表5 主要變量的相關(guān)系數(shù)矩陣

注：矩陣的上三角為spearman相關(guān)系數(shù)，下三角為pearson相關(guān)系數(shù)；***、**和*分別表示系數(shù)在1%、5%和10%的水平下顯著。

表6 溝通關(guān)鍵審計事項對盈余管理程度的影響

注：括號內(nèi)是t值，***、**和*分別表示系數(shù)在1%、5%和10%的水平下顯著；N為參與回歸樣本數(shù)量；r2_a是調(diào)整后的R平方；F值衡量模型整體顯著性。

(三)關(guān)鍵審計事項數(shù)目與應(yīng)計盈余管理回歸結(jié)果分析

由于溝通關(guān)鍵審計事項對真實盈余管理程度沒有顯著影響，因此，接下來本文用應(yīng)計盈余管理程度與關(guān)鍵審計事項數(shù)目進行回歸。表7列示的回歸結(jié)果顯示，KAM_num系數(shù)為-0.0134，在5%的顯著性水平下顯著，表明溝通關(guān)鍵審計事項數(shù)目與應(yīng)計盈余管理程度呈顯著負相關(guān)關(guān)系。即溝通關(guān)鍵審計事項數(shù)目越多，上市公司應(yīng)計盈余管理程度越低，證明了假設(shè)H2。

表7 溝通關(guān)鍵審計事項數(shù)目對應(yīng)計盈余管理的影響

注：括號內(nèi)是t值，***、**和*分別表示系數(shù)在1%、5%和10%的水平下顯著；N為參與回歸樣本數(shù)量；r2_a是調(diào)整后的R平方；F值衡量模型整體顯著性。

(四)溝通關(guān)鍵審計事項對盈余管理程度的影響機理分析

前述回歸結(jié)果證明，溝通關(guān)鍵審計事項顯著降低了上市公司應(yīng)計盈余管理程度，并且在樣本范圍內(nèi)，溝通關(guān)鍵審計事項越多，盈余管理程度越低。根據(jù)理論分析，在年度報告中溝通關(guān)鍵審計事項使得上市公司治理層與審計師更多地關(guān)注年度報告披露信息，并加強溝通交流。公司規(guī)模的差異也會導(dǎo)致公司內(nèi)部控制作用效率的不同[46-47]，公司規(guī)模較大的公司一般較受市場關(guān)注，此時其治理層與審計師收到的市場監(jiān)督壓力也較大[48]。并且此類公司融資約束一般較低，相比公司規(guī)模較小的公司，其管理層進行盈余管理操縱的動機較少[40]。據(jù)此，本文構(gòu)建一個虛擬變量SIZE，當(dāng)公司總資產(chǎn)低于行業(yè)年度中位數(shù)時，取值為1，否則取0。并提出本文假設(shè)H3：

H3：相比于規(guī)模較大的公司，規(guī)模較小的公司在溝通關(guān)鍵審計事項后，其盈余管理降低程度顯著小于規(guī)模較大的公司。

回歸結(jié)果如表8所示，交乘項year#KAM#SIZE系數(shù)為0.0315，在10%的顯著性水平下為正。表明規(guī)模較小的公司，在溝通關(guān)鍵審計事項后，其盈余管理程度下降程度顯著低于規(guī)模較大的公司。

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)安慰劑檢驗

為了評估本文結(jié)果的穩(wěn)健性，需要解決的一個很重要問題是，本文的結(jié)果是否完全是由偶然造成的。即如果選擇別的年份而不是2015-2016年進行PSM-DID檢驗，是否也會得到相同的結(jié)果？為了解決這個問題，本文使用安慰劑檢驗。與Abadie等[49-50]的研究類似，根據(jù)安慰劑檢驗的思路，將PSM-DID方法應(yīng)用于未實施新審計準則的2013-2014年以及2014-2015年。如果安慰劑檢驗的結(jié)果與2015-2016年的結(jié)果相似，即交乘項系數(shù)顯著為負，說明本文結(jié)論并不能為溝通關(guān)鍵審計事項可以降低上市公司應(yīng)計盈余管理程度提供證據(jù)。如果安慰劑檢驗結(jié)果顯示交乘項系數(shù)并不顯著，則說明本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

具體思路是，通過反復(fù)應(yīng)用PSM-DID方法來評估每一個年份樣本組合結(jié)果的顯著性。也就是說，在2013-2014年的數(shù)據(jù)中，假定處理組公司在2014年年度報告中溝通了關(guān)鍵審計事項；在2014-2015年數(shù)據(jù)中，假定處理組公司在2015年年度報告中溝通了關(guān)鍵審計事項。然后計算每個樣本組的估計結(jié)果。

表9是安慰劑檢驗估計結(jié)果，回歸(5)是用2014-2015年的數(shù)據(jù)進行PSM-DID方法檢驗的結(jié)果，回歸(6)則是用2013-2014年數(shù)據(jù)進行PSM-DID方法檢驗的結(jié)果。結(jié)果顯示，兩個樣本組回歸結(jié)果的交乘項系數(shù)均不顯著，即通過了安慰劑檢驗，證明本文結(jié)論一定程度上是穩(wěn)健的。

