中期自愿审计、支付策略与年度盈余质量

李文颖，张雪妍， 陈宋生

1 北京理工大学 管理与经济学院，北京 100081 2 上海立信会计金融学院 会计学院，上海 201620

引言

审计需求理论认为，与非鉴证性信息披露相比，由审计这一鉴证行为产出的信息质量、结构、传播途径等对资本市场的有效发展更具功能性，表现为企业通过信息披露向外部利益相关者传递鉴证后信息,资本市场参与者据此信息和个人判断做出高效投资决策[1]。与西方中期年报以审阅方式为主不同，中国的中期报告多是审计鉴证方式，且自愿审计的上市企业占中期审计总数的88%，强制中期审计的占比较少。作为具有监督管理层职能的治理层(包括股东会或股东大会、董事会及董事会下设机构)主动提供中期报告信息鉴证的行为，研究这一机制的动因和经济效应有助于改善具备这一独特特征的中国资本市场投资决策，提高当下资本配置效率。目前国内外学者集中于剖析其动机、市场反应和会计信息质量的研究，但对中期自愿审计是否能提高会计信息质量仍存诸多争议，除样本区间不同、短期效应波动性较大外，可能忽略了一个事实，即中期报告审计与年报审计两项业务多由同一家事务所承接，本研究样本中占比高达93.02%(统计得到)。这使一个完整的会计年度内审计师独立性受损风险加大与干中学质量提升效应并存，企业年度内对中期和年度审计的复杂动机、价值需求分配和支付策略未知，中期自愿审计由此引起的会计信息质量效应机理不清。因此，中期审计的经济后果只有以一个完整的会计期间为研究窗口，考察不同情形下管理层的动机取向，中期审计的短期和长期效应才能得以充分显现和厘清；同时，上市公司季度财务报表鲜有自愿审计，这提供了清洁的实验环境考察中期审计的年度效应。本研究尝试通过剖析一个完整会计期间内管理层盈余操控动机，考察中期自愿审计的年度效应以及审计支付策略的调节作用，希望能够解释已有关于盈余信息质量的结论为何存在差异性。

1 相关研究评述

自愿性质的中期审计为中国特殊的中报信息鉴证，这一领域的研究成果多出自中国学者。已有研究主要对中期自愿审计的披露动机、盈余管理、市场反应三方面进行相关探讨。

中期自愿审计领域的初期研究集中于探讨中期财务报告自愿审计决定因素，主要考察公司治理和财务状况两个层面。有学者发现企业的财务状况和成长性对企业的中期自愿审计有一定影响[2-3]，基于审计需求动因理论而构建的模型表明，规模较大、盈利较好的企业倾向于进行中期审计[4-6]；债务方面，债务代理成本越高的企业越愿意进行中期审计[7]等。

后期，有学者开始关注除财务状况外的公司治理因素，发现股东结构、股权性质、董事会特征对企业中期自愿审计动机有显著影响，表明企业中期自愿审计的需求动机主要由治理层推动[8]。张天舒等[9]提供了公司治理结构对中期自愿审计决策的经验证据，如股权制衡类企业不愿进行中期审计，第一大股东持股比例处于较高水平时，基于与管理层的代理问题和信息不对称问题，进行中期自愿审计的动机会增强。

中期自愿审计的经济后果研究主要集中于其市场反应[10-11]、对盈余质量的影响两大视角。当下中国上市企业中期自愿审计后财务报告的及时性获得了一致性验证[12-14]，而中期自愿审计对会计信息质量的影响尚未得出一致结论。其中，积极结论认为中期自愿审计能够提高企业财务报表可靠性并降低相关财务风险[14]，提高会计信息质量。杜兴强[15]进一步发现中期自愿审计显著降低上市企业管理层与股东之间的代理成本，起到信息价值和公司治理作用。消极结论则持相反观点，考虑到“审计合谋”的可能性，中期自愿审计企业的会计信息质量低于未审计企业[7]，陈欣等[16]采用2001 年至2005 年的数据、吴水澎等[17]采用2006 年至2007 年的数据均未观测到中期自愿审计对中期盈余质量有提升作用。

