审计准则改革对审计质量的影响<br/>——基于我国A股上市公司的实证研究

审计准则改革对审计质量的影响
——基于我国A股上市公司的实证研究

2019-02-13罗心澍

财政监督 2019年3期

●罗心澍

一、引言

2016年12月23日，财政部印发《在审计报告中沟通关键审计事项》等12项中国注册会计师审计准则（新审计报告准则）。这12项审计准则，最为核心的是要求在上市公司的审计报告中增设关键审计事项部分，用以披露审计工作中的重点难点以及应对方式等审计项目的个性化信息。对于A+H股公司供内地使用的审计报告和选择按照中国注册会计师审计准则出具的供境外使用的审计报告，我国审计准则委员会要求其于2017年1月1日起执行新的审计准则；对于其他上市公司，审计准则委员会要求于2018年1月1日起执行新准则。本次改革将使会计师事务所出具的审计报告内容发生实质性改变，对审计人员审计工作的实施造成重大影响，进而影响审计质量。审计质量的高低对财务报表使用者判断报表可信度至关重要，因此，研究审计报告改革对审计质量的影响有着重大意义。

由于新审计准则实施时间不长，针对新准则对审计质量影响的研究还比较少，同时由于本次准则的修订与颁布是为了加强审计师与财务报告预期使用者的沟通，提高审计报告的信息含量，强化审计师责任，突显审计价值，因此学术界关注较多的是新审计准则是否带来了审计报告信息含量的变化，而对这一改革对审计其他方面的影响较少涉及。

本文以我国2015-2017年A股上市公司为样本，考察了审计准则变更前后我国上市公司年报审计质量的变化。研究发现：新审计准则应用后，我国上市公司财务报告的审计质量得到了提升；“四大”事务所审计质量的变化不显著，非“四大”事务所审计质量出现了提高。

二、制度背景与文献回顾

（一）制度背景

2008年金融危机后各国纷纷意识到改变现有审计信息披露模式的紧迫性，2013年8月美国公众公司会计监督委员会（PCAOB）率先公布了审计报告改革方案的草案，2015年1月国际审计与鉴证准则理事会（IAASB）也颁布了修订的新审计报告准则（ISA701）。为了与国际趋同，也为了进一步提高审计信息质量，我国财政部在综合考虑自身现有情况和国际新审计准则相关内容后，于2016年7月公布了12项新审计准则以调整目前的审计报告模式。新准则中最为核心的是新制订的《中国注册会计师审计准则第1504号——在审计报告中沟通关键审计事项》。为了配合该准则的顺利实施，我国审计准则委员会对“对财务报表形成审计意见和出具审计报告”、“在审计报告中发表非无保留意见”、“在审计报告中增加强调事项段和其他事项段”、“与治理层的沟通”、“持续经营”和“注册会计师对其他信息的责任”等6项准则内容进行了实质性的修订，对其他5项准则基于保持审计准则体系的内在一致性的原则而做出了相应的文字调整。

（二）文献综述

1、审计报告改革。国内外对于审计报告改革的研究主要集中于对各审计准则改革内容的评述，以及审计改革效果特别是新审计准则对审计报告信息含量的影响方面。

唐建华（2015）认为国际审计准则的改革将使审计报告信息含量得到提升，主要体现在提升审计工作透明度和财务报告使用者对报告理解性两个方面，但信息含量的具体提升水平还存在着不确定性。阚京华（2017）指出国际审计准则的修订将推动审计报告由标准化向非标准化演变，扩展审计报告所涵盖的范围、丰富审计报告的功能、促使审计报告更加关注满足信息使用者的诉求。冉明东和徐耀珍（2017）认为新的审计准则没有明确规定对关键审计事项的判断，导致其主观性过强，不利于财务报告使用者对信息的利用。王艳艳等（2018）发现关键审计事项的披露对我国上市公司审计报告沟通价值有着正向影响，该影响显著存在于由四大审计、审计投入多以及对事务所重要的公司中。张继勋等（2016）提出审计报告改革背景下，被审计单位管理与审计人员的沟通意愿出现了提高。然而Cade和Hodge（2014）的研究结论相反，管理层的沟通意愿随着对关键审计事项讨论的增加而降低。Christensen等（2014）的研究认为关键审计事项在审计报告中的披露降低了投资者对被审计单位的投资意愿。

