操巍 吳憂 李雅琪

【摘要】本文首先選取2016 ～ 2017年A+H股上市公司作為實驗組， 選取其他A股上市公司為控制組， 使用DID模型進行檢驗， 發(fā)現(xiàn)關鍵審計事項的披露會導致管理層發(fā)布自愿盈利預測的意愿降低。 然后選取2015 ～ 2020年關鍵審計事項數(shù)據(jù)和盈利預測相關數(shù)據(jù)等， 實證檢驗關鍵審計事項披露對自愿盈利預測信息性質、反應時間、發(fā)布頻率以及準確性的影響， 結果表明： 審計師披露的關鍵審計事項越多， 管理層越可能發(fā)布更為模糊的盈利預測信息， 且信息發(fā)布的及時性越低， 預測的準確性也越低。 進一步的分組檢驗結果表明： 選擇非“四大”審計、內部控制有效性不足、發(fā)布激進型盈利預測信息、關鍵審計事項為賬戶層面時， 關鍵審計事項數(shù)量越多， 自愿盈利預測的準確性越低。

【關鍵詞】關鍵審計事項；盈利預測；自愿披露；披露頻率；預測消息性質

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2022）21-0111-10

一、引言

2016年12月， 經財政部批準， 《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》（簡稱“關鍵審計事項準則”）正式對外發(fā)布， A+H股上市公司供內地投資者閱讀的2017年度審計報告成為第一批增加關鍵審計事項的審計報告， 滬深兩市所有上市公司的2018年度及之后的審計報告都必須增加關鍵審計事項。 關鍵審計事項準則旨在提高審計工作透明度， 解決審計報告同質化的問題。 該準則發(fā)布后， 關鍵審計事項披露具有哪些特性、市場信息環(huán)境是否有所改善等受到學者們的廣泛關注。

一般來說， 會計信息系統(tǒng)提供的歷史會計信息主要用于記錄過去發(fā)生的經濟交易事項， 雖然可靠性較高， 但是在應用于面向未來的投資決策時存在一定的局限性。 以管理層自愿披露的盈利預測為代表的預測性會計信息是管理層面向未來的信息披露， 需要基于不確定的市場環(huán)境， 向外部信息使用者公布未來可能存在的經營狀況以及所形成的財務成果， 雖然更具有決策相關性， 但同時也會面臨較高的誤報風險。 一方面， 管理層可以將自愿盈利預測作為展現(xiàn)自身管理能力的平臺， 市場參與者能夠在降低信息獲取成本的同時， 通過該預測信息決定未來是否繼續(xù)投資公司， 公司也能夠通過提高自愿盈利預測質量建立良好的聲譽。 當公司愿意發(fā)布自愿盈利預測信息時， 投資者會認為這是一種積極的信號， 從而相信公司未來前景向好， 愿意將資金投入企業(yè)。 另一方面， 關鍵審計事項準則增加了對關鍵審計事項的披露， 給投資者帶來了增量信息。 然而， 對企業(yè)管理層而言， 關鍵審計事項更多的是帶來信息的被動披露， 意味著其可能受到更多的監(jiān)管， 因此他們可能會通過調整對自愿盈利預測披露的頻率、及時性等方式， 以維持原有信息優(yōu)勢地位， 減少審計報告準則改革所帶來的影響。

目前我國的盈利預測披露制度以及盈利預測審計相關制度的制定依然處于起步階段， 而關鍵審計事項準則在我國分批次、分市場逐步推行， 為政策制定的研究提供了良好的準自然實驗環(huán)境。 鑒于此， 本文旨在研究關鍵審計事項對自愿盈利預測信息披露的影響， 不僅可以了解審計師行為對管理層自愿性信息披露行為的影響， 還能為我國審計準則改革提供支持性證據(jù)。

本文的創(chuàng)新和可能的貢獻體現(xiàn)在以下兩個方面： 第一， 現(xiàn)有關于關鍵審計事項的研究， 大都是從披露特點、是否改善市場信息環(huán)境出發(fā)， 研究市場信息環(huán)境是否改善的文獻也大多站在審計師角度分析審計報告質量是否提高。 而本文研究關鍵審計事項披露對盈利預測的影響， 可以從管理層角度切入， 將審計內容的變化與管理層信息披露行為相結合， 探討審計內容的變化對管理層自愿披露行為可能產生的影響。 第二， 本文采用實證檢驗方法， 為審計政策的制定者提供了一個新的視角來檢驗關鍵審計事項披露政策的實施效果， 同時也有助于啟發(fā)投資者結合管理層行為和審計報告提供的新信息來優(yōu)化自己的投資決策。