总的来说，已有研究的结论差异性除样本选择区间迥异和自选择偏差因素外，还可能由于忽视了中期自愿审计的年度闭合效应。现实商业活动中，不同企业在各个时间节点上的审计质量需求具有一定差异性。从纯理性经济人视角分析，这种差异性最终反映在其一个会计年度内审计费用分配的经济性决策上。剔除中国证监会或证券交易所另有规定的增发、配股、分红等需要强制季度审计的情况后，据证券交易所官方网站发布的定期报告全文搜索统计，中国上市企业的季度财务报表鲜有自愿性审计，这一清洁实验环境意味着对中国上市企业年度内审计质量需求的探讨可直接集中于中期和年度的审计效应检验。而中期审计费用的可获得性，有利于本研究捕捉企业对同一家事务所不同的中期、年度审计支付策略的经济后果。

本研究依据管理学激励理论和披露模型，通过考察管理层在治理层中期自愿审计情形下其长短期需求和动机，分析中期自愿审计的年度效应，即中期自愿审计对年度盈余质量的影响机理，同时探究企业的审计支付策略对这一影响的调节效应。

2 研究假设

2.1 中期自愿审计的年度效应分析

基本假设：①中国资本市场基本有效[18]；②投资者作为一个群体，风险中立，忽略异质性；③管理层为理性经济人，其信息披露和盈余操控动机受环境影响[19]，为适应性学习者。

假设i上市企业的管理层在T期披露的盈余信息为YT,YT∈[θL,θH]，θL为实际盈余的最低值，θH为实际盈余的最高值，披露的盈余信息包括T期实际盈余和盈余操控，记为

YT=θT+γT=θT+(xT-xT-1)

(1)

其中，θT为T期实际盈余；γT为T期盈余操控；xT为T期末管理层累计盈余操控，管理层累计盈余操控值越大，盈余质量越低；T期以年为时间单位。

(2)

委托代理理论认为，管理层受股东委托，代替股东管理企业日常活动，以实现股东财富最大化的目的；另外，股东与管理层签订薪酬契约，旨在调和管理层基于薪酬激励自身效用最大化目标与股东财富最大化目标之间的矛盾。 管理层通过向外部资本市场发布盈余信息管理投资者预期，通过市场价格机制实现基于股份的薪酬激励最大化，所以管理层效用函数可表示为其基于一系列股票市场价格与时间偏好的预期值，即[20]

(3)

其中，β为管理层的时间偏好程度，pT+N为(T+N) 期i上市企业的股票价格，N为期数。

(4)

H1a中期自愿审计与年度盈余质量负相关。

H1b中期自愿审计通过改变管理层操控动机，有助于提高年度盈余质量。

2.2 审计支付策略的调节效应分析

根据以上分析，管理层对治理层的中期自愿审计有不同的动机反馈，进而影响中期自愿审计的年度效应；而治理层的中期自愿审计需求差异同样会映射并影响中期自愿审计的年度效应，这一需求差异将反映到最终的审计服务支付决策上。利用经济学原理剖析企业会计盈余质量需求变动，考察企业审计支付策略对中期自愿审计年度效应的调节作用。基本假设有：①审计方单位费用的成本相同，企业购买审计服务的预算线不同，审计价格不同；②上市企业的审计服务市场是充分竞争的买方市场，主要由买方市场决定[24-26]。

(5)

(a)(不合谋，预算增加)(b)(不合谋，预算不变)(c)(合谋，预算增加)图1 企业会计信息需求与审计支付策略分析Figure 1 Firm′s Demand of Accounting Information and Its Auditing Payment Strategy Analysis

