关键审计事项应对与会计稳健性——基于实地走访程序的经验证据

柳木华 任嘉乐

(深圳大学经济学院，广东 深圳 518060)

引言

2016年12月财政部新颁布《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》，并修订颁布其他与审计报告相关的11项准则(以下简称为新审计报告准则)，标志着我国正式实施审计报告改革。本次改革的最重要举措是在审计报告中引入关键审计事项部分。该部分逐一描述关键审计事项，并说明确定理由以及审计师是如何应对的。这些新增信息能够让使用者了解到传统审计报告模式下不曾了解的审计工作内容，因而新式审计报告提高了审计透明度、增强了审计报告的沟通价值、缩小了社会公众与审计师之间的信息差距，也为学者研究审计程序、审计行为和审计质量提供了档案数据和机会。

本文利用审计报告改革带来的研究机会，调查关键审计事项应对力度与会计稳健性之间的关系。稳健性是一项重要的会计信息质量要求，也是在历史上处于支配地位的会计原则。它的形成与会计职业密切相关。会计职业是在“破产、倒闭、舞弊和争议”的企业环境中成长起来的，这样的环境使会计师充满了“强烈的灾难意识”，并与他们喜好簿记上的低估有着极大的关系(查特菲尔德，2017)[30]。虽然审计师具有要求客户保持稳健性的天然喜好，但客户管理层可能因薪酬、债务等契约原因或资本市场动机在会计处理上变得激进。在此情况下，如果审计师保持应有的职业谨慎、执行严格的审计程序，客户的激进会计实务就会受到抑制，会计信息变得更加稳健。经验证据支持上述推测。我们手工收集A股上市公司2017年新式审计报告披露的关键审计事项数据，以审计师是否执行更严格的实地走访程序表征关键审计事项应对力度，同时采用Ball和Shivakumar(2005)[3]应计现金流模型(以下简称ACF模型)、Basu(1997)[4]反盈余报酬模型(以下简称Basu模型)、Khan和Watts(2009)[15]的C_Score指数计量会计稳健性1，发现随着审计师应对力度的加强，客户会计稳健性水平显著提高，在采用Heckman两阶段模型和倾向得分匹配控制可能的内生性后结论仍然成立。进一步研究表明在稳健性需求较大的环境中(贷款银行监督力量较弱或民营企业)，审计师的应对力度对客户会计稳健性起到显著提升作用；而在稳健性需求较小的环境中(贷款银行监督力量较强或国有企业)中作用不显著。

本文在文献方面的贡献体现在三个方面：第一，以往研究外部审计对会计稳健性影响的文献主要是对组织形式、行业专长等事务所层面和学历、年龄等审计师个人层面的因素展开研究(Jenkins和Velury，2008；Li，2010；朱松等，2010；陈小林等，2016)[14][18][44][23]，但没有调查审计程序的作用。本文研究应对关键审计事项的审计程序对会计稳健性的影响，拓展了会计稳健性影响因素的研究领域。第二，审计领域的档案研究获得了采用事务所规模和行业专长等度量审计质量的大量证据，但审计过程还是一个“黑箱”，这主要是由于数据受限。直观上讲审计过程是审计质量中专业胜任能力维度的直接计量2，并且其本身提供了审计质量因素的最重要证据(Defond和Zhang，2014)[11]。关键审计事项披露为这个“黑箱”打开了一扇窗户，让我们找到了更为直接的审计质量计量方法。本文创新使用审计师在审计过程中使用的审计程序计量审计质量，既丰富了审计质量的计量方法，也把审计质量研究从事务所层面切换到审计师个人层面(DeFond和Francis，2005)[10]，再进一步推进到具体审计项目层面。第三，拓宽了关键审计事项披露的研究范围。现有相关研究集中在关键审计事项本身(王艳艳等，2018；杨明增等，2018；王木之和李丹，2019；李延喜和赛骞，2019)[34][37][33][26]，而本文拓宽到它的应对程序，探讨审计应对程序对会计稳健性的影响。

本文的研究结论具有政策含义，为评价审计报告改革提供了客观依据。我们用经验证据证明了新式审计报告披露的关键审计事项应对程序与会计稳健性存在关联关系，为人们了解审计过程这个“黑箱”打开了窗户，表明作为审计报告改革的核心举措——新增的关键审计事项披露具有信息价值，同时也为学者们创造了新的研究机会，这是审计报告改革的又一项成果。

