涂建明　劉慧中　田樹銘

【摘要】基于我國的審計報告改革背景， 分析并檢驗改革所驅動的風險導向審計轉型及其對財務信息質量（或審計質量）的影響。研究發(fā)現， 存在顯著的關鍵審計事項數量對財務信息質量（或審計質量）的累積效應， 即較多的關鍵審計事項對應于相對較低的財務信息質量（或審計質量）。這一累積效應對標準無保留審計意見類公司表現得相對明顯， 其支持審計師執(zhí)行了更為規(guī)范的風險導向審計。研究還發(fā)現， 公司盈利能力在關鍵審計事項數量對財務信息質量（或審計質量）的累積效應中， 兼具調節(jié)效應和完全中介效應。上述研究表明， 審計報告改革驅動了審計職業(yè)界向風險導向審計的深度轉型。

【關鍵詞】審計報告；關鍵審計事項；風險導向審計；財務信息質量；審計質量

【中圖分類號】F239? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）04-0087-10

一、 問題的提出

全球最新一輪的審計報告改革在歐洲市場、 中國市場以及北美市場推行以來， 形式新穎且內容豐富的新審計報告給投資者帶來增量信息， 使得審計報告更具溝通價值（王艷艷等，2018；Reid等，2019）。較多的經驗證據支持， 審計報告改革為審計師新增披露關鍵審計事項的責任， 并帶來了增量的執(zhí)業(yè)壓力（Reid等，2019）， 傳導至其審計執(zhí)業(yè)行為上， 就會帶來審計收費的變化（涂建明等，2020）， 并影響到財務信息質量（或審計質量）（Reid等，2019；楊明增等，2018；鄢翔等，2018；李延喜等，2019；吳溪等，2019）。但是， 目前國際經驗研究對審計報告改革影響財務信息質量（或審計質量）的證據不足（Reid等，2019）， Gutierrez等（2018）和Bédard等（2019）均未發(fā)現審計報告改革會對財務信息質量產生影響。我國的經驗證據卻較多地支持審計報告改革對財務信息質量（或審計質量）存在影響（楊明增等，2018；鄢翔等 ，2018；李延喜等，2019；吳溪等，2019；耀友福，2022）。

為此， 筆者注意到國內外研究對審計報告改革影響審計行為的差異性結論， 以及現有研究的局限性。這體現在：

其一， 現有研究基本上沒有將審計報告改革與風險導向審計轉型聯系起來， 而這一視角對洞察國內外審計報告改革影響審計行為或財務信息質量的差異有一定的優(yōu)勢。在我國的制度背景和市場條件下， 審計改革相關經驗亟須系統(tǒng)研究與實證總結（涂建明等，2022）。我國目前處于現代風險導向審計的重要轉型期， 總體審計質量提升空間較大（陳毓圭，2018）， 因此審計職業(yè)界通過規(guī)范的風險導向審計執(zhí)業(yè)， 在管控審計風險的基礎上提升審計質量的潛力較大。這與英美等市場上審計職業(yè)界較早地實現風險導向審計轉型不同， 并不一定會因關鍵審計事項披露而系統(tǒng)地影響審計行為， 而主要的經驗證據則是支持審計報告具有信息含量（Reid等，2019）。而且， 此輪審計報告改革對關鍵審計事項的識別、 認定、 應對和披露等新的執(zhí)業(yè)要求， 促使審計師實施規(guī)范的風險導向審計， 唯有如此， 才能對新增關鍵審計事項進行準確判斷和恰當披露（涂建明等，2020）。因而， 通過實施更為規(guī)范的風險導向審計來履行新增的職業(yè)責任， 會加速審計職業(yè)界向風險導向審計深入轉型， 由此就形成我們觀察審計質量變化的關鍵窗口。

其二， 現有文獻在作用機理上的研究不足， 需要改進。相關研究（楊明增等，2018；鄢翔等，2018；李延喜等，2019；吳溪等，2019）雖然關注了我國A+H股公司樣本和更多的A股公司樣本在短窗口期內的改革效應， 但是普遍缺少研究機制的設計和檢驗， 以籠統(tǒng)的改革效應檢驗居多。僅有吳溪等（2019）著眼于改革影響機理研究發(fā)現， 關鍵審計事項與會計信息質量存在相關性， 且這是會計師事務所尤其是“小所”未能有效識別關鍵審計事項的結果， 因而導致部分審計業(yè)務在執(zhí)行風險導向審計準則上存在不足。然而， 本文認為， 這一結論有待商榷， 亟待拓展改革檢驗的時間窗口以及采用新穎的研究視角和研究路徑， 進一步開展相關檢驗和探索。本文分析和觀察得到的關鍵審計事項對財務信息質量（或審計質量）的累積效應， 就與吳溪等（2019）的觀察存在不同。本文認為， 在改革窗口下， 審計報告中對“關鍵審計事項段”的披露， 使得審計師實施風險導向審計的關鍵行為和關鍵成果表現出一定程度的可觀察性。因此， 本文預期， 借助于研究視角、 變量刻畫和樣本選取的改進， 可以檢驗到此輪審計報告改革驅動的風險導向審計轉型行為及其改善財務信息質量（或審計質量）的內在機理與作用機制。