二、文獻回顧

現(xiàn)有關于關鍵審計事項的文獻， 主要研究了投資者反應與審計師責任相關內容， 或者運用描述性統(tǒng)計方法歸納了關鍵審計事項的披露特點。 以建筑裝飾業(yè)和非銀行金融業(yè)為代表的高風險行業(yè)企業(yè)所披露關鍵審計事項段的數(shù)量高于整體的平均數(shù)[1] ， 披露事項大多涉及計價與分攤認定。 當企業(yè)面臨的經營風險和財務風險增加時， 關鍵審計事項的披露數(shù)量會增多[2] 。 當年報問詢力度大、媒體監(jiān)督力度大時， 審計師傾向于發(fā)布更具差異性的關鍵審計事項[3，4] 。 關鍵審計事項的作用對象分為四類， 即審計報告、審計人員、管理層、市場及投資者， 關鍵審計事項會使公眾產生審計報告質量得到提升的認知， 且會影響審計人員對責任的感知， 促使注冊會計師調整資源投入量， 進而調整審計費用[5] 。 關鍵審計事項還能抑制管理層的盈余管理[6] ， 其增加的風險類信息會使投資者在投入資金時變得更加謹慎。 大多數(shù)學者認為， 公司的盈余管理越明顯， 審計師越傾向于通過關鍵審計事項的應對段“免責”， 但對于關鍵審計事項是否會增加審計師責任感知尚無統(tǒng)一意見。

多數(shù)學者認為， 管理層發(fā)布自愿盈利預測可能是為了減少未來的風險或者調節(jié)公眾預期進而穩(wěn)定股價[7] 。 當管理層或者大股東準備減持股票進行套現(xiàn)時， 為了避免市場上投資者過度解讀而引起股價大幅下跌， 其更可能發(fā)布積極且有偏的盈利預測。 管理層發(fā)布自愿盈利預測不僅受到法律規(guī)定、未來風險等客觀因素的影響， 而且會受到個人性格特征、教育背景等主觀因素的影響[8] 。 此外， 公司治理水平也是重大影響因素[9] ， 具體而言， 當投資者大多為機構投資者且進行的是長期價值投資時， 獨立董事數(shù)量越多、審計委員會運行越好、董事會與管理層人員結構重合率越小， 則企業(yè)發(fā)布自愿盈利預測的動機越純粹， 預測結果越接近未來的真實盈利水平[10] 。 交叉持股、交叉上市能夠引入更多的監(jiān)管者， 分析師追蹤、媒體監(jiān)管也是督促管理者的有力工具， 以上因素均能促使管理層發(fā)布高質量的預測信息[3，11] 。

自關鍵審計事項準則實施之后， 關于關鍵審計事項政策效果及其相關影響的研究較少， 還有很大的拓展空間。 在盈利預測方面， 現(xiàn)有文獻大多探討管理層、公司治理水平、外部信息使用者對盈利預測的影響， 普遍認同獨立董事在盈利預測中的積極作用， 并認為適當?shù)墓蓹嗉卸纫约皺C構持股有利于促進企業(yè)進行自愿盈利預測披露。 關鍵審計事項是近年來審計領域與國際化接軌的重大改革事項， 探討這一事項對企業(yè)管理層自愿盈利預測披露的影響， 不僅能豐富有關學術領域的研究， 還能進一步為自愿性盈利預測信息披露政策的制定和監(jiān)管提供依據(jù)。

三、理論分析與研究假說

在審計報告準則改革之前， 審計報告信息含量在一定程度上無法達到使用者的預期， 尤其是在標準無保留意見的審計報告中， 由于審計師僅發(fā)表積極的意見， 使得審計報告閱讀者無法區(qū)分不同公司的經營狀況和盈利質量， 無法滿足使用者的決策需求。 關鍵審計事項準則增加了對關鍵審計事項的披露要求， 它包含審計師對被審計公司經營狀況和風險的判斷， 有一定的預警作用。 關鍵審計事項中的事項描述段可以幫助外部信息使用者了解公司基本經營情況， 應對段能夠幫助閱讀者了解注冊會計師采取的措施， 由此可以提供增量信息[12] 。 不少學者肯定了關鍵審計事項的積極作用， 認為它在一定程度上反映了特質性信息的披露程度， 給投資者帶來了增量信息。 冉明東和徐耀珍[13] 發(fā)現(xiàn)， 關鍵審計事項的篇幅和數(shù)量與所蘊含的信息量之間呈正相關關系。 王木之和李丹[14] 認為， 如果審計師能夠盡可能多地披露關鍵審計事項， 那么就能夠使股價同步性降低至相對合理的水平。 根據(jù)以上結論可以認為， 在審計報告中披露關鍵審計事項的數(shù)量越多、篇幅越長， 意味著被審計公司的內部信息越能夠被有效地挖掘出來。

