關鍵審計事項披露決策中的錨定效應會影響審計質量嗎?

姚 宏, 孫 曉 杰, 王 慧 慧

(大連理工大學 經濟管理學院,遼寧 大連 116024)

一、問題提出

審計報告是審計師針對被審計單位年度財務報表數據的真實性、合法性和公允性所出具的書面審計意見,也是投資者獲取上市公司審計信息的重要來源。然而,傳統審計報告提供的信息過于簡約和籠統,無法充分反映審計師的決策過程,導致審計信息溝通不足。對此,為了增加審計信息含量,使審計過程更加透明,眾多國家和相關組織機構陸續進行了審計報告改革,如2003年法國要求披露評估理由(Justifications of Assessments,JOAs),2013年英國要求披露重大錯報風險(Risk of Material Misstatements,RMMs),國際審計與鑒證準則委員會(International Auditing and Assurance Standards Board,IAASB)于2016年以及美國上市公司會計監督委員會(Public Company Accounting Oversight Board,PCAOB)于2019年,分別要求公眾公司披露關鍵審計事項(Key Audit Matters,KAM)等。為了順應國際審計報告改革的趨勢,我國財政部印發審計準則第1504號令,要求A+H股于2016年開始,滬深兩市A股于2017年開始在審計報告中增加對關鍵審計事項的披露(以下簡稱“新審計準則”)。

新審計準則的核心變化是在審計報告中增加披露“關鍵審計事項”,使投資者更容易了解審計師專業視角下的上市公司風險信息。對于新審計準則實施的有效性,學者們的研究結果不盡相同。如陳麗紅等[1]通過實證研究驗證了關鍵審計事項披露能夠增加信息含量;楊明增等[2]認為新審計準則顯著降低了上市公司的盈余管理程度,提高了審計質量;張繼勛等[3]通過實驗研究也驗證了關鍵審計事項的披露不僅能夠增強管理層與審計師之間的溝通意向,還抑制了企業的應計盈余管理。但也有學者認為關鍵審計事項披露是審計師與管理層溝通后的結果,其專業性較強,對信息不對稱的改善效果有限[4],進一步,其對財務報告層面的審計質量也不會產生實質性影響[5];Bédard等也發現關鍵審計事項的披露不會影響審計質量[6]。

那么,是什么原因引發了對新審計準則實施有效性的研究結論不一致呢?關鍵審計事項是審計師根據其執業經驗,在當期財務報表審計中認定的最為重要的事項,且在描述過程中以報告使用者為中心,呈現出與上市公司緊密相關的信息,才能真正地提高新審計報告的信息含量。然而,自新審計準則實施以來,關鍵審計事項披露的“模板化”特征越來越明顯,如張呈和李長愛認為,目前關鍵審計事項形成的理由闡述不到位、信息冗余或不足、未能與上市公司緊密聯系等問題較嚴重[7];田高良等發現同一年份行業內,被同一家會計師事務所審計的公司在披露事項類別文本相似度、披露詳細程度、語調指標和可讀性指標上都具有顯著相似性[8];莊飛鵬和連敏發現,上市公司關鍵審計事項披露的平均數量為兩個,信息高度趨同并呈現進一步趨同態勢[9]。由此可見,雖然新審計準則提出了個性化信息披露的要求,但并未對具體披露的內容進行強制性規定,這為關鍵審計事項披露的決策行為提供了可能的彈性。

此外,在關鍵審計事項披露決策時,審計師與管理層的溝通過程和細節是一個“黑箱”,無法通過外部觀察獲知其具體過程。從審計師決策角度來看,在受上市公司委托進行相關審計時,其會從“成本-收益均衡”原則[10]出發,在審計風險與審計收益之間加以權衡,在不違反會計準則的前提下,很可能會遵從管理層的披露意愿以維護客戶關系。對應的,審計師會參照審計市場上的普遍披露情況確定關鍵審計事項的披露數量,以減少非必要性的審計程序,降低審計成本,進而導致在關鍵審計事項披露中的錨定效應[11],最終演變為新審計準則下的披露“模板化”問題。從管理層決策角度來看,不論是出于短期的機會主義動機,還是追求長遠價值動機;不論是通過“有限披露”來防止同業競爭者窺探本公司未來戰略部署,還是避免被市場監管者過分關注,管理層都具有低水平風險信息的披露動機。