文献回顾与假设发展

一、文献回顾

本文的研究主题与会计稳健性和关键审计事项相关，下面从这两方面回顾相关文献。

1.会计稳健性的文献回顾

许多国内外文献经验证明了外部审计对客户会计稳健性的影响。我们沿着由面到点(即从会计师事务所层面到审计师个人层面)的顺序进行回顾。

在会计师事务所层面，学者们集中研究了以下几个因素对会计稳健性的影响。(1)事务所的组织形式及其变化。陈小林等(2016)[23]以财政部2010年推动的我国大中型事务所特殊普通合伙改制为背景，发现特殊普通合伙改制提高了客户的会计稳健性，但张俊生和张琳(2014)[40]却得出了改制前后客户的会计稳健性没有显著变化的结论，两文的结论不同可能是因为研究设计上的差异；(2)行业专长。Krishnan(2005)[16]发现审计师的行业专长有助于提高客户的会计稳健性，梅丹和高强(2016)[31]进一步发现独立性和行业专长在影响客户会计稳健性方面具有互补作用；(3)向审计客户同时提供非审计服务。Chu和Hsu(2018)[7]认为可能损害独立性从而影响会计稳健性，而Ruddock等(2006)[19]则发现没有导致会计稳健性的下降，从而认为针对非审计服务的立法干预不会增强实质上的独立性，可能只是改善形式上的独立性；(4)事务所(审计师)任期。关于审计师任期对会计稳健性的影响，结论不尽一致。Jenkins和Velury(2008)[14]发现二者存在正相关关系。Li(2010)[18]的进一步研究表明Jenkins和Velury(2008)[14]的发现仅存在于大型公司或受到审计师严格监督的公司，而在小型公司或审计师疏于监督的公司观察不到二者的正相关关系。我国朱松等(2010)[44]却认为审计师任期延长降低客户的会计稳健性。也有论文发现二者之间的关系不明确(周玮等，2012)[42]。

上述研究是从事务所层面探讨审计与会计稳健性之间的关系。DeFond和Francis(2005)[10]认为审计行为研究应该从事务所层面向审计师个人层面转变，也有文献研究了审计师个人特征和会计稳健性之间的关系。罗春华等(2014)[28]发现执业经验较丰富、职位较高、女性审计师的客户会计稳健性水平较高。陈小林等(2016)[23]在证明事务所特殊普通合伙改制促进客户会计稳健性水平提高的基础上，进一步发现具有本科及以上学历审计师的客户会计稳健性提高更加明显，而执业时间较长、年龄较大审计师的客户会计稳健性提高程度较低。

作为审计质量的重要输入因素，审计师在审计过程中使用的审计程序性质、时间安排和范围与审计质量直接相关。但由于数据的可获得性，关于审计过程对会计稳健性影响的研究还很少见。从事务所层面和审计师个人层面研究审计与会计稳健性之间的关系隐含着假设：某家事务所或某位审计师个人所审计的项目质量是相同的。这个假设在逻辑上存在明显不合理地方。本文的特色和创新在于，利用新式审计报告披露的关键审计事项应对程序数据研究具体项目审计对会计稳健性的影响，一方面创新了审计质量的计量方法，采用更加直接计量审计质量的审计程序，另一方面也拓宽了会计稳健性影响因素的研究领域。

2.关键审计事项的文献回顾

关键审计事项作为审计报告历史上的新事物，近年来吸引了学者们的关注。在新审计报告准则正式实施前学者们主要采用实验方法进行研究，正式实施后开始利用档案数据展开研究。实验文献主要探讨了关键审计事项披露的信息价值(Christensen等，2014；Sirois等，2018)[6][20]、由此引起使用者(如陪审团、投资者)感知的审计师法律责任的变化(Brasel等，2016；Gimbar等，2016；张继勋等，2015；韩冬梅和张继勋，2018)[5][13][39][24]、对管理层与审计师沟通意愿的影响(张继勋等，2016)[38]。

在2017年我国上市公司披露新式审计报告后，学者们开展了关键审计事项披露经济后果的档案研究。这些研究以2016年披露关键审计事项的A+H股公司为样本，发现关键审计事项披露提高了审计报告的沟通价值(王艳艳等，2018)[34]、抑制了公司盈余管理(杨明增等，2018)[37]、降低了股价同步性(王木之和李丹，2019)[33]和提高了盈余质量(李延喜和赛骞，2019)[26]。

