◆劉襄生 宋明桂/湖北經(jīng)濟學(xué)院會計學(xué)院 丁 莉/武漢遠(yuǎn)杉環(huán)?？萍加邢薰?/p>

審計報告作為審計師與投資者溝通的主要媒介，對于報表使用者識別財務(wù)信息質(zhì)量和理解財務(wù)報告信息具有十分重要的作用。但長期以來，標(biāo)準(zhǔn)審計報告因其固有的信息披露限制無法展示審計工作過程，導(dǎo)致信息使用者難以評判審計質(zhì)量以及審計工作的價值。為改變這一局面，自2013年起全球各主要審計準(zhǔn)則制定機構(gòu)相繼開展審計報告準(zhǔn)則改革。改革對投資者和審計師造成怎樣的影響，引起了理論界與實務(wù)界的廣泛關(guān)注。不少學(xué)者從審計報告改革對投資者決策以及審計質(zhì)量的角度展開了研究，但由于樣本與方法差異等原因，上述問題的結(jié)論尚存爭議。基于我國分步驟實施新審計報告準(zhǔn)則的特征研究發(fā)現(xiàn)，如果與執(zhí)行新審計報告準(zhǔn)則的公司共享審計師，則未執(zhí)行新審計報告準(zhǔn)則公司的審計質(zhì)量會顯著提升。那么，如果與執(zhí)行新審計報告準(zhǔn)則的上市公司共享審計師，未執(zhí)行新審計報告準(zhǔn)則上市公司的審計收費是否也會隨之提高？對此，本文以A+H股上市公司財務(wù)報表審計首次執(zhí)行新審計報告準(zhǔn)則為外生沖擊，通過構(gòu)建雙重差分（DID）模型實證檢驗了審計報告準(zhǔn)則改革對審計收費產(chǎn)生的溢出效應(yīng)。

一、制度背景與理論分析

（一）制度背景

2008年全球金融危機發(fā)生后，提高審計報告信息含量和決策有用性的呼聲日漸強烈。為回應(yīng)監(jiān)管機構(gòu)與投資者的關(guān)切，2013年6月，英國財務(wù)報告委員會（FRC）發(fā)布新修訂的審計準(zhǔn)則，率先進行審計報告改革；次年4月，歐盟委員會（EU）批準(zhǔn)了“對公眾利益實體法定審計特別要求的建議”（含審計報告改革）；2015年1月，國際審計與鑒證準(zhǔn)則理事會（IAASB）發(fā)布了修訂的《國際審計準(zhǔn)則第700號——對財務(wù)報表形成審計意見和出具審計報告》等5項審計準(zhǔn)則以及新制定的《國際審計準(zhǔn)則第701號——在獨立審計師報告中溝通關(guān)鍵審計事項》（ISA 701），標(biāo)志著審計報告制度進入了一個全新的階段；2017年5月，美國公眾公司會計監(jiān)督委員會（PCAOB）正式批準(zhǔn)于2013年8月發(fā)布《審計師針對財務(wù)報表審計發(fā)表無保留意見的審計報告》準(zhǔn)則，新審計報告準(zhǔn)則在美國開始實施。

中國注冊會計師審計準(zhǔn)則自2006年起實現(xiàn)了與國際準(zhǔn)則的趨同。隨著我國資本市場的日益壯大，監(jiān)管機構(gòu)和投資者對審計師的執(zhí)業(yè)質(zhì)量提出了更高要求，期望審計師出具的審計報告更具信息含量和決策相關(guān)性，以降低資本市場的不確定性和信息不對稱帶來的風(fēng)險。為順應(yīng)資本市場發(fā)展的新要求，我國財政部于2016年12月正式發(fā)布《中國注冊會計師審計準(zhǔn)則第1504號——在審計報告中溝通關(guān)鍵審計事項》等12項準(zhǔn)則，并要求自2017年起開始在A+H股市場實施，到2018年擴至整個A股市場。

（二）理論分析

信息差理論認(rèn)為，傳統(tǒng)的標(biāo)準(zhǔn)審計報告模式會導(dǎo)致投資者與審計師之間存在信息差距。一方面，審計師在對財務(wù)報表進行審計時會通過審計程序獲取報表背后的審計證據(jù)，因此具有天然的信息優(yōu)勢；另一方面，投資者進行決策時只能依靠固定模式的財務(wù)報表和審計意見，對審計師是否執(zhí)行了充分適當(dāng)?shù)膶徲嫵绦蛞约皩徲嬤^程中獲取的信息無從知曉。因此，標(biāo)準(zhǔn)審計報告模式實際上限制了審計師向投資者傳遞信息的渠道，形成二者之間的信息差。而審計作為一種增信服務(wù)，這種信息差勢必會放大審計期望差，進而引發(fā)公眾對審計行業(yè)價值的質(zhì)疑。2008年金融危機后社會各界對審計行業(yè)的口誅筆伐就是典型的例證，審計報告準(zhǔn)則改革也在此背景下拉開帷幕。