審計報告改革的初衷是增加個性化風險事項信息,增加信息含量,從而緩解信息不對稱程度,但是目前呈現出的“同質化”和“模板化”,與政策執行初衷大相徑庭。根據以上背景,本文基于信息不對稱理論、信號傳遞理論、錨定與調整啟發式理論,選取2017～2020年滬深兩市A股上市公司作為研究樣本,分析驗證關鍵審計事項對審計質量的影響;探討關鍵審計事項披露的錨定偏差對關鍵審計事項與審計質量關系可能存在的影響,并進一步研究地區差異和會計師事務所變更對于錨定偏差的調節作用,為后續新審計準則的逐步完善提供有價值的參考建議。

本文首次采用主成分分析法從多個維度提取出“關鍵審計事項披露質量”這一綜合指標,提出了有別于以往研究中從條目數量、描述字數等維度測度關鍵審計事項的新視角;同時,嘗試依托于行為金融理論,實證檢驗關鍵審計事項披露中存在的錨定效應,分析其對關鍵審計事項與審計質量關系的影響;進一步,從地區差異和會計師事務所變更視角出發,探討了關鍵審計事項披露中錨定偏差的作用機制。

二、理論分析與研究假設

1.關鍵審計事項的研究

自關鍵審計事項披露以來,國內外學者的研究主要集中于關鍵審計事項披露的影響因素和披露關鍵審計事項的經濟后果兩個方面。

從影響關鍵審計事項披露的因素出發,一方面,耀友福和林愷[12]發現年報問詢函能夠積極影響審計師對關鍵審計事項的判斷,提高信息含量。另一方面,從審計師個人特質和上市公司基本特征入手,有學者研究發現女性審計師[13]和行業專家型審計師[14]傾向于披露更多、文本篇幅更長的關鍵審計事項;上市公司自身的營運能力、盈利能力、償債能力、內部控制質量、社會地位等因素也會對關鍵審計事項披露施加影響[15-16]。

從披露關鍵審計事項的經濟后果來看,目前研究主要聚焦在審計師、上市公司及投資者這3大利益相關者。從審計師角度,有學者認為關鍵審計事項的披露會增加訴訟中陪審團對審計師的責任認定[17];而持相反觀點的學者卻認為披露關鍵審計事項會降低在訴訟風險發生時陪審員判定審計師失職的概率,進而導致其將披露關鍵審計事項視作規避訴訟風險的手段,反而會使其減少在高風險領域的審計投入,降低審計質量[18];對上市公司影響方面,張曾蓮等發現披露關鍵審計事項會擴大股價崩盤風險[19],但也有學者認為關鍵審計事項的披露與公司股價崩盤風險負相關[20];對市場及投資者的影響方面,多數學者們認為關鍵審計事項披露顯著提高了審計工作的透明度,能夠通過“風險信號傳遞效應”為投資者提供增量信息[21-22],而持相反觀點的學者卻認為關鍵審計事項披露的專業性較強[4],改善信息不對稱的效果有限,不會對審計質量產生實質性影響[5-6]。

上述研究基于不同角度,得到的結論不完全一致,這表明自2016年新審計準則改革至今,該領域的研究內容雖然較為豐富,但作為一種緩解信息不對稱的新機制,關鍵審計事項披露能否真正有效地提升審計質量、為外部利益相關者提供增量信息尚不明確,其內部作用機理尚待進一步厘清。此問題的探討不僅有助于政策制定者了解新審計準則的執行效果并逐步改進完善其細節,而且有助于提升上市公司信息披露質量,促進資本市場健康穩健發展。