企业对审计服务的无差异曲线U服从良好性状凸态描述，具有常数替代弹性特征，即企业的效用偏好近似为柯布-道格拉斯偏好，不同效用水平下企业的无差异曲线U不变。不同的总预算线I与企业无差异曲线簇U相交于不同点，企业的最优决策点即为无差异曲线U与总预算线I的切点(Mid*,Ann*)。企业对审计服务的效用偏好取决于其对中期审计和年度审计的功能价值判断。由于本研究考察中期自愿审计费用连续变化带来的调节效应，总预算线I可认为是企业对中期自愿审计盈余质量的需求概率不为0 的预算线，这样便于观察企业对中期自愿审计盈余质量的需求概率的单位变化带来的最优决策点变化。因为合谋带来一定的信息寻租，表现在审计费用预算的增加上，所以将企业行为策略划分为3 种情形：①(不合谋,预算增加)，②(不合谋,预算不变)，③(合谋,预算增加)。下面分别考察各情形下企业实际预算线I′对中期审计和年度审计的盈余质量需求。

(1) (不合谋,预算增加)情形

由于企业并未以中期自愿审计形式与事务所合谋，故进行中期自愿审计的企业实际预算线I′中不包含寻租价，即为纯盈余质量需求预算线。当企业中期自愿审计需求概率增加引起总预算增加时，实际的审计服务支出预算线I′大于I。为便于直观显示，考察中期自愿审计年度效应的一个特殊情况，即将年度审计盈余质量需求固定，I′ 预算增加的部分仅来自对中期自愿审计需求概率增加的支付，见图1(a)，此时最优决策点的变化即来自中期自愿审计的效应。变化后的盈余质量需求预算线I′与无差异曲线U′交点为新的最优决策点(Mid*′,Ann*′)。与原决策点(Mid*,Ann*)相比，新的最优决策点的盈余质量需求概率均有所增大，此时企业对年度审计和中期自愿审计的质量需求概率均增加。企业为审计服务的购买方，对中期和年度的盈余质量需求概率增加，意味着企业更愿意支付金额购买相应质量的审计服务。预算增加，对中期和年度的盈余质量需求概率均增加，盈余质量也增加，即中期自愿审计效应能带来中期和年度的会计盈余质量的提升。

(2) (不合谋,预算不变)情形

(3) (合谋,预算增加)情形

H2企业审计支付策略与年度盈余质量显著相关。

3 实验设计

3.1 模型设计

(1) 中期自愿审计的年度效应检验

OLS 回归模型假定样本选择具有随机性，而中期自愿审计是企业主动进行的信息鉴证行为，在检验中期自愿审计对盈余质量影响时易发生样本选择偏差，即盈余质量的提高可能不是中期自愿审计的结果，而是因为本身高质量的企业更易选择中期自愿审计。因此，采用Heckman 二阶段模型[28]规避样本选择偏差带来的内生性问题。第1 阶段为自选择回归模型，选取可能影响中期自愿审计的因素作为控制变量，中期自愿审计为因变量，自愿进行中期审计该变量取值为1，否则取值为0。控制变量包括：①企业财务特征方面的变量有资产规模、负债能力、盈利能力和营运能力[4,16]；②公司治理方面的变量有第一大股东持股比例、股东制衡水平、独立董事比例和董事会规模[9,29]；③年度固定效应和行业固定效应。第1 阶段的自选择回归模型为

(6)

第2 阶段以可操控性应计利润为因变量构建模型，回归模型为H1的检验模型，即

φ5Lsii,T+φ6Agei,T+φ7Big4i,T+φ8Dsi,T+

φ9CK&BLi,T+φλLam+∑γTYeai,T+

∑δTIndi,T+μi,T

(7)

其中，Lam为第1阶段回归所得逆米尔比率，φ0为常数项，φ1～φ9为各变量回归系数，φλ为逆米尔比率的回归系数，γT为年度的回归系数，δT为行业的回归系数，μi,T为回归残差。参照已有研究[15-16,30]，与第1阶段模型相比，第2阶段模型中增加了影响管理层盈余操控动机的控制变量，包括Roa、Lsi、Age和Big4，变量定义见表1。