按照新審計報告準(zhǔn)則的規(guī)定，審計師需要根據(jù)被審計單位的具體情況確定關(guān)鍵審計事項并在審計報告中予以披露。這種“量身定制”的規(guī)定從報告設(shè)計上打破了標(biāo)準(zhǔn)報告模式下千篇一律的局面，有利于提高報告透明度進而縮小信息差與溝通差。與此同時，新審計報告準(zhǔn)則要求審計師不僅需要披露關(guān)鍵審計事項的內(nèi)容，還要披露應(yīng)對程序。這在一定程度上將審計師的審計行為暴露在社會公眾面前，從而加大了審計師可能面臨的訴訟或懲戒風(fēng)險。此時，審計師很可能通過收取更高的審計費用以彌補風(fēng)險成本。另外出于降低風(fēng)險的目的，新審計報告準(zhǔn)則生效后，審計師可能會調(diào)整既有的審計習(xí)慣或方式，通過付出更多的審計努力以獲取更加充分適當(dāng)?shù)膶徲嬜C據(jù)支撐在審計報告中披露的信息，更多的審計努力意味著審計成本的增加，從而促使審計師提高審計收費。當(dāng)新的審計習(xí)慣或方式形成時，往往會產(chǎn)生“學(xué)習(xí)效應(yīng)”，即把新審計報告準(zhǔn)則下的風(fēng)險意識、審計習(xí)慣和方式運用到未執(zhí)行新審計報告準(zhǔn)則的被審計單位，相應(yīng)收取更高的審計費用。于是，本文提出如下假設(shè)：如果與執(zhí)行新審計報告準(zhǔn)則的上市公司共享審計師，則未執(zhí)行新審計報告準(zhǔn)則上市公司的審計收費將會提高。

二、研究設(shè)計與數(shù)據(jù)說明

（一）樣本選擇與樣本來源

根據(jù)我國財政部的要求，A+H股上市公司在2016年財務(wù)報表審計中開始執(zhí)行新審計報告準(zhǔn)則。因此，本文選擇2015年和2016年滬深兩市A股上市公司為研究樣本，在剔除金融業(yè)、當(dāng)年被ST、*ST以及存在缺失值的樣本后，得到5659組樣本數(shù)據(jù)。為免除極端值對研究過程可能產(chǎn)生的干擾，對所有連續(xù)變量在1%和99%水平上進行縮尾處理。所有數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）模型構(gòu)建與變量定義

為了驗證所提出的假設(shè)，本文以A+H股上市公司首次執(zhí)行新審計報告準(zhǔn)則為外生沖擊，以是否在2016年度財務(wù)報表審計中與A+H股上市公司共享審計師為區(qū)分標(biāo)志設(shè)置實驗組與對照組，構(gòu)建DID模型進行回歸檢驗。模型如下：

其中：被解釋變量為審計收費（AFee），以當(dāng)年財務(wù)報表審計費用取自然對數(shù)值衡量。解釋變量為共享審計師（Co_Audit）與年度虛擬變量（D_Year）的交互項（Co_Audit×D_Year），如果未執(zhí)行新審計報告準(zhǔn)則上市公司與執(zhí)行新審計報告準(zhǔn)則的A+H股上市公司共享審計師，取值為1，否則取值為0；如果會計年度為2016年，則取值為1，否則取值為0。參考已有的文獻，本文在模型中加入了如下控制變量：資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、速動比率（Quick）、資產(chǎn)報酬率（ROA）、當(dāng)年是否虧損（Loss）、應(yīng)收賬款凈額占比（Rec）、存貨凈額占比（Inv）、其他應(yīng)收款凈額占比（Other）、公司規(guī)模（Size）、公司年齡（Age）、市賬比（MB）、是否為國際四大（Big4）、是否發(fā)生審計師變更（Achange）、審計時間（Alag）以及審計意見（Aopi）等。同時，本文還在模型中對行業(yè)進行了控制。

三、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1列示了研究樣本主要數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計結(jié)果。如表1所示，AFee的最大值與最小值分別為17.5168和11.5129，對應(yīng)的審計收費分別為40500000元 和100000元，相 差405倍，說明我國A股市場審計收費差異較大；Co_Audit的平均值為0.0587，說明研究樣本中有5.87%的上市公司與A+H股上市公司共享審計師；Co_Audit×D_Year的平均值為0.0286，說明新審計報告準(zhǔn)則在A+H股市場生效后，有2.86%的上市公司與A+H股上市公司共享審計師；Big4的平均值為0.0472，說明研究樣本中有4.72%的上市公司由“國際四大”審計；Achange的平均值為0.2451，說明研究樣本中有24.51%的上市公司發(fā)生審計師變更；Aopi的平均值為0.0366，說明研究樣本中有3.66%的上市公司被出具了非無保留審計意見。