本文以我國A股上市公司為研究對象， 借助于財務信息質量（或審計質量）模型， 通過對審計師風險導向審計行為特征變量的刻畫， 透視審計報告改革后審計師的風險導向審計行為特征在財務信息質量（或審計質量）上的反映。研究貢獻體現在： 一是基于審計師的風險導向審計轉型視角， 透視審計報告改革改善財務信息質量（或審計質量）的內在機理； 二是通過檢驗我國審計報告改革的政策效應， 嘗試總結改革的經驗。

二、 理論分析與研究假設

（一）風險導向審計與累積效應的存在性

從現有研究的理論分析來看， 新審計報告對審計師執(zhí)業(yè)存在明顯的增責效應（Gutierrez等，2018；Reid等，2019；涂建明等，2020）。這具體體現為新審計報告準則對關鍵審計事項的披露要求會帶來以下影響： 其一， 披露形式和披露內容上的新要求會直接體現在審計報告中， 并需要面對報告的使用者， 會成為針對審計師執(zhí)業(yè)責任的民事訴訟的潛在證據， 由此使得審計師不得不慎重對待。其二， 審計師有效地免除對關鍵審計事項準確判斷和恰當披露的責任， 需要實施規(guī)范的風險導向審計， 以其勤勉、 高效的執(zhí)業(yè)識別、 認定和應對合乎準則要求的關鍵審計事項， 并在與治理層充分溝通的基礎上， 規(guī)范地披露在審計報告中（涂建明和朱淵媛，2019；涂建明等，2020）。這對審計師提出了更高的執(zhí)業(yè)要求。以上兩點有利于審計行業(yè)積極地提升資本市場的審計質量。其三， 審計師的執(zhí)業(yè)責任和壓力增加， 會通過審計溝通傳導至公司治理層和管理層， 這有助于抑制其實施激進的盈余管理， 維持較高的財務信息質量（Reid等，2019）。因此， 雖然審計報告改革的初衷是提高審計報告的信息含量和溝通價值， 但是在客觀上， 其對財務信息質量（或審計質量）的提高具有積極驅動作用。而且我國處于風險導向審計的重要轉型期， 新審計報告對于關鍵審計事項的披露要求， 預期會產生積極的審計風險管控和審計質量提升效果。因此， 現有的理論分析和實證檢驗都比較一致地支持審計報告改革會對財務信息質量（或審計質量）產生積極影響。

但是， 審計報告改革對于財務信息質量（或審計質量）的影響還存在典型的累積效應， 這是以往的研究沒有關注到的。而且基于這一角度的分析， 還有助于我們透視新審計報告影響財務信息質量（或審計質量）的內在路徑。

新審計準則要求審計師在審計報告中披露關鍵審計事項相關信息。而確定關鍵審計事項是審計師實施風險導向審計的核心工作和關鍵性成果， 也是執(zhí)業(yè)的難點（左銳等，2017）。審計師只有運用規(guī)范的風險導向審計理念、 流程和方法， 才能精準識別出那些會潛在或實質性地、 重大性地影響財務信息質量（或審計質量）的關鍵審計事項， 并通過開展有效的審計應對， 判斷這些關鍵審計事項是否會現實地影響審計意見的出具， 最后再將這些核心的執(zhí)業(yè)信息和關鍵的判斷成果， 規(guī)范地披露于審計報告的“關鍵審計事項段”中。由此， 在我國審計職業(yè)界向風險導向審計轉型的背景下， 關鍵審計事項與財務信息質量（或審計質量）之間會呈現密切的關系。