現(xiàn)有文獻認為， 管理層披露盈利預測可能是為了減少未來的風險或者調節(jié)公眾預期進而穩(wěn)定股價。 當公司傳出負面消息時， 管理層可能通過披露盈利預測信息減少被起訴的可能性。 管理層會將發(fā)布盈利預測作為風險管理的一種手段， 并且當企業(yè)面臨負面消息時， 這一動機會被加強。 對于一個公司而言， 相對于股東、債權人等其他利益相關者， 管理層在信息上享有優(yōu)勢， 他們更了解公司的財務狀況、經營成果以及公司所面臨的挑戰(zhàn)與困難。 自愿盈利預測可以讓利益相關者了解與公司相關的信息， 從而做出更理性的決策， 避免信息不對稱所帶來的股價劇烈波動問題， 因此管理層具有發(fā)布自愿盈利預測的動機。 從某種程度上來說， 自愿盈利預測就是公司通過信息傳遞的方式給投資者建立預期， 防止投資者因為過高的投資期待與實際財務報告間存在巨大的差距而進行不理智的拋售行為。 關鍵審計事項的披露， 為投資者指明企業(yè)面臨的關鍵風險點， 為管理層緩解其與投資者之間的信息不對稱， 釋放“業(yè)績預測壓力”。 因此， 在增加關鍵審計事項的披露后， 管理層可能更傾向于發(fā)布自愿盈利預測。

但是信息披露不只會帶來上述正面效應， 披露更多的盈利預測信息也在無形之中給公眾提供了更多可起訴事項。 此外， 雖然管理層披露自愿盈利預測信息能夠提高公司經營狀況的透明度， 但是由于會帶來更高水平的外部監(jiān)督， 并且披露不準確的盈利預測信息會損害公眾對企業(yè)的信任度， 當管理層考慮到披露自愿盈利預測信息可能使企業(yè)面臨更高的聲譽風險和法律風險時， 可能傾向于不發(fā)布自愿盈利預測。 企業(yè)融資的啄序理論（Pecking Order Theory）認為， 企業(yè)在融資時會先依靠內部融資， 再借助于外部融資。 這種行為一方面是出于優(yōu)化資本結構、降低資本成本的動機； 另一方面是由于外部融資必須公布更多的企業(yè)信息， 管理者出于自利動機， 并不愿意披露更多信息， 以免受到更多的監(jiān)管。 從這個層面上講， 當審計師已經通過關鍵審計事項幫助審計報告使用者挖掘出更多專有性信息后， 管理層可能不愿意再通過發(fā)布自愿盈利預測向市場傳遞更多的信息。

由于目前我國鮮有文獻研究關鍵審計事項對發(fā)布自愿盈利預測意愿的影響， 再加上我國在經濟環(huán)境、經濟制度、社會背景等方面與國外有著較大的差異， 不同行業(yè)的管理者、不同性格特征的管理者， 甚至同一個管理者在同一個企業(yè)的不同發(fā)展階段， 對待關鍵審計事項的態(tài)度都有差異， 并且管理者發(fā)布自愿盈利預測的動機各不相同。 因此， 本文提出以下對立假設：

H1a： 審計師披露關鍵審計事項后， 管理層發(fā)布自愿盈利預測的意愿會有所提高。

H1b： 審計師披露關鍵審計事項后， 管理層發(fā)布自愿盈利預測的意愿會有所降低。

從信號傳遞的角度來看， 由于信息不對稱現(xiàn)象是客觀存在的， 企業(yè)為了獲得持續(xù)的競爭優(yōu)勢， 會付出一定的成本與代價， 向市場傳遞相關信息， 這類信息一般具有差異性， 使得其他企業(yè)難以在短時間內進行模仿。 審計信息需求的保險理論認為， 關鍵審計事項的披露可以使信息使用者將精力放在更值得關注的領域， 增強外部對公司的監(jiān)管， 當面臨監(jiān)督壓力時， 維持良好聲譽是公司發(fā)布業(yè)績預告的動因之一。 在研究社會責任披露時， 部分學者發(fā)現(xiàn)， 當企業(yè)間經營模式與經營領域高度相似時， 或者同行業(yè)企業(yè)普遍運用成本型競爭策略時， 提高信息披露質量是一種比較明智的競爭手段。 一方面， 真實可靠的盈利預測信息能夠幫助投資者了解公司的財務狀況和經營成果； 另一方面， 偏差較大的預測信息會損害利益相關者對公司管理層的信心， 給公司的聲譽和形象造成負面影響。 所以， 管理層可能通過提高自愿盈利預測的信息質量， 以向市場進一步證明自己具備良好的信息披露聲譽， 從而獲取競爭優(yōu)勢。