2.關鍵審計事項與審計質量的關系

目前被普遍接受的審計質量的內涵界定來自學者DeAngelo[23],其認為審計質量是審計師通過審計工作發現被審計單位進行的不遵守會計準則規范性的違法違規行為,并將該行為定義對外披露的聯合概率。從定義可知,上市公司審計質量的高低,主要取決于審計師的專業性與獨立性,即審計師越專業,越能發現上市公司的違法違規行為;審計師獨立性越高,越可能發揮第三方鑒證作用,克服道德風險,向公眾披露上市公司的經營風險與違規會計處理。兩者均會導致上市公司審計質量越高;對于審計質量的度量,較為典型的包括以可操縱性應計利潤代表的盈余管理[2]、審計費用[24]、審計意見[25]、財務重述[26]等。結合審計報告改革的初衷可以看出,新審計準則的核心內容是要求審計師披露關鍵審計事項,以此提高審計報告信息的含量[27]和時效。關鍵審計事項披露為投資者等外部利益相關者呈現了高度透明化的審計業務流程,但伴隨而來的是審計師面臨更大審計壓力和更高的審計風險。這將迫使審計師付出更多的精力、執行更多的審計程序以及更加謹慎地出具審計意見[28]以保持自己的職業聲譽,從而最大程度地契合新審計準則的要求,提高審計質量。

一方面,審計師在審計過程中基于對各類財務信息數據進行分析和判斷確認關鍵審計事項,并對這些信息內容進行整理歸納,從而傳遞出傳統審計報告中所不具有的信息,使審計報告使用者能夠更加深入、全面地理解審計行為與結果。進而,審計師披露的關鍵審計事項數量越多,其向外傳遞的風險事項信息也越多,這將幫助審計報告使用者捕捉到大量與上市公司緊密相關的特定信息,有效緩解信息不對稱程度。另一方面,雖然新審計準則對關鍵審計事項的披露數量及詳盡程度無強制要求,但從減少重大錯報風險和保護自身聲譽的目的出發,審計師會增加披露數量,并相應地增加審計程序,抑制管理層的機會主義行為?；谛盘杺鬟f理論,關鍵審計事項的披露數量越多,公開傳遞的信號所承載的信息含量越多,審計報告使用者獲取的信息越充分,信息不對稱得以緩解的程度越大,最終實現審計質量的提高。據此本文提出假設1。

H1:在其他條件不變的情況下,披露的關鍵審計事項數量越多,審計質量越高。

從盈余管理的研究來看,一般盈余管理有正向盈余管理和負向盈余管理兩類,不論正向還是負向,盈余管理程度越大,審計質量越低。就關鍵審計事項與管理層進行溝通時,審計師會對公司內控水平、治理規范性以及管理層的披露意圖等會計準則以外的因素進行考察,結合以往的經驗,做出專業性判斷,同時需要與管理層多次交換意見,在這過程中,管理層可能會有意識地“引導”審計師關注其想要披露的關鍵審計事項,而審計師可能會受其引導,或拒絕其引導,導致雙方可能會存在如圖1所示的4種博弈情境。正是由于審計師與管理層溝通過程這一“黑箱”,致使上述4種博弈結果存在著不均衡性,且無法進一步識別審計師是有意還是無意接受管理層的引導,即無法明確判斷審計師是否堅持獨立性。

圖1 審計師與管理層博弈結果推測

因此,為明確關鍵審計事項對審計質量施加影響的作用路徑,將全樣本劃分為正向盈余管理和負向盈余管理兩個子樣本,進行分組回歸。本文提出假設1a和假設1b。

H1a:在其他條件不變的情況下,關鍵審計事項的披露會抑制正向盈余管理,從而提高審計質量。

H1b:在其他條件不變的情況下,關鍵審計事項的披露會抑制負向盈余管理,從而提高審計質量。

3.關鍵審計事項披露中錨定偏差的調節作用

在全面實施新審計準則的第一年,關鍵審計事項令市場耳目一新,但近年來學者們發現不同企業披露的關鍵審計事項在披露類型、披露數量、披露內容和披露語調等方面存在明顯趨同的態勢[7-9,29],且上市公司在新的會計年度繼續披露上一年度所披露的關鍵審計事項的現象極為顯著,這將會使關鍵審計事項披露流于形式,嚴重違背審計報告改革的初衷?！澳０寤钡某霈F是審計師有意為之,還是無意為之?基于錨定與調整啟發式理論,在融入非理性因素的情境下,人們往往會利用已存在的、易獲取的以及成本低下甚至零成本的信息去構建一個心理底線,或稱之為參照點[30],這類行為不論是在社會生活,還是在經濟學領域研究之中均普遍存在。在審計師披露關鍵審計事項的決策行為中,審計師是否會依據自身的經驗證據、被審計單位的歷史信息以及審計市場的普遍趨勢確定一個初步的參照值,從而使其所披露的關鍵審計事項數量處于這一“參照值”上下波動的范圍區間內,最終促成如今的披露“模板化”?對此,本文從關鍵審計事項披露決策所涉及的兩個主體來分析。