2、审计质量影响因素。由于审计质量的高低对投资者所作决策的正确性非常重要，学术界对影响审计质量的因素进行了大量的研究，这些研究主要围绕审计的供给方和需求方以及审计的制度环境展开。

针对鉴证人对审计质量的影响，López和Peters（2012）认为在审计工作的忙季，会计师事务所越忙碌，其审计质量越低。李思飞等（2014）提出审计师的行业专长对短期的审计质量存在积极影响，事务所对客户的依赖性与审计质量间则存在负相关关系。李伟等（2018）发现事务所的审计投入越大，其审计质量越高，审计收费也随之增加。针对客户自身特征对审计质量的影响，王运运和胡本源（2018）的研究发现被审计单位审计业务复杂程度与审计失败风险间存在正相关关系。程梦和刘睿智（2016）提出财务报告可审性随着会计信息可比性的提高而提高，从而提升了审计质量。针对制度环境对审计质量的影响，米莉和薛高亮（2013）的研究表明，国家对审计行业监管显著提高了整体、总所以及分所层面的审计质量。刘启亮等（2015）认为审计师的法律责任使其违规成本增加，从而促进审计质量的提高。林永坚和王志强（2013）认为，经由国际“四大”会计师事务所审计的公司的正向应计盈余操纵小于由其他会计师事务所审计的公司，但两类公司的负向应计盈余操纵水平间没有显著的区别。

3、审计报告改革与审计质量。各国对审计报告准则进行修订后，学者针对审计报告改革对审计质量的影响也进行了一定的讨论，但尚未得出一致的结论。唐建华（2015）提出关键审计事项的披露将提高审计师和客户对所涉及事项的重视程度，促使其出具更高质量的审计报告。王仁平（2018）认为确定关键审计事项的过程也是对审计工作进行总结和评价的过程，对审计质量存在着提升作用。杨明增等（2018）的研究显示审计报告抑制了被审计单位的盈余管理，促进了审计质量的提升。阚京华（2015）认为审计报告的改革对审计工作提出了更高的要求，导致了审计成本的上升，可能对审计质量存在着负面影响。Sirois等（2018）利用眼动追踪技术的研究结果表明，实验者对关键审计事项会产生较高的关注度，但其对审计质量的感知程度却出现了下降。

综上所述，学术界就我国审计报告改革的研究主要停留在与其他国家审计准则的比较以及分析其对审计报告信息含量的影响上，对审计质量影响的探讨仍较为欠缺，且大多停留在理论层面，缺乏利用实证数据对政策效果的检验。在对审计质量影响的研究中结论也未达成一致，一般认为其对事务所和审计师的审计质量有着积极作用，但也有研究指出新的审计准则要求使得审计成本提高，对审计质量存在负面影响。基于此，本文利用2015-2017年我国上市公司数据，对新审计准则对上市公司年报的审计质量的影响进行检验。