本文与现有相关文献存在较大差异：(1)从会计稳健性视角研究关键审计事项披露的经济后果，而现有文献尚未涉及；(2)上述文献的研究对象集中在关键审计事项本身，尚未发现有以应对程序为对象的研究，而这正是本文的研究对象。

二、假设发展

关键审计事项是指注册会计师根据职业判断认为对本期财务报表审计最为重要的事项。这些事项在审计过程中受到了审计师的重点关注，或者属于重大错报风险评估为较高的领域或特别风险，或者涉及重大审计判断，或者是重大事项或交易。对这些最为重要事项的应对能基本上反映审计项目的整体质量。

审计质量取决于审计师的专业胜任能力和独立性(DeAngel，1981；瓦茨和齐默尔曼，1999)[8][29]。在给定独立性的情况下，关键审计事项应对力度通过专业胜任能力维度直观反映审计项目质量。这可以从以下三个方面来理解：第一，审计应对力度越大，意味着投入资源越多，而专业胜任能力有赖于审计师的职业能力和在审计过程中投入的资源(瓦茨和齐默尔曼，1999)[29]，故我们可以从应对力度窥见审计项目质量；第二，审计项目质量在很大程度上取决于所获得证据的证明力度，审计应对力度越大，收集的证据越有力，项目审计质量也会越高；第三，审计应对也反映了审计师的职业谨慎态度，职业谨慎程度越高，越可能识别财务报表重大错报，审计质量也会越高。

从直觉上讲，审计过程输入是专业胜任能力的直接计量，因而提供了审计质量因素的明显证据(Defond和Zhang，2014)[11]。本文以实地走访程序这一特定的审计过程输入表征审计应对力度。该程序主要应用于应对收入真实性等事项的审计。在应对收入真实性的关键审计事项时，审计师既可以检查合同等支持性凭证，也可以实地走访客户，但毫无疑问后面的应对投入的审计资源更多，获得的审计证据更可靠，审计应对更有力。

站在财务报告供应链中外部审计节点来看，输入的审计质量越高，输出的财务报告质量也会越高，作为财务报告质量中一个方面的会计稳健性程度也会越高。

基于上面的分析，我们提出如下研究假设：

H：关键审计事项应对会提升客户的会计稳健性，在其他条件不变的情况下，审计师的应对力度越大，客户的会计稳健性水平越高。

主要变量的计量方法和样本数据

一、会计稳健性的计量

本文同时采用ACF模型、Basu模型和C_Score指数三种方法度量会计稳健性，以获得更可靠的研究结论。

第一种计量会计稳健性的方法是如(1)所示的ACF模型。

TCA为公司当年的应计总额，等于持续经营净利润减去经营活动现金流量净额。△Rev为公司当年营业收入的变化。GPPE为固定资产总额。CF为经行业中位数调整的经营活动现金流量净额。上述变量均使用平均总资产平减。DCF为哑变量，当CF≤0时取值为1，否则为0。系数φ5反映了会计稳健性程度。该系数越大，稳健性程度越高。

第二种计量会计稳健性的方法是如(2)所示的Basu模型。

Earnings等于样本公司每股持续经营净利润除以年初股价。Ret是样本公司股票当年5月至第二年4月购买并持有的超常月报酬率，正常报酬率依上市地分别采用上证A股指数和深证成分A股指数的月报酬率估算。DR为表示“好消息”与“坏消息”的哑变量，若Ret＜0则取值为1，否则为0。Basu系数α3反映了会计稳健性程度。该系数越大，稳健性程度越高。

第三种计量会计稳健性的方法是C_Score指数。C_Score指数的计算始于Basu模型，该模型中的α2、α3分别代表好消息的及时性G_Score和会计稳健性C_Score；然后对G_Score、C_Score分别用(3)和(4)中的公司特征变量表达。

MKV为年初权益市值的自然对数，MB为年初权益市场价值与账面价值之比，LEV为财务杠杆，等于年初负债与股东权益的比值。将(3)和(4)代入Basu模型，并加入公司特征变量及其与DR的交乘项(即最后括弧里的项目)，得到(5)。

对模型(5)进行回归得到系数λ1-λ4，代入模型(4)中计算出C_Score，数值越大说明会计稳健性程度越高。

二、关键审计事项应对力度的计量：实地走访程序

本文旨在考察审计师对关键审计事项的应对力度对客户会计稳健性的作用。审计师制定进一步审计程序的计划包括审计程序的性质、时间安排和范围，其中审计程序的性质最重要。而且基于第1504号审计准则的规定3和实际披露情况，我们也只能获得审计应对程序(性质)的公开数据。因此我们采用审计程序的性质度量审计应对力度。