對于管理層而言,一方面,公司所披露的關鍵審計事項數量和內容與其他上市公司保持相近水平,順應關鍵審計事項披露的總體趨勢,可以同時達到防止競爭者窺探到該公司未來戰略意圖、避免被市場監管者過分關注等多重目的;另一方面,由于關鍵審計事項揭示風險的屬性,不論出于短期的機會主義動機,還是追求長遠價值動機,管理層均會更傾向于“有限披露”。對于審計師而言,基于“成本-收益均衡”原則,如果想獲得正確的風險估計需要付出大量的努力,投入較高的成本;在不違背審計準則的前提下,如果與審計市場中的平均披露水平持平,既可降低自身的審計風險,獲取相對較高的收益,同時在一定程度上順從管理層的披露意愿,迎合客戶以維持業務關系,可謂取得“雙贏”的結果。因此,本文認為審計師存在令關鍵審計事項與市場趨同的動機,這也與雷霄[11]的研究結論相吻合。

那么,在管理層避免個性化信息披露的意愿和審計師過度依賴“錨”值的認知惰性的雙重驅動下,關鍵審計事項披露就可能無法避免信息冗雜、欠缺充足性、與有關財務數據和文本信息聯結性差、不能與被審計單位具體情況相匹配等問題,從而無法增加信息含量,甚至會使信息質量大打折扣。結合審計質量的定義,即使這些問題不會影響審計師的專業性,但會令其對外真實披露的概率大幅減小,影響審計獨立性,最終使審計質量有所下降。據此本文提出假設2。

H2:在其他條件不變的情況下,關鍵審計事項披露的錨定偏差越大,關鍵審計事項對審計質量的積極影響越大。

三、研究設計

1.樣本選擇與數據來源

2017年所有A股上市公司按新審計準則要求必須披露關鍵審計事項,故本文選取2017～2020年滬深兩市A股上市公司的相關數據作為研究樣本。財務數據來自國泰安(CSMAR)數據庫,關鍵審計事項數據來自公司年度報告的手工收集。在整個研究過程中,剔除了ST和*ST公司、金融行業公司以及研究范圍內存在缺失值的公司,最終獲得11 741個樣本。為了減小異常值對估計結果可能造成的影響,本文對連續變量在1%和99%水平上進行了Winsorize縮尾處理。

2.變量定義

(1)被解釋變量:審計質量

考慮到審計過程具有降低信息不對稱的作用,本文參照楊明增等[2]學者的做法,被解釋變量采用可操縱性應計利潤的絕對值Absdai,t加以衡量,利用修正的Jones模型來計算。其中,可操縱性應計利潤的絕對值Absdai,t越高,審計質量越低。

修正的Jones模型估計可操縱性應計利潤的具體計算過程如下:

①對模型1進行分行業、分年度回歸,獲得k1、k2、k3:

(1)

②將從模型1提取的k1、k2、k3代入模型2,計算出各公司每年的非操控性應計NDAi,t:

(2)

③通過模型3計算每個公司每年的操控性應計利潤:

DAi,t=TAi,t-NDAi,t

(3)

④最后,對DAi,t取絕對值,得到Absdai,t。

其中,TAi,t為應計利潤總數,等于營業利潤與經營活動現金凈流量之差;Ai,t-1為i公司第t-1期的資產總額;ΔREVi,t為i公司第t期相對于第t-1期的主營業務收入變化額;ΔRECi,t為i公司第t期相對于第t-1期的應收賬款變化額;PPEi,t為i公司第t期期末固定資產原值;NDAi,t為非操控性應計利潤;DAi,t為i公司第t期可操控性應計利潤;εi,t指殘差項。

(2)解釋變量:關鍵審計事項

一般情況下,審計師所披露的關鍵審計事項往往是依據重大事項或風險性事項所確定的,關鍵審計事項的披露數量越多,審計報告所具有的信息含量越高。本文將2017～2020年滬深兩市全部A股上市公司的年度報告所披露的關鍵審計事項數量作為解釋變量。

