關(guān)鍵審計事項披露能抑制企業(yè)盈余管理行為嗎

王秋紅 胡淑娟

【摘要】利用關(guān)鍵審計事項披露政策分階段實施這一準自然實驗， 借助PSM+DID模型檢驗我國關(guān)鍵審計事項披露是否會影響上市公司盈余管理行為及其影響結(jié)果， 發(fā)現(xiàn)關(guān)鍵審計事項披露抑制了上市公司盈余管理行為， 且審計報告中關(guān)鍵審計事項披露越多， 盈余管理程度越低。 進一步研究發(fā)現(xiàn)：相比于聘請“四大”的上市公司， 關(guān)鍵審計事項披露政策的實施對聘請“非四大”的上市公司盈余管理行為的抑制作用更顯著， 且關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量對這兩類上市公司盈余管理行為都有顯著的抑制作用; 具體而言， 收入類關(guān)鍵審計事項披露對盈余管理行為的影響并不顯著， 而減值類關(guān)鍵審計事項披露能顯著抑制盈余管理行為; 關(guān)鍵審計事項的披露數(shù)量越多， 上市公司獲得交易成本較低的應(yīng)收賬款商業(yè)信用越多， 主要是因為企業(yè)盈余管理行為起著關(guān)鍵的中介作用。

【關(guān)鍵詞】關(guān)鍵審計事項;盈余管理;PSM+DID;商業(yè)信用

【中圖分類號】F239? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）04-0082-10

一、引言

2008年全球金融危機引發(fā)了對詳式審計報告模式的需求， 傳統(tǒng)格式統(tǒng)一、審計意見同質(zhì)化及承載信息有限的審計報告被日益詬病。 由此， 英國財務(wù)報告準則委員會、國際審計與鑒證準則理事會及美國公眾公司會計監(jiān)督委員會先后修訂及頒布了新的審計報告準則。 我國也于2016年12月發(fā)布了《中國注冊會計師審計準則第1504號——在審計報告中溝通關(guān)鍵審計事項》（簡稱“1504號審計準則”）， 目的是彌合信息差距， 降低信息不對稱。 該準則的發(fā)布被視為審計報告改革的里程碑， 關(guān)鍵審計事項被認為是本期財務(wù)報表審計中最重要的、與管理層溝通的事項中給予過較多審計關(guān)注的被審計單位的個性化事項[1] 。 目前國內(nèi)外眾多學(xué)者對關(guān)鍵審計事項進行了大量研究， 主要集中在關(guān)鍵審計事項披露是否具有信息含量及是否影響審計師的感知責(zé)任等方面。 然而， 對于關(guān)鍵審計事項披露是否會影響企業(yè)盈余管理行為， 目前尚缺乏系統(tǒng)研究及相應(yīng)的實證檢驗。

盈余管理一直是財務(wù)問題研究的熱點， 其主要體現(xiàn)了管理層的利益， 管理層在遵循會計準則的基礎(chǔ)上， 運用會計手段或者通過交易安排來改變財務(wù)報告， 以影響利益相關(guān)者對企業(yè)業(yè)績理解的契約結(jié)果。 盈余管理行為從根本上反映出會計契約未得到有效執(zhí)行。 企業(yè)各契約方之間存在著嚴重的信息不對稱， 尤其是企業(yè)外部契約方（中小股東、債權(quán)人、潛在投資者等）處于信息劣勢地位， 其主要依靠管理者提供的財務(wù)報表了解企業(yè)的經(jīng)營情況。 然而， 由于會計信息本身具有專業(yè)性和復(fù)雜性， 外部契約方有時很難準確判斷出會計信息質(zhì)量的高低[2] ， 因此需要聘請第三方獨立的高質(zhì)量審計師對財務(wù)報表進行審計， 并出具審計報告和增加關(guān)鍵審計事項的披露。 按照1504號審計準則， 審計報告中增加關(guān)鍵審計事項披露是否會影響企業(yè)的盈余管理行為？ 其是如何影響企業(yè)盈余管理行為的， 會產(chǎn)生怎樣的經(jīng)濟后果？ 目前只有少量文獻對關(guān)鍵審計事項披露與盈余管理的關(guān)系進行了初步研究， 如：Bédard等[3] 發(fā)現(xiàn)關(guān)鍵審計事項披露與公司盈余管理沒有顯著關(guān)系; 而李延喜等[4] 發(fā)現(xiàn)關(guān)鍵審計事項披露顯著降低了上市公司的應(yīng)計盈余管理程度。 可見， 二者的研究結(jié)論不一致。