实地走访作为一种特定的审计程序组合，是指审计师在外勤期间走访客户或者供应商等的营业场所，通过执行询问、观察、检查等程序了解客户或者供应商是否实际存在、是否具有持续经营能力、经营情况如何、是否存在关联关系等情况，以收集与收入确认、应收账款计价等方面的审计证据。例如，海能达2017年审计报告披露，审计师在应对收入确认关键审计事项时，抽取本年销售额或期末应收金额大的客户进行走访，了解或现场察看系统项目进展情况，经销商产品销售情况，询问公司与客户是否存在关联关系、交易价格是否公允等。

俗话说“百闻不如一见”。审计师通过实地走访获得第一手资料，比起检查文件记录等常规程序更能识别虚构交易，更能准确评价收入确认的准确性和及时性、应收账款的可收回性及其他其他方面的情况，收集的审计证据质量更高；另一方面，实地走访的成本也更大。因此，我们认为实地走访是有力应对关键审计事项的审计程序。这也可以从证监会2012年第十四号公告《关于进一步提高首次公开发行股票财务信息披露质量有关问题的意见》得到进一步印证。该文件要求会计师事务所在审计首次公开发行股票公司时实地走访或核查主要客户和供应商，并将核查情况记录于工作底稿。这被业界称为史上最严厉的财务核查。虽然该规定不适用于年报审计，但由此可见实地走访程序对于财务信息审计的价值和意义。

基于上面的分析，我们把实地走访程序作为关键审计事项应对力度变量Audresp_fd的计量指标。如果应对时执行了实地走访程序该变量取值为1，否则为0。

三、控制变量

我们参考相关文献，在模型中加入影响会计稳健性的四组控制变量。第一组是公司特征变量，包括账面市值比BM(年末每股净资产/股价)、资产负债率Lev(年末总负债/总资产)、净资产收益率ROE(净利润／股东权益)和公司规模Size(年末总资产的自然对数)(LaFond和Watts，2008；Erkens等，2014)[17][12]；第二组是公司治理变量，包括独立董事占比Inde(独立董事人数/董事会人数)、董事会规模BoardSize(董事会人数的自然对数)、董事长与总经理两职分离CEO(两职分离取1，否则为0)、管理层持股比例Mana_Ownership(管理层持股数量/公司股份总数)和机构投资者持股比例Inst_Ownership(机构持股数量/公司股份总数)(Ahmed和Duellman，2007；Erkens等，2014；李争光等，2015)[1][12][27]；第三组是信息环境变量分析师跟踪人数Follow(分析师人数加1后取自然对数)(许楠等，2016)[35]；第四组是审计师独立性变量事务所规模Big4(审计师为国际四大时取1，否则为0)(梅丹和高强，2016)[31]。此外我们还对行业进行控制。加入控制变量是为了减小会计稳健性模型中的偏差(Ball等，2013)[2]。

四、样本数据

由于2018年是在上市公司范围内全面实施审计报告改革的第一年，所以我们利用2017年的截面数据。初始样本是截至2018年4月末披露了2017年报的3485家A股上市公司。

我们手工收集上述公司2017年新式审计报告披露的关键审计事项数据，包括应对程序，并将事项按照应收款项坏账准备等31个类别4进行分类。考虑到只是在应对某些类型的关键审计事项时可能才需要实地走访，所以我们把样本进一步限定为披露了可能需要执行实地走访程序应对的关键审计事项的样本公司。5只要在应对某类事项时有公司审计报告提及执行了实地走访程序，那么该类事项就属于可能需要执行实地走访程序应对的关键审计事项。经统计，在31个关键审计事项类别中有21个属于这样的事项。此外，根据新审计报告准则的规定，无法表示意见的审计报告不披露关键审计事项，所以我们剔除了被审计师发表无法表示意见的公司；考虑到新股效应，剔除了2017年上市的公司；考虑到数据结构的特殊性，剔除了金融公司；由于ST公司市场交易的特殊性和可能存在的盈余管理行为，剔除了该类公司。

经过上述步骤后保留下来的样本是2829家公司。在剔除数据缺失的样本后，ACF模型得到2575个最终样本，Basu模型和C_Score模型得到2118个最终样本。6为了消除极端值的影响，本文对所有连续变量在1%和99%分位数上进行缩尾处理。

