易玄 毛怡沙 謝志明

【摘要】 ?此次全球范圍內(nèi)的審計報告改革的核心是將關(guān)鍵審計事項加入審計報告，旨在通過披露審計師認(rèn)為影響財務(wù)報表審計的重要事項，增加審計報告的信息含量，增強審計信任，提升審計效率。文章以我國最先實施審計報告改革的A+H股市場為研究對象，檢驗關(guān)鍵審計事項帶來的經(jīng)濟后果，研究發(fā)現(xiàn)：關(guān)鍵審計事項可能使傳統(tǒng)審計信任模式中的審計報告信任與被審計財務(wù)報告信任相分離，審計報告改革給市場帶來了積極信號，增強了投資者對審計報告的信任，但關(guān)鍵審計事項帶給投資者的風(fēng)險感知反而使其在決策中減少了對財務(wù)業(yè)績的參照。進(jìn)一步的研究表明，相較于簡式披露，詳式披露更能增強投資者的風(fēng)險感知;提供會計公允性明確保證的結(jié)論段未能削弱投資者的風(fēng)險感知。

【關(guān)鍵詞】 ? 審計報告改革;關(guān)鍵審計事項;審計信任

【中圖分類號】 ?F239 ?【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】 ?A ?【文章編號】 ?1002-5812（2019）16-0076-09

一、引言

近年來，經(jīng)濟全球化促進(jìn)了會計估計和判斷的增加，財務(wù)報表的復(fù)雜性和理解難度上升（PCAOB，2016），加之金融危機中審計預(yù)警機制的失敗（Goelzer，2011），理論界與實務(wù)界逐漸發(fā)現(xiàn)，傳統(tǒng)審計報告的披露方式已無法滿足資本市場日益增長的信息需求（PCAOB，2016），其對審計質(zhì)量的二元分法也導(dǎo)致審計市場缺乏質(zhì)量提升的有效激勵（Francis，2011）。因此各國依次進(jìn)行審計報告改革，要求審計師披露對當(dāng)期財務(wù)報表審計最為重要的事項，旨在向投資者披露財報中的重要風(fēng)險，降低傳統(tǒng)審計報告的期望差距，增加信息含量，提升審計質(zhì)量（FRC，2013）。作為專家系統(tǒng)的獨立審計為被審計單位的財務(wù)報表提供了鑒證，本質(zhì)上屬于公共信任品，其質(zhì)量具有市場（或利益相關(guān)者）感知質(zhì)量和內(nèi)隱真實質(zhì)量的雙重維度，前者是指使用者對信息的信任程度，后者是指信息對真實經(jīng)濟狀況的反映程度（Menon和Williams，1991）。除非審計失敗，內(nèi)隱真實審計質(zhì)量難以觀察，審計質(zhì)量更多地表現(xiàn)為市場上審計需求者的質(zhì)量感知（陳俊等，2009），即對審計信息與審計后財務(wù)信息的信任程度。因此，披露關(guān)鍵審計事項的審計報告是否提高了投資者的審計質(zhì)量感知，換言之，投資者是否更加信任新審計報告及經(jīng)審計的財務(wù)報告，成為評價審計報告改革成效的重要因素之一。從另一個角度看，獨立審計制度的目的就是提高財務(wù)報表預(yù)期使用者對財務(wù)（審計）信息的信賴程度，投資者信任是獨立審計發(fā)揮作用的邏輯前提（雷宇，2012），審計報告改革的目的是提高審計效率，因而，檢驗新審計報告是否提高了資本市場上投資者對審計報告與已審計財務(wù)報告的信任，是評價審計報告改革成效的關(guān)鍵。

對于審計報告改革成效的相關(guān)研究一般基于兩方面展開：一是調(diào)查問卷和實驗研究，結(jié)果大多顯示審計報告加入關(guān)鍵審計事項能夠提高溝通價值，增加審計師的責(zé)任感知，具有積極效應(yīng)（Wallin和J?rl?v，2016;Christensen等，2014;Gimbar等，2016;張繼勛，2016;韓冬梅和張繼勛，2018）。二是實證檢驗，由于審計報告改革最早于2013年在英國證券審計市場實施，國外已有實證檢驗都是基于英國市場環(huán)境展開的，如Reid等（2015、2016）發(fā)現(xiàn)新審計報告帶來了顯著的積極市場反應(yīng)，并且實際審計質(zhì)量較傳統(tǒng)審計報告更高，Lennox等（2016）、Gutierrez等（2015）則沒有發(fā)現(xiàn)新審計報告在市場反應(yīng)方面的顯著成效。在國內(nèi)，王艷艷等（2018）發(fā)現(xiàn)新審計報告能有效提升審計溝通價值，楊明增等（2018）發(fā)現(xiàn)新審計報告能有效抑制客戶盈余管理水平。值得注意的是，即使此次審計報告改革能夠提升審計報告的市場溝通力，抑制被審計單位的盈余管理，由于關(guān)鍵審計事項異于傳統(tǒng)審計報告的信息性質(zhì)與語言性質(zhì)，以及此次我國審計報告改革實施中關(guān)鍵審計事項信息存在顆粒度差異較大、披露形式不統(tǒng)一、披露內(nèi)容過度標(biāo)準(zhǔn)化等不足（冉明東等，2017），也可能導(dǎo)致投資者對新審計報告信息解讀的多樣化，影響金融危機后投資者對審計報告含義的理解，難以達(dá)到審計報告改革的初始期望——恢復(fù)投資者對審計報告與被審計財務(wù)報告的信任。目前鮮有文獻(xiàn)對此展開研究，本文認(rèn)為此次審計報告改革對投資者信任的影響需要結(jié)合我國市場實際和我國審計師的實務(wù)操作進(jìn)行進(jìn)一步的分析及實證檢驗。