(3)調節變量:關鍵審計事項披露的錨定偏差

本文調節變量的衡量方式是取關鍵審計事項的披露的數量與同年度所有A股上市公司平均披露數量的差值,再取絕對值,其中,錨定偏差越大,錨定效應強度越小,模板化屬性越弱,即Anchor_Kami,t=|i公司第t期披露的關鍵審計事項數量-第t期所有公司關鍵審計事項披露數量的平均值|。

(4)控制變量

綜合參考郭葆春和郭蓉[31]、梁剛和曾旭[32]等學者的變量設計,本文選取了公司規模(Size)、資產負債率(Lev)、資產收益率(Roa)、股權性質(Soe)、兩職合一(Ceodual)、經營活動現金流(CFO)、是否四大審計(Big4)、前十大股東關聯性(Rela_10)等變量作為控制變量,具體定義方式見表1。

表1 變量定義

3.模型設計

(1)關鍵審計事項對審計質量的影響模型

本文構建模型(4)來檢驗關鍵審計事項與審計質量之間的關系,β1是該模型中最重要的回歸系數,反映了關鍵審計事項對審計質量的影響,預期β1小于0,表明關鍵審計事項提高了審計質量,具體模型設計如下:

(4)

(2)關鍵審計事項披露中錨定偏差的調節作用

本文構建模型(5)來檢驗關鍵審計事項披露的錨定偏差對關鍵審計事項與審計質量之間的關系的影響。β1和β3是該模型中最重要的回歸系數,其中β1反映關鍵審計事項對審計質量的影響,預期β1小于0,表明關鍵審計事項提高了審計質量。β3則反映關鍵審計事項披露的錨定偏差對關鍵審計事項與審計質量的調節作用,若β3小于0,表明關鍵審計事項披露的錨定偏差促進了關鍵審計事項與審計質量之間的正相關關系;若β3大于0,表明關鍵審計事項披露的錨定偏差削弱了關鍵審計事項與審計質量之間的正相關關系。

(5)

四、實證檢驗與結果分析

1.主要變量的描述性統計

所有變量的描述性統計結果如表2所示。其中審計質量的最小值為0,最大值為2.1440,均值為0.0619,說明上市公司之間的審計質量存在差異,該結果與楊明增等[2]研究結果基本一致。關鍵審計事項的披露數量平均值為2.0610,最小值為1,最大值為6,上下四分位數均為2條,初步說明上市公司關鍵審計事項披露數量存在模板化趨勢。其余控制變量的均值等統計數據均處于合理范圍之內。

表2 描述性統計

2.回歸結果分析

(1)關鍵審計事項對審計質量的影響

表3是本文對模型(4)進行回歸分析的結果。第(1)列是全樣本分析,從數據結果可以發現,Kam_num的系數為0.0005,且不顯著,即關鍵審計事項的披露并未帶來審計質量的顯著提高,這也與張金丹等[5]的結論相吻合。但陳麗紅等[1]、楊明增等[2]學者均檢驗了關鍵審計事項的披露對于會計信息在“量”和“質”方面均產生了顯著的促進效果。對此,為了探究其中的具體原因,本文將全樣本按審計質量的代理指標——可操縱性應計利潤的不同盈余方向劃分為“正向盈余管理”和“負向盈余管理”兩個子樣本,再次分別對模型(4)進行回歸分析,其結果如表3第(2)、(3)列所示,可以看到在正向盈余管理子樣本中,Kam_num與Absda在1%的水平上顯著負相關,H1a得到驗證;而在負向盈余管理子樣本中,回歸結果并不顯著,H1b未得到驗證。

表3 模型(4)回歸結果

究其原因,可能有兩個方面的因素:其一,Ashbaugh-Skaife等[33]認為正的盈余對企業而言更容易是利好的信息傳遞,所以若是企業主觀操縱盈余,從概率上講,正向盈余會多于負向盈余。然而,若是非故意盈余,則正負盈余的概率相等。審計師在審計過程中于情于理都會更多關注企業的正向盈余管理;其二,新審計準則要求應以投資者為中心,提供與被審計單位緊密相關的信息,關鍵審計事項的披露內容源自審計師識別出的風險、財務報表中主觀復雜有挑戰性的估計和判斷,以及財政年度當期發生的重大交易和事項。上市公司“藏利潤”的初衷多為不同會計期間的盈余平滑,關鍵審計事項與負向盈余管理之間的關系更多的是聚焦于未來的業績及股價表現,在當期的審計中一般不會獲取審計師過多的關注。