实证结果与分析

一、描述性统计结果

表1报告了变量的描述性统计结果。Audresp_fd的均值为0.108，说明在样本公司中10.8%(277家公司)的审计师在应对关键审计事项时实施了实地走访程序。我们按照关键审计事项类别统计了实地走访程序的执行情况(因为篇幅所限未列表报告)。统计结果显示，使用实地走访程序位居前列的事项(频数，频数占比)依次是：收入确认(193,59.2%)、应收款项减值准备(46,14.1%)、关联交易及披露(20,6.1%)、资产或股权处置(18,5.5%)。上述结果表明，只有少数公司的审计师执行了更加谨慎的实地走访程序；实地走访程序主要用于收入确认、应收款项坏账准备计提、关联交易及其披露以及资产或股权处置的审计。

表1 变量的描述性统计

ACF模型中的变量包括TCA、ΔRev、GPPE、CF和DCF，其均值分别为0.008、0.114、0.339、-0.011和0.49，说明样本公司经平均总资产平减后的应计总额、营业收入变化、固定资产总额和经营活动现金流量净额的均值分别为0.008、0.114、0.339和-0.011，49%的公司经营活动现金流量净额为负数。Basu模型中的变量包括Earnings、Ret、DR。Earnings的均值为0.025，说明经年初股价平减后的每股持续经营净利润为0.025元；超常报酬率Ret在-0.7～1.749之间波动；DR的均值为0.786，说明78.6%的公司个股报酬率未达到市场报酬率。样本公司C_Score均值和中位数分别为0.035、0.029，接近于饶品贵和姜国华(2011)[32]、李伟(2015)[25]报告的C_Score均值0.033、0.039和中位数0.022、0.022，但低于以美国公司为样本的Khan和Watts(2009)[15]报告的C_Score均值0.105和中位数0.097。从控制变量的描述性统计结果来看，我们没有发现明显异常情况。

二、回归结果

我们采用三种会计稳健性计量方法构建三个模型检验假设。

首先，我们采用ACF模型计量会计稳健性，构建模型(6)。系数φ9反映测试变量Audresp_fd对会计稳健性系数φ5的影响。如果关键审计事项应对力度提高客户的会计稳健性，φ9将大于0。

其次，我们采用Basu模型计量会计稳健性，构建模型(7)。系数α7反映测试变量Audresp_fd对Basu系数的影响，如果关键审计事项应对力度提高客户的会计稳健性，α7将大于0。

最后，我们采用C_Score指数计量会计稳健性，构建模型(8)。如果关键审计事项审计应对力度提高客户的会计稳健性，β1将大于0。

(2)括弧里报告的t值经过了稳健标准误的调整。下同。

模型(6)、(7)、(8)中的变量定义如前所述，Controls表示控制变量集合。表2报告了三个模型的回归结果。针对可能存在的异方差问题，我们均采用稳健标准误调整了t值。下同。

首先我们分析ACF模型的结果。在该模型中，CF的系数显著为负，这与应计项目扮演抵消现金流中噪音的角色相符(Dechow，1994)[9]。DCF×CF的系数显著为正，说明应计项目起着对损益及时确认的作用。Audresp_fd×DCF×CF的系数在1%水平上显著为正，证明了以是否执行实地走访程序表征的关键审计事项应对力度提高了会计稳健性，假设通过检验。其次我们分析Basu模型的结果。Audresp_fd×DR×Ret的系数在10%的水平下显著为正，说明审计师实施了实地走访程序与没有实施该程序应对关键审计事项相比，客户对于坏消息相较于好消息确认的及时性水平更高，验证了研究假设。最后我们分析C_Score模型的结果。测试变量Audresp_fd在1%的水平下显著为正，与预期相符，说明审计师实施实地走访程序提高了客户的会计稳健性指数。综上，采用三种会计稳健性计量方法的统计结果均支持研究假设。