本文利用關(guān)鍵審計事項披露政策分階段實施這一準自然實驗， 借助PSM+DID模型檢驗我國關(guān)鍵審計事項分階段披露是否會影響上市公司盈余管理行為及其影響結(jié)果。 本文可能的貢獻是：第一， 豐富了關(guān)于關(guān)鍵審計事項的研究， 發(fā)現(xiàn)關(guān)鍵審計事項披露抑制了上市公司的盈余管理行為， 且會計師事務(wù)所類型、披露的關(guān)鍵審計事項類型不同， 對盈余管理行為的影響也不同; 第二， 拓展了盈余管理研究的相關(guān)文獻， 從信息披露視角豐富了影響盈余管理行為的因素研究; 第三， 進一步剖析了關(guān)鍵審計事項披露對上市公司商業(yè)信用的影響， 并發(fā)現(xiàn)企業(yè)盈余管理行為在二者之間起著關(guān)鍵的中介作用， 這對監(jiān)管部門規(guī)范披露關(guān)鍵審計事項及制定相關(guān)政策具有參考價值。

二、文獻回顧

目前對關(guān)鍵審計事項披露的研究主要集中在該披露是否具有信息含量以及是否減輕了審計師責(zé)任兩方面。

（一）關(guān)鍵審計事項披露的信息含量

關(guān)鍵審計事項披露是否具有信息增量目前尚未達成一致意見[5] 。 有研究認為， 關(guān)鍵審計事項的披露有助于吸引投資者在搜尋信息時的注意力[6] ， 使其更加了解公司情況， 降低信息不對稱， 增加審計報告透明度[1，7] ， 為信息使用者提供額外信息[8] ， 增加審計報告的溝通價值[9] 。 在資本市場上， 關(guān)鍵審計事項披露能夠顯著提高財務(wù)報告質(zhì)量[10] ， 降低股價同步性及決策中對盈余的依賴程度[11，12] ， 提高分析師盈余預(yù)測的準確性[13] ， 對投資者的判斷與決策更有影響力[14] ， 尤其對于非專業(yè)投資者， 關(guān)鍵審計事項披露可能會促使其更改投資決策[15] 。

也有部分學(xué)者認為關(guān)鍵審計事項的披露并未增加信息含量， 對投資者的決策也未產(chǎn)生重大影響。 其原因可能是：審計師為了維護自身利益而“討好”管理層， 不披露重大風(fēng)險事項[16] ; 抑或?qū)徲嫀熆赡艿摹皹颖净标P(guān)鍵審計事項披露模板降低了信息含量。 更有學(xué)者從認知心理學(xué)的角度進行研究， 發(fā)現(xiàn)由于大部分非專業(yè)信息使用者對關(guān)鍵審計事項的信息解讀存在局限性， 導(dǎo)致披露關(guān)鍵審計事項未增加信息含量[17] 。

（二）關(guān)鍵審計事項披露對審計師責(zé)任的影響

1504號審計準則制定的初衷是在不影響審計師責(zé)任的前提下披露關(guān)鍵審計事項。 在實際實施過程中， 關(guān)鍵審計事項披露形式、語言、內(nèi)容及格式的非統(tǒng)一性， 是否會影響審計師的法律責(zé)任？ 有研究認為， 披露關(guān)鍵審計事項增加了審計師的法律責(zé)任。 審計師在披露關(guān)鍵審計事項時應(yīng)該都已經(jīng)識別出了相關(guān)風(fēng)險及應(yīng)對程序， 但隨后又發(fā)生審計失敗， 表明當(dāng)時審計師未實施充分有效的審計程序從而查出更大的錯報， 或者未將最重要的事項進行正確識別， 這種“隱而不報”或者“錯報”， 會加劇訴訟風(fēng)險及責(zé)任的認定難度， 因此利益相關(guān)者要求審計師承擔(dān)更多的法律責(zé)任。 也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)， 披露關(guān)鍵審計事項能夠降低審計師的法律責(zé)任。 一般企業(yè)的重大風(fēng)險具有不可預(yù)見性， 審計師披露關(guān)鍵審計事項就已經(jīng)起到了提醒與預(yù)警作用[18] ， 由此減輕了審計人員的審計責(zé)任， 促使審計人員積極與被審計方溝通及披露關(guān)鍵審計事項。

雖然國內(nèi)外學(xué)者對關(guān)鍵審計事項披露的信息含量及審計師責(zé)任進行了大量研究， 并得出了相關(guān)研究結(jié)論， 但涉及關(guān)鍵審計事項披露與盈余管理行為的研究并不多， 且對于我國分階段實施（2016年在A+H股上市公司中首次實施， 2017年以后在所有A股上市公司中實施）關(guān)鍵審計事項披露政策是否仍然具有信息含量尚未涉及。 基于此， 本文以2015 ～ 2017年上市公司數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)， 研究關(guān)鍵審計事項披露與企業(yè)盈余管理行為的關(guān)系。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）關(guān)鍵審計事項披露與盈余管理行為