(7)式中，Da为因变量，Da越大，说明管理层进行盈余操控的值越大，盈余质量就越差。Vma为自变量，φ1显著为正，表明H1a得到验证，φ1显著为负，表明H1b得到验证。加入Lam，若φλ显著，说明存在样本自选择偏差。

(2)支付策略调节模型

先确定中期自愿审计企业的预算模式，再构建审计支付策略的调节效应模型。参考LOBO et al.[31]的研究，为规避控制变量不同带来的结果差异，预算模式界定模型中包括影响盈余质量的控制变量，包括反映基本财务特征的Siz、Lev、Roa和Lsi，以及影响审计风险进而影响审计定价的因素，即表征商业风险的应收账款周转率和上一年度非标准审计意见。预算模式界定模型为

表1 变量定义和说明Table 1 Variables Definition and Description

Φ4Roai,T+Φ5Lsii,T+Φ6Reci,T+Φ7Maoi,T+

∑ΘTYeai,T+∑ΠTIndi,T+τi,T

(8)

其中，Φ0为常数项，Φ1～Φ7为各变量回归系数，ΘT为年度的回归系数，ΠT为行业的回归系数，τi,T为回归残差。运用年度内总审计费用支出Lnfee代理因变量预算线，自变量为Vma，其系数若显著为正说明中期自愿审计下企业预算线是可变模式，若不显著则说明企业年度内预算线并未因中期自愿审计业务的增加而发生变化。

审计支付策略的调节效应模型与(7) 式一致，因变量为Da，自变量为审计支付策略，分别用Sem_Yeafee和Sem_totfee表征，变量定义见表1。Sem_Yeafee或Sem_totfee数值越小，表明对年度审计费用的重视程度越高，观察φ1的符号和显著性大小，以验证H2。具体回归模型为

φ3Levi,T+φ4Roai,T+φ5Lsii,T+φ6Agei,T+

φ7Big4i,T+φ8Dsi,T+φ9CK&BLi,T+φλLam+

∑γTYeai,T+∑δTIndi,T+μi,T

(9)

此外，除全样本测试外，本研究还按1:1 进行样本匹配，采用PSM 匹配和行业规模匹配方法，规避样本选择偏差引起的内生性问题。

3.2 变量计算

选取年末可操控性应计利润作为盈余操控程度的测量指标，通过修正的截面琼斯模型[32]计算得到，即

(10)

其中，Ta为净利润与经营现金流的差值，Ai,T-1为i上市企业在(T-1) 期末的总资产，ΔRevi,T为营业收入的变化，ΔReci,T为应收账款的变化，Ppei,T为固定资产原值，a1～a3为各变量回归系数，κi,T为回归残差。

Tai,T=Nii,T-Cfoi,T

(11)

其中，Nii,T为i上市企业在T期末的净利润，Cfoi,T为i上市企业在T期末的经营现金流净值。

将(11) 式代入(10) 式，进行分行业、分年度OLS 回归，得到回归残差κi,T，即为总应计利润中的可操控性部分，即Da。

3.3 数据处理和样本来源

本研究样本区间为2001年至2012年。2001年国内外一系列审计失败案例爆发后，新的《企业会计制度》、中期财务报告规范和审计规则开始制定实施，自2001年起上市公司信息披露要求逐渐规范化。2012 年起中国要求对内部控制报告进行审计，上市公司中期和年度财务报告审计、内部控制审计等业务多选聘同一家事务所。有研究表明内部控制审计对财务报告审计费用产生显著影响[33-34]，这在某种程度上影响中期财务报告自愿审计的动机讨论。故为规避其他报告审计对中期财务报告审计的干扰，本研究样本截止到2012 年。

