证券交易所非处罚性监管与审计质量——基于年报问询函信息效应和监督效应的分析

陶雄华，曹松威

(中南财经政法大学，金融学院，湖北 武汉 430073)

一、 引言

上市公司年度财务报告(以下简称“年报”)披露质量特别是年报的审计质量及其监管，攸关上市公司治理、投资者决策、资本市场运行、审计等第三方服务机构的独立性和公正性。对上市公司年报进行事后审核并发放年报问询函，部分问询函还要求审计等第三方机构发表意见，是2015年以来沪深证券交易所推进“以信息披露为中心”的监管转型、履行一线监管职责、督促审计机构提高年报审计质量的重要举措。沪市“刨根问底式”、深市“抽丝剥茧式”问询兼具专业性、充分性和前瞻性，对被问询机构(即被“点名”对象)是一种压力，从而具备监督作用。2018年，随着新修订的《证券交易所管理办法》付诸实施和证券交易所“一线监管”主体责任的确立，沪深交易所借助问询函进行监管的力度逐渐加大，交易所问询、上市公司回复的反馈互动机制开始形成，也有助于提供和披露更多针对性强的增量信息[1]。

但在诸多审计监管机制或方式中，交易所发放年报问询函对于审计质量提升的作用不甚明了，仍需深入探究。首先，美国的安然事件表明，就确保审计机构的审计独立性和高审计质量而言，声誉机制的功效不及诉讼风险压力和外部监管[2]。其次，在中国资本市场上，除市场机制、司法机制之外，只有监管机制能“迫使”审计机构提高审计质量[3]。最后，中国审计市场监管主体如财政部、中国注册会计师协会、证监会等，拥有约谈、处罚等监管手段，这类“硬性”监管或“行政性处罚监管”的效果亦得到研究证实[4-7]。与此不同，交易所发放年报问询函是一种“软性”监管、“非处罚性监管”，其监管效果却鲜有研究涉及。由此自然引发的论题是：年报问询函能否促进审计质量提高？如果是，又是基于何种机理、通过何种途径实现的?让它发挥最佳监管效果的路径是什么？

本文依托2015—2017年我国A股上市公司6777个公司-年度观测值，以当年是否收到年报问询函为解释变量，以审计报告的激进程度为审计质量的度量指标，借助中介效应的分析方法，试图对上述问题进行求解。我们发现，交易所发放年报问询函能够显著降低当年审计报告的激进性，提高审计质量，而且这种效应的范围并不限于被“点名”的审计机构。我们还发现，在分离出可提供增量信息的信息效应后，年报问询函对审计质量的提升作用依然显著且占主导地位，故而年报问询函的监督效应对审计机构的影响更大。

本文主要有两个方面的贡献：第一，从交易所年报问询的角度探究上市公司审计质量的影响因素，是对同类研究的跟进和丰富；第二，立足已有文献对交易所问询函信息公开的事件信息含量、对审计收费影响的研究[8-9]，剖析年报问询函对审计质量提升的增进路径，且发现监督效应的作用更大，既拓展了现有研究，又有助于监管实践的完善。

本文后续安排如下：第二部分回顾审计质量方面的文献，梳理交易所年报问询函影响审计质量的路径，提出研究假说；第三部分为研究设计和变量定义；第四部分报告实证结果，依次解析交易所年报问询函对审计质量提升的影响及其影响机制；第五部分为稳健性检验；最后为本文的结论。

二、 文献综述和研究假说

(一) 审计质量的度量与影响因素

作为资本市场重要的参与者，审计机构通过审计公司的财务报告并发表审计意见，影响市场上的信息含量和投资者的决策，较高的审计质量也被视为提高资本市场资源配置效率的有效外部监督机制[10]。但就如何定义以及度量审计质量，学术界仍未达成广泛共识[11]。

DeAngelo最早研究审计质量，并认为审计质量是审计师发现并报告被审计公司会计差错和舞弊的联合概率[12]。在国内外相关实证研究中，以国际四大、国内十大为代表的大规模事务所、较高的审计费用、较低的盈余管理和非标准的审计意见往往被视为代表较高的审计质量[13-17]。张宏亮、文挺从我国上市公司的数据出发，发现在代表审计质量方面，会计师事务所是否为国内前十大、应计盈余管理这两个指标最优，国际四大和审计费用次之，盈余稳健性和盈余反应系数最差[18]，但相关比较并未考虑审计意见。