一般而言， 關(guān)鍵審計事項是被審計單位與風(fēng)險相關(guān)的重要事項， 是審計師與企業(yè)管理層所共同認可的事項。 從關(guān)鍵審計事項披露的產(chǎn)生來看， 審計師為了減輕審計責(zé)任， 必然要嚴格執(zhí)行審計程序， 增加對財務(wù)報告的控制力[19] 。 對于審計師而言， 其在審計過程中會表現(xiàn)出更強更專業(yè)的審計能力， 對關(guān)鍵審計事項相關(guān)風(fēng)險程度給予更大關(guān)注， 對盈余管理的態(tài)度更加嚴格。 對于管理層而言， 由于關(guān)鍵審計事項披露是“新鮮事物”， 為了企業(yè)聲譽， 其會積極配合審計師， 努力提升會計信息質(zhì)量， 自動減少盈余管理行為。

從關(guān)鍵審計事項披露的效果來看， 信息披露能夠緩解信息不對稱， 增加企業(yè)信息的供給， 提高信息使用者對企業(yè)財務(wù)報告的信任度。 對審計師而言， 原本屬于不公開的審計工作底稿內(nèi)容， 現(xiàn)被公開披露且接受檢驗， 促使其執(zhí)業(yè)過程更加謹慎[1] ， 因此當(dāng)與企業(yè)管理層發(fā)生意見分歧時， 其可能會表現(xiàn)出更強的獨立性。 Sirois等[6] 等運用視線追蹤技術(shù)進行檢驗， 發(fā)現(xiàn)審計報告中關(guān)鍵審計事項的披露有助于吸引投資者在搜尋信息時的注意力。 心理學(xué)研究表明， 人們往往習(xí)慣于“容易的信息”， 關(guān)鍵審計事項披露相對于長達幾十頁的審計報告而言更具信息含量。 行為學(xué)研究表明， 個人尋求可靠信息來源最重要的因素是可信賴性和專家才能[14，20] ， 而且在面對繁多的信息時， 信息使用者往往會積極尋找額外的可靠信息。 關(guān)鍵審計事項披露作為獨立專業(yè)審計師對財務(wù)報告的重要鑒證事項， 其重要性不言而喻。 關(guān)鍵審計事項被披露， 說明審計師不僅已經(jīng)對企業(yè)進行了嚴格審計， 而且與管理層進行了有效溝通; 企業(yè)管理層也已經(jīng)能夠控制好與關(guān)鍵審計事項相關(guān)的風(fēng)險[21] ， 減少異常應(yīng)計[10] 。 基于此， 提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：關(guān)鍵審計事項的披露能夠顯著抑制企業(yè)盈余管理行為。

（二）關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量與盈余管理

1504號審計準則要求披露關(guān)鍵審計事項， 但是對于關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量并未明確規(guī)定。 首先， 按照信號傳遞原則， 披露的信息越多， 說明管理層對新審計準則的參與度越高、配合越好， 其提供的財務(wù)報告質(zhì)量越高， 盈余管理程度越低。 其次， 關(guān)鍵審計事項披露得越多， 說明審計師在執(zhí)業(yè)過程中越勤勉， 企業(yè)在被審計過程中承受的壓力越大， 其進行盈余管理行為的空間就越小。 再次， 按照1504號審計準則， 關(guān)鍵審計事項的披露是審計師與管理層溝通的結(jié)果， 關(guān)鍵審計事項披露得越多， 可能意味著審計師在披露關(guān)鍵審計事項的過程中受到訴訟壓力的影響越弱， 管理層越愿意與審計人員溝通， 企業(yè)盈余管理行為越少。 最后， 有研究顯示， 披露關(guān)鍵審計事項能夠顯著降低審計師的法律責(zé)任， 審計師為了減輕自身法律責(zé)任， 對于關(guān)鍵審計事項披露的數(shù)量越多， 企業(yè)盈余管理程度越低。 基于此， 提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量與企業(yè)的盈余管理行為負相關(guān)。

四、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文選取2015 ～ 2017年執(zhí)行1504號審計準則的上市公司為研究對象， 并對樣本進行如下處理：①刪除ST公司樣本; ②刪除金融行業(yè)樣本; ③刪除當(dāng)年上市或者次年上市公司樣本; ④刪除有缺省值的樣本。 為了排除離群值的影響， 對所有連續(xù)型變量進行1%和99%分位數(shù)的Winsorize縮尾處理， 沒有發(fā)現(xiàn)較強的異常值。 最終得到2016年67家A+H股上市公司， 2017年3125家A股上市公司， 共計8360個有效研究樣本。 所有關(guān)鍵審計事項都通過巨潮咨詢網(wǎng)手工收集和整理， 相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫， 數(shù)據(jù)處理采用Stata 14軟件。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：盈余管理行為（|DA|）。 由于上市公司普遍存在盈余管理行為， 且企業(yè)業(yè)績與總應(yīng)計水平有一定的相關(guān)性， 因此本文借鑒Kothari等[22] 的業(yè)績匹配瓊斯模型來衡量企業(yè)的盈余管理行為， 具體計算模型如下：