财务指标数据来自国泰安数据库，中期自愿审计样本通过手工收集整理国泰安数据库和Wind 数据库以及沪深交易所官网、各大财经类媒体网站等信息，剔除ST 企业和PT 企业、强制中期审计及各变量的缺失值后，最终得到2001年至2012年所有A股上市企业的14 119 个样本，包括中期自愿审计样本1 031 个(Vma=1) 和无中期自愿审计样本13 088 个(Vma=0)。各连续变量均进行双向1% 缩尾处理，以消除异端值干扰。

4 实证分析

4.1 描述性统计

在中期自愿审计子样本中，审计支付策略1的均值为0.025，审计支付策略2的均值为0.014，这与CHEN et al.[14]的研究结果一致。限于篇幅未予列示子样本的其他变量描述性统计结果。表2 给出全样本下变量的描述性统计结果。面板1中，90.688% 的中期自愿审计样本持续年数为1年～3年。面板2中，中期自愿审计的均值为0.073，审计支付策略1的均值为0.018，审计支付策略2的均值为0.010。面板3中，上半部分为自选择模型(6) 式的控制变量，财务基本特征的描述性统计结果无较大变化，与主假设模型相当；下半部分为主假设模型控制变量，资产规模平均为21.508，资产负债率均值达0.481，Roe均值为0.035，与已有研究的结果基本一致[15]。

未列示Pearson 相关性检验结果，但检验结果表明，Vma与Da的相关系数为 -0.030，在1% 水平上显著；Vma与Lnfee的相关系数为0.016，在5% 水平上显著。中期自愿审计与盈余操控程度负相关，H1b得到初步验证，即中期自愿审计与年度盈余质量正相关。同时，相关性检验表明，中期自愿审计与年度总审计费用显著正相关，企业预算线总额根据中期自愿审计与否有所变化。Sem_Yeafee和Sem_totfee与Da正相关，在5% 水平上显著。其他变量间相关系数均小于0.500，说明本研究选取的变量之间的共线性问题不严重，回归模型(6) 式～(9) 式的设计具有合理性。

4.2 回归结果分析

(1) 中期自愿审计与年度盈余质量分析

考虑到中期自愿审计的内生性问题，对H1进行2SLS 回归并使用稳健标准误，表4 左半部分给出第1 阶段自选择模型的检验结果，右半部分给出对H1的检验结果。全样本下的第1 阶段回归结果表明，中期自愿审计的企业规模小于无中期自愿审计企业，盈利能力强的企业更容易进行中期自愿审计，Cur和Rec与Vma呈显著负相关，表明资产流动性越好的企业进行中期自愿审计的动机越弱。另外，中期自愿审计显著受公司治理因素的影响，如股权制衡能力2 062 个，下同。

表2 描述性统计结果Table 2 Results for Descriptive Statistics

表3 样本分类t 检验结果Table 3 Results for t-tests in Different Sample Groups

注：***为在1% 水平上显著，**为在5% 水平上显著，*为在10% 水平上显著，下同。

表4 中期自愿审计与年度盈余质量回归分析结果Table 4 Regression Analysis Results for Voluntary Interim Auditing and Annual Earnings Quality

注：中期自愿审计样本与无中期自愿样本按照1:1的比例进行配对后，PSM匹配组和行业规模匹配组的样本数为

越大、第一大股东持股比例越高，企业进行中期自愿审计的动机越强。独董比例与中期自愿审计呈显著负相关，表明独董规模带来的治理效率提高可在一定程度上弱化企业对外部审计的需求程度。

在表4的右半部分，Lam的系数在3 组样本中均显著为正，表明样本本身有选择偏误，本研究运用二阶段模型可有效控制样本自选择偏差问题。Vma的系数在3组样本中均显著为负，不支持H1a中Vma与Da正相关的假设，H1b得到验证。控制自选择偏差及进行样本匹配后，中期自愿审计能显著抑制中期盈余操控，这与CHEN et al.[14]的结论一致，但与刘斌等[7]未发现短期效应的结论不同，导致这一差异的原因可能来自于刘斌等[7]没有控制样本选择偏差带来的内生性。另外，陈欣等[16]选取2001 年至2005 年规模和行业配对样本作为总样本，样本规模较小，单一配对方法下样本规模较小容易引起较大的结论波动性。