此外， 審計師在確定關鍵審計事項時需要考慮企業(yè)的內部控制有效性。 當公司治理存在缺陷時， 審計師可能認為企業(yè)在財務報表層面出現(xiàn)重大錯報的風險較高， 進而會溝通更多關鍵審計事項， 而公司的治理水平對盈利預測也有影響。 Jensen等[15] 認為， 獨立董事占比較低時， 可能無法監(jiān)督公司發(fā)布高質量的預測信息。 良好的審計委員會促使管理層發(fā)布偏差較小的自愿盈利預測， 而不合理的審計委員會結構則幾乎無法發(fā)揮積極作用。 所以， 關鍵審計事項披露越多， 可能意味著公司治理水平越低， 不理想的治理水平可能導致自愿盈利預測質量不高。 葉少琴和胡瑋[16] 發(fā)現(xiàn)， 如果公司經營狀況越穩(wěn)定且越好， 那么自愿盈利預測的發(fā)布將會越及時， 并且發(fā)布的頻率越高。 劉穎斐和張小虎[17] 認為， 當企業(yè)面臨較高的訴訟風險時， 審計師在計劃審計工作時會更加謹慎， 并且會投入更多的審計資源、收集更多的審計證據(jù)進行佐證， 因此關鍵審計事項越多可能意味著公司面臨的不確定因素越多。 在這種情況下， 企業(yè)可能需要花費更長的時間編制盈利預測信息， 而且由于企業(yè)的投資行為、籌資行為等具有較大的不確定性， 可能會導致自愿盈利預測信息與下一年度的財務報告實際情況之間存在較大誤差。 同時， 企業(yè)可能還會通過減少發(fā)布自愿盈利預測的頻率和將預測信息模糊化等方式降低預測失誤率， 以此來維持披露聲譽。 因此， 本文提出以下對立假設：

H2a： 關鍵審計事項的數(shù)量越多， 管理層自愿盈利預測的信息質量（信息性質、反應時間、發(fā)布頻率、準確性）越高。

H2b： 關鍵審計事項的數(shù)量越多， 管理層自愿盈利預測的信息質量（信息性質、反應時間、發(fā)布預測頻率、準確性）越低。

四、變量選取與模型設計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

關鍵審計事項準則于2017年1月1日在A+H股上市公司部分實施， 因此本文以關鍵審計事項披露前后（2016 ～ 2017年）管理層的盈余預測為樣本， 以參與關鍵審計事項披露試點工作的A+H股公司為實驗組， 以其他公司為控制組構建DID模型， 檢驗關鍵審計事項披露對管理層發(fā)布自愿盈利預測意愿的影響。 此外， 還選取了2015 ～ 2020年關鍵審計事項數(shù)據(jù)以及自愿盈利預測等數(shù)據(jù)， 以檢驗關鍵審計事項的數(shù)量對自愿盈利預測信息質量的影響。 本文對初始數(shù)據(jù)均進行了以下處理： 剔除金融類上市公司； 剔除ST、?ST公司； 剔除符合強制披露原則的樣本。 本文數(shù)據(jù)來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫、關鍵審計事項數(shù)據(jù)庫， 運用Stata15軟件進行數(shù)據(jù)處理。

（二）變量選取

1. 被解釋變量。 本文設置了如下被解釋變量：

（1）自愿盈利預測意愿（ISSUE）。 該變量為虛擬變量， 若本年度管理層發(fā)布了自愿盈利預測， 則取1， 否則取0。

（2）預測信息性質（GQ）。 其表示自愿盈利預測信息的詳細度。 若本年度管理層僅預測是否虧損（定性預測）， 則GQ取1； 若本年度管理層預測的是最高每股收益或者最低每股收益（上下限預測）， 則GQ取2； 若本年度管理層預測的是每股收益的范圍（區(qū)間預測）， 則GQ取3； 若本年度管理層預測的是具體的數(shù)字（點預測）， 則GQ取4。

（3）預測反應時間（Horizon）。 其表示自愿盈利預測發(fā)布的及時性， 若將當期資產負債表日和預測信息披露日的時間間隔設為△t， 則預測反應時間的具體計算方法為： Horizon=log（1+△t）。 Horizon的值越大， 說明自愿盈利預測發(fā)布越及時。

（4）預測發(fā)布頻率（Freq）。 本文主要參考Kim等[18] 研究宏觀經濟波動時對盈利預測的衡量方式， 以管理層在一個會計年度內發(fā)布的自愿盈利預測的總數(shù)來衡量自愿盈利預測發(fā)布的頻率。

（5）預測的準確性（Accuracy）。 本文采用Accuracy=|forecast-actual|/actual來計算自愿盈利預測的準確性， 其中： forecast是管理層預測的每股收益， 如果為區(qū)間估計， 則取平均數(shù)； actual是實際每股收益。 Accuracy的值越小， 說明盈利預測的偏差越小， 準確性越高； 該值越大， 則說明盈利預測的偏差越大， 準確性越低。

2. 解釋變量。 本文設置了如下被解釋變量：

（1）準則實施（POST）。 POST 等于1表示樣本所屬年份為關鍵審計事項準則實施后， 即 2017年1月1日至12月31日的樣本； POST等于0表示2016年1月1日至12月31日的樣本。

（2）準則執(zhí)行（ADOPT）。 ADOPT等于1表示實驗組， 即A+H股上市公司； ADOPT等于0表示控制組， 即其他A股上市公司。

（3）關鍵審計事項數(shù)量（LnKAM）。 本文參考陳麗紅等[19] 的做法， 將關鍵審計事項數(shù)量定義為審計報告中關鍵審計事項數(shù)量加1后取自然對數(shù)。