=β1×? ? ? ? ?+β2×? ? ? ? ? ? ?+

β3×? ? ? ? ? ?+β4×? ? ? ? ? ? ? +εi，t （1）

Ndai，t=β1×? ? ? ? ?+β2×? ? ? ? ? ? ?+

β3×? ? ? ? ? +β4×? ? ? ? ? ? ? ?+γ （2）

|DAi，t|=? ? ? ? ? -Ndai，t? ?（3）

具體計算步驟為：①利用模型（1）估計出系數(shù)β1、β2、β3和β4， 其中：TAi，t為i公司第t年的總應(yīng)計項目， 等于第t年的凈利潤減去經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量; Ai，t-1為i公司第t年的期初資產(chǎn)賬面價值; △REVi，t為i公司第t年的營業(yè)收入增量; PPEi，t為i公司第t年的固定資產(chǎn)總額; ROAi，t為i公司第t年的總資產(chǎn)凈利率。 ②將估計的系數(shù)β1、β2、β3和β4代入模型（2）計算出企業(yè)非操控性應(yīng)計利潤Ndai，t。 ③采用模型（3）計算出可操控性應(yīng)計利潤 DAi，t后取絕對值， 以其衡量盈余管理行為。

2. 解釋變量。

（1）關(guān)鍵審計事項披露（KAM）。 代表關(guān)鍵審計事項信息量的披露程度， 用審計報告中的關(guān)鍵審計事項披露個數(shù)來表示。 當(dāng)該變量的系數(shù)顯著為負時， 說明關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量越多， 越有助于減少企業(yè)可操控性應(yīng)計利潤， 企業(yè)盈余管理程度越低。

（2）實施政策的時點（Post）。 實施政策之前取值為0， 實施政策之后取值為1， 即在進行雙重差分模型驗證時， 2016年之后Post取值為1， 否則取值為0。

（3）關(guān)鍵審計事項披露與實施政策的時點的交乘項（KAM×Post） 。 該變量的系數(shù)是本研究重點考慮的政策效應(yīng)系數(shù)。 需要說明的是， 此處KAM按照虛擬變量取值， 若公司披露了關(guān)鍵審計事項， 則KAM取值為1， 否則取值為0。 當(dāng)Post×KAM的系數(shù)顯著為負時， 說明關(guān)鍵審計事項的披露有助于降低企業(yè)的可操控性應(yīng)計利潤， 企業(yè)盈余管理行為受到抑制。

3. 控制變量。 借鑒已有研究， 本文選取了代表企業(yè)日常業(yè)務(wù)復(fù)雜程度的企業(yè)規(guī)模（LnTA）、代表企業(yè)成長性的財務(wù)杠桿系數(shù)（Lev）和主營業(yè)務(wù)收入增長率（Growth）， 以及當(dāng)年是否虧損（Loss）、審計費用（LnAudit）、聘請的會計師事務(wù)所是否為“四大”（Big4）、前十大股東的持股比例（Sumshare）、前十大股東的關(guān)聯(lián)性（Relation）和董事會人數(shù)（Board）等控制變量， 以控制其對盈余管理的影響。

各變量的具體定義如表1所示。

（三）模型設(shè)定

模型主要用來檢驗關(guān)鍵審計事項披露對企業(yè)盈余管理行為的影響。 關(guān)鍵審計事項的披露可以看作一次自然實驗或者準實驗， 衡量其實施效果可以采用雙重差分模型。 但是， 由于1504號審計準則規(guī)定A+H股上市公司率先在2016年的財務(wù)報表審計中執(zhí)行， 2017年在所有A股上市公司中執(zhí)行， 該新準則的執(zhí)行并非隨機進行的， 而對非隨機樣本直接進行估計將產(chǎn)生樣本選擇偏差。 另外， 由于存在一些不可觀測、不隨時間變化的因素， 直接比較實施和未實施企業(yè)之間的盈余管理行為可能會產(chǎn)生異質(zhì)性偏差。 因此， 首先采用傾向匹配得分（PSM）尋找與披露關(guān)鍵審計事項類似的對照組企業(yè)來消除樣本的選擇偏差問題， 然后結(jié)合雙重差分法（DID）估計出關(guān)鍵審計事項披露對盈余管理行為的效應(yīng)， 以在較大程度上保證研究結(jié)果的準確性。 基于此， 本文構(gòu)建了以下回歸模型對研究假說進行檢驗：

|DA|=β0+β1Post×KAM+β2Post+β3KAM+

β4X+φ? ?（4）

|DA|=α0+α1KAM+αX+ε? （5）

其中， X表示控制變量。 模型（4）為檢驗關(guān)鍵審計事項披露與盈余管理行為的傾向匹配雙重差分模型， 待檢驗系數(shù)為β1， 主要驗證假設(shè)1; 模型（5）是針對關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量對盈余管理行為的總體影響的回歸模型， 待檢驗系數(shù)為α1， 主要驗證假設(shè)2。