其一， 新審計報告的“關鍵審計事項段”將風險導向審計的核心過程透明化， 使其成為審計報告使用者觀察審計師的風險導向審計行為甚至是財務信息質量（或審計質量）的“窗口”。只有那些可能會潛在或實質性地、 重大性地影響當期財務信息質量（或審計質量）的審計事項， 才能被稱為關鍵審計事項。由此， 借助于規(guī)范的風險導向審計， 審計師精準地識別、 判斷、 認定和應對這些關鍵審計事項， 就可以在管控審計風險的基礎上保障審計質量（涂建明等，2020）。借由新審計報告中“關鍵審計事項段”所披露的關鍵審計事項的數量和性質、 認定理由等信息， 外界可以獲得更多的關于審計師在風險導向審計執(zhí)業(yè)下的審計質量信息。但在審計報告改革之前， 風險導向審計過程就像一個“黑箱”， 外界對其的了解僅停留在審計師的工作底稿層面。而審計報告改革造就了一個“窗口”效應， 即將審計師風險導向審計的核心過程透明化， 展現審計師在風險導向審計中的投入和努力， 并可在一定程度上展示相關的審計績效與審計質量。

其二， 通過新審計報告中的“關鍵審計事項段”， 可以窺探審計師的風險導向審計行為特征與審計質量之間的內在關系， 尤其是關鍵審計事項數量投射在審計質量上的累積效應。一方面， 鑒于關鍵審計事項就是那些可能潛在或實質性地、 重大性地影響財務信息質量（或審計質量）的風險事項， 因此關鍵審計事項與財務信息質量（或審計質量）之間具有天然的聯系。若不借助于規(guī)范的風險導向審計， 真正的關鍵審計事項則難以被充分地甄選出來并被有效地應對， 這意味著較低的財務信息質量（或審計質量）。而且在這一情形下， 人們難以觀察到關鍵審計事項與財務信息質量之間存在明確的關系（吳溪等，2019）。但是， 另一方面， 當審計師執(zhí)行了規(guī)范的風險導向審計后， 其精準識別并規(guī)范披露出來的關鍵審計事項可反映被審計單位經營管理中那些可能會影響財務報表公允表達的重要風險點（張呈等，2019）。值得關注的是， 由于每一個重要風險點均是審計師在一定的重要性水平下合乎規(guī)范地判定得出的， 其背后會涉及審計師所能容忍的、 未達到重要性標準的可操控性應計水平， 若是相關項目達到重要性標準， 則會被審計師提請調整， 否則會影響出具的審計意見類型。但是從數量上來看， 當不同關鍵審計事項的數量增加時， 即便是每一個關鍵審計事項均被審計師所核實和要求調整過， 其總體累積起來的審計師能容忍的可操控性應計水平也相對而言會更高， 而這自然對應著更低的財務信息質量（或審計質量）。由這一邏輯可得到， 在關鍵審計事項的數量與財務信息質量（或審計質量）之間存在較為明確的負相關關系， 即關鍵審計事項數量背后會基于重要性水平累積起來較高水平的可操控性應計， 并會投射形成較低的財務信息質量（或審計質量）。本文把這一自然、 重要的特定關系呈現， 稱之為風險導向審計執(zhí)業(yè)下關鍵審計事項作用在財務信息質量（或審計質量）上的累積效應。

本文的這一理論邏輯與吳溪等（2019）的研究存在較大的區(qū)別。吳溪等（2019）認為， 在規(guī)范執(zhí)行風險導向審計準則的前提下， 審計師會在審計完工時將評估的風險降到較低水平， 從而使得關鍵審計事項的披露與否與財務信息質量的高低沒有關系。根據這一邏輯， 若披露的某項關鍵審計事項與財務信息質量存在正向關系， 則可反證該審計師未實施規(guī)范的風險導向審計。然而與此不同的是， 本文認為， 累積效應的形成， 也是審計師基于重要性判斷并執(zhí)行規(guī)范的風險導向審計程序的結果， 其不僅可精準地識別出關鍵審計事項， 還規(guī)范地披露出來， 使得投資者、 債權人等審計報告的利益相關者可以觀察到， 并承擔由此帶來的監(jiān)管風險和法律風險。按照本文的邏輯， 這就意味著較多數量的關鍵審計事項下會隱含較高水平的可操控性應計， 即為累積效應的存在。其恰恰可印證： 審計報告改革后審計師執(zhí)行了較為規(guī)范的風險導向審計， 而不是相反。即便是按照風險導向審計的執(zhí)業(yè)要求， 審計師已將完工時的執(zhí)業(yè)風險降到“低水平”， 但也是以審計師“可容忍”的可操控性應計水平為限度的。因此， 當審計師識別和應對的關鍵審計事項數量較多時， 其會累積起來較高的可操控性應計水平， 也就會凸顯出被審計單位經審計后具有相對較低的財務信息質量， 并在審計師層面對應著相對較低的審計質量。而僅當審計師未規(guī)范地執(zhí)行風險導向審計， 表現為沒有精準地識別或規(guī)范地披露關鍵審計事項時（如有選擇性地不披露某些關鍵審計事項①）， 則關鍵審計事項數量與審計質量之間就難以呈現明確的關系， 也就不存在本文所稱的累積效應。基于此， 本文提出以下假設：