(2) 审计支付策略的调节效用分析

依据(8) 式和(9) 式，首先验证中期自愿审计的企业其支付策略模式。回归结果见表5 面板1，Vma与年度内总审计费用显著正相关，与t 检验结果一致，说明中期自愿审计业务存在时企业预算线是可变的，H2的理论分析应符合图1(a) 或图1(c)。(9) 式的回归结果见表5 面板2，Sem_Yeafee和Sem_totfee均对年度盈余质量高低有显著的调节作用，两个变量的回归系数为负，表明中期自愿审计费用的增加可使中期自愿审计的年度效应增强，说明在不合谋情形下，企业中期自愿审计费用占比越大，中期自愿审计对年度盈余质量的提升效果越强，H2得到验证。

表5 审计支付策略的调节效用分析结果Table 5 Analysis Results for the Moderating Effect of Auditing Payment Strategy

表6 中期自愿审计的增量作用结果Table 6 Results for Incremental Effect of Voluntary Interim Auditing

5 扩展研究

5.1 中期自愿审计的增量效应

为观察中期自愿审计的增量效应，将所有中期自愿审计样本按连续进行中期自愿审计的总年数划分为连续1年、连续2年和连续3年，并分别与无中期自愿审计样本组合并，构成3组样本，分别记为子样本1、子样本2和子样本3。将3组样本分别进行Heckman 二阶段回归，用Vma系数大小来捕捉3 组中期自愿审计效应的差异性，回归结果见表6 的第2 列 ～第4 列。

进一步地，设置排序变量Vmad，替代Vma。若该企业为连贯X年进行中期自愿审计，则当期的Vmad=X，由前文可知，X取值范围为[1,12]。以此变量系数符号和显著性表征中期自愿审计对盈余质量提升的持续性效果。表6 的第2 列～ 第4 列结果表明，随着中期自愿审计持续年数的增长，Vma的年度间接效应显著增大；第5 列的序值变量Vmad系数显著为负，也印证了此结论。这意味着中期自愿审计不仅能短期内影响半年度和年末财务盈余质量，持续性中期自愿审计还可以发挥递增效应，即通过改变管理层操控盈余的动机预期，对后期的会计盈余质量也有明显的提升功能，从侧面验证了中期自愿审计的持续化经济效应。

5.2 代理变量适用性和制度的检验

首先采用其他盈余质量指标检验代理变量的适用性问题。参考KOTHARI et al.[35]的研究，采用经Roa调整修正的Jones 模型，盈余管理程度以Roa-Adj.Da替代，H1的检验结果见表7 第2 列 ～第4 列，Vma与因变量呈显著负相关，与表4 结果一致。

表7 中期自愿审计与业绩调整盈余质量回归分析结果(2001 年至2012 年)Table 7 Regression Analysis Resutls for Voluntary Interim Auditing and Roa-Adj. Da(2001-2012)

此外，参考LANG et al.[36]和LENNOX et al.[37]的研究，选取3 种表征盈余平滑性大小的测量指标进一步检验中期自愿审计对盈余质量的影响。具体计算方法如下。

(1) 盈余平滑性计量方法1：Var(ΔNi)。Var(ΔNi) 为将模型(12) 式进行回归后得到的残差的方差，即

(12)

(3) 盈余平滑性计量方法3：Corr(ACC,Res(Cf))

盈余平滑性的3 种测量指标均与前文数据处理方式相同，中期自愿审计和无中期自愿审计的盈余平滑性回归分析结果见表8。在考虑企业现金流波动情况下，两组样本盈余平滑性差异显著，且用不同方法计量时结果不变，即与中期自愿审计样本相比，无中期自愿审计的企业盈余波动性较小，这些企业更可能进行了盈余的操控以保持盈余平滑，H1b再次得到验证，并不受盈余质量的代理变量影响。