相比于审计过程，审计意见是审计结果的直接体现[19]，其要求审计师利用专业能力对被审计公司的相关信息进行合理推断，并为此承担可能的诉讼和惩戒风险[20]。由于审计意见购买现象在我国上市公司中较为普遍[21]，非标意见的信息含量就显得更为充分，更易引起市场参与者的关注。所以本文从非标意见出发，利用审计意见的激进度衡量审计质量，并使用工具变量法、审计费用等指标进行稳健性检验。

已有研究表明，良好的审计质量离不开一国的制度环境和政府监管[22]。在我国较为分散的审计市场上，中注协和证监会、财政部、审计署等部门共享了针对审计机构的监管权，对审计机构产生了明显的监督效应[23]，监管部门的惩戒风险能够显著影响审计师的心理，是保障高质量审计供给的最有效的手段[24]。

(二) 证券交易所年报问询函影响审计质量的理论分析

作为“为证券集中交易提供场所和设施”“实行自律管理”的会员制法人机构，我国证券交易所处在资本市场监管体系的第一线[注]原证监会主席刘士余2017年在“证券交易所一线监管国际研讨会”中的致辞。，与证监会和其他监管机构发挥着协同监管的作用，在增加市场信息含量的同时，对市场的参与者也具有威慑力和监督作用。从年报问询函的内容来看，交易所主要从两个立场对上市公司的年报进行问询：投资者立场和监管者立场。处于投资者立场的交易所通过发函提问的形式，要求上市公司在“解释说明”中披露更多增量信息，这有助于降低被问询公司与市场其他参与者之间的信息不对称程度，本文称之为年报问询函的“信息效应”；处于监管者立场的交易所则从披露的合规性、真实性方面，要求上市公司提高自身的披露质量，同时也会要求审计机构、律师事务所等第三方机构就相关事项发表意见，这对上市公司和第三方机构形成了一定的监管压力，本文称之为年报问询函的“监督效应”。

从年报问询函的信息效应来看，年报问询函首先指出年报中涉及上市公司生产经营的多个环节，然后通过提问的形式要求上市公司进一步解释说明，这搭建了监管者和被监管者之间信息沟通的双向通道，有助于揭示管理层原本试图“掩盖”的信息[25]，并最终降低上市公司和市场之间的信息不对称程度[26]。Bozanic等发现年报问询函能够降低公司随后披露年报的乐观语气[27]。而作为审计质量的载体，审计报告的质量高低取决于审计师自身的能力和独立性，但信息掌握不全又往往限制了审计师能力的发挥[28]。年报问询函制度在“迫使”上市公司披露更多信息的同时，上市公司也会在回函的过程中就相关事项的合规性、合理性与审计机构、律师事务所等第三方机构进行沟通和合作，这均有助于审计师掌握更多的信息，从而给出符合实际情况的审计意见。

从监督效应来看，作为资本市场的监管者，交易所的年报问询函一方面要求公司进行解释说明，另一方面也会要求律师事务所、会计师事务所等第三方服务机构就上市公司年报中相关事项公开发表意见[注]经过统计，在2015年至2018年6月底两大交易所发放的1129封年报问询函中，有821封要求对应的审计机构就相关事项发表相应意见。，我国深交所还针对会计师的年报审计行为专门下发《监管函》[注]2017年2月14日，深交所对负责审计*ST烯碳并出具“无法表示意见”的审计师下发了《关于对北京中证天通会计师事务所(特殊普通合伙)注册会计师杨高宇、魏丽红的监管函》。和《关注函》[注]2017年2月28日，深交所向负责审计报喜鸟的立信会计师事务所表达关注，请其结合会计处理的合规性，切实做好报喜鸟2016年年报审计工作。，因此出于降低风险和维护自身声誉的考虑，审计师会显著提高那些收到年报问询函的公司的审计费用[9，29]。同时，Bozanic等发现SEC的问询函有助于美国国内税务局的监管聚焦[30]。按照我国证监会的监管要求，我国针对上市公司年报审核已经形成证监会上市部、各地证监局、交易所“三位一体”的年报监管联动工作机制[注]相关表述在证监会历年年报审核总结报告中均有所体现。。监管信息的互联互通有助于形成监管合力和威慑力，所以交易所的年报问询函对审计师行为也具有一定的监管作用，有助于提高其审计独立性和审计质量。据此本文提出第一个假设H1。