H1： 審計報告披露的關鍵審計事項數量信息具有反映被審計單位可操控性應計的累積效應， 即審計師識別和應對的關鍵審計事項總體數量較多時， 被審計單位的財務信息質量（或審計質量）相對較低。

（二）累積效應的差異性

從審計質量的角度來看， 存在審計師層面和審計意見層面的審計質量（或財務信息質量）差異（劉峰和周福源，2007；劉繼紅，2009；薄仙慧和吳聯生，2011）， 體現為： 與“非十大”所的審計師相比， 來自“十大”所的審計師其審計質量預期原本就會高一些， 在面對審計報告改革下的風險導向審計轉型時也會更積極和規(guī)范一些； 同時， 被出具非標審計意見的公司已經被審計師通過出具審計意見免除了一定的執(zhí)業(yè)責任， 因此， 被審計師出具標準無保留審計意見的公司， 其背后仍可能隱藏著一定的風險點， 在面對判斷和披露關鍵審計事項的新增責任時， 審計師更有動機規(guī)范地執(zhí)行風險導向審計， 并傾向于更為勤勉、 謹慎地執(zhí)業(yè)， 以免除新增的執(zhí)業(yè)責任。由此， 本文進一步細分累積效應假設， 提出以下兩個假設：

H2a： 風險導向審計下財務信息質量（或審計質量）的累積效應存在審計師層面的差異。

H2b： 風險導向審計下財務信息質量（或審計質量）的累積效應存在審計意見層面的差異。

三、 研究設計

（一）樣本選取和數據來源

我國財政部要求A+H股上市公司自2017年1月1日、 其他A股上市公司自2018年1月1日開始執(zhí)行新審計報告準則。因此， 就絕大部分A股上市公司來看， 其2017年度及之后各年度的年報審計和審計報告， 會受到新審計準則的影響?；诖?， 本文選取2017 ～ 2020年滬深A股上市公司作為研究樣本， 并做了如下篩選： （1）剔除A+H股上市公司； （2）剔除ST類公司； （3）剔除金融類公司； （4）剔除數據缺失公司和未披露關鍵審計事項的公司?；A數據均來自CSMAR數據庫。后續(xù)回歸對所有連續(xù)變量進行了縮尾處理。

（二）變量定義與模型構建

為驗證關鍵審計事項與財務信息質量（或審計質量）之間的關系， 即是否存在累積效應， 以判斷審計師是否實施了較為規(guī)范的風險導向審計， 參考同類文獻（楊明增等，2018；李延喜等，2019；Reid等，2019）， 本文首先構建模型（1）以檢驗H1支持的累積效應。

DAde=ɑ0+ɑ1KAM+ɑ2BIG10+ɑ3OP+ɑ4SIZE+ɑ5LEV+ɑ6MB+ɑ7DUAL+ɑ8TOP1+ɑ9SEP+ɑ10DIR+

ɑ11TOPMS+ɑ12INST+∑IND+∑YEAR+?? （1）

模型（1）中被解釋變量DAde為財務信息質量（或審計質量）指標。本文依據修正的Jones模型（Dechow等，1995）， 分年度分行業(yè)估計得到可操控性應計值， 對其取絕對值后， 得到DAde這一財務信息質量（或審計質量）的替代變量。解釋變量為關鍵審計事項數量（KAM）， 代理審計師需要識別和應對的關鍵審計事項數量這一風險導向審計的執(zhí)業(yè)特征。依據模型（1）的回歸結果， 若變量KAM的系數ɑ1顯著為正， 則說明關鍵審計事項越多， 審計師在一定的重要性水平下能容忍的累積可操控性應計水平就越高， 這會導致公司的財務信息質量（或審計質量）維持在相對較低的水平。根據前文的理論分析， 即可捕捉到關鍵審計事項數量對財務信息質量（或審計質量）的累積效應， 由此可驗證審計師是否在總體上實施了比較規(guī)范的風險導向審計。