2016年12月，財政部印發(fā)《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》，要求在審計報告中披露關(guān)鍵審計事項，并明確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)行本準(zhǔn)則;A+H股公司供境外使用的審計報告，如果選擇按照中國注冊會計師審計準(zhǔn)則出具審計報告，應(yīng)于2017年1月1日起執(zhí)行本準(zhǔn)則，這為研究我國資本市場審計報告改革的成效提供了準(zhǔn)自然環(huán)境?；诖?，本文以審計報告僅供內(nèi)地使用的A+H股公司為研究樣本，圍繞審計報告改革是否提升了市場投資者的審計信任這一關(guān)鍵主題，對我國審計報告改革的成效展開實證研究。

二、理論分析與假設(shè)提出

（一）審計報告改革、關(guān)鍵審計事項與審計信任

首先，審計信任的本質(zhì)是一種基于信息的信任機制（商思爭和宣昌勇，2017），信任的建立以信息為前提，信息掌握得越多，信任建立的可能性越大（翟學(xué)偉，2014）。與傳統(tǒng)三段論式審計報告?zhèn)戎赜谕ㄟ^最終審計意見（標(biāo)準(zhǔn)或非標(biāo)準(zhǔn)）提供鑒證信息不同，新審計報告闡明了使用者認(rèn)為最有價值，且審計師“夜不能寐”的關(guān)鍵審計事項（Critical Audit Matter，CAM）（普華永道，2015），在提出審計意見之前，對財務(wù)報表審計中重大錯報風(fēng)險較高的領(lǐng)域，或識別出的特別風(fēng)險、重大審計判斷、重大交易或事項的審計影響等進(jìn)行披露（財政部，2016;FRC，2013;FRC，2016），能夠有效提升標(biāo)準(zhǔn)無保留審計意見的可信度。新審計報告還要求披露關(guān)鍵審計事項的審計確認(rèn)與應(yīng)對過程，將原審計過程的黑箱打開呈現(xiàn)給使用者，打破傳統(tǒng)“二元”審計報告的信息局限（Francis，2011），正如國際審計與鑒證準(zhǔn)則理事會（IAASB）主席Arnold Schilder所言，“能讓審計師工作更為透明，更貼近使用者需求”（普華永道，2015），且通過關(guān)鍵審計事項的“放大鏡”效應(yīng)提升使用者在信息互動中的地位，改變市場經(jīng)濟的游戲規(guī)則（Cates，2014），從而提高審計報告的信息含量和審計透明度（唐建華，2015;IAASB，2015），這也有利于彌合審計期望差距，提升審計公信力。

其次，由于審計報告質(zhì)量難以直接觀察和校驗，投資者更多地依賴于事務(wù)所規(guī)模（DeAngelo，1981;Davidson和Neu，1993）、四大與否（Lennox，1999;Francis和Yu，2009）、語言表達(dá)（審計報告內(nèi)容）等外顯信號來推斷審計報告的可信賴度（Gambetta，2000）。傳統(tǒng)三段論式審計報告的標(biāo)準(zhǔn)化語言、二元化結(jié)論無法幫助投資者觀察到增量信息的外顯信號，相對而言，新審計報告模式下審計師可采用個性化語言披露其確認(rèn)的關(guān)鍵審計事項，即使是在標(biāo)準(zhǔn)無保留意見審計報告中，投資者也可以從這些語言中合理推斷可能存在的重大風(fēng)險，投資者將更加信任具有增量外顯信號的新審計報告。

最后，從心理學(xué)角度來看，關(guān)鍵審計事項大多是逆于審計信息使用者（股東或其他投資者）利益的信息，而人們總是對逆于自身主體利益的信息披露更加青睞（Walster等，1966）。實驗研究也表明，當(dāng)人們已經(jīng)或?qū)⒁私夥疵嬗^點時，從正反兩方面進(jìn)行論證更具說服力（Hovland等，1949;Jones和Brehm，1970;Lumsdaine和Janis，1953）。Campbell等（2014）發(fā)現(xiàn)，2005年SEC在財務(wù)報告10—K表中加入“使得公司變得動蕩或有風(fēng)險的重要因素”內(nèi)容后，使用者更為信任新財務(wù)報表，財報信息的決策相關(guān)性顯著提升?；谏鲜龇治觯疚奶岢黾僭O(shè)：