3. 控制變量。 本文選取的控制變量及相關變量定義如表1所示。

（三）模型設定

為了檢驗H1， 本文以2016年度審計報告需要添加關鍵審計事項段的A+H股上市公司作為實驗組， 不要求添加關鍵審計事項段的A股公司作為控制組， 以不同市場的上市公司具體執(zhí)行關鍵審計事項準則的時間差異來構建DID模型， 并使用Logit模型進行回歸。 由于POST的系數(shù)項在回歸過程中容易被交乘項POST×ADOPT吸收， 并且在DID模型中主要觀察該交乘項的系數(shù)， 在參考趙剛等[20] 的研究模型后， 本文設計了如下模型：

ISSUEi，t=β0+β1×POST×ADOPTi，t+

∑Control+ε （1）

為了檢驗H2， 本文確定了自愿盈利預測的信息質量由其信息性質、反應時間、發(fā)布頻率、準確性進行衡量， 從而建立了如下面板數(shù)據(jù)回歸模型， 其中模型（3）使用ologit模型進行回歸。

Freqi，t=β0+β1×LnKAMi，t+∑Control+ε （2）

GQi，t=β0+β1×LnKAMi，t+∑Control+ε （3）

Horizoni，t=β0+β1×LnKAMi，t+∑Control+ε

（4）

Accuracyi，t=β0+β1×LnKAMi，t+∑Control+ε

（5）

五、實證分析

（一）關鍵審計事項披露對企業(yè)發(fā)布自愿盈利預測意愿的影響

1. 描述性統(tǒng)計。 表2為2016 ～ 2017年樣本企業(yè)相關變量的描述性統(tǒng)計結果。 被解釋變量自愿盈利預測意愿（ISSUE）的均值為0.52， 說明企業(yè)發(fā)布自愿盈利預測的意愿較強。 解釋變量中： 準則執(zhí)行（ADOPT）的均值為0.02， 說明實驗組的樣本量很小， 可能給實證檢驗帶來一定的困難； 準則實施（POST）的均值為0.54， 說明樣本中2017年企業(yè)數(shù)相對于2016年有所增加。 控制變量中： 公司規(guī)模（SIZE）的標準差約為1.41， 說明上市公司的規(guī)模差異比較大； 資產負債率（LEV）的最小值為0.02、均值為0.41、最大值為2.58， 說明大多數(shù)企業(yè)都充分利用了債務籌資； 是否“四大”（Big4）的均值為0.06， 說明我國絕大多數(shù)上市公司為非“四大”審計。

2. 實證檢驗結果分析。 本文采用DID模型對關鍵審計事項披露與自愿盈利預測意愿的關系進行多元回歸分析， 結果如表3所示。

表3中列（1）沒有加入控制變量且沒有控制行業(yè)與年份， 交乘項POST×ADOPT的系數(shù)為-1.551， 且在1%的水平上顯著， 說明關鍵審計事項披露與自愿盈利預測意愿負相關， 即審計報告中披露關鍵審計事項后， 企業(yè)發(fā)布自愿盈利預測的意愿明顯降低； 列（2）控制了行業(yè)與年份， 列（3）加入了所有控制變量并控制了行業(yè)與年份， POST×ADOPT的系數(shù)都依然顯著為負， 再次證明了關鍵審計事項披露與自愿盈利預測意愿負相關， H1b得到驗證。

3. 穩(wěn)健性檢驗。 普通的DID模型可能出現(xiàn)估計偏誤， 因此本文選擇PSM-DID模型進行穩(wěn)健性檢驗。 根據(jù)分行業(yè)、年度匹配變量和平衡性檢驗結果（囿于篇幅， 表略）， 匹配前公司規(guī)模（SIZE）、資產負債率（LEV）、市賬比（MB）、董事會規(guī)模（Board）、獨立董事比例（Outsider）、分析師人數(shù)（Analyst）、兩職合一（Dual）、被研報關注度（Report）、是否“四大”（Big4）在實驗組和控制組間存在明顯的差異， 匹配后以上變量在實驗組和控制組間的差異消除， 說明匹配結果較為可靠， 即實證估計選擇的匹配方法和匹配變量均有效。

以匹配后的樣本進行DID回歸， 由于實驗組A+H股上市公司的數(shù)量較少， 匹配后的樣本量為188個。 由DID回歸結果可知（囿于篇幅， 表略）， POST×ADOPT的系數(shù)依然在1%的水平上顯著為負， 與基準回歸結果一致。

進一步地， 本文選用2014 ～ 2015年的數(shù)據(jù)對模型（1）進行安慰劑檢驗。 由檢驗結果可知（囿于篇幅， 表略）， 將政策前移兩年， 以2014年年末作為虛擬的政策時點時， 沒有呈現(xiàn)出類似的因果關系， 因此可排除安慰劑效應， 使得基準回歸結果更加穩(wěn)健。