三、理论分析与研究假设

我国出台新的审计准则是为了提升审计报告信息含量，但除了作用于审计报告的信息含量，审计报告改革势必会对审计工作的其他方面同时产生影响。

首先，赵姗（2016）认为在审计报告中披露关键审计事项，将影响审计署的审计理念，在判断关键审计事项的过程中更加关注重大错报风险和特别风险，加强风险意识，降低检查风险。其次，Backof等（2014）和 Kachelmeier等（2014）均认为在审计报告中披露关键审计事项将使审判员和利益相关者倾向于认为审计师需要承担更多的法律责任。法律责任的加重将促使审计师更加谨慎地开展审计工作，提升审计质量，降低审计失败带来的法律风险。同时，唐建华（2015）指出，新的审计报告将更多地向信息使用者展示审计师的具体审计工作，促使审计师提高执业的谨慎性。审计工作透明度的提高，有助于信息使用者对审计工作和审计报告进行评价，使得其会受到社会公众更大程度的监督，这一改变将推动审计质量的改善。第三，确定关键审计事项的过程将促使审计师与被审计单位治理层以及审计委员会进行更高频率和更深层次的沟通，使得审计师能够掌握更多被审计单位的信息，有利于审计工作的开展，也强化了企业治理层和审计委员会对管理层的监督作用，提高企业经营质量，进而从审计师和被审计单位两个方面提升审计质量。最后，改革后的审计报告将向财务报告使用者披露被审计单位更多的信息，这也将促使公司管理层和治理层更加重视关键审计事项所涉及的公司业务和活动，提高财务报告质量，进而提高审计质量。

基于上述分析，本文提出以下假设：

假设1：其他条件一定时，审计报告改革将提高审计质量。

我国审计准则进行此次修订后，将通过影响审计师的法律责任、审计师与被审计单位的沟通、公众对审计工作的监督、被审计单位治理层、管理层对财务报告重视程度等方面，进一步影响对上市公司年报审计的审计质量。已有研究表明，“四大”会计师事务所和国内本土事务所在这些方面存在着一定的差异。例如，Dye（1993）提出的“深口袋”理论认为，规模大的事务所在审计失败造成利益相关者损失时，需要承担更高额的赔偿，即这些事务所承担的法律责任更大，更容易遭遇诉讼风险。因此审计准则改革对“四大”和本土所审计质量的影响也可能存在一定的差异。同时新的审计准则对审计质量也存在着消极影响，关键审计事项的披露审计师的专业胜任能力提出了更高的要求，审计师也需要适应新准则的过程，而“四大”事务所审计师往往拥有更加丰富的专业知识，作为跨国事务所，会更早地接触到PCAOB、IAASB等机构率先颁布的新审计准则，因而对此次我国审计准则的修订具有更强的适应能力。

基于上述分析，本文提出以下假设：

假设2：其他条件一定时，审计报告改革对“四大”和本土事务所审计质量的影响存在差异。

四、研究设计

（一）研究样本和数据来源

由于我国新的审计准则从2017年1月1日起开始实施，即新准则影响的是我国上市公司2016年及以后年度年度报告的审计报告，因此本文选取我国A股上市公司的数据，将样本期间设定为2015-2017年。本文数据均来自国泰安数据库。我们对初始样本进行了以下筛选：（1）剔除在2015年前未上市的公司；（2）剔除在2015-2017年度内变更审计公司年度报表的会计事务所的公司；（3）根据证监会2012版行业分类，剔除属于金融行业的上市公司；（4）剔除财务数据或审计信息缺失的样本。我们最终得到2065个公司的年度观测值。为了避免极端值的影响，本文对所有连续变量进行了上下1%的Winsorize缩尾处理。本文数据统计分析借助统计软件Stata 15.0进行。

（二）模型设定与变量定义

1、被解释变量的度量。本文以业绩调整的异常应计项目计算公司的盈余管理程度，作为审计质量的替代指标，以修正的琼斯模型为基础，采用业绩调整的方法，计算异常应计项目（DA）。异常应计项目DA为对如下模型进行回归的残差项：

模型（1）中的TAit表示总应计，等于营业利润减去经营性现金流量；ASSETit-1为期初资产总额；△SALEit表示为营业收入的变动水平；△RECit表明应收账款的变动水平；PPEit为固定资产的净值。本文对模型（1）按照证监会2012版行业分类标准对样本进行分年度行业回归，为了保证估计每行业每年度回归系数的可靠性，本文要求每年度各行业不得低于10个观察值。DA值的绝对值（ABSDA）即我们所使用的审计质量替代指标，ABSDA的值越小表示审计质量越高。