(2)關鍵審計事項披露中錨定偏差的調節作用

通過前文對H1的分析驗證,發現關鍵審計事項在一定程度上會抑制正向盈余管理,從而提高審計質量,但是關鍵審計事項的模板化特征是否存在普遍性?這種模板化帶來的關鍵審計事項的“錨定效應”是否會對關鍵審計事項與審計質量之間的關系產生影響?借鑒任夢佳[34]的變量設計,本文構建了關鍵審計事項披露的錨定偏差(Anchor_Kam)變量,其中,錨定偏差越大,錨定效應強度越小,模板化屬性越弱。將錨定偏差(Anchor_Kam)及其與關鍵審計事項的交乘項(Anchor_Kam×Kam_num)帶入模型中進行驗證,模型(5)的回歸結果如表4所示。

表4 模型(5)回歸結果

第(1)列全樣本的Kam_num系數顯著為負,證實關鍵審計事項的披露提高了審計質量。但Anchor_Kam×Kam_num的系數卻顯著為正,說明關鍵審計事項披露的錨定偏差在一定程度上削弱了關鍵審計事項對審計質量的提升效果,這與H2呈現出了相反的結論。進一步分析,錨定效應是決策者對其所選定的“錨”值的不充分調整而致使的錨定偏差,調整越小,不充分程度越大。對此,本文推測可能是由于存在“過度充分調整”的情形,其一是以“錨”值向下過度調整;其二是以“錨”值向上過度調整,二者均會導致個性化信息內容的“虛高”,最終使關鍵審計事項對審計質量的影響出現適得其反的結果。

第(2)、(3)列分別是正向和負向盈余管理子樣本的回歸結果,均不顯著。對于前者,一般情況下,管理層在具有尋租動機時便會進行正向盈余管理,審計師為了降低審計風險,會更多地關注此類盈余管理,在保持與客戶之間的良好合作關系和披露審計過程中發現的重大風險事項中尋求一個均衡點,即審計師會有所選擇地披露部分個性化事項,以此實現一種“平衡”;對于后者,管理層進行負向盈余管理的情境一般是公司在遵循會計穩健性的前提下對收益進行的平滑處理,作為一類已經不可逆的經營產出,往往不會具有較大風險,并且在有限的審計程序中證明風險存在性的難度較大,因此,相較于正向盈余管理,審計師對負向盈余管理的關注較少。

為了檢驗對表4第(1)列回歸結果的推測,首先將全樣本以關鍵審計事項披露數量作為參照變量劃分為高錨定偏差和低錨定偏差兩個子樣本組,考慮到參照變量具有顯著的同質性,為了更加突顯錨定偏差的調節作用,本文將上四分位數作為樣本劃分的基準;其次,結合H1回歸分析所得結論,剔除樣本組中的負向盈余管理樣本;再次,由前文描述性統計結果可知“錨”值約為2。由于在保證圍繞“錨”值上下調整區間對等性的同時,無法評判披露數量為1的樣本中“過度充分調整”所占比例,且低錨定偏差子樣本組中核心解釋變量數值均為2,所以此處對樣本的進一步處理遵循兩個原則。其一,僅分析高錨定偏差子樣本組;其二,僅將披露數量為4、5、6的樣本視為“過度充分調整”的異常樣本,進行剔除。最后,對剔除和未剔除“過度充分調整”的兩個子樣本組代入模型(4)回歸,結果如表5所示。

表5 驗證“過度充分調整”的回歸結果表

從表5可以看出兩列的Kam_num均顯著為負,但在剔除“過度充分調整”的子樣本組中,Kam_num系數的絕對值0.0038大于未剔除“過度充分調整”的子樣本組的0.0029,即前者所表現出來的提升效果略強于后者,印證了“過度充分調整”帶來的負向影響。若能夠判定披露數量為1的樣本中“過度充分調整”所占比例,其差異會更加明顯。