五、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列出了2015 ～ 2017年8360個研究樣本的主要研究變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。 |DA|的均值為0.053， 中位數(shù)為0.037， 最小值為0， 最大值為0.282， 說明多數(shù)企業(yè)的可操控性應(yīng)計利潤較小。 KAM的均值為0.80， 中位數(shù)為0， 均值高于中位數(shù)， 最大值為7， 說明不同企業(yè)的關(guān)鍵審計事項披露存在一定的差異性。 LnTA的均值為22.27， 中位數(shù)為22.13， 兩者相差不大， 說明企業(yè)規(guī)模符合正態(tài)分布。 LnAudit均值為13.86， 中位數(shù)為13.76， 最小值與最大值分別為12.61和16.28， 說明上市公司支付的審計費用基本符合正態(tài)分布。 Lev的均值為43%， 中位數(shù)為41.8%， 最小值與最大值分別為5.4%和94.1%， 表明我國上市公司負債比率存在較大的差異。 Big4的均值為0.054， 表明有5.4% 的上市公司聘請了“四大”會計師事務(wù)所進行審計鑒證業(yè)務(wù)。 Board的均值和中位數(shù)分別為8.518和9， 二者差別不大， 說明大多數(shù)企業(yè)的董事會人數(shù)為9人。 Relation的均值為0.63， 說明有63%的企業(yè)的前十大股東是有關(guān)系的。 Sumshare的平均數(shù)與中位數(shù)分別為57.80和58.48， 二者相差不大， 說明大多數(shù)企業(yè)的前十大股東所占股份之和超過了50%。 Growth的均值與中位數(shù)分別為24.4%和11.6%， 最小值與最大值分別為-59.4%與412.4%， 說明大多數(shù)企業(yè)的成長性低于均值， 且個體企業(yè)之間存在較大的差異。

（二）相關(guān)性檢驗

本研究對主要變量進行了多重共線性檢驗（囿于篇幅， 表已省略）。 Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)檢驗均顯示研究變量之間的相關(guān)系數(shù)均不超過0.5， 不存在嚴重的多重共線性。 在沒有控制其他變量時， 兩種檢驗方法下|DA|與KAM的相關(guān)系數(shù)分別為-0.034和-0.022， 且均至少在5%的水平上顯著， 即關(guān)鍵審計事項的披露能夠顯著降低企業(yè)的可操控性應(yīng)計利潤， 盈余管理行為得到抑制。 LnTA、Big4、Board及Loss均與|DA|至少在5%的顯著性水平上負相關(guān); Lev和Growth均與|DA|在1%的顯著性水平上正相關(guān)。 上市公司關(guān)鍵審計事項披露對盈余管理行為的具體影響將在下文的回歸分析中進一步得到驗證。

（三）回歸分析

本研究采用傾向匹配得分（PSM）尋找與披露關(guān)鍵審計事項類似的對照組企業(yè)來消除樣本的選擇偏差問題， 然后結(jié)合雙重差分法（DID）估計出關(guān)鍵審計事項披露對盈余管理行為的真實效應(yīng)， 以在較大程度上保證研究結(jié)果的準確性。 該PSM是按照1∶3的近鄰匹配， 試驗組與匹配對照組所允許的最大距離為0.05。? 表3列示了匹配前后兩組樣本各特征變量的均衡性檢驗結(jié)果。 結(jié)果顯示， 匹配后（Matched）的所有變量的標準化偏差（%bias）均小于10%， 且與匹配前（Unmatched）相比， 大多數(shù)變量的標準化偏差均大幅縮小。

表4從整體上列示了匹配前后兩組的差異。 結(jié)果顯示， 與匹配前相比， 匹配后樣本的平均值方差（MeanBias）和中位數(shù)方差（MedBias）都大幅度降低， P值也從0.000變成了0.756。

表5列示了關(guān)鍵審計事項披露對盈余管理行為的影響結(jié)果， 具體如下：第（1）列和第（2）列分別為未實施關(guān)鍵審計事項披露政策的樣本與已實施該政策的樣本的回歸結(jié)果; 第（3）列和第（4）列分別為經(jīng)過傾向匹配得分后試驗組與對照組運用DID回歸的結(jié)果; 第（5）列和第（6）列分別是政策實施前后全樣本的多元回歸結(jié)果。