H1：交易所发放的年报问询函有助于被问询公司审计质量的提高。

在交易所发放的年报问询函中，大部分会要求审计机构以公开回函的形式就相关事项进行说明。这种类似于“点名”的监管机制，对审计机构的压力应该更大，所具有的信息含量也应该更多，因此本文认为，具有“点名”性质的问询函对审计质量的提升作用更强，即本文的第二个假设H2。

H2：交易所具有“点名性质”的问询函对审计质量的提升作用更明显。

问询函的公司治理作用和对公司定性信息披露的改善作用已被研究证实[1，8-9，27]，但具体的影响渠道鲜有研究涉及。温忠麟等在总结已有文献的基础上，提出了中介效应的检验方法和程序，于蔚等、王营和曹廷求、宋献中等分别在实证研究中使用了此方法[31-34]。借鉴上述研究，本文就年报问询函影响审计质量的信息效应和监督效应的主导性差别进行了实证分析。具体而言，本文认为相对于信息效应，年报问询函的监督效应可能更显著。第一，从职业道德和行业规范来看，审计师在进行上市公司年报审计工作时，应该已经全面考虑了上市公司的实际生产经营状况，且和上市公司管理层进行了充分沟通。交易所在问询函中要求上市公司所提供的增量信息，有可能事先已被管理层和审计师所熟知。第二，审计意见购买现象在我国上市公司中较为普遍[21]，即使审计机构掌握了充分信息，其依然会发布不符合真实情况的审计意见，这些因素均会限制信息环境的提升对审计质量的影响。而作为年报监管的一个重要组成部分，交易所发放的问询函虽然并不带有处罚性质，但却有助于监管的聚焦。通过详细的询问和回答的互动过程，在促进信息交流的同时，也让上市公司和包括审计机构在内的第三方服务机构感受到了“全方位”监管的压力。这更有助于促进审计机构依据相关规则，切实提高自身审计质量。所以，本文提出第三个假设H3。

H3：相对于信息效应，交易所年报问询函提升审计质量的监督效应更明显。

三、 研究设计

(一) 样本说明

从2015年开始，我国上海、深圳两大证券交易所开始公开披露有关上市公司上一年度年报的问询函，所以本文以我国2015—2017年A股上市公司为样本。为了避免事务所变更对审计意见的影响，本文剔除样本期内发生审计事务所变更的样本，同时剔除金融行业、ST和*ST等被特殊处理和相关数据缺失的上市公司，最终获得6777个公司-年度观测值。本文的财务数据来源于国泰安数据库，是否收到问询函和审计机构被“点名”的数据是通过在交易所官网下载并阅读每一年的年报问询函所手工获得。为了避免异常值对结果的影响，本文对连续变量进行上下1%的Winsorize处理。

通过统计2015—2018年两大交易所每年发放的第一封问询函的相关指标可以看到，我国两大交易所发放的年报问询函全部问题的平均数量从9.8个增加到了23.2个，平均页码也逐渐增加。这在一定程度上说明我国两大交易所针对上市公司发放的年报问询函内容逐渐丰富，牵涉的方面也在逐渐增多，所耗费的监管资源和上市公司回复的难度也在不断增加。

表1 不同年份交易所发放的第一封年报问询函指标统计

(二) 变量说明和模型构建

1. 审计质量的度量

如前文所述，审计质量取决于审计师发现并报告上市公司会计差错和舞弊的联合概率，而这可以通过审计意见反映出来。借鉴Gul等和吴伟荣等的方法[16，5]，本文使用审计意见的激进度来反向度量审计质量。具体而言，首先使用方程(1)就上市公司当年是否收到“非标意见”的虚拟变量(MAO)进行Logit回归，获得拟合值即当年收到“非标意见”的概率(MAO_pre)，然后用拟合值减去当年真实的审计意见。差值越大(用Verse_AQ表示)，则说明审计师对本应收到MAO的公司给予了较好的审计意见，相应的审计质量也越低。