H1：相較于傳統(tǒng)審計報告，投資者更信任含有關(guān)鍵審計事項的審計報告。

（二）關(guān)鍵審計事項與審計報告信任模式

關(guān)鍵審計事項的問題導(dǎo)向性特征（Kachelmeier等，2015;張繼勛等，2015）亦可能會影響投資者對審計意見的理解（張繼勛等，2015）。與傳統(tǒng)報告相比，帶有關(guān)鍵審計事項的標(biāo)準(zhǔn)無保留審計意見報告多出了披露高風(fēng)險事項的部分，雖然關(guān)鍵審計事項不應(yīng)影響審計意見，但是風(fēng)險性信息的披露可能會給投資者帶來財務(wù)報告風(fēng)險增加的心理暗示，投資者認(rèn)知上的變化必然會反映于市場的資源配置，從而影響審計報告改革的成效。也就是說，如果投資者將關(guān)鍵審計事項審計報告視為問題導(dǎo)向的審計報告，投資者會選擇相信審計報告，而因關(guān)鍵審計事項質(zhì)疑財務(wù)報告信息。

如圖1所示，與原有二分法傳統(tǒng)審計報告不同，加入關(guān)鍵審計事項的審計報告可能會帶來審計報告信任和被審計財務(wù)報告信任的分離。在傳統(tǒng)審計報告信任模式下，審計報告是具有鑒證功能的單一信任品，投資者會因為信任審計報告而信任被審計財務(wù)報告;而在新審計報告模式下，由于關(guān)鍵審計事項對審計市場的影響不明確，加之其內(nèi)在信息性質(zhì)偏風(fēng)險預(yù)警等因素的影響，投資者可能會由于信任關(guān)鍵審計事項審計報告而不信任乃至質(zhì)疑關(guān)鍵審計事項審計報告所背書的財務(wù)信息?；诖?，本文提出假設(shè)：

H2：相較于傳統(tǒng)審計報告，投資者會質(zhì)疑關(guān)鍵審計事項審計報告所背書的財務(wù)信息。

（三）關(guān)鍵審計事項披露與審計信任

審計師通過披露關(guān)鍵審計事項向投資者傳達(dá)信息，本質(zhì)上是一個說服投資者信任審計報告乃至財務(wù)報告的過程，因而信息表達(dá)方式是影響投資者認(rèn)知的重要因素（Petty和Cacioppo，1986），從而對審計信任產(chǎn)生影響。

1.我國A+H股公司新審計報告文本分析。審計報告披露方式的變革會大大改變審計師的風(fēng)險預(yù)測，影響審計成本與收費，對審計報告使用者的行為產(chǎn)生潛在影響（Gray等，2011）。有研究者發(fā)現(xiàn)，審計報告改革初期基于關(guān)鍵審計事項的個性化披露目的，各國審計準(zhǔn)則對關(guān)鍵審計事項的披露規(guī)制具有較大彈性（普華永道，2015）。本文運用Nvivo11軟件對2016—2017年我國93家A+H股公司的審計報告進(jìn)行文本分析發(fā)現(xiàn)，會計主體層面關(guān)鍵審計事項（CAM）的比重由2016年的5.91%增至2017年的6.78%（如表1所示），關(guān)鍵審計事項的類型主要集中在收入、非流動性資產(chǎn)、應(yīng)收賬款、存貨、商譽等（如圖2所示）。

進(jìn)一步對2016—2017年A+H股公司審計報告披露的關(guān)鍵審計事項數(shù)量進(jìn)行統(tǒng)計，2016年關(guān)鍵審計事項數(shù)量的均值為2.51，標(biāo)準(zhǔn)差為1.039;2017年的均值為2.54，標(biāo)準(zhǔn)差為1.0061。這說明隨著審計報告改革的推進(jìn)，關(guān)鍵審計事項的披露層次和披露數(shù)量有漸增的趨勢。