本文還設計了模型（2）， 其中的交互項KAM×BIG10和KAM×OP分別用于檢驗H2a、 H2b。當交互項的回歸系數ɑ4顯著時， 表明在審計師和審計意見層面， 關鍵審計事項數量對財務信息質量（或審計質量）的累積效應均存在顯著差異， 而這支持H2a、 H2b的成立。此外， 本文選取了同類文獻中典型的控制變量。

DAde=ɑ0+ɑ1KAM+ɑ2BIG10+ɑ3OP+ɑ4KAM×BIG10（KAM×OP）+ɑ5SIZE+ɑ6LEV+ɑ7MB+ɑ8DUAL+ɑ9TOP1+ɑ10SEP+ɑ11DIR+ɑ12TOPMS+ɑ13INST+∑IND+∑YEAR+?? （2）

模型中變量的具體說明， 參見表1。

四、 實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了2017 ～ 2020年樣本公司各變量的描述性統(tǒng)計結果。

其中， 財務信息質量（或審計質量）（DAde）的均值為0.061。從標準差以及取值跨度來看， 樣本公司間的財務信息質量（或審計質量）差距較大。關鍵審計事項數量（KAM）最小值為1， 最大值為6， 均值為2.052， 中位數為2， 而且樣本中80%以上公司的關鍵審計事項數量小于等于2。值得注意的是， 每識別和認定一個關鍵審計事項， 就需要審計師多付出一份努力， 并需采用相應的審計應對措施以及承擔相應的披露責任和審計風險。而且關鍵審計事項越多， 其背后所累積起來的可操控性應計水平可能就越高， 這會相應地拉低財務信息質量（或審計質量）。但從關鍵審計事項數量（KAM）的中位數為2來看， 對審計師而言， 我國上市公司的審計質量總體可控。其他控制變量的特征與現有文獻基本保持一致。此外， 相關性分析結果表明， DAde和KAM在1%的顯著性水平上呈正相關關系， 這初步吻合H1的預期。模型中其他變量之間的相關系數與現有文獻大體一致。

（二）多元回歸分析

表3報告了總體累積效應和差異化累積效應的檢驗結果。其中， 表3中第（4）列報告了審計報告改革前兩年后四年（2015 ～ 2020年）時間窗口下， 改革對財務信息質量（或審計質量）的總體影響結果。

改革窗口虛擬變量（POST）的回歸系數在1%的水平上顯著為負， 這表明我國2018年全面實施的審計報告改革在總體上驅動了財務信息質量（或審計質量）的提高。這一結果和現有文獻（楊明增等，2018；鄢翔等，2018；李延喜等，2019）的觀點是吻合的。

在改革帶來財務信息質量（或審計質量）整體提升的基礎上， 本文嘗試進一步挖掘審計報告改革影響財務信息質量（或審計質量）的內在作用機理。通過刻畫風險導向審計的關鍵特征變量 —— 關鍵審計事項數量（KAM）， 以驗證在審計報告改革驅動的風險導向審計轉型下審計師的風險導向審計執(zhí)業(yè)行為特征與財務信息質量（或審計質量）之間的關系， 即前文提出的關鍵審計事項數量對財務信息質量（或審計質量）的累積效應。按照前文的分析， 累積效應可總體上反映審計師會為履行關鍵審計事項的披露責任而實施更為規(guī)范的風險導向審計， 并合規(guī)地披露出來。由表3中第（1）列模型（1）的回歸結果可知， 在改革之后的四年（2017 ～ 2020年）里， 變量KAM對DAde的回歸系數顯著為正。這一結果表明， 總體上關鍵審計事項數量與財務信息質量（或審計質量）之間存在顯著的相關性。即在改革窗口下， 審計師需執(zhí)行較為規(guī)范的風險導向審計規(guī)則， 從累積的角度來看， 其面對的關鍵審計事項越多， 則需容忍的可操控性應計水平越高， 由此自然地對應越低的財務信息質量（或審計質量）。本文認為， 這正是風險導向審計的累積效應， 表3中第（1）列的回歸結果支持累積效應的存在。