MAOi，t=η0+η1Liquii，t+η2ARi，t+η3Other_ARi，t+η4INVi，t+η5ROAi，t+η6Lossi，t+η7Levi，t+

η8Sizei，t+η9Agei，t+η10Indi，t+η11Yeari，t+ξi，t

(1)

Verse_AQi，t=MAO_prei，t-MAOi，t

观察组防护显效、有效和无效分别为24、9、3例，患者急性和远期手术并发症发生1例，并发症率2.78%；对照组患者防护显效8例，有效21例，无效7例，患者急性和远期手术并发症发生2例，并发症率5.56%。两组患者的急性和远期手术并发症率无明显差异，不具统计学意义（P＞0.05）；在防护效果上，观察组具有显著优势（P＜0.05）。

(2)

其中Liqui为速动比率，AR、Other_AR、INV分别为当年应收账款、其他应收账款和存货占总资产的比例，ROA为总资产收益率，Loss为上市公司当年净利润为负的虚拟变量，Size、Age分别为规模和上市年限，Ind、Year为行业、年份虚拟变量。

2. 信息不对称的度量

根据信息不对称理论，投资者获取、挖掘、分析、解读有关标的公司的信息能力不同，信息不对称在资本市场中普遍存在，而且这会直接反应在个股的流动性上。因此Amihud等分别计算了个股的流动性比率指标LR和非流动性比率指标ILL来度量个股的信息不对称程度[35-36]。于蔚等也检验了我国资本市场上这些指标的有效性[32]。其中，LR和ILL的计算公式为：

其中，i为上市公司名称，t为对应的年份，Dit为当年该股票的交易总天数，rit(n)为第t年第i个上市公司在第n个交易日考虑现金红利再投资的股票收益率，Vit(n)为对应当日的成交量。由于股票流动性越好即信息越对称时，对应股票单位成交量所带来的价格变化越小，所以LR和ILL均为上市公司信息不对称程度的反向指标。

2015—2017年两大交易所分别从2月开始发放年报问询函。为了更好地度量问询函所引起的信息效应，本文以每年3月初至当年年底上市公司的日交易数据计算个股的信息不对称程度。借鉴Bharath等的做法[37]，本文对ILL和LR两个指标进行主成分分析，其中第一个主成分(用ASY表示)的特征值大于1，对应的方差累积贡献率为80.7%，这表明第一主成分较好的代表了原始指标的特征信息。

3. 年报问询函的度量

由于我国交易所对上市公司年报采取的是“事后问询”的制度，且针对同一封年报会进行重复问询。所以本文以当年上市公司收到的第一封年报问询函为依据设置虚拟变量(收到，则CL为1)，并对年末上市公司的相关指标进行回归分析。时间上的差异在一定程度上消除了内生性的困扰。同时，为了验证“点名”对审计质量的不同影响，本文还根据年报问询函中是否要求审计机构发表意见，将年报被问询的样本分为“被点名”(ask_group)和“未被点名”(only_CL)。参考相关文献，本文控制了公司规模、资产负债率、是否十大审计、行业、年份等变量，表2介绍了变量的定义。

表2 变量的定义及说明

4. 模型设计

Verse_AQi，t=α+βCLi，t+Controli，t+Yeari，t+Indi，t+εi，t

(3)

ASYi，t=α+ηCLi，t+Controli，t+Yeari，t+Indi，t+εi，t

(4)

Verse_AQi，t=α+λCLi，t+γASYi，t+Controli，t+Yeari，t+Indi，t+εi，t

(5)