關(guān)鍵審計事項審計報告文本方面，如下頁表2所示：（1）2016年有31.2%、2017年有23.33%的A+H股公司的審計報告包含類似于“基于上述工作結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)相關(guān)證據(jù)能夠支持管理層關(guān)于該酒店物業(yè)減值測試的判斷及估計”的表明關(guān)鍵審計事項審計程序結(jié)果或?qū)徲嫀煈B(tài)度的結(jié)論段（以下簡稱“結(jié)論段”）。（2）2016年有61.29%、2017年有65.59%的A+H股公司應(yīng)用表格形式進(jìn)行關(guān)鍵審計事項披露。（3）2016年有83.87%、2017年有84.95%的A+H股公司審計報告的關(guān)鍵審計事項披露包含量化信息。（4）2016年有13.98%、2017年有18.82%的A+H股公司的審計報告對關(guān)鍵審計事項進(jìn)行了匯總。（5）2016年有18.28%、2017年有18.3%的A+H股公司的審計報告在關(guān)鍵審計事項開頭重申審計責(zé)任與工作。從具體披露文本來看，盡管大多數(shù)A+H股公司審計報告愿意采用量化和表格化的方式披露關(guān)鍵審計事項信息，但是在是否包含結(jié)論段以及匯總說明等披露方式方面仍呈現(xiàn)多樣、分散的特點。

2.關(guān)鍵審計事項披露、投資者風(fēng)險感知與審計信任。此次審計報告改革旨在通過引入關(guān)鍵審計事項，增加信息含量，以提升投資者的審計信任。審計報告承載著將審計信息傳達(dá)給市場投資者的信號傳遞功能，審計信息的多少（關(guān)鍵審計事項披露的數(shù)量）、審計信息的層次（賬戶層或主體層）、信息披露方式（是否包含關(guān)鍵審計事項量化信息、責(zé)任重述、表格形式、結(jié)論段、匯總段）都會傳遞出不同的信號，進(jìn)而影響信息接收者——市場投資者的信息感知。研究表明，信息及其表達(dá)會對信息接收者的信息獲取、評價產(chǎn)生重要影響（Hodge等，2004）。具體到此次審計報告改革，投資者對新審計報告的認(rèn)知源自于新審計報告的增量信息內(nèi)容（信息內(nèi)涵）以及該增量信息是否通過投資者能夠認(rèn)知的方式披露傳遞給投資者（信息載體）。關(guān)鍵審計事項數(shù)量的多少、層次高低都會影響投資者的感知。量化的、表格式的、明確審計責(zé)任等詳式的披露方式能夠提升傳統(tǒng)審計報告信息的可讀性（Innes等，1997）。對于新審計報告來說，可讀性的提升可能表現(xiàn)為關(guān)鍵審計事項帶給投資者更為強烈的風(fēng)險感知情緒。基于此，本文提出假設(shè)：

H3：相較于其他方面，數(shù)量多或在會計主體層面的、詳式披露的關(guān)鍵審計事項帶給投資者的風(fēng)險感知更強。

各國審計準(zhǔn)則對關(guān)鍵審計事項披露方面存在的最大爭議是關(guān)鍵審計事項結(jié)論的棄留問題。美國公眾公司會計監(jiān)督委員會（PCAOB，2013）認(rèn)為，包含審計師審計過程的最終處理結(jié)果或?qū)徲嫀煹淖罱K評論可能會造成“雙重會計”理解障礙，以及會計審計職責(zé)分工不明晰的問題（PCAOB，2011），但是對關(guān)鍵審計事項是否需要包含此類文字未有定論（PCAOB，2013）。2016年P(guān)CAOB的征求意見稿以及2017年的最終審計準(zhǔn)則中規(guī)定審計師可以但不強制在關(guān)鍵審計事項段中披露“審計過程的結(jié)果”“審計師對該事項的關(guān)鍵觀察結(jié)果”（PCAOB，2016，2017）?！吨袊詴嫀煂徲嫓?zhǔn)則第1504號——在審計報告中溝通關(guān)鍵審計事項（應(yīng)用指南）》明確，關(guān)鍵審計事項描述中可以包括“實施審計程序的結(jié)果”“對該事項的主要看法”，但同時“注冊會計師需要避免使預(yù)期使用者認(rèn)為這種描述是針對單一關(guān)鍵審計事項發(fā)表單獨的意見，也需要避免造成預(yù)期使用者對財務(wù)報表整體的審計意見產(chǎn)生疑問”。理論界對此展開了研究，發(fā)現(xiàn)在關(guān)鍵審計事項披露中加入結(jié)論段（Resolution Paragraph），描述“討論執(zhí)行的審計過程”“表明沒有發(fā)現(xiàn)任何需要重大修改之處”等審計師結(jié)論性語言，能有效減弱投資者對被投資企業(yè)的風(fēng)險感知水平（Christensen等，2014）。根據(jù)A+H股公司關(guān)鍵審計事項結(jié)論段的一般表述方式——“基于上述工作結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)相關(guān)證據(jù)能夠支持管理層關(guān)于該酒店物業(yè)減值測試的判斷及估計”（2016年度北辰實業(yè)審計報告），以及“通過實施以上程序，我們沒有發(fā)現(xiàn)管理層對應(yīng)收賬款壞賬準(zhǔn)備所做出的評估和判斷存在重大問題”（2016年度大連港審計報告），本文認(rèn)為關(guān)鍵審計事項結(jié)論段表達(dá)的是對會計公允性的明確保證，能夠降低關(guān)鍵審計事項的風(fēng)險揭露效應(yīng)。據(jù)此本文提出假設(shè)：