表3中第（2）、 （3）列為模型（2）的回歸結果， 其分別納入交互項KAM×BIG10、 KAM×OP， 以檢驗累積效應是否存在審計師、 審計意見層面的顯著差異。首先， 從第（2）列的結果來看， 變量KAM的系數顯著為正， 而交互項KAM×BIG10的系數并不顯著， 同時， 變量KAM和交互項KAM×BIG10的聯合檢驗顯著為正（KAM與KAM×BIG10的系數和為0.004）， 這表明無論是由“十大”所審計的公司（占比59.2%）還是由非“十大”所審計的公司（占比40.8%）， 均存在顯著的累積效應， 二者之間并無顯著差異。表4的分組檢驗結果同樣如此。其次， 由第（3）列的結果可見， 變量KAM對DAde的回歸系數（0.005）顯著為正， 表明占絕大多數（97.2%）的標準無保留審計意見公司存在顯著的累積效應。而交互項KAM×OP的系數（-0.012）顯著為負， 且變量KAM和交互項KAM×OP的聯合檢驗顯著為負（KAM與KAM×OP的系數和為-0.007）。這一結果表明非標審計意見公司（占比為2.8%）不存在類似于標準無保留審計意見公司（占比為97.2%）那樣的累積效應， 表4的分組檢驗結果同樣支持這一差異性結果。如前文所述， 非標意見已在一定程度上免除審計師的風險， 但出具標準無保留審計意見的審計師則不然， 其需要在執(zhí)業(yè)中保持更高的謹慎性。

因此， 綜合以上檢驗結果， 可發(fā)現H1和H2b均得到經驗數據的支持。本文不僅發(fā)現關鍵審計事項與財務信息質量（或審計質量）之間存在累積效應， 而且發(fā)現累積效應存在審計意見層面的顯著差異。尤其是標準無保留審計意見公司（占比為97.2%）具有典型的累積效應， 這表明絕大多數審計師實施了較為規(guī)范的風險導向審計。這一結論與表3中第（4）列回歸結果支持的審計報告改革總體上提升了上市公司審計質量的結論是高度吻合的。

五、 累積效應的機制性檢驗

在前述的累積效應檢驗中， 本文發(fā)現公司盈利能力變量ROA納入模型后會對回歸結果產生一定的影響。具體表現為， 在將公司盈利能力變量ROA納入模型（1）和模型（2）后， 累積效應便不再顯現， 如表5中第（1）列結果所示。這表明， 累積效應對盈利能力變量ROA非常敏感。這一現象值得做進一步的機制性檢驗， 這也是現有研究沒有發(fā)掘的角度和內容。根據相關機制檢驗的文獻（溫忠麟等，2005）， 本文考慮了盈利能力影響累積效應的兩種機制： 其一是調節(jié)效應， 即公司盈利能力在關鍵審計事項數量與財務信息質量（或審計質量）的關系中起到調節(jié)作用； 其二是中介效應， 即公司盈利能力在累積效應中扮演中介角色， 包括起到可能的部分中介作用或完全中介作用。

根據表5中報告的納入交互項KAM×ROA以及KAM×DROA（刻畫是否盈利的啞變量）的回歸結果， 二者的回歸系數均顯著為負， 可以看出公司盈利能力對KAM與DAde的關系具有顯著的調節(jié)作用。這表明， 從累積效應來看， 較低的公司盈利能力會顯著強化關鍵審計事項投射到財務信息質量（或審計質量）上的累積效應， 較高的公司盈利能力則起到弱化作用。

同時， 本文還采用了溫忠麟等（2005）的三步驟方法檢驗可能的中介效應， 表6報告了檢驗結果。在KAM與DAde的關系中， 公司盈利能力ROA起到完全中介作用。這表明， 由KAM與DAde之間的正相關關系所顯示的關鍵審計事項數量對財務信息質量（或審計質量）的累積效應中， 企業(yè)盈利能力起到了完全中介作用。KAM與ROA的相關系數其實并不大， 但是在KAM與DAde的關系中， ROA卻起到完全中介作用。本文推測， 在審計師的風險導向審計執(zhí)業(yè)中， 識別和認定關鍵審計事項時公司盈利能力是重要的考量， 而每個關鍵審計事項都可能與收入或費用類項目相關聯， 這支持ROA在KAM與DAde關系中的中介作用。

根據溫忠麟等（2005）的研究， 變量的調節(jié)效應和中介效應可以同時存在。而從關鍵審計事項的內容來看， 其多為與盈利有關聯的收入、 費用類事項， 且盈利相關事項與審計師風險導向審計中關鍵風險的識別、 認定和應對關系密切。因此， 本文認為， 在KAM與DAde的相關關系中， 同時存在公司盈利能力（如ROA）所產生的調節(jié)效應和中介效應， 這合乎審計的專業(yè)情境。此外， 本文分組檢驗了ROA的完全中介作用， 其結果支持在“十大”組、 非“十大”組以及標準無保留審計意見組中ROA均存在典型的完全中介作用， 但非標審計意見組則不存在典型的中介效應。