表2列示了獨立樣本檢驗結(jié)果。如PanelA所示，為了檢驗審計報告準(zhǔn)則改革前后審計收費是否發(fā)生了顯著變化，本文分別采用均值T檢驗和中位數(shù)Z檢驗（非參數(shù)Wilcoxon秩和檢驗）對樣本差異進行檢驗（下同）。無論是均值T檢驗還是中位數(shù)Z檢驗，結(jié)果都表明審計報告準(zhǔn)則改革前后審計收費發(fā)生了顯著變化；本文以審計報告準(zhǔn)則改革和是否與A+H股上市公司共享審計師的交互項作為分組依據(jù)，均值T檢驗和中位數(shù)Z檢驗的結(jié)果表明，審計報告準(zhǔn)則改革后與A+H股上市公司共享審計師的上市公司審計收費，與審計報告準(zhǔn)則改革前以及改革后未與A+H股上市公司共享審計師的上市公司之間存在顯著差異。這初步表明新審計報告準(zhǔn)則在A+H股市場生效后會產(chǎn)生溢出效應(yīng)，影響與A+H股上市公司共享審計師但未執(zhí)行新審計報告準(zhǔn)則市場的審計收費。

表1：描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2：獨立樣本檢驗結(jié)果

（二）多元回歸分析

在上述研究的基礎(chǔ)上，本文利用DID模型對審計報告準(zhǔn)則改革后與A+H股上市公司共享審計師如何影響審計收費進行了OLS回歸分析。如表3列（1）和列（2）所示，在不加入其他控制變量的情況下，2016年我國A股市場審計收費比2015年顯著提高；加入其他控制變量后，這一結(jié)論仍然成立。同時，本文對審計報告準(zhǔn)則改革的溢出效應(yīng)進行了研究。如表3列（3）和列（4）所示，交互項Co_Audit×D_Year的系數(shù)為0.5900，且在1%的水平上顯著，這表明如果與執(zhí)行新審計報告準(zhǔn)則的上市公司共享審計師，則未執(zhí)行新審計報告準(zhǔn)則上市公司的審計收費將會提高，本文的研究假設(shè)得到了驗證；在考慮其他控制變量后，交互項Co_Audit×D_Year的系數(shù)為0.1044，仍然在1%的水平上顯著，回歸結(jié)果進一步支持了本文的研究假設(shè)，說明審計報告準(zhǔn)則改革的確存在溢出效應(yīng)。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了使研究結(jié)論穩(wěn)健可靠，本文進行了如下穩(wěn)健性檢驗：首先，考慮到審計收費可能受到被審計單位資產(chǎn)規(guī)模的影響，用審計收費與公司規(guī)模的回歸殘差代替審計收費取自然對數(shù)進行檢驗；考慮到審計收費的變化可能受宏觀經(jīng)濟波動的影響，以年度通貨膨脹率對審計收費調(diào)整后再進行回歸?；貧w結(jié)果均支持本文的結(jié)論。

四、結(jié)論與啟示

本文以新審計報告準(zhǔn)則首次在A+H股市場生效為政策時點，通過構(gòu)建DID模型實證檢驗了執(zhí)行新審計報告準(zhǔn)則后與A+H股上市公司共享審計師是否會影響未執(zhí)行新審計報告準(zhǔn)則A股上市公司的審計收費。研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)與執(zhí)行新審計報告準(zhǔn)則的上市公司共享審計師時，未執(zhí)行新審計報告準(zhǔn)則上市公司的審計收費將會提高。本文的研究結(jié)論為研究審計報告準(zhǔn)則改革產(chǎn)生的經(jīng)濟后果提供了經(jīng)驗證據(jù)，豐富了資本市場審計定價領(lǐng)域的研究。

以上研究結(jié)論表明，與執(zhí)行新審計報告準(zhǔn)則的上市公司共享審計師會對未執(zhí)行新審計報告準(zhǔn)則的上市公司產(chǎn)生溢出效應(yīng)。同時，由于新審計報告準(zhǔn)則要求披露關(guān)鍵審計事項，而關(guān)鍵審計事項的確定又高度依賴審計師的職業(yè)判斷，因此可以認(rèn)為審計報告準(zhǔn)則改革在一定程度上提升了審計師職業(yè)判斷價值的相關(guān)性。

表3：多元線性回歸分析結(jié)果