（二）關鍵審計事項數(shù)量對自愿盈利預測信息質量的影響

1. 描述性統(tǒng)計。 表4為2015 ～ 2020年樣本企業(yè)相關變量的描述性統(tǒng)計結果。 被解釋變量中： 預測信息性質（GQ）的均值為1.24， 說明企業(yè)更傾向于發(fā)布上下限預測或定性預測； 預測反應時間（Horizon）的均值為-0.5、中值為-2.74， 說明大部分上市公司的盈利預測信息發(fā)布不及時； 預測發(fā)布頻率（Freq）的最大值為7， 說明某些上市公司會自愿發(fā)布修正性盈利預測； 預測的準確性（Accuracy）的均值為0.14， 說明自愿盈利預測的誤差率在15%左右， 其標準差為0.33， 說明不同企業(yè)盈利預測的準確性相差并不大。 解釋變量關鍵審計事項數(shù)量（LnKAM）的均值為0.93， 說明關鍵審計事項政策實施前大部分公司的審計報告中都沒有關鍵審計事項， 政策實施后的三年間會計師事務所對關鍵審計事項的披露依然比較謹慎。 控制變量中， 董事會規(guī)模（Board）的均值為8.45， 獨立董事比例（Outsider）的均值為0.38， 說明公司聘請獨立董事可能并不是為了監(jiān)督公司管理， 只是為了符合政策規(guī)定。

2. 實證檢驗結果分析。 關鍵審計事項數(shù)量與自愿盈利預測信息質量的回歸結果如表5所示。

由表5列（1）的結果可知， 關鍵審計事項數(shù)量（LnKAM）與預測發(fā)布頻率（Freq）的系數(shù)不顯著， 可能是由于樣本量不足以及樣本差異性不足所致。 在控制變量中， 公司規(guī)模（SIZE）、資產負債率（LEV）、董事會規(guī)模（Board）、是否“四大”（Big4）與Freq的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負， 表明公司的規(guī)模越大、資產負債率越高、董事會人數(shù)越多、由“四大”審計時， 越可能少發(fā)布自愿盈利預測。

由表5列（2）的結果可知， 關鍵審計事項數(shù)量（LnKAM）與預測信息性質（GQ）的系數(shù)為-0.235， 且在5%的水平上顯著， 即審計師披露的關鍵審計事項越多， 企業(yè)發(fā)布的自愿盈利預測信息越模糊， 即傾向于進行上下限預測和定性估計的模糊表述。 這與H2b的推理結果相同， 關鍵審計事項數(shù)量越多， 說明企業(yè)的治理水平越差或面臨的不確定性越高， 此時企業(yè)會通過將披露的預測信息模糊化等方式降低預測失誤率， 以此來維持披露聲譽。 在控制變量中， 市賬比（MB）與GQ的系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 表明市場對企業(yè)期望值越高， 企業(yè)越傾向于披露清晰的盈利預測信息。

由表5列（3）的結果可知， 關鍵審計事項數(shù)量（LnKAM）與預測反應時間（Horizon）的系數(shù)為0.313， 且在1%的水平上顯著， 同樣與H2b一致， 即關鍵審計事項越多， 管理層發(fā)布自愿盈利預測的及時性越低。 在控制變量中， 公司規(guī)模（SIZE）、董事會規(guī)模（Board）與Horizon的系數(shù)均顯著為負， 說明公司的規(guī)模越大、董事會人數(shù)越多， 公司治理環(huán)境越好， 就越傾向于及時地披露盈利預測信息。

由表5列（4）的結果可知， 關鍵審計事項數(shù)量（LnKAM）與預測的準確性（Accuracy）的系數(shù)為0.081， 且在10%的水平上顯著， 即審計報告中關鍵審計事項越多， 企業(yè)所發(fā)布自愿盈利預測的準確性就越低， 從而驗證了H2b。 關鍵審計事項越多可能意味著公司面臨的不確定因素越多， 在這種情況下企業(yè)所披露的盈利預測的準確性降低。 此外， 當公司治理存在缺陷時， 審計師可能認為企業(yè)在財務報表層面出現(xiàn)重大錯報的風險較高， 進而會溝通更多關鍵審計事項， 而公司治理水平對盈利預測也有影響， 較差的公司治理水平可能會導致自愿盈利預測的準確性不夠理想。

3. 穩(wěn)健性檢驗。 首先， 本文采用調整的關鍵審計事項數(shù)量（KAM_adj）作為衡量關鍵審計事項數(shù)量的替代變量進行穩(wěn)健性檢驗。 參考趙剛等[19] 的做法， 剔除常見關鍵審計事項， 因為這類關鍵審計事項蘊含的增量信息較少， 選擇反映公司特質信息的調整后關鍵審計事項。 反映公司特質信息的科目在整體樣本中出現(xiàn)次數(shù)較少， 因此本文將每個企業(yè)的關鍵審計事項總數(shù)減去其中的常見事項數(shù)量， 得到調整的關鍵審計事項數(shù)量。 根據(jù)調整的關鍵審計事項數(shù)量與自愿盈利預測信息質量的回歸結果（囿于篇幅， 表略）， KAM_adj與預測信息性質（GQ）的系數(shù)為-0.232， 且在5%的水平上顯著， 表明審計師披露的關鍵審計事項越多， 管理層發(fā)布的盈利預測越模糊， 與表5的結果一致； KAM_adj與預測的準確性（Accuracy）的系數(shù)為0.084， 且在5%的水平上顯著， 表明審計報告中關鍵審計事項越多， 管理層發(fā)布的盈利預測的準確性越低， 與表5的結果一致。 但KAM_adj與預測反映時間（Horizon）的系數(shù)變得不顯著， 可能是由于大多數(shù)公司都集中在年末發(fā)布自愿盈利預測， 導致樣本差異不足所致。