由第（2）列可知， 關(guān)鍵審計事項披露與盈余管理行為的相關(guān)系數(shù)為-0.002， 且在1%的水平上顯著， 說明披露關(guān)鍵審計事項對企業(yè)的可操控性應(yīng)計利潤產(chǎn)生了負向效應(yīng)， 顯著抑制了企業(yè)盈余管理行為。 第（3）列和第（4）列顯示， Post×KAM的系數(shù)都在1%的水平上顯著為負， 說明關(guān)鍵審計事項披露顯著降低了企業(yè)可操控性應(yīng)計利潤， 顯著抑制了企業(yè)盈余管理行為。 由此假設(shè)1得到驗證， 即關(guān)鍵審計事項披露政策的實施顯著抑制了企業(yè)盈余管理行為。

第（5）列與第（6）列報告了關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量對盈余管理行為的影響， 均以全樣本為基礎(chǔ)采用多元線性回歸， 結(jié)果顯示， 關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量的系數(shù)都為負， 且均在1%的水平上顯著， 說明關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量與企業(yè)盈余管理行為具有顯著的負相關(guān)關(guān)系。 由此假設(shè)2得到驗證， 即企業(yè)關(guān)鍵審計事項披露的數(shù)量越多， 企業(yè)可操控性應(yīng)計利潤就越低， 企業(yè)盈余管理行為越弱。 控制變量中， 企業(yè)規(guī)模和董事會規(guī)模與企業(yè)盈余管理行為顯著負相關(guān)， 基本符合預(yù)期。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證上述研究結(jié)論的穩(wěn)健性， 本文還做了如下穩(wěn)健性檢驗：

1. 更換盈余管理行為變量的計算方式。 上文運用業(yè)績匹配瓊斯模型來衡量盈余管理行為， 然而有學(xué)者認為修正后的業(yè)績匹配瓊斯模型的結(jié)果更穩(wěn)健。 鑒于此， 本文運用修正后的業(yè)績匹配瓊斯模型計算出可操控性應(yīng)計利潤的絕對值， 作為盈余管理行為變量值代入模型進行回歸（表略）。

2. 時間安慰劑試驗。 關(guān)鍵審計事項披露政策于2016年開始執(zhí)行， 所以2015年是控制組， 2016年之后為處理組。 現(xiàn)假定政策在2014年開始執(zhí)行， 那么2013年為控制組， 2014之后為處理組， 按照前述程序?qū)颖緮?shù)據(jù)進行DID回歸和多元回歸， 最終DID回歸結(jié)果及多元回歸結(jié)果如果不顯著， 則說明上文的結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性（表略）。

3. 反向雙重差分檢驗。 由于關(guān)鍵審計事項披露政策于2016年在A+H股上市公司率先執(zhí)行， 2017年在所有A股上市公司執(zhí)行， 鑒于此， 可運用Kim和Lee[23] 的反向雙重差分法（Difference in Difference in Reverse， 簡稱反向DID或DIDR）來進一步驗證關(guān)鍵審計事項披露政策執(zhí)行的效果。 反向DID與正常DID的操作過程類似， 具體為：在時間上予以反轉(zhuǎn)， 將一直執(zhí)行關(guān)鍵審計事項披露政策的企業(yè)視為控制組， 試點執(zhí)行關(guān)鍵審計事項披露政策的企業(yè)視為處理組， 然后進行正常的雙重差分處理， 回歸結(jié)果如表6第（1）列和第（4）列所示。 同時， 為了進一步驗證反向DID回歸結(jié)果的穩(wěn)定性， 被解釋變量盈余管理行為選擇為|DA2|， 即采用修正后的業(yè)績匹配瓊斯模型計算的可操控性應(yīng)計利潤的絕對值（原采用業(yè)績匹配瓊斯模型計算的可操控性應(yīng)計利潤的絕對值為|DA1|）， 雙重差分回歸結(jié)果如表6第（2）列和第（4）列所示。 由于反向DID仍然屬于變形后的雙重差分處理， 仍然可能存在樣本選擇的非隨機性問題， 于是將上述樣本進行傾向匹配得分后再進行雙重差分處理， 回歸結(jié)果如表6第（5） ～ （8）列所示。

無論采用上述三種穩(wěn)健性檢驗方法中的哪一種， 除了主要變量的相關(guān)性系數(shù)及t值存在細微差別外， 研究結(jié)論都保持不變， 說明前述研究結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