三、内生性检验

1.Heckman两阶段模型

审计师在对具有某些特征(例如负债水平较高、规模较小)的样本公司审计时更可能执行实地走访程序应对关键审计事项，这意味着前面的结论可能受到样本选择的影响，所以本文采用Heckman二阶段模型处理由此引起的内生性问题。在第一阶段，我们构建以Audresp_fd为因变量的Probit模型(9)。因为收入确认、关联交易等特定领域的审计更可能使用实地走访程序，所以我们在模型中加入使用该程序的频率位居前列的关键审计事项哑变量KAM_Reve(收入确认事项哑变量)、KAM_Allw(应收款项坏账准备事项哑变量)、KAM_Rela(关联交易及披露事项哑变量)、KAM_Disp(资产或股权处置事项哑变量)。7这些哑变量的定义是：如果审计报告披露该类关键审计事项取值为1，否则为0。发生审计师变更时首次接受委托比连续审计时的审计风险更大，审计师更可能使用实地走访程序应对审计风险，所以我们加入审计师变更哑变量Aud_Chg，如果当年发生了审计师变更取值为1，否则为0。被审计单位受到监管部门的处分向审计师提示法律风险，从而导致审计师在应对关键审计事项时更加谨慎，更可能执行实地走访程序，所以我们加入被审计单位是否受到监管部门处分的哑变量Punish，若近3年内受到处分取值为1，否则为0。此外，模型(9)还包含模型(6)、(7)、(8)中的控制变量Controls。

表2 回归分析结果

我们对模型(9)进行Probit回归，将产生的逆米尔斯比(IMR)加入到主模型中，得到第二阶段模型。两个阶段模型的回归结果见表3。为节省篇幅，我们在第一阶段回归结果中仅报告新加入变量的结果，可以看出除KAM_Allw不显著外，其他新加入变量的系数均与预期相符、显著为正。第二阶段的结果显示，IMR的系数在ACF模型中显著为负，而在Basu模型和C_Score模型中不显著，表明存在一定的样本选择问题；三个模型中的测试变量Audresp_fd×DCF×CF、Audresp_fd×DR×Ret、Audresp_fd在加入IMR后分别在1%、10%、1%的水平上显著为正，均表明在控制样本选择引起的内生性后，关键审计事项应对力度提升客户会计稳健性的结论仍然成立。

表3 Heckman两阶段模型的回归结果

2.倾向得分匹配

针对处理变量(关键审计事项应对)可能存在的非随机分配问题，我们采用倾向得分匹配方法(Propensity Score Matching，PSM)控制由此产生的内生性。该方法的具体步骤如下：(1)构建以Audresp_fd为被解释变量，模型(6)、(7)、(8)中的控制变量为解释变量的回归模型；(2)对模型进行logistic回归，获得被解释变量预测值即倾向得分；(3)借鉴Erkens等(2014)[12]的方法，按照有放回一对四匹配，针对实施了实地走访程序的每个处理组样本,选取倾向得分最接近的4个样本进行匹配，剔除重复观测值后获得最终的控制组样本。对ACF模型中的处理组(Audresp_fd=1)277个样本最终配对817个样本，对Basu模型、C_Score模型中的处理组213个样本最终配对602个样本。8未列表的结果显示，匹配后三个模型中处理组和控制组样本各匹配变量的均值差异均至少在10%水平上不显著，匹配变量标准偏差的绝对值最大为15.2、均值为4.5、中位数为3.6，说明匹配效果良好。

表4报告了利用配对样本对主模型进行回归分析的结果。该表显示，ACF模型中Audresp_fd×DCF×CF的系数和C_Score模型中Audresp_fd的系数均在5%水平上显著为正，Basu模型中Audresp_fd×DR×Ret的系数在10%水平上显著为正，均表明关键审计事项应对力度提升了会计稳健性，前面得出的结论仍然成立。

进一步分析

一、考虑贷款银行的监督效应

表4 使用PSM方法的回归结果

会计稳健性通过对收益和损失的不对称确认满足贷款人的需求，即在签订贷款合同时使用净资产的较低计量方法以使公司在更早的时候触发技术性违约条款、降低等到实际发生损失时贷款难以收回的风险，因而被认为是有效保障签订债务合同等契约的一种机制(Watts，2003)[21]。经验证据也证明在签订债务合同时会计稳健性使借款人和贷款人都获得利益(Zhang，2008)[22]。徐昕和沈红波(2010)[36]在上述从稳健性需求角度分析的基础上，从供给角度分析并证明了贷款银行的监督效应，银行贷款越多，监督作用越强，企业的会计稳健性水平越高。由此引出一个问题：贷款银行的监督效应是否影响关键审计事项应对对会计稳健性的作用？

为此，我们基于徐昕和沈红波(2010)[36]的发现，分行业按照银行贷款占比(年末贷款总额/总资产)的中位数将样本分为贷款银行监督效应较强(银行贷款较多)和较弱(银行贷款较少)的两个子样本，然后分别利用两个子样本重新对主模型进行回归分析。9结果见表5。