2、解释变量的度量。本文构建虚拟变量编制标准（Standard）作为假设检验模型的解释变量，若会计师事务所针对样本公司当年财务报告出具的审计报告是按照新修订的审计准则编制的，则变量编制标准的取值为1；若会计师事务所针对样本公司当年财务报告出具的审计报告是按照原有审计准则编制的，则变量编制标准的取值为0。中国内地采用新审计准则的第一阶段，即针对企业2016年年度财务报告出具的审计报告，共有95家A+H股上市公司和4家自愿提前采用新准则的上市公司公布的年报中的审计报告是根据新修订的审计准则编制的，对这部分样本，虚拟变量取值为1；中国内地采用新审计准则的第二阶段，即针对企业2017年年度财务报告出具的审计报告，所有上市公司的审计报告均是根据新审计准则编制的，虚拟变量取值为1。除上述样本外，其他样本虚拟变量编制标准取值为0。

3、控制变量的度量。为了控制其他因素对审计质量可能存在的影响，借鉴目前已有的研究成果，本文选取了以下控制变量：（1）审计业务复杂程度（Comp），取被审计单位期末总资产的自然对数进行衡量，审计业务越复杂，审计风险越高，因此预期审计业务复杂程度与审计质量呈负相关关系；（2）财务杠杆（LEV），采用样本公司的资产负债率表示，预期财务杠杆越高，公司财务风险越高，审计质量越低；（3）市值账面比（MBR），即上市公司股票市值与账面净资产的比值，预期市值账面比越大，公司盈利质量越高，审计质量越高；（4）盈利能力（ROA），采用公司的总资产报酬率表示，预期企业盈利能力越强进行盈余管理的动机越弱，审计质量越高；（5）上市年数（AGE），即上市公司上市的年数，预期上市时间越长的公司募集的资金消耗越大，营运状况越不佳，审计质量越低；（6）审计收费（AuFee），即事务所审计收费的金额，预期审计收费越多审计投入越大，审计质量越高；（7）事务所规模（Big4），虚拟变量，若审计报告由国际“四大”会计师事务所出具则取值为1，若审计报告由其他会计师事务所出具则取值为 0；（8）年份（Year）和行业（Industry），控制固定效应，分别控制年份和行业对样本造成的差异。

具体变量名称、定义及预期影响如表1所示。

4、审计准则对审计质量影响程度研究模型。为了检验我国审计报告改革对财务报表审计质量的影响，针对上述假设（1），我们构建了模型（1）进行检验。

表1 模型变量定义

针对上述假设（2），我们对样本根据出具审计报告的会计师事务所类型分为了四大组和非四大组，构建模型（2）分别进行检验。

五、实证结果

（一）描述性统计

表2为样本的描述性统计结果，由表2中数据可知，衡量审计质量的因变量ABSDA的平均值为0.0580，即总应计项目占公司总资产的平均比例为5.80%，通过对全部样本的观察可知，6195个样本中，共有2862个观察值为正，可能存在正向的盈余

管理，共有3333个观察者为负，可能存在负向的盈余管理。虚拟变量Standard的均值为0.3432，即共有2126个样本以修订后的审计准则为基础编制审计报告，其中2016年度按照新审计准则出具审计报告的95家A+H股上市公司样本和4家自愿采用新准则的上市公司样本按照需要进行筛选后剩余61个样本。变量AuFee的均值1682977，样本间差异较大，即会计师事务所对客户的审计收费存在着较大的差异，其中最大值为214，000，000，最小值为200，000。变量Big4的均值为0.0641，表明由国际四大出具的审计报告仅占所有审计报告的6.41%。

表2 样本描述性统计

（二）相关性分析

表3为被解释变量与解释变量及控制变量的Pearson-Spearman相关系数检验结果。由表3中数据可知，对所有样本而言，因变量ABSDA与自变量Standard间在1%的显著性水平下存在负相关关系，与预期结果一致，这一结果支持假设1的假设。对样本进行分组后，四大审计组样本ABSDA与Standard在5%的显著性水平下相关系数为-0.0944，非四大审计组样本ABSDA与Standard在1%的显著性水平下相关系数为-0.0527。预期因变量ABSDA与控制变量Comp间的相关系数为正，即审计业务复杂程度与审计质量间存在负相关关系，检验结果ABSDA与Comp间的相关系数为负，可能是由于审计业务复杂程度的替代变量选取的是公司期末总资产的自然对数，而规模大的公司通常经营状况较好，审计风险由此降低。所有样本以及四大、非四大组样本中ABSDA与AuFee的相关系数均不显著，说明审计收费与审计质量间可能不存在显著的相关关系。四大审计组中样本