H4：包含會計公允性明確保證的關(guān)鍵審計事項結(jié)論段能夠削弱關(guān)鍵審計事項帶給投資者的風(fēng)險感知。

三、研究設(shè)計

（一）樣本和數(shù)據(jù)

財政部要求A+H股公司供內(nèi)地使用的審計報告，于2017年1月1日起執(zhí)行包含關(guān)鍵審計事項段的新審計準(zhǔn)則，即審計報告改革從2016年年報開始。本文選取2009—2017年A+H股公司年報為樣本，剔除缺失值樣本后，樣本總量為780個，具體樣本結(jié)構(gòu)見表3。主要數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫及上市公司公布的年報信息，并經(jīng)1%縮尾處理?；緮?shù)據(jù)使用Excel處理，關(guān)鍵審計事項披露方式采用Nvivo 11.0及筆者手工搜集，參數(shù)檢驗使用STATA 12.0處理。

（二）模型設(shè)計

本文的研究設(shè)計分為兩項內(nèi)容：一是采用事件研究法（Events Study）研究我國投資者對審計報告改革的市場反應(yīng)，即投資者對新審計報告的信任水平，二是采用盈余反應(yīng)系數(shù)檢驗新審計報告及關(guān)鍵審計事項披露對投資者盈余信息質(zhì)量感知的影響，即投資者對被審計財務(wù)報告的信任水平。

1.投資者對新審計報告的信任。本文采用事件研究法，以審計報告公告日為事件發(fā)生日，采用市場模型法估計正常收益，選擇較長期間（-244，-6）作為估計窗口，（-5，5）作為事件窗口，得到模型1：

Ri，t=αi+βiRm，t+εi，t ? （1）

得到αi和βi的估計值后，以（-5，5）作為事件窗口，計算預(yù)期正常收益+Rm，t，進(jìn)而得到超額收益率Ai，t=Ri，t- - Rm，t，計算平均日超額收益率AARt=

1/Nt Ai，t。根據(jù)假設(shè)H1，事件發(fā)生當(dāng)日及之后的AARt應(yīng)顯著為正。CARt表示一段時間（m，n）內(nèi)的累計平均日超額收益率。當(dāng)事件發(fā)生時間段內(nèi)的平均日超額收益率顯著時，說明該事件在市場上造成了一定的波動，如果超額收益率為正，說明市場接收到的是利好消息——投資者支持并信任新審計報告，如果超額收益率為負(fù)，則為壞消息——投資者抵觸且不信任新審計報告。

參考王躍堂等（2001）的模型，本文加入Audit啞變量進(jìn)行多元檢驗，報告公告日在2017年即改革實施期間取1，在改革前五年（-5，-1）取0。以CAR（-5，5）為因變量，加入企業(yè)規(guī)模（Sizet）、資產(chǎn)負(fù)債率（Levt）、貝塔系數(shù)（Betat）、托賓Q值（Qt）、審計意見類型（Opiniont）、四大與否（BIG4t）與行業(yè)（Industry）作為控制變量，得到模型2：

CARi，t=α0+α1Audit+α2Sizet+α3Levt+α4Betat+α5Qt+α6Opiniont+α7BIG4t+α8Industry+εt ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（2）

2.投資者對被審計財務(wù)報告的信任。股價與盈利信息相關(guān)性系數(shù)即盈余反應(yīng)系數(shù)能夠較好地測度投資者在決策中對盈余信息的參照程度，即對被審計財務(wù)報告的信任。已有實證文獻(xiàn)支持盈余反應(yīng)系數(shù)越大，投資者在決策中對盈余信息的參照程度越高，盈余質(zhì)量越高（Collins和Kothari，1989;Easton和Zmijewski，1989）。本文借鑒Hayn（1995）和Wong（2002）的盈余反應(yīng)系數(shù)模型作為基礎(chǔ)，加入需要考察的變量得到待檢驗?zāi)Ｐ停⒖纪趸珊唾r（2006）的研究在模型中加入企業(yè)規(guī)模（Sizet-1）、資產(chǎn)負(fù)債率（Levt-1）、貝塔系數(shù)（Betat-1）、托賓Q值（Qt-1）與行業(yè)（Industry）作為控制變量，參考陳宋生等（2014）的研究在模型中加入審計意見類型（Opiniont-1）和四大與否（BIG4t-1）虛擬控制變量，最終建立模型3：

RETt=α0+α1（Et/Pt-1）+α2Audit+α3Audit×（Et/Pt-1）+α4Sizet-1+α5Levt-1+α6Betat-1+α7Qt-1+α8Opiniont-1+α9BIG4t-1+α10Industry+εt ? ? （3）