表5显示，在ACF模型中，贷款银行监督效应较弱子样本Audresp_fd×DCF×CF的系数在5%水平上显著为正，监督效应较强子样本为负且不显著，说明关键审计事项应对力度对贷款银行监督效应较弱企业的会计稳健性起到明显提升作用，而对监督效应较强的企业没有产生提升作用。在Basu模型中我们观察到同样结果，监督效应较弱子样本Audresp_fd×DR×Ret的系数在1%的水平下显著为正，而监督效应较强子样本为负但不显著，说明对于贷款较少、银行监督力量有限的企业，审计师通过执行实地走访程序应对关键审计事项促使客户在盈余中更加非对称确认坏消息和好消息。C_Score模型测试变量Audresp_fd的系数在两个子样本中均在5%的水平下显著为正，贷款银行监督效应较弱子样本的系数0.005略大于监督效应较强子样本的系数0.004，说明无论是对贷款银行监督效应较强企业，还是监督效应较弱企业，关键审计事项应对力度均提升了会计稳健性指数，但对于监督效应较弱企业的提升作用略大一点。

表5 按照贷款银行监督效应分组的回归结果

表6 按照企业性质分组的回归结果

综上，三个模型中两个模型的结果均表明，在银行监督力量较弱的环境里，外部审计的监督作用得到更好发挥，审计师应对关键审计事项力度对会计稳健性起到显著提升作用，而在监督力量较强的环境里作用不显著。可见贷款银行监督和外部审计监督对会计稳健性的提升作用呈相互替代关系。

二、考虑企业性质的影响

朱茶芬和李志文(2008)[43]、饶品贵和姜国华(2011)[32]发现国有企业的会计稳健性水平低于民营企业。这是因为国有企业能通过政府隐形担保的国有身份较容易获得银行贷款，股东和债权人对稳健性的需求不足，从而导致国有企业更低的稳健性(朱茶芬和李志文，2008)[43]。反之，民营企业需要通过提高会计稳健性才能获得贷款银行的青睐，存在更大的稳健性需求。由此引出一个问题：关键审计事项应对对不同性质企业会计稳健性的作用是否存在差异？

为此，我们按照实际控制人性质将样本划分为民营企业和国有企业子样本，分别利用两个子样本重新对主模型进行回归分析。结果见表6。该表显示，在ACF模型、Basu模型、C_Score模型中，民营企业子样本Audresp_fd×DCF×CF、Audresp_fd×DR×Ret、Audresp_fd的系数均至少在5%的水平下显著为正，而在国有企业子样本中虽为正但不显著，说明关键审计事项应对力度对存在较大稳健性需求的民营企业的会计稳健性起到显著提升作用，而对需求不大的国有企业没有产生影响。

研究结论

本文以我国审计报告改革为背景，手工收集沪深A股上市公司2017年新式审计报告披露的关键审计事项数据，研究关键审计事项应对与客户会计稳健性之间的关系。我们创新地以能获得更可靠审计证据、成本较高的综合性审计程序——实地走访表征关键审计事项应对力度，同时采用ACF模型、Basu模型和C_Score指数计量会计稳健性，发现审计师应对关键审计事项力度提升了客户的会计稳健性，在考虑内生性后结论仍然成立。我们还进一步调查银行贷款监督效应对这一作用的影响，发现在贷款银行监督效应较弱的企业中，关键审计事项应对力度对会计稳健性起到显著提升作用，而在监督效应较强的企业中作用不明显，关键审计事项应对和贷款银行的监督对会计稳健性的提升作用呈相互替代关系。本文还调查了在不同性质的企业中关键审计事项应对的提升作用是否存在差异，发现关键审计事项应对力度对会计稳健性需求较大的民营企业稳健性起到提升作用，而对需求较小的国有企业稳健性没有产生显著影响。

自2018年起在上市公司范围内全面实施的审计报告改革不仅为投资者、分析师等使用者提供了关于审计工作和审计发现的更多信息，加深了对被审计单位财务信息的理解，而且打开了审计过程的“黑箱”，为学者提供了新的数据和研究机会。本文获益于这样的机会，把以审计程序表征的审计质量与基于会计稳健性维度的财务报告质量关联起来，发现二者存在高度相关性。我们找到了更直接计量审计质量的方法，即审计程序的性质，并且获得了经验证据的有力支持。这为学者们研究审计质量开启了新的思路。本文的结论也为社会评价审计项目的质量提供了依据，证明了关键审计事项披露的信息价值。