本文主要研究審計師披露的關鍵審計事項對管理層自愿發(fā)布盈利預測的影響， 由于并不是所有公司都會自愿發(fā)布盈利預測， 其自愿性行為可能會受到一些無法觀測因素的影響。 因此， 本文進一步采用Heckman兩階段法來緩解樣本選擇問題所導致的估計偏差和內生性問題。 Heckman兩階段的回歸結果顯示（囿于篇幅， 表略）， 關鍵審計事項數(shù)量（LnKAM）與預測反映時間（Horizon）、預測信息性質（GQ）、預測的準確性（Accuracy）的系數(shù)均顯著， 且系數(shù)符號與基準回歸結果一致。 這說明在控制樣本選擇偏差導致的內生性問題后， 審計師披露的關鍵審計事項越多， 公司發(fā)布自愿盈利預測的信息質量越差的結論依然成立。

六、進一步分析

（一）考慮是否由“四大”審計的影響

審計需求的信息理論認為， 聘請不同類型的會計師事務所審計能向投資者傳遞不同審計質量的信號。 當企業(yè)選擇高質量的會計師事務所（如“四大”）時， 往往表明其各方面狀況良好， 敢于接受嚴格的審計。 此外， 在給定的外部制度環(huán)境下， 審計活動或行為會受到客戶公司治理狀況的強烈影響。 良好的公司治理能夠使利益相關者的合法權益得到保護， 其權力能夠得到有效制衡， 利益沖突能夠得到防范或化解。 在這種情況下， 容易產生高質量審計的需求， 審計師的獨立性能夠得到有效保證， 從而使審計的作用得到有效發(fā)揮。 因此， 本文將樣本分為“四大”審計與非“四大”審計， 探究不同質量的審計師對管理層發(fā)布自愿盈利預測信息質量的影響。

由表6列（1）、列（2）可知： 當公司由“四大”審計時， 關鍵審計事項數(shù)量對自愿盈利預測的準確性并無顯著影響； 當公司由非“四大”審計時， 關鍵審計事項越多， 自愿盈利預測的準確性越低。 這說明相對于選擇“四大”審計的治理環(huán)境較好的公司， 選擇非“四大”審計的公司治理環(huán)境相對較差， 其關鍵審計事項越多， 自愿盈利預測信息質量越差。

（二）考慮內部控制是否有效的影響

內部控制有效性是董事會治理行為的體現(xiàn)[21] 。 作為內部控制的重要組成部分， 完善的風險評估、應對程序等風險管理制度， 以及對外擔保審議程序、授權審批等控制活動， 可以有效地控制和降低風險， 提高信息披露的可信度[22] 。 反之， 若內部控制有效性不足， 則說明公司治理水平可能較差， 財報的重大錯報風險增加， 管理層自愿信息披露的可靠性減弱。

表6的列（3）和列（4）分別展示了內部控制失效和內部控制有效時審計師披露關鍵審計事項的數(shù)量對管理層自愿盈利預測的準確性的影響。 結果表明： 當公司內部控制有效時， 關鍵審計事項數(shù)量與自愿盈利預測的準確性并無顯著相關性； 當公司內部控制有效性不足時， 審計師披露的關鍵審計事項越多， 管理層發(fā)布的自愿盈利預測準確性越低， 與H2b的基本邏輯一致。

（三）考慮激進型和保守型的盈利預測

目前的研究一般認為， 當公司盈利預測值大于實際值時， 為激進型盈利預測， 反之為保守型盈利預測。 Kim等[18] 的研究表明， 當公司面臨較大的不確定性時， 管理層傾向于發(fā)布激進型的盈利預測信息。 此外， 關鍵審計事項數(shù)量越多， 可能意味著公司面臨的不確定因素越多， 在這種情況下， 企業(yè)可能需要花費更長的時間編制盈利預測信息； 而且由于企業(yè)的投資行為、籌資行為等具有較大的不確定性， 可能會導致自愿盈利預測信息與下一年度的財務報告實際情況之間存在較大誤差。