各變量釋義如表4所示。

四、實證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計

樣本數(shù)據(jù)的基本描述性統(tǒng)計結(jié)果如表5所示，可以看出Size的均值為25.33，Lev的均值為0.63，Beta的均值為1，托賓Q的均值為1.41，1%的審計報告為非標(biāo)準(zhǔn)無保留審計意見，67%的樣本公司由四大會計師事務(wù)所審計。

（二）投資者對新審計報告信任情況的實證結(jié)果

描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，在2016—2017年事件窗口期的CAR均為正，而在2014—2015年事件窗口期的CAR均為負(fù)。如表6所示，在2014—2017年超額收益率的線性回歸模型結(jié)果中，Audit的系數(shù)在0.001的顯著性水平上顯著，為0.0251，說明2016—2017年市場的超額收益率顯著高于2014—2015年，控制了財務(wù)報告每股收益（系數(shù)=0.0252）、業(yè)績預(yù)告每股收益（系數(shù)=0.0194）與未預(yù)期每股收益（財務(wù)報告每股收益-業(yè)績預(yù)告每股收益，系數(shù)=0.0198）之后，模型的系數(shù)仍顯著為正。綜上，審計報告改革具有積極的市場反應(yīng)，投資者信任新審計報告，假設(shè)1得以驗證。

（三）投資者對被審計財務(wù)報告信任情況的實證分析

如表7所示，分改革前后的回歸結(jié)果顯示，審計報告改革前后基本盈余反應(yīng)系數(shù)由2.415（t=1.42）降至0.69（t=1.81），顯著性水平為0.1，最后降至-0.525（t=-1.92），顯著性水平為0.1，這說明審計報告改革降低了投資者對盈余宣告的反應(yīng)程度。截至2016年的全樣本多元回歸結(jié)果中，交叉項Audit×（Et/Pt-1）的系數(shù)為-3.069（t=-1.63），截至2017年的全樣本多元回歸結(jié)果中，交叉項Audit×（Et/Pt-1）的系數(shù)為-1.867（t=-1.05），進(jìn)一步驗證了新審計報告關(guān)鍵審計事項的問題導(dǎo)向性特征（Kachelmeier等，2015;張繼勛等，2015）可能會影響投資者對審計意見的理解（張繼勛等，2015），投資者將帶有關(guān)鍵審計事項的審計報告視為風(fēng)險揭示，削弱了盈余信息的價值相關(guān)性，降低了投資者對盈余宣告的反應(yīng)程度，實證結(jié)果表現(xiàn)為盈余反應(yīng)系數(shù)顯著為負(fù)。因而在短期內(nèi)（在本文中改革后是指2016—2017年），審計報告改革具有積極的市場反應(yīng)，投資者雖認(rèn)同新審計報告所帶來的增量信息、信任審計報告，但對關(guān)鍵審計事項的解讀仍停留在形式層面，降低了財務(wù)業(yè)績信息在投資者決策中的影響權(quán)重，導(dǎo)致投資者對被審計財務(wù)報告的信任水平降低。假設(shè)2得以驗證。

（四）關(guān)鍵審計事項披露影響的實證結(jié)果

關(guān)鍵審計事項的披露方式、內(nèi)容與投資者審計信任關(guān)系的回歸結(jié)果顯示：關(guān)鍵審計事項披露中表格形式（系數(shù)=-1.144，t=-1.90）、有量化信息（系數(shù)=-20.640，t=-2.18）、有匯總段（系數(shù)=-1.673，t=-2.29）、會計主體層面（系數(shù)=-1.468，t=-2.26）、更多關(guān)鍵審計事項（系數(shù)=-1.501，t=-1.50）樣本組和有責(zé)任重述（系數(shù)=3.275，t=1.36）關(guān)鍵審計事項數(shù)量的交乘項不顯著為負(fù)，和關(guān)鍵審計事項責(zé)任重述的交乘項不顯著為正，其他交乘項均顯著為負(fù)。由此可知，相較于其他方面，數(shù)量多或在會計主體層面的、詳式披露的關(guān)鍵審計事項能更好地向市場傳達(dá)風(fēng)險信息，假設(shè)3得以驗證。同時，披露的關(guān)鍵審計事項中有結(jié)論段（系數(shù)=-9.232，t=-2.38）時盈余反應(yīng)系數(shù)在0.05的顯著性水平上降低9.232，說明即使關(guān)鍵審計事項結(jié)論段明確表明了會計公允性，仍然無法削弱投資者將關(guān)鍵審計事項視為財務(wù)報告風(fēng)險揭露的理解，假設(shè)4未得到驗證。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）面板雙重差分模型