（五）進一步研究

1. 會計師事務(wù)所特征、關(guān)鍵審計事項披露與盈余管理行為。 已有研究證明會計師事務(wù)所的審計質(zhì)量具有異質(zhì)性， 國際大型會計師事務(wù)所的專業(yè)能力更強、技術(shù)更高， 而且國際四大會計師事務(wù)所比非國際四大會計師事務(wù)所的規(guī)模更大， 其更可能保持較高的獨立性， 提供的審計業(yè)務(wù)質(zhì)量更高， 其客戶的盈余管理程度更低[24] ， 審計業(yè)務(wù)質(zhì)量也更能得到市場的認可。 由于關(guān)鍵審計事項披露是公司聘請的會計師事務(wù)所審計師與公司管理層溝通的結(jié)果， 且關(guān)鍵審計事項披露具有會計師事務(wù)所層面的固定效應(yīng)[8] ， 關(guān)鍵審計事項披露對聘請的會計師事務(wù)所審計師的專業(yè)能力及溝通能力的要求更高。 那么， 關(guān)鍵審計事項披露對聘請“四大”與“非四大”的上市公司盈余管理行為的影響是否具有異質(zhì)性？ 關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量如何影響聘請“四大”與“非四大”的上市公司盈余管理行為？ 下面進一步運用前述模型（4）和模型（5）進行檢驗分析， 樣本依據(jù)會計師事務(wù)所類型分為“四大”與“非四大”兩組， 回歸結(jié)果如表7所示。

表7第（1）列和第（2）列的結(jié)果顯示：“非四大”組Post×KAM的系數(shù)為-0.005， 且在1%的水平上顯著， “四大”組Post×KAM的系數(shù)為-0.008， 但不顯著， 說明相比聘請“四大”的企業(yè)， 關(guān)鍵審計事項披露政策的實施對聘請“非四大”的企業(yè)盈余管理行為的影響更顯著。 第（3）列和第（4）列的結(jié)果顯示：“四大”組關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量與企業(yè)盈余管理行為的系數(shù)為-0.005， 且在1%的水平上顯著， “非四大”組關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量與企業(yè)盈余管理行為的系數(shù)為-0.005， 且在1%的水平上顯著， 說明不論是聘請“四大”的企業(yè)還是聘請“非四大”的企業(yè)， 關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量越多， 越能抑制企業(yè)盈余管理行為。

2. 關(guān)鍵審計事項類別與盈余管理行為。 對2016年和2017年有效樣本中披露的關(guān)鍵審計事項具體內(nèi)容進行分析， 發(fā)現(xiàn)占比最多的是收入類和減值類事項。 其中：2016年的減值類關(guān)鍵審計事項（包括壞賬準備、商譽減值、存貨跌價準備、固定資產(chǎn)及其他長期資產(chǎn)減值等）占比68.03%， 收入類關(guān)鍵審計事項占比18.37%; 2017年減值類關(guān)鍵審計事項占比46.54%， 收入類關(guān)鍵審計事項占比34.17%。 據(jù)此， 進一步將關(guān)鍵審計事項類別進行細分， 運用前述模型（4）研究關(guān)鍵審計事項披露對企業(yè)盈余管理行為的影響， 其中， Post×KAM替換為收入類關(guān)鍵審計事項披露與盈余管理行為的交乘項Reven×KAM及減值類關(guān)鍵審計事項披露與盈余管理行為的交乘項Depare×KAM回歸結(jié)果如表8所示。

表8第（1）列和第（2）列的結(jié)果顯示：減值類關(guān)鍵審計事項披露與企業(yè)盈余管理行為的交乘項的系數(shù)均為-0.002， 且至少在10%的水平上顯著為負; 而收入類關(guān)鍵審計事項披露對盈余管理行為幾乎沒有影響且不顯著。 這說明減值類關(guān)鍵審計事項披露能顯著抑制企業(yè)盈余管理行為， 而收入類關(guān)鍵審計事項披露未起到抑制企業(yè)盈余管理行為的作用。

3. 關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量與商業(yè)信用。 披露關(guān)鍵審計事項的目的是降低信息不對稱， 以幫助投資者做出決策。 那么， 關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量對于企業(yè)的另一利益相關(guān)者——供應(yīng)商是否具有影響？ 下面運用前述模型（5）來研究關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量對企業(yè)商業(yè)信用的影響。

對于企業(yè)與供應(yīng)商的關(guān)系， 應(yīng)付票據(jù)、應(yīng)付賬款、預(yù)付賬款是其三種商業(yè)信用模式。 依據(jù)交易成本理論， 三種商業(yè)信用模式的交易成本是不同的， 企業(yè)一般會選擇交易成本較低的模式。 對于購買方而言， 預(yù)付賬款由于“先付錢， 后購貨”， 直接體現(xiàn)出供應(yīng)商對企業(yè)的不信任， 因此相對而言其交易成本較高。 應(yīng)付票據(jù)從簽發(fā)到承兌往往是一個復(fù)雜的過程， 中間又增加了銀行這一環(huán)節(jié)， 相對于應(yīng)付賬款來說， 其交易成本更高。 而應(yīng)付賬款是在雙方相互信任的環(huán)境中采用的交易成本較低的一種商業(yè)信用模式。 因此， 本文借鑒陳運森、王玉濤[25] 的方法， 采用應(yīng)付賬款、應(yīng)付票據(jù)和預(yù)付賬款的相對比重來衡量企業(yè)的商業(yè)信用， 并構(gòu)建如下模型：