其中，Control为相应的控制变量，Year、Ind分别为年份和行业虚拟变量。方程(3)中的系数β测度了年报问询对审计质量的总效应，如果β显著为负，则说明收到年报问询函上市公司当年审计意见的激进度越低，审计质量也更高。方程(4)和方程(5)中的系数η和γ分别为年报问询函对信息不对称程度的影响以及信息不对称对审计质量的影响，如果η显著为负，则说明年报问询函能够降低个股的信息不对称程度，提升被问询公司的信息环境。如果γ显著为正，则说明信息不对称程度越高的公司，审计质量越低。在两个系数均显著的情况下，η×γ为年报问询函通过影响个股的信息不对称程度并最终影响审计质量的效果，即本文的信息效应。若在方程(5)中加入信息不对称的情况下，λ依然显著，则说明除了信息效应之外，年报问询函依然能够影响审计质量，即本文所定义的监督效应。最后通过比较上述系数的显著性以及η×γ与λ差异的显著性，即可对年报问询函的不同影响路径进行比较。

四、 实证结果和分析

表3 变量的描述性统计

(一) 描述性统计

表3为样本所用变量的描述性统计。在样本期内，97.1%的样本公司收到了“标准无保留”审计意见，审计质量的均值约为0，中位数为0.017，表明审计质量较高。有7.41%的样本公司收到了年报问询函，其中4.62%的样本公司所收到的年报问询函中“点名”要求审计机构发表意见，最长的问询函有17页，总共涵盖了52个问题。个股信息不对称程度的均值为-0.503，小于于蔚等针对1999—2009年上市公司0.003的均值[32]，表明我国上市公司的信息不对称程度有了较大的改善。

(二) 年报问询函对审计质量的回归结果

本文使用固定年份、行业以及控制公司个体层面的聚类稳健标准误的OLS模型对假设H1、H2进行验证，回归结果如表4所示。前三列回归结果表明，当年收到年报问询函的上市公司，其年末审计质量在1%的显著性水平上高于未收到年报问询函的公司，且年报问询函的页数越多、涵盖问题数量越多，其对审计质量的提升作用越明显，H1得到验证。第四列的回归结果表明，无论年报问询函中是否“点名”审计机构要求其就相关事项进行说明，收到年报问询函这一事实均能提高审计质量，且针对ask_group和only_CL系数差异进行的统计检验(F统计量为0.42)表明，两者并不存在显著差异，审计机构是否被“点名”并未影响其对年报被问询公司的审计行为，H2并未得到验证。这可能是由于无论审计机构是否被“点名”，客户公司经审计后的年报被交易所问询这一事实，均会对审计行为产生影响，并促使其提高审计质量。在控制变量方面，是否“十大审计”、审计任期等变量对审计质量的影响并不显著，而审计费用分别在5%和1%的显著性水平上提升了审计质量，这表明审计费用能够较好地反映审计质量。大规模的公司和报告微利的公司审计质量更低，说明我国审计机构提供的审计意见可能会受被审计公司的影响。

表4 年报问询函影响审计质量的回归结果

注：括号中为t值，*、**和***分别代表在10%、5%和1%的显著性水平上异于0，下同。

(三) 年报问询函影响审计质量的路径

本文采用“中介效应”分析中的逐步回归法探究年报问询函影响审计质量的路径。表5的前三列为年报问询函对信息不对称程度的影响，发现收到年报问询函分别在5%和10%的显著性水平上降低了被问询公司的信息不对称程度，即年报问询函能够提高被问询公司的信息环境。经过主成分分析提取的ASY这一指标，较好地反映了个股的信息不对称程度。同时第一大股东持股比例较高、杠杆率较高的上市公司，其信息不对称程度更高，而规模较大、盈利能力较强的上市公司的信息更透明。

表5的第四列为信息不对称对审计质量的影响，结果表明上市公司的信息不对称程度在1%的显著性水平上降低了审计质量，这支持了年报问询函通过信息效应提升审计质量的机制。第五列的回归结果中，在控制了信息效应对审计质量的影响后，年报问询函依然能够直接提升审计质量，系数为-0.0638且在1%的水平上显著，表明除了信息效应，年报问询函还能够通过监督效应提升审计质量。