六、 穩(wěn)健性檢驗

（一）采用被解釋變量的其他替代變量

本文使用國泰安CSMAR數據庫根據Basu（1997）的盈余—股票報酬計量法得到的Beta系數來衡量會計穩(wěn)健性， 其值越大， 企業(yè)的會計穩(wěn)健性就越強。以Beta系數替代被解釋變量DAde重新進行累積效應的回歸， 結果如表7所示。由表7的回歸結果可見， 更多的關鍵審計事項數量會投射到上市公司相對更低的會計穩(wěn)健性上， 這支持累積效應的存在。這一測試較好地佐證了前述主回歸結果， 支持H1。但也可以看出， 該結果并不支持H2a和H2b。

（二）利用替代的解釋變量緩解內生性問題

為了解決關鍵審計事項數量（KAM）可能由回歸模型中的其他變量決定這一內生性問題， 將模型（1）中的其他解釋變量對關鍵審計事項數量（KAM）進行回歸， 得到回歸的殘差項eKAM， 再以eKAM作為KAM的替代性變量。eKAM不再與其他解釋變量相關， 由此關鍵審計事項數量變量得到凈化， 然后將其代入模型（1）和模型（2）進行回歸， 結果如表8所示。表8的回歸結果與前述主回歸結果保持一致， 穩(wěn)健地支持H1和H2b的預期。

（三）區(qū)分審計師變更與不變更樣本的檢驗

考慮到審計師變更可能導致關鍵審計事項識別和認定的差異， 本文進一步按照審計師是否變更再對主回歸模型進行分組回歸， 結果如表9所示。其中， 審計師非變更樣本的回歸結果與主回歸結果一致， 支持H1和H2b ， 即驗證了累積效應的存在性以及在審計意見層面的差異性。而審計師變更樣本未得到一致的結果， 這說明審計師變更存在現實影響。

（四）區(qū)分減值類關鍵審計事項的檢驗

借鑒吳溪等（2019）的研究， 考慮到減值情況與財務信息質量（或審計質量）的關系， 本文進一步將樣本區(qū)分為有無減值類的關鍵審計事項再展開檢驗， 回歸結果如表10所示。表10中（1）、 （2）列報告了按照有無減值類關鍵審計事項進行分組后的回歸結果， 第（1）列中KAM的系數雖為正， 但不顯著， 而第（2）列中KAM的系數為正且在1%的水平上顯著， 這表明相對于無減值類的關鍵審計事項， 有減值類關鍵審計事項的累積效應更為明顯。進一步地， 本文還區(qū)分減值類的關鍵審計事項的數量僅為1項的子樣本和多于1項的子樣本， 再做檢驗。第（4）列結果顯示， 對于減值類關鍵審計事項數量大于1的樣本組， KAM的系數為正且在1%的水平上顯著， 表明減值類關鍵審計事項數量越多， 累積效應越明顯。這表明， 有更多的減值類關鍵審計事項時公司的可操控應計自然就偏高。這顯示審計師實施了規(guī)范的風險導向審計， 尤其是確認并披露了多項關鍵審計事項。這未必表明公司的財務信息質量（或審計質量）真的就差， 而是累積效應所致。從這一點來看， 本文所發(fā)現的累積效應與吳溪等（2019）分析的審計師通過確認減值類關鍵審計事項而實現高質量的財務信息質量， 并不矛盾。

（五）多年度窗口的檢驗

多年度窗口的回歸結果如表11所示。第（1） ～ （4）列報告了四年分年度的回歸結果， 第（5）、 （6）列報告了其中連續(xù)年度（2018 ～ 2019年與2018 ～ 2020年）的回歸結果。除第（1）列2017年樣本的回歸結果不顯著外， 其他年度樣本的回歸結果均與前文的主回歸結果保持一致。2017年回歸結果不顯著， 表明累積效應可能存在審計報告改革政策實施的些許滯后性。

七、 結論與啟示

（一）結論

依托我國的資本市場和滬深A股上市公司數據， 本文分析并檢驗了審計報告改革影響財務信息質量（或審計質量）的內在作用機理。主要結論可概括為：

其一， 實施審計報告改革后， 審計師所確認和應對的關鍵審計事項數量會對財務信息質量（或審計質量）形成顯著的累積效應， 即較多的關鍵審計事項會顯著地對應相對較低的財務信息質量（或審計質量）。在審計報告改革總體上提升審計質量的基礎上， 累積效應的存在構成審計報告改革提升財務信息質量（或審計質量）的內在機理。這一效應反映出總體上審計師執(zhí)行了較為規(guī)范的風險導向審計。