Crediti，t+1=κ0+κ1KAM+κiControl+? （6）

模型（6）中被解釋變量為商業(yè)信用（Credit）， 采用下一年（t+1）不同商業(yè)信用模式的比例衡量， 控制變量包括企業(yè)規(guī)模、財務(wù)風(fēng)險、否是“四大”、企業(yè)成長性、董事會規(guī)模、前十大股東持股比例等， 同時還控制了年度和行業(yè)特征。 被解釋變量商業(yè)信用的定義如表9所示。

表10列示了關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量與企業(yè)商業(yè)信用的回歸結(jié)果。 結(jié)果表明：關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量與Credit1、Credit2及Credit3的回歸系數(shù)分別為-0.020、-0.018和-0.089， 且至少在10%的水平上顯著， 說明關(guān)鍵審計事項披露得越多， 企業(yè)選擇應(yīng)付票據(jù)、預(yù)付賬款商業(yè)信用的比例就越小; 而關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量與Credit4的回歸系數(shù)為0.014， 且在10%的水平上顯著， 這進一步說明關(guān)鍵審計事項披露得越多， 企業(yè)越容易獲得較低交易成本的商業(yè)信用， 即企業(yè)獲得的應(yīng)收賬款商業(yè)信用越多。

那么， 為什么會出現(xiàn)關(guān)鍵審計事項披露得越多， 企業(yè)越容易獲得交易成本較低的應(yīng)收賬款商業(yè)信用呢？ 進一步深究發(fā)現(xiàn)， 關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量增加能夠顯著抑制企業(yè)盈余管理行為， 供應(yīng)商意識到企業(yè)盈余質(zhì)量較高， 進而愿意提供較低交易成本的應(yīng)收賬款商業(yè)信用。 依據(jù)溫忠麟等[26] 的中介檢驗程序， 結(jié)合Sobel檢驗， 得出Z值為1.73， 說明企業(yè)盈余管理行為在關(guān)鍵審計事項披露與商業(yè)信用之間具有顯著的中介效應(yīng)， 具體結(jié)果見表11。

六、研究結(jié)論

關(guān)鍵審計事項披露是新審計報告的重大變革， 雖然已有文獻對關(guān)鍵審計事項披露的信息含量及審計師責(zé)任進行了大量研究， 并得出了相關(guān)研究結(jié)論。 然而， 涉及關(guān)鍵審計事項披露與盈余管理行為的研究并不多， 且在我國分階段實施關(guān)鍵審計事項披露政策的情況下， 關(guān)鍵審計事項披露是否仍然具有信息含量尚無研究涉及。 基于此， 本文以2015 ～ 2017年上市公司數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)， 借助PSM+DID模型檢驗我國關(guān)鍵審計事項披露對上市公司盈余管理行為的影響。 研究發(fā)現(xiàn)：關(guān)鍵審計事項披露抑制了上市公司盈余管理行為， 且審計報告中關(guān)鍵審計事項披露得越多， 公司盈余管理程度越低。 進一步研究發(fā)現(xiàn)：相比聘請“四大”會計師事務(wù)所的上市公司， 關(guān)鍵審計事項披露政策的實施對聘請“非四大”會計師事務(wù)所的上市公司盈余管理行為的抑制作用更顯著， 且關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量增加對于聘請“四大”與“非四大”會計師事務(wù)所的上市公司盈余管理行為都有顯著的抑制作用; 關(guān)于關(guān)鍵審計事項披露類別的研究發(fā)現(xiàn)， 收入類關(guān)鍵審計事項披露對盈余管理行為的影響并不顯著， 而減值類關(guān)鍵審計事項披露能顯著降低盈余管理行為; 關(guān)鍵審計事項披露數(shù)量增加能夠促使上市公司獲得交易成本較低的應(yīng)收賬款商業(yè)信用， 主要是因為企業(yè)盈余管理在兩者之間起著關(guān)鍵的中介作用。

本文的研究結(jié)論豐富了關(guān)鍵審計事項披露政策實施效果的研究， 發(fā)現(xiàn)關(guān)鍵審計事項披露政策分階段實施會降低上市公司的盈余管理行為， 具體地， 會計師事務(wù)所類型、披露的關(guān)鍵審計事項類型不同， 其對盈余管理行為的影響也不同; 在此基礎(chǔ)上， 進一步剖析了關(guān)鍵審計事項披露對上市公司商業(yè)信用的影響機制， 發(fā)現(xiàn)企業(yè)盈余管理行為在二者之間起著關(guān)鍵的中介作用， 這對于監(jiān)管部門規(guī)范關(guān)鍵審計事項披露及制定相關(guān)政策具有參考價值。

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