在證實“過度充分調整”存在后,為了對H2做進一步驗證,本文選取當前關鍵審計事項披露的特征變量進一步研究:一是關鍵審計事項披露條數,二是審計描述字數,三是審計應對字數,四是關鍵審計事項披露部分的字數總和。同時加入Lennox等[4]、Laura等[29]學者在研究中使用的、更能體現個性化信息的“實體型關鍵審計事項披露數量”,以及“是否披露了實體型關鍵審計事項”指標,其中實體型關鍵審計事項包括稅務、訴訟、監管規定、收購、兼并、控制、IT和其他相關的事項。隨后,對以上6個指標進行主成分分析,構建并形成“關鍵審計事項披露質量”(Kam_qua)這一綜合性指標。

同樣,先將全樣本以關鍵審計事項披露數量作為參照變量劃分為高錨定偏差和低錨定偏差兩個子樣本組,其中上四分位數作為劃分基準;再剔除負向盈余管理樣本;最后將Kam_num更換為Kam_qua,其他變量保持不變,進行分組回歸,回歸結果如表6所示。

表6 基于模型(5)對H2進一步分析的回歸結果

表6回歸結果顯示,Kam_qua在高錨定偏差子樣本中顯著為負,在低錨定偏差子樣本中卻顯著為正,證實了雖然圍繞“錨”值的“過度充分調整”的負向影響會削弱甚至改變關鍵審計事項對審計質量的影響,但在適當的程度下,關鍵審計事項披露決策中存在的錨定效應能夠對關鍵審計事項與審計質量的關系施加影響,即H2成立,錨定偏差越大,錨定效應越小,關鍵審計事項對審計質量的積極影響越大。相反,錨定偏差越小,錨定效應越大,關鍵審計事項對審計質量的提升效果越弱,甚至過于冗余的披露信息會導致審計質量降低。

3.進一步研究

(1)基于地區差異的錨定調節作用

我國同一經濟區域內的經濟水平、地理條件、市場化程度以及政府治理等外部環境特征因素較為接近;不同經濟區域間的外部環境差異較大,呈現出“經濟發展的梯度格局”[35]。目前學界對經濟區域的劃分方式有兩大類:一類是京津冀、長三角和珠三角3大區域;另一類是東部、中部和西部3大地區。本文采取第二類劃分方式,根據上市公司注冊地將樣本劃分為東部、中部、西部地區3組。

基于信號傳遞理論,關鍵審計事項披露是一個信號,楊堃[36]等研究發現東部地區信息披露的自愿性、內容含量以及積極性顯著高于中部和西部地區。眾多上市公司中包括信號傳遞者與信號接收者,東部地區上市公司數量遠高于中部和西部地區,產生信息的數量相應地多于中部和西部地區,從而為“錨”值的產生提供了良好條件,同時其信號接收者的數量相應地多于中部和西部地區,從而為“錨”值的流動提供了充分條件;具體來說,信號傳遞過程包括“傳遞者向接收者發送信號”以及“接收者在獲取信號以后做出決策”的兩個過程。東部地區市場發達、信息交流速度快,上市公司間的溝通更加順暢和頻繁,同時東部地區所具備的信息池的深度和廣度也可能增大“錨”值上下波動的區間,從而加劇“過度充分調整”。因此,本文進一步探討地區差異是否會影響關鍵審計事項披露的錨定偏差調節作用,回歸結果如表7所示。

表7 按照不同區域分組的回歸結果

第(1)列東部地區子樣本的Kam_num和Anchor_Kam×Kam_num的系數分別顯著為負和顯著為正,同樣表現出了錨定偏差對關鍵審計事項與審計質量關系的削弱效果,進一步分析“過度充分調整”的影響,結果如第(2)、(3)列所示,其中相較于未剔除“過度充分調整”的樣本,進行剔除的樣本關鍵審計事項對審計質量的提升效果并未更加顯著,本文推測其中的原因是東部地區的“過度充分調整”情形主要集中在披露數量為1的樣本中。第(4)～(6)列、第(7)～(9)列分別列示了在對中部和西部地區進行相同分析后的回歸結果,發現除中部地區的“過度充分調整”的影響顯著存在外,其他均不顯著,與預期分析基本一致。