表8 考慮公司規(guī)模的溝通關(guān)鍵審計事項對應(yīng)計盈余管理的影響

注：括號內(nèi)是t值，***、**和*分別表示系數(shù)在1%、5%和10%的水平下顯著；N為參與回歸樣本數(shù)量；r2_a是調(diào)整后的R平方；F值衡量模型整體顯著性。

表9 溝通關(guān)鍵審計事項對應(yīng)計盈余管理影響的安慰劑檢驗

注：括號內(nèi)是t值，***、**和*分別表示系數(shù)在1%、5%和10%的水平下顯著；N為參與回歸樣本數(shù)量；r2_a是調(diào)整后的R平方；F值衡量模型整體顯著性。

(二)擴大樣本量的回歸

之前的回歸采用2015年和2016年處理組和控制組數(shù)據(jù)進行PSM-DID分析，為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文在回歸(1)、回歸(2)的基礎(chǔ)上進一步擴大樣本量進行回歸。具體來說，是將樣本中的處理組和控制組數(shù)據(jù)擴展到2014年和2013年。回歸結(jié)果如表10，回歸(7)是加入2014年數(shù)據(jù)的結(jié)果，也就是當(dāng)年份為2014年或2015年時，year=0，年份為2016年時，year=1?；貧w(8)在回歸(7)樣本的基礎(chǔ)上又加入了2013年的數(shù)據(jù)，也就是當(dāng)年份為2013年、2014年和2015年其中之一時，year=0，年份為2016年時，year=1。

從表10中可以看到，不論是加入2014年數(shù)據(jù)還是進一步加入2013年數(shù)據(jù)，交乘項系數(shù)都在5%的水平下顯著為負，說明溝通關(guān)鍵審計事項降低了上市公司應(yīng)計盈余管理程度，與上文結(jié)論基本一致。

表10 加入2013年、2014年樣本數(shù)據(jù)的進一步回歸

注：括號內(nèi)是t值，***、**和*分別表示系數(shù)在1%、5%和10%的水平下顯著；N為參與回歸樣本數(shù)量；r2_a是調(diào)整后的R平方；F值衡量模型整體顯著性。

(三)考慮關(guān)鍵審計事項數(shù)目虛擬變量的穩(wěn)健性檢驗

上文采用溝通關(guān)鍵審計事項數(shù)目與應(yīng)計盈余管理程度進行回歸，為保證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進一步采用溝通關(guān)鍵審計事項數(shù)目多少的虛擬變量進行穩(wěn)健性檢驗。設(shè)定虛擬變量KAMdul，當(dāng)樣本公司溝通的關(guān)鍵審計事項數(shù)目大于平均值時，令KAMdul=1；當(dāng)樣本公司溝通的關(guān)鍵審計事項數(shù)目小于平均值時，令KAMdul=0。

表11呈現(xiàn)了溝通關(guān)鍵審計事項數(shù)目虛擬變量的回歸結(jié)果，KAMdul的系數(shù)為-0.0266，在1%的水平下顯著，表明相比于溝通關(guān)鍵審計事項數(shù)目小于樣本平均值的公司，溝通關(guān)鍵審計事項數(shù)目大于樣本平均值的公司的應(yīng)計盈余管理程度較低。采用均值分類的虛擬變量回歸與上文回歸結(jié)果基本一致，結(jié)論具有一定穩(wěn)健性。

表11 采用溝通關(guān)鍵審計事項虛擬變量的回歸

注：括號內(nèi)是t值，***、**和*分別表示系數(shù)在1%、5%和10%的水平下顯著；N為參與回歸樣本數(shù)量；r2_a是調(diào)整后的R平方；F值衡量模型整體顯著性。

(四)考慮審計意見的穩(wěn)健性檢驗

上文中并沒有在回歸中控制審計意見的影響，主要原因是因為處理組所有公司審計報告中均出具的是標準無保留意見，在控制組中只有一家公司在2016年被出具了保留意見。因此，為了檢驗結(jié)論的穩(wěn)健性，刪去這個樣本重新對假設(shè)H1進行檢驗，回歸結(jié)果如表12，交乘項系數(shù)為-0.0162，在10%水平下顯著為負，與上文結(jié)果基本一致。

表12 考慮審計意見的穩(wěn)健性檢驗

注：括號內(nèi)是t值，***、**和*分別表示系數(shù)在1%、5%和10%的水平下顯著；N為參與回歸樣本數(shù)量；r2_a是調(diào)整后的R平方；F值衡量模型整體顯著性。