表7的列（1）與列（2）分別為激進型盈利預測和保守型盈利預測的回歸結果， 結果表明： 當公司發(fā)布的業(yè)績預告為激進型時， 關鍵審計事項數(shù)量越多， 管理層所發(fā)布自愿盈利預測的準確性越低； 而在保守型樣本中， 該相關關系并不顯著。 這說明關鍵審計事項數(shù)量越多， 意味著公司面臨的不確定因素越多， 管理層越傾向于發(fā)布激進型盈利預測， 預測的準確性也越低。

（四）考慮公司層面和賬戶層面的關鍵審計事項

參考陳麗紅等[19] 的做法， 本文將關鍵審計事項分為公司層面和賬戶層面兩個類別。 具體而言， 若關鍵審計事項中包括“收入、費用、負債、資產、成本、計價、攤銷、減值”等關鍵詞， 則分類為賬戶層面； 若包括“收購、重組、擔保、訴訟、剝離、行業(yè)等”關鍵詞， 則分類為公司層面。 相比于公司層面的關鍵審計事項， 賬戶層面的關鍵審計事項更容易被管理層操縱， 也受到審計師更多的關注。

表7中列（3）、列（4）的回歸結果表明， 當關鍵審計事項為賬戶層面時， 審計師溝通的關鍵審計事項數(shù)量與管理層自愿盈利預測的準確性負相關； 而當關鍵審計事項為公司層面時， 兩者不存在顯著的相關性。 這說明管理層可能會操縱公司賬戶， 其自愿披露行為也存在著操縱動機。

七、研究結論和政策建議

（一）研究結論

審計報告改革在我國是分階段、分年度、分市場推進的， 本文通過構造DID模型， 實證檢驗關鍵審計事項對管理層發(fā)布自愿盈利預測的影響， 擴展了自愿盈利預測的影響因素研究； 同時， 將審計師行為與管理層行為結合起來， 研究審計報告改革后審計師撰寫的審計報告如何影響管理層的信息披露策略。 研究結論如下： 關鍵審計事項準則實施以后， 管理層發(fā)布自愿盈利預測的意愿降低； 審計師披露的關鍵審計事項越多， 管理層發(fā)布的盈利預測信息越模糊， 信息發(fā)布的及時性越低， 盈利預測的準確性也越低； 進一步研究發(fā)現(xiàn)， 相比于由“四大”審計、內部控制有效、管理層發(fā)布保守型盈利預測、審計師披露公司層面關鍵審計事項， 公司由非“四大”審計、內部控制失效、管理層發(fā)布激進型盈利預測、審計師披露賬戶層面關鍵審計事項時， 關鍵審計事項數(shù)量與自愿盈利預測的準確性顯著負相關。

（二）政策建議

1. 企業(yè)自身需要重視盈利預測披露機制。 審計報告改革屬于政策變化， 反映出市場對高質量信息的需求， 微觀企業(yè)應該根據(jù)外部信息環(huán)境的變化做出改變， 通過調整披露策略使自身在信息市場中具有優(yōu)勢。 企業(yè)發(fā)布高質量的自愿盈利預測信息， 不僅能夠緩解企業(yè)內部與外部的信息不對稱問題， 使投資者對企業(yè)經營更有信心， 還能夠減少股票價格異常波動的風險。 因此， 企業(yè)應該加強對發(fā)布自愿盈利預測的管理， 不要將盈利預測單純地視為調節(jié)預期的工具， 而應該根據(jù)企業(yè)發(fā)展規(guī)律， 使盈利預測更加準確、可靠。

2. 監(jiān)管機構應該鼓勵企業(yè)進行自愿盈利預測。 目前我國的盈利預測披露體系依然是強制性披露和自愿性披露并行。 如果要充分發(fā)揮“看不見的手”的作用， 就需要減少干預， 減少對強制性披露的要求， 使自愿盈利預測披露成為主流。 自愿性披露使公司更容易建立差異化的聲譽機制， 投資者也能依據(jù)市場中不同公司的信息披露質量篩選出高質量的投資個體。 從本文的實證結論來看， 目前上市公司發(fā)布盈利預測的目的更可能是通過短期調整投資者的預期進而影響他們的投資決策， 而不是進行長久的聲譽機制建設， 這并不利于證券市場的健康發(fā)展。

3. 監(jiān)管機構應該引導企業(yè)發(fā)布高質量的自愿盈利預測信息， 建立過程導向而不是結果導向的披露制度。 如果企業(yè)預測過程符合標準， 即使結果產生偏差也不應該受到懲罰。 過程導向能夠鼓勵企業(yè)遵守規(guī)則， 并且愿意提高盈利預測披露頻率。 與此同時， 監(jiān)管機構應該實施不定期核查， 監(jiān)督上市公司發(fā)布的業(yè)績預告的準確性。 在核查過程中， 監(jiān)督部門一方面要加大對故意進行虛假自愿盈利預測披露以引導市場行為的處罰力度， 抑制管理層的投機行為； 另一方面， 應該定期公示發(fā)布高質量盈利預測的上市公司白名單， 為負責任的企業(yè)建立相應的聲譽機制。

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（責任編輯·校對： 喻晨? 陳晶）