ABSDA与LEV、ROA、Age以及AuFee间的关系在统计上均不显著，“四大”会计师事务所的审计质量与被审计单位财务、盈利状况间可能不存在显著的相关性关系。

表3 变量间的相关系数

（三）多元线性回归结果

1、所有样本线性回归结果。表4中第3列数据展示了针对假设（1）的多元线性回归结果，从表中数据可以看出，自变量Standard与因变量ABSDA在1%的显著性水平上存在负相关关系，回归系数为-0.0072，与预期结果相符合，即审计师按照新的审计准则出具审计报告后审计质量得到了提高，回归结果为假设（1）提供了证据。线性回归模型中，控制变量ROA、Age、AuFee以及Big4的系数在统计上均不具有显著性，控制变量Comp、LEV和MBR的系数在1%的显著性水平上为正。

2、分组检验回归结果。表4中第4列和第5列数据展示了针对假设（2）的多元线性回归结果。从表中数据可以看出，对于非四大审计组样本，自变量Standard与因变量ABSDA在1%的显著性水平上存在负相关关系，回归系数为-0.0063；对于四大审计组样本，自变量Standard对因变量ABSDA的回归系数为-0.0073，但在统计学上不具有显著性，即新审计准则对非“四大”会计师事务所的审计质量有着提升作用，而对“四大”的审计质量没有明显影响，回归结果为假设（2）提供了证据。在进行分组后，“四大”审计组控制变量除ROA外检验结果均不显著，Comp、LEV、MBR 和 AuFee均具有统计学上的意义，即被审计单位自身特征以及审计复杂程度和审计收费对国内本土所的审计质量有一定程度的影响，而被审计单位的盈利状况与“四大”的审计质量存在相关关系。

表4 多元线性回归结果

（四）稳健性检验

为了检验实证结果的稳健性，本文进行了相应的敏感性测试。在稳健性检验中本文将出具非标审计意见的概率（Opinion）作为衡量审计质量的替代变量，对非标审计意见赋值为1，对标准审计意见赋值为0。出具非标审计意见的概率越大，说明审计质量越高。参照前述模型，本文重新构建了模型（3）和模型（4）进行 Logit回归分析。

具体的，各变量取值与主检验一致。回归结果如表5所示。检验结果显示，样本的Logit回归结果与前述结论基本一致，说明本文的结论不会因为审计质量的衡量方式的变化而改变，检验结果较为可靠。（见表5）

六、结论与建议

（一）结论

我国审计准则委员会于2016年对审计准则进行了修订，并于2017年开始在A+H股上市公司中实施，自2018年起会计师事务所开始对所有境内上市公司年报均根据新的审计准则出具审计报告。审计准则的改革势必使得审计工作发生变化，从而影响审计质量。基于上述背景，本文以2015-2017年我国A股上市公司为样本，构建模型对审计准则改革对审计质量的影响进行了检验。研究结果表明，审计准则的改革显著提升了我国A股上市公司年报的审计质量。进一步地，审计报告准则改革对审计质量的提升作用主要体现于由非国际“四大”事务所出具的审计报告中。这一现象的原因可能是国内本土事务所的法律责任和审计工作受到的公众监督低于国际“四大”会计事务所，新的审计准则大大强化了国内本土事务所的法律责任和审计工作受到的公众监督，而对“四大”上述两个方面的影响较小，导致审计准则对本土事务所审计质量的影响比“四大”会计师事务所更为明显。本文的研究结果可以为新审计准则的后续进一步实施和完善提供参考。