表5 年报问询函影响审计质量的路径分析回归结果

表6 Bootstrap抽样检验结果

为了从数量上考察两种影响路径的相对重要性，本文使用Bootstrap自抽样1000次对系数及其差异的显著性进行分析。表6的抽样检验结果表明，年报问询函所带来的信息效应能在5%的水平上提升审计质量，系数为-0.0011，监督效应能在1%的显著性水平上提升审计质量，系数为-0.0638(占两种效应的比重为98.3%)，两种效应的差异在1%的水平上显著，即相比于信息效应，年报问询函所带来的监督效应对审计质量的提升作用更明显。

表7 工具变量回归结果

五、 稳健性检验

(一) 使用工具变量的稳健性检验

上市公司当年收到的年报问询函针对的是上年年报，而本文的被解释变量是当年的年报审计质量，时间上的先后差异在一定程度上消除了内生性的困扰。但已有研究表明，低盈利性、业务结构复杂、公司治理差等因素均会显著增加上市公司收到问询函的概率[39]，所以“收到问询函”和审计质量低有可能受到共同因素的影响，从而影响结论的稳健性。本文构造了年报问询函的两个工具变量：相同年份-行业收到年报问询函的上市公司数量与同年本行业上市公司总数之比、相同年份-省份收到年报问询函的上市公司数量与同年同省份上市公司总数之比，进行两阶段最小二乘法的IV估计，并用表7表示。结果表明，在使用工具变量之后，年报问询函的信息效应和监督效应依然存在，且监督效应在总效应中占比为97.8%，结论保持稳健。

表8 年报问询函影响审计意见、审计费用的回归结果

(二) 其他稳健性检验

为了保证结论的稳健性，本文分别以“当年是否收到标准无保留审计意见”和“当年审计费用的对数值”为被解释变量，重新对上述模型进行Probit回归[注]由于审计意见具有一定的持续性，需要控制滞后一期的审计意见，所以样本量缩减为5881个。和OLS回归，并用表8综合表示。表8的前三列回归结果显示，收到年报问询函这一外部事件显著降低了上市公司收到“标准无保留审计意见”的概率，即审计机构对被问询公司进行了更加严格的审计。同时，信息不对称程度较高的上市公司在5%的水平上更有可能收到有利的审计意见，而年报问询函可以通过降低被问询公司的信息不对称程度提高其审计质量，即年报问询函影响审计质量的信息效应依然显著，但通过对比第三列的回归结果，年报问询函的监督效应(系数为-0.353，占两种效应的比重为97.5%)依然发挥着主导作用。在针对审计费用的回归结果中，审计机构对当年收到年报问询函的上市公司收取了更高的审计费用，对信息不对称程度较高的上市公司收取的审计费用却较少。第六列的回归结果表明，在考虑了年报问询函的信息效应后，监督效应依然占据着主导作用。

六、 结论与展望

本文以2015—2017年我国A股上市公司为样本，借鉴中介效应的检验方法，探究了交易所发放的年报问询函对审计质量的影响和相应的影响机制。研究发现：第一，年报问询函显著降低了当年审计报告的激进程度和上市公司收到有利审计意见的概率，提升了审计质量，且年报问询函页码越多、所涉及的问题越多，提升作用越明显，但审计机构是否在年报问询函中被“点名”，并不影响上述提升作用。第二，年报问询函可分别通过信息效应和监督效应提升审计质量，且监督效应占据主导地位。但通过查阅上市公司针对年报问询函的回函发现，上市公司利用延期回函拖延或不回函的现象也经常发生，这在一定程度上损害了问询制度的监督效力。因此，为了提升我国资本市场监督效率，应赋予“非处罚性监管”举措后续处罚权，更好地发挥问询函的监督作用。

本文研究结论不仅丰富了有关审计行为的相关研究，同时对我国交易所监管转型也提供了证据支持。但同时本文的研究也存在一定的不足之处：首先有关审计质量的衡量指标并未获得一致结论，本文从审计意见获得的结论有待其他指标的进一步检验；其次，由于样本期间的限制，本文并未直接度量问询函的监督效应，而是从总效应中剥离出信息效应进行间接度量。随着我国监管制度的完善、处罚性监管和非处罚性监管衔接的更加紧密，直接度量问询函的监督效应也是未来的研究方向。