(五)剔除自愿溝通關(guān)鍵審計事項的A股上市公司后的穩(wěn)健性檢驗

本文處理組樣本中，含有3家自愿溝通關(guān)鍵審計事項的A股上市公司。自愿執(zhí)行《1504號準則》的公司可能存在自選擇問題，比如公司的治理層和審計師預(yù)估其年度報告信息質(zhì)量較高、盈余質(zhì)量較好，因此才選擇溝通關(guān)鍵審計事項。為了排除這3家自愿溝通關(guān)鍵審計事項的公司對結(jié)論的影響，剔除掉這些公司，重新進行實證檢驗，表13為假設(shè)H1的回歸結(jié)果，表14為假設(shè)H2的回歸結(jié)果，與上文結(jié)果基本一致。

表13 剔除自愿溝通關(guān)鍵審計事項公司后的假設(shè)H1回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)是t值，***、**和*分別表示系數(shù)在1%、5%和10%的水平下顯著；N為參與回歸樣本數(shù)量；r2_a是調(diào)整后的R平方；F值衡量模型整體顯著性。

表14 剔除自愿溝通關(guān)鍵審計事項公司后的假設(shè)H2回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)是t值，***、**和*分別表示系數(shù)在1%、5%和10%的水平下顯著；N為參與回歸樣本數(shù)量；r2_a是調(diào)整后的R平方；F值衡量模型整體顯著性。

(六)改變應(yīng)計盈余管理計量方法的穩(wěn)健性檢驗

上文采用修正的截面Jones模型計量應(yīng)計盈余管理程度，為保證結(jié)論的穩(wěn)健性，采用Jones[51]提出的基本Jones模型、陸建橋[52]提出的無形資產(chǎn)Jones模型以及Kothari等[53]提出的收益匹配Jones模型，分別對上文中應(yīng)計盈余管理的計量方法進行替換，表15為假設(shè)H1回歸結(jié)果，其中，回歸(13)、回歸(14)、回歸(15)分別為采用基本Jones模型、無形資產(chǎn)Jones模型和收益匹配Jones模型計量應(yīng)計盈余管理的回歸結(jié)果，與上文結(jié)果基本一致。

表15 改變應(yīng)計盈余管理計量方法的假設(shè)H1回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)是t值，***、**和*分別表示系數(shù)在1%、5%和10%的水平下顯著；N為參與回歸樣本數(shù)量；r2_a是調(diào)整后的R平方；F值衡量模型整體顯著性。

表16為假設(shè)H2的回歸結(jié)果，其中，回歸(16)、回歸(17)、回歸(18)分別為采用基本Jones模型、無形資產(chǎn)Jones模型和收益匹配Jones模型計量應(yīng)計盈余管理的回歸結(jié)果，與上文結(jié)果基本一致。

六、研究結(jié)論與啟示

本文運用PSM-DID方法，通過來自滬深兩市A股上市公司的樣本數(shù)據(jù)，解決了《1504號準則》執(zhí)行首年溝通關(guān)鍵審計事項是否以及怎樣影響上市公司盈余管理水平的問題。通過考慮應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理兩個被解釋變量，利用新政策的階段性實施所創(chuàng)造的準自然實驗對政策效果進行檢驗。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，一方面，溝通關(guān)鍵審計事項使得上市公司應(yīng)計盈余管理程度降低；另一方面，對真實盈余管理則沒有顯著影響。這可能是因為相比應(yīng)計盈余管理，真實盈余管理和企業(yè)正常生產(chǎn)經(jīng)營活動不易區(qū)分開，有較強的隱蔽性，極少引起注冊會計師的關(guān)注。進一步地，本文研究了溝通關(guān)鍵審計事項數(shù)目對應(yīng)計盈余管理程度的影響，實證結(jié)果表明，溝通關(guān)鍵審計事項數(shù)目越多的公司，其應(yīng)計盈余管理程度較低。此外，本文還發(fā)現(xiàn)規(guī)模較小的公司，溝通關(guān)鍵審計事項后其盈余管理程度下降程度顯著低于規(guī)模較大的公司。本文的不足之處在于先行實施新審計準則的公司數(shù)量有限，且年限只有一年，一定程度上影響了結(jié)論的效度。

表16 改變應(yīng)計盈余管理計量方法的假設(shè)H2回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)是t值，***、**和*分別表示系數(shù)在1%、5%和10%的水平下顯著；N為參與回歸樣本數(shù)量；r2_a是調(diào)整后的R平方；F值衡量模型整體顯著性。

總的來說，本文為新審計準則的實施效果提供了經(jīng)驗證據(jù)。結(jié)論表明新審計準則的首次實施降低了上市公司應(yīng)計盈余管理程度，提高了盈余質(zhì)量，也提高了審計報告的決策有用性。相關(guān)監(jiān)管部門應(yīng)做好監(jiān)督管理工作，落實好新審計準則的全面實施，避免溝通關(guān)鍵審計事項流于形式，成為空話、套話。同時對上市公司和會計師事務(wù)所做好指導(dǎo)和溝通，使得新審計準則切實提升我國審計報告溝通價值。