表8 中期自愿审计与盈余平滑性回归分析结果Table 8 Regression Analysis Resutls for Voluntary Interim Auditing and Earnings Smoothness

注：样本量为14 119。

2005 年至2006 年中国进行了大规模的股权分置改革，2006 年起上市公司均采用新的企业会计准则，这些变革影响盈余质量的计算。为规避制度变化带来的系统性问题，本研究单独考察制度变化后期中期自愿审计对年度盈余质量的影响，选取2006 年至2012 年样本，分别以Da、Roa-Adj.Da和盈余平滑性作为盈余质量代理变量。3 种计量方法下中期自愿审计样本的盈余平滑性均显著低于无中期自愿审计样本，与表7 和表8 结果一致，说明H1b未受代理变量和时间变动的影响，具有一定的稳健性。

6 结论

本研究旨在考察完整会计期间内中期自愿审计的经济效应以及审计支付策略的调节机制，以解释当前结论差异并扩展已有中期自愿审计经济后果研究。研究结果表明，中期自愿审计有正向短期效应，即能提高中报会计盈余质量，同时通过改变管理层操控动机，有助于提高年度盈余质量；企业中期与年度审计费用配比与年报盈余质量正相关，说明审计支付策略对中期自愿审计长短期经济效应有显著的调节功能。当前统一审计的商业实践下，中期自愿审计业务形式并不是高管与事务所的一种合谋途径，一定程度上抑制管理层操控盈余动机，增加了其基于准确财务信息以提高未来收益预期能力的动机，从而改善了中期和年度财务报告质量。中期自愿审计对年度盈余质量的影响程度受企业中期和年度报告的审计支付策略调节；中期与年度审计费用配比增大，中期自愿审计的年度盈余质量提升作用就越大。进一步研究发现，中期自愿审计还有增量效应，即随着连续进行中期自愿审计的年份增加，企业盈余质量提高程度也在逐渐增大。研究结果有助于解释当前研究聚焦于中期自愿审计的短期效应且结论不一的情况，同时完善了中期自愿审计下对审计供求方的行为模式研究。

本研究结论对未来中期自愿审计要求有一定的政策启示作用。从国际审计史发展看，随着上市公司规模扩张、业务信息不确定性加大，年度报告的信息鉴证从自愿实施走向强制实施。中国中期报告披露格式规范化形成于2001 年，中期的强制审计范围也在逐步扩大，旨在满足投资者的特定保险需求，增强资本市场信息披露功能[38]。本研究实证检验中期自愿信息鉴证行为的有效性，且管理层动机的改变同时取决于中期自愿审计与否和合谋机会大小，故未来可逐步扩大强制审计范畴，以充分发挥审计信息鉴证机制的作用，缓解被审计方代理利益冲突问题。

同时，在扩大中期强制审计范围进程中，政策制订方也应充分考虑审计双方可能的逆向选择或道德风险行为。一方面，企业对中期和年报的审计支付实施相机抉择策略，模型推导表明，企业预算不变时可能发生中期自愿审计与年度审计质量的替代效应。虽然当前中国进行中期自愿审计的企业预算线整体上是可变模式，但应警惕未来发生正常审计情形下企业年度内支付策略负向调节效应。另一方面，中审和年审由同一家事务所承接的情形下，无论企业预算增加或不变，中期与年度审计费用的配比均可能使事务所调整审计团队派遣情况或审计时长，以实现成本效益最大化，进而引起中期自愿审计对年度报告盈余质量影响的差异化。

未来中期自愿审计研究一方面可放松投资者同质性、风险偏好、投资者情绪等约束条件，进一步探讨中期自愿审计的效用[39]；另一方面可细化薪酬契约，观察管理层异质性动机[40]下中期自愿审计的效果，以进一步丰富和完善鉴证性信息领域的理论研究。