其二， 關鍵審計事項數量對財務信息質量（或審計質量）的累積效應， 存在審計意見層面的顯著差異。其中， 標準無保留審計意見上市公司（占比為97.2%）的累積效應更為典型， 而非標審計意見上市公司不存在典型的累積效應。這一結果支持審計師在審計報告改革后實施了更為規(guī)范的風險導向審計。雖然存在比較廣泛的累積效應， 但是值得注意的是， 由于總體上我國上市公司的關鍵審計事項數量中位數為2， 關鍵審計事項數量大于2的公司僅占15%左右， 由此可以表明， 我國資本市場的財務信息質量（或審計質量）總體上可控， 而更為廣泛和規(guī)范的風險導向審計執(zhí)業(yè)， 可實質性地改善資本市場整體的財務信息質量。

其三， 公司盈利能力在關鍵審計事項數量對財務信息質量（或審計質量）的累積效應中， 兼具調節(jié)效應和完全中介效應。機制性檢驗結果表明， 在關鍵審計事項數量與財務信息質量（或審計質量）的關系中， 不僅公司盈利能力會起到一定的調節(jié)作用， 還存在關鍵審計事項數量通過公司盈利能力作用于財務信息質量（或審計質量）的完全中介效應。這說明風險導向審計下關鍵審計事項、 公司盈利能力和財務信息質量（或審計質量）之間存在較為復雜的關系。

（二）啟示

總的來說， 本文的結論支持以下觀點： 我國的審計報告改革提升了上市公司財務信息質量（或審計質量）， 這主要得益于執(zhí)業(yè)審計師總體上實施了較為規(guī)范的風險導向審計。由此， 可獲得如下啟示：

一方面， 與國外的研究（Gutierrez等，2018；Bédard等，2019）不同， 我國的經驗證據支持審計報告改革具有明顯改善財務信息質量（或審計質量）的政策效應。這不僅反映出我國資本市場的財務信息質量（或審計質量）可提升空間較大， 而且審計職業(yè)界亦處于風險導向審計的重要轉型期， 由審計報告改革驅動了審計師更大范圍、 更深入地向風險導向審計轉型， 由此審計師更為規(guī)范地實施風險導向審計以履行關鍵審計事項的披露責任， 這在總體上改善了資本市場的財務信息質量（或審計質量）。不同的是， 在英國等較為成熟的市場， 其審計職業(yè)界較早地實現了風險導向審計轉型， 因此其審計報告改革對財務信息質量（或審計質量）的影響并不明顯。但是， 其是否也存在關鍵審計事項對財務信息質量（或審計質量）的累積效應， 仍然有待檢驗。而我國審計報告改革的市場經驗， 可為其他新興經濟體開展審計報告改革與評價提供借鑒。

另一方面， 鑒于新審計報告中“關鍵審計事項段”的重要性， 監(jiān)管部門應當密切關注上市公司審計報告中披露關鍵審計事項的規(guī)范性， 加強對審計師履行關鍵審計事項披露責任的監(jiān)控和評估， 防范新審計報告在溝通關鍵審計事項信息上的形式化和模板化。在此基礎上， 鑒于累積效應的存在， 監(jiān)管部門應重點關注關鍵審計事項披露異常的上市公司及其審計師， 監(jiān)控相關公司的財務信息質量（或審計質量）。同時， 還應積極引導投資者對審計報告中關鍵審計事項信息給予關注， 這既可以促進投資者充分發(fā)掘關鍵審計事項的信息含量和溝通價值， 又可引入投資者對關鍵審計事項信息進行關注和監(jiān)督， 以督促審計師更好地履行相關的披露責任并維持較高的財務信息質量（或審計質量）。

【 注 釋 】

① 審計師由于未識別出某一關鍵審計事項，或者雖披露了某一關鍵審計事項卻沒有有效地應對，由此產生審計失敗的后果，其均需要承擔在新審計報告規(guī)則下未有效履職的法律責任。權衡利害之下，審計師大概率會避重就輕，選擇不披露其需要隱藏的已識別出的關鍵審計事項，這就較難找到關鍵審計事項與財務信息質量（或審計質量）之間的關系。

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（責任編輯·校對： 許春玲? 李小艷）

【基金項目】教育部人文社會科學研究規(guī)劃基金項目“中國市場情境下整合審計發(fā)展的動因、特征及其經濟后果研究”（項目編號：18YJA790073）

【作者單位】東南大學經濟管理學院， 南京 211189