论文也存在一定的局限性。我们是通过新式审计报告中的关键审计事项部分收集审计师执行实地走访程序的数据，可能存在审计师不是在应对关键审计事项时执行了实地走访程序或者虽然在应对关键审计事项时执行了实地走访程序但未在审计报告披露的情况。这种情况会导致收集的数据不能代表审计师执行实地走访程序的全貌，从而可能影响研究结论。但我们认为：实地走访程序的成本较高，一般情况下只应用于重要到关键审计事项程度的事项审计中；而且如果在应对关键审计事项时执行了实地走访程序，作为应对方案的重要内容理应在审计报告中披露10，因此对研究结论还是拥有相当的信心。

注释

1.张兆国等(2012)[41]在比较各种衡量会计稳健性的方法后认为ACF模型和Basu模型具有较高的可靠性。Khan和Watts(2009)[15]发现公司规模、市净率和资本结构是影响会计稳健性的三个重要因素，于是在Basu模型的基础上加入上述三个因素构建了后被普遍采用的C_Score指数。因此本文同时采用三种方法计量会计稳健性。

2.审计质量包括审计师的专业胜任能力和独立性两个维度。

3.第1504号审计准则第十三条规定：审计报告在逐项描述关键审计事项时应当说明该事项是如何应对的，进一步在应用指南中说明了描述审计应对的要素：审计应对措施或审计方案中与该事项最为相关或对重大错报风险最有针对性的方面、已实施审计程序的简要概述、实施审计程序的结果和对该事项的主要看法。

4.31个类别为：(1)应收款项坏账准备；(2)贷款减值准备；(3)其他金融资产减值准备；(4)金融工具(资产)的会计确认；(5)存货跌价准备；(6)除减值外流动资产会计处理；(7)商誉减值准备；(8)固定资产、在建工程、无形资产及其他长期资产减值准备；(9)长期股权投资；(10)公允价值计量；(11)研发支出；(12)除减值、长期股权投资、研发支出外长期资产的会计处理；(13)递延所得税资产；(14)预提或预计负债；(15)法律诉讼和仲裁(准备)；(16)金融工具的发行；(17)其他负债；(18)套期保值会计和衍生金融工具会计；(19)收入确认；(20)投资收益、其他收益和营业外收入等；(21)成本费用和营业外支出；(22)资产或股权处置；(23)关联交易及披露；(24)企业合并；(25)合并财务报表范围；(26)会计政策和会计估计变更；(27)信息系统；(28)税务；(29)政府补助；(30)子公司及其他经营主体的清算、终止经营；(31)其他。

5.我们也利用不考虑这个限制的样本重复文中的检验程序，研究结论没有发生改变。

6.Basu模型和C_Score模型的样本量比ACF模型的样本量少，主要原因在于：这两个模型需要使用2017年5月～2018年4月的个股月报酬率计算超常报酬率，而部分样本公司因重大资产重组等原因长期停牌导致不能获得这些公司某个月或某几个月的个股月报酬率，考虑到这样的异常情况对超常报酬率的影响，我们剔除了不能获得计算超常报酬率所需全部12个月个股报酬率的样本公司。

7.在应对收入确认关键审计事项时使用实地走访程序的频率遥遥领先于其他事项，这说明该程序主要用于应对收入确认事项的审计。为验证结论的可靠性，我们在构建模型(9)时仅设计收入确认关键审计事项哑变量，然后重复文中的检验程序，研究结论依然成立。我们还仅设计一个四类关键审计事项哑变量，如果审计报告披露使用实地走访程序的频率位居前列的四类事项中的任一类事项取值为1，否则为0，然后重复文中的检验程序，结论也没有改变。

8.ACF模型、Basu模型和C_Score模型中处理组与控制组样本之比均约等于1:3，而不是理论值1:4，原因在于我们采用的是有放回配对方法。在该方法下部分控制组样本被重复配对。重复的控制组样本被删除了。

9.我们也分行业按照短期贷款占比(年末短期银行贷款/总资产)的中位数、长期贷款占比(年末长期银行贷款/总资产)的中位数对样本分组，然后分别利用两组样本重新对模型(6)、(7)、(8)进行回归分析，均得出了与按照银行贷款占比分组相同的结论。

10.我们询问了若干上市公司审计报告的签字注册会计师。他们表示如果在审计过程中执行了诸如实地走访等重要的审计程序，都会在审计报告中注明。这为我们的推测提供了一定依据。