本文使用一對一匹配原則（One-to-One Matching）進(jìn)行PSM匹配，得到78家A+H股公司，以及與其相匹配的78家普通A股公司，除去自愿進(jìn)行新審計報告披露的非A+H股公司、金融行業(yè)樣本以及缺失值樣本，最終得到58家A+H股公司和53家普通A股公司。樣本中Size和Lev在匹配前有顯著差異，而在匹配后變量的比較結(jié)果均無顯著差異。用匹配后的樣本重新做Logit回歸，Pseudo R2下降至1.95%，卡方檢驗由非常顯著變?yōu)椴伙@著。因此本文通過PSM方法，成功地挑選出在多個維度上與A+H股公司不具有顯著差異的子樣本作為控制組。

對PSM方法篩選后的樣本進(jìn)行面板雙重差分模型檢驗，由于自2017年年報開始A股審計報告也強制要求披露關(guān)鍵審計事項，無法作為A+H股公司的控制組，因此將樣本區(qū)間選取為2015年、2016年兩年，變量與基本面板回歸模型大體一致，受到樣本量的限制，除去BIG4、Opinion和Industry變量。組間虛擬變量為Treat，若為A+H股公司，Treat為1，否則為0;時間虛擬變量與組間虛擬變量的交互項為Time×Treat，若A+H股公司處于審計準(zhǔn)則改革之后，Time×Treat為1，否則為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，得到面板雙重差分模型4、模型5：

CARi，t=α0+α1Treat+α2Time_Treat+α3Sizet+α4Levt+α5Betat+α6Qt+εt ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （4）

RETt=α0+α1（Et/Pt-1）+α2Treat+α3Time×Treat×（Et/Pt-1）+α4Sizet-1+α5Levt-1+α6Betat-1+α7Qt-1+εt ? ? ? ? ? ? ?（5）

回歸結(jié)果如表8所示，模型4中的Time×Treat在0.01的水平上顯著為正（系數(shù)=0.0449，t=2.92），模型5中的Time×Treat×（Et/Pt-1）在0.05的水平上顯著為負(fù)（系數(shù)=-3.299，t=-2.09），進(jìn)一步驗證了主模型結(jié)論。

（二）盈余反應(yīng)系數(shù)Heckman兩階段模型

Heckman兩階段模型的回歸結(jié)果均顯著為負(fù)或不顯著為負(fù)，未與主模型結(jié)果產(chǎn)生顯著分歧。

（三）補充盈余反應(yīng)系數(shù)模型

為排除業(yè)績預(yù)告對盈余反應(yīng)系數(shù)的影響，在財務(wù)報告盈余反應(yīng)系數(shù)模型中加入業(yè)績預(yù)告盈余數(shù)作為控制變量后，盈余反應(yīng)系數(shù)的變動方向不變，仍為下降（系數(shù)=-9.041，t=-3.56）。另外參考孔東民和柯瑞豪（2007）的研究，用不存在漂移的隨機游走模型估計標(biāo)準(zhǔn)化未預(yù)期盈余（SUE），每股收益選擇年報信息，用當(dāng)期以及前四期的未預(yù)期盈余標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理;另外將每個期間的標(biāo)準(zhǔn)化未預(yù)期盈余從小到大均分為五等分，定義為“1—5”的排序變量SUEQ，參考Jeffrey等（2008）與于忠泊等（2012）的模型，以CAR（-5，5）作為因變量，見模型6，回歸結(jié)果顯示改革后盈余反應(yīng)系數(shù)為不顯著增加（系數(shù)=0.00520，t=0.81），未明顯反對主模型結(jié)果。

SUEi，t=[（EPSi，t-EPSi，t-1）/EPSi，t-1]/σi，t ?（6）

（四）進(jìn)一步的穩(wěn)健性檢驗

模型中控制變量Qt-1均為流通市值，將其替換為總市值進(jìn)行回歸，得到的結(jié)果基本一致。囿于篇幅，結(jié)果略。

六、研究結(jié)論與討論

此次全球范圍內(nèi)的審計報告改革，旨在將審計師確認(rèn)影響財務(wù)報表審計的關(guān)鍵審計事項納入審計報告，以增加審計報告的信息含量，增進(jìn)審計信息的有用性。從本質(zhì)上來看，此次改革的目的在于修復(fù)并提高金融危機以來投資者的市場信任，適應(yīng)財務(wù)報告披露的復(fù)雜性與專業(yè)性，提升審計效率。然而，由于關(guān)鍵審計事項具有問題導(dǎo)向性特征（Kachelmeier等，2015;張繼勛等，2015），可能會影響投資者對審計意見的理解（張繼勛等，2015），區(qū)別于傳統(tǒng)二分法審計報告，加入關(guān)鍵審計事項的審計報告可能帶來審計信任一詞定義中投資者對審計報告信任與對被審計財務(wù)報告信任的二元分離，將導(dǎo)致在相信審計報告的同時因關(guān)鍵審計事項質(zhì)疑財務(wù)信息。因此本文將投資者對審計報告與財務(wù)報告的信任分開討論，探索關(guān)鍵審計事項改革初期的市場反應(yīng)。