(2)基于會計師事務所變更的錨定調節作用

第三方審計是保障資本市場健康運行的重要力量,有利于增強會計信息的可靠性和真實性。然而,上市公司管理層作為委托方,擁有聘請審計機構的權力,當監管環境寬松、審計市場競爭加劇時,管理層會通過變更會計師事務所實現有針對性的審計意見“購買”行為[37]。在“低價攬客”現象普遍的審計市場里[38],會產生會計師事務所與審計師的委托代理問題,導致道德風險,對會計信息質量產生沖擊[39]。

因此,本文進一步探討會計師事務所變更對關鍵審計事項披露中錨定偏差調節作用的影響,回歸結果如表8所示。

表8 按照會計師事務所是否變更分組回歸結果

第(1)～(3)列是會計師事務所未變更的子樣本回歸結果,關鍵審計事項對審計質量的影響、關鍵審計事項披露的錨定偏差調節作用均不顯著,而“過度充分調整”的影響顯著存在。

第(4)～(6)列是會計師事務所變更的子樣本回歸結果,在整體樣本分析中,關鍵審計事項、關鍵審計事項披露的錨定偏差對審計質量的正向影響均顯著存在,且交乘項Anchor_Kam×Kam_num的系數顯著為正,說明關鍵審計事項與錨定偏差在對審計質量的影響上存在顯著的交互效應,即在共同對審計質量施加影響時,兩者各自的作用效果均會受到另一方的遮掩。對“過度充分調整”的情況進行考察,可以發現不論是否進行剔除,均無顯著影響,這說明在發生會計師事務所變更時,關鍵審計事項披露數量會影響“錨”值,同樣“錨”值反過來也會對關鍵審計事項披露數量產生影響,從而致使兩者對審計質量的提升效果均會受到另一方牽制的影響。另外,受交互效應的影響,“過度充分調整”的情形未有體現,與預期分析基本一致。

4.穩健性檢驗

為了增加實證結果的可靠性,本文進行了以下的穩健性檢驗:

(1)對于H1,改用基礎Jones模型重新衡量被解釋變量審計質量,分別使用Kam_num和Kam_qua作為解釋變量,對模型(4)與(5)進行回歸。另外,不改變被解釋變量的衡量方式,將Kam_num替換為Kam_qua進行回歸。

(2)對于H2,使用基礎Jones模型重新衡量被解釋變量審計質量,將Kam_qua作為解釋變量進行回歸。

上述檢驗的結果與前述研究結果基本一致,說明實證結果穩健有效(限于篇幅,檢驗結果未列示)。

五、結論與啟示

本文在新審計準則實施的背景下,考察了關鍵審計事項對審計質量的影響,以及關鍵審計事項披露中錨定偏差對二者關系的調節作用,同時探討了地區差異和會計師事務所變更對錨定偏差的影響。研究結果表明:關鍵審計事項會抑制正向盈余管理,提高審計質量;關鍵審計事項披露的錨定偏差越大,即錨定效應越小,關鍵審計事項與審計質量的正相關關系越強,同時,披露決策中的錨定效應存在“過度充分調整”的情形,會帶來個性化信息含量的“虛高”,從而影響錨定偏差的積極作用,甚至會出現適得其反的結果;注冊地在東部地區、發生會計師事務所變更的上市公司,其關鍵審計事項披露的錨定偏差更強。

基于本文的研究結論,提出如下政策建議:第一,在關鍵審計事項披露中,市場監管部門可適時增設“強制性披露”內容,如強制要求對每一條關鍵審計事項給予結論性評價、規范相關專業術語的使用等,鼓勵審計師主動增加關鍵審計事項的有效信息含量,既揭示風險,又讓人看得懂,打破關鍵審計事項披露“模板化”,防范審計師出現道德風險;第二,在新證券法正式實施、上市公司違法違規成本不斷加大的背景下,進一步完善會計師事務所與簽字審計師的聲譽機制,加強行業自律,堅持審計的專業性與獨立性,倡導“憑實力說話”,依靠高質量審計工作來獲取優質客戶,追求長遠發展;第三,提高中小投資者對審計報告的識別能力。投資者使用審計報告輔助決策時,可結合同行業公司的審計報告進行橫向分析,或對該公司前后各期年報進行縱向對比,規避披露“模板化”,關注公司的個性化風險,從而獲得有價值的決策信息。