本文以2017年我國A+H股公司審計報告改革為準(zhǔn)自然實驗樣本，對此展開實證研究，結(jié)果顯示：（1）A+H股公司審計報告公告的市場反應(yīng)顯著為正，說明短期內(nèi)我國審計報告改革給市場帶來了積極信號，投資者愿意信任新審計報告信息。（2）新審計報告與盈余反應(yīng)系數(shù)顯著負(fù)相關(guān)，改革初期，投資者信任審計報告所揭露的風(fēng)險并于決策中減少對財務(wù)業(yè)績的參照;相較于其他方面，數(shù)量多、層次高以及詳式披露更能提升關(guān)鍵審計事項向市場傳達(dá)風(fēng)險信息的能力;提供會計公允性明確保證的結(jié)論段未能削弱關(guān)鍵審計事項帶給投資者的風(fēng)險感知。

本文認(rèn)為：（1）處于改革初期的我國審計市場，審計報告改革作為資本市場治理優(yōu)化機制將給市場帶來積極信號，但由于關(guān)鍵審計事項的信息性質(zhì)，投資者單純地將關(guān)鍵審計事項視為財務(wù)報告風(fēng)險的象征，盈余反應(yīng)系數(shù)在短期內(nèi)會下降，且下降程度與關(guān)鍵審計事項的披露數(shù)量、層次與詳細(xì)程度正相關(guān)。（2）審計報告改革過程中，將關(guān)鍵審計事項加入審計報告本身也是一個從無到有的漸進(jìn)過程，需要經(jīng)歷一個投資者關(guān)注信息表達(dá)方式到理解信息內(nèi)涵的過程;改革初期，在市場缺乏對新興披露信息的深度認(rèn)知時，投資者的審計信任更多地源自于關(guān)鍵審計事項的披露方式，而非關(guān)鍵審計事項的內(nèi)容，因此數(shù)量越多、層次越高、披露越詳細(xì)（包含關(guān)鍵審計事項量化信息、責(zé)任重述、表格形式、結(jié)論段、匯總段）的關(guān)鍵審計事項更能向市場傳遞風(fēng)險信息。

本文的貢獻(xiàn)在于：（1）本文基于信任理論、社會認(rèn)知理論等對新審計報告的審計信任影響進(jìn)行了系統(tǒng)全面的理論闡釋，形成了相對完整的邏輯框架，并將實證研究進(jìn)一步拓展至關(guān)鍵審計事項披露方式與投資者盈余質(zhì)量感知的相關(guān)性檢驗。邏輯與實證都支持：新審計報告得到了投資者的信任，而因為改革初期投資者對新審計報告關(guān)鍵審計事項信息內(nèi)容認(rèn)知的不足與關(guān)鍵審計事項本身的信息性質(zhì)，市場易將關(guān)鍵審計事項作為風(fēng)險揭示信號。（2）本文的研究結(jié)論為實務(wù)中如何提升審計報告改革成效提供了路徑。審計報告改革是一個漸進(jìn)完善的過程，作為新生事物，新審計報告可能要經(jīng)歷投資者誤讀、盈余反應(yīng)系數(shù)下降，到市場機制完善、盈余反應(yīng)系數(shù)上升的過程。從改革初期信任源于信息表達(dá)到改革中期信任源于信息內(nèi)容形成長期穩(wěn)定的信任文化，此次改革的成效需要頂層（審計準(zhǔn)則制定者）、參與者（審計師、審計信息使用者等）共同努力才能實現(xiàn)。改革初期，審計師應(yīng)增強責(zé)任感，在新審計報告披露中契合投資者的信息需求;投資者應(yīng)加強對新審計報告知識的學(xué)習(xí)，提高市場信息的獲取和解讀能力;市場監(jiān)督主體應(yīng)多渠道（新審計報告專題知識普及和培訓(xùn)）引導(dǎo)投資者獲取并強化審計知識，加強其對關(guān)鍵審計事項信息內(nèi)容的理解，形成穩(wěn)定的市場信任文化。

本文的局限性在于：一是由于我國審計報告改革處于初期，本文的研究結(jié)論僅能反映階段性改革成效，長期效應(yīng)如何需進(jìn)一步檢驗，因而本文的研究結(jié)論仍不足以反映我國審計報告改革的成效。二是審計信任更多的是一種心理感知，會受投資者個人特征的影響，但囿于個性特質(zhì)量化研究的困難，本文并沒有將其引入研究框架。S

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【作者簡介】

易玄，女，中南大學(xué)商學(xué)院副教授，管理科學(xué)與工程博士;研究方向：會計與資本市場。

毛怡沙，女，中南大學(xué)商學(xué)院會計學(xué)碩士研究生;研究方向：審計與資本市場。

謝志明，男，長沙理工大學(xué)經(jīng)管學(xué)院教授，管理科學(xué)與工程博士;研究方向：會計與資本市場。