关键审计事项的披露对审计定价影响的实证研究
——基于新审计报告准则实施的背景
阚京华 张复赞
摘要 本文以2015-2016年披露关键审计事项段的上市公司为主要研究对象，探究关键审计事项的披露是否提高了审计定价。结果发现，披露关键审计事项企业的审计定价显著高于未披露关键审计事项的企业。另外，关键审计事项披露的越多，对审计定价的影响越显著。进一步研究发现，相比于内部控制质量差的企业，内控制质量高的企业披露关键审计事项对审计定价的增长具有抑制作用。上述研究发现为进一步实施新审计报告准则提供了经验证据。
关键词 新审计报告准则 关键审计事项 内部控制 审计定价
一、引言
传统的审计报告格式“标准化”，投资者以及其他外部利益相关者很难从中获取对投资决策有关的信息。2008年金融危机后，公众对提高审计报告信息含量以及沟通价值的意愿愈发强烈。 在此背景下，2015年1月，国际审计与鉴证准则委员会发布新审计报告准则，要求注册会计师按照新准则要求在审计报告中披露相关内容。为了与国际审计准则趋同，2016年我国财政部发布了审计报告系列新准则，要求A+H股上市公司在2016年财务报告审计中率先执行新准则，并于下一年扩大到所有A股上市公司。新审计报告准则要求，注册会计师在审计报告中增加关键审计事项段。
关键审计事项是注册会计师在当期财务报告审计中，依据自身职业判断，从重大交易事项中或者审计过程中发现的高风险业务，并且需要与管理层沟通确认形成的事项。此次审计报告变革引发了学术界与实务界的广泛关注。李慧敏（2017）对发布的新审计报告修订稿的内容和格式进行了总结和归纳，发现新准则提升了审计报告的信息含量、有助于信息使用者决策。王艳艳等（2018）通过实证研究也发现，新准则实施后确实提升了审计报告的沟通价值。目前已有文献研究主要集中在关键审计事项对投资者信息使用价值的影响上，较少站在会计师事务所自身角度考虑，例如对审计定价的影响。笔者认为，研究新审计报告准则实施前后审计定价的变化，无论对于注册会计师本身，还是对于新准则政策制定相关部门都具有重要意义。
表1 变量定义表
表2 新审计报告准则执行前后描述性统计
表3 部分变量Pearson相关性系数
新审计报告准则首先在A+H股上市公司中实施，这样就可以提供与之相对应的对照组，采用双重差分法（DID）来考察关键审计事项的披露对审计定价的影响。故而本文以率先实施新审计报告准则的A+H股上市公司（实验组）和运用倾向得分匹配法（PSM）匹配出的其他A股上市公司（对照组）为研究对象，利用2015-2016年公司年度报告财务数据，实证检验关键审计事项的披露以及关键审计事项披露个数对审计定价的影响，以考察新审计报告准则实施后的经济效果。
本文的贡献在于，首先，关于关键审计事项是否会对审计定价产生影响，相关文献较少，并且大多是从规范研究的角度分析。基于此，本文采用实证分析方法，考察关键审计事项对审计定价的影响以及内部控制在其中的调节作用，研究结果更为可靠；同时也可以进一步丰富相关研究文献，拓展审计定价的影响因素研究。其次，考察了新审计报告准则实施后的经济后果，为实务界决策和监管层制定审计定价政策提供依据和支撑。
二、文献回顾与假设提出
从已有研究文献来看，一方面，披露关键审计事项会导致审计成本增加。阚京华（2017）认为新审计报告准则出台后，注册会计师在进行审计时，为了识别被审计单位关键审计事项，需要实施更为适当、更加充分的审计程序，付出的时间和精力也会更多。与实施准则之前相比，新准则实施后审计成本会相应增加。另一方面，披露关键审计事项可能会提高审计风险。汪怡杉和胡本源（2017）认为新审计报告准则会增加审计师被起诉和处罚的风险。披露的信息越多，出错的可能性越大（Backof等，2014；汪怡杉和胡本源，2017）。投资者和监管部门越可能会从关键审计事项段中发现问题，并以此来起诉和处罚审计师。也有学者发现关键审计事项是一种风险导向的线索，功能是提醒多于判断，投资者可以顺着线索，发现潜在的风险。韩冬梅和张继勋（2018）通过实验研究方法发现，新审计报告准则的实施能够减轻审计人员感知的审计责任。
依据新审计报告准则，由于关键审计师事项涉及到重大风险判断，注册会计师应本着职业谨慎，恰当判断关键审计事项，通过执行更为适当的审计程序，获得更为充分的审计证据。此时，注册会计师在审计过程中的审计成本会相应地提高。同时，披露关键审计事项意味着注册会计师也承担着潜在的诉讼风险，一旦将来被审计单位被投资者或其他利益相关者起诉，将涉及到注册会计师的责任，注册会计师披露的关键审计事项就成为自身被起诉的依据。审计成本和审计风险是审计定价的主要组成内容，为了弥补新增审计成本，为可能的诉讼风险预留准备金，注册会计师会提高审计定价。基于以上分析，本文提出假设H1：
假设H1：在其他条件相同的情况下，披露关键审计事项对审计定价具有正向影响。
船舶靠离泊过程中的碰撞事故，可能是由于多种因素而导致的，这些因素类型多样，并且涵盖多方面内容，应当充分总结船舶靠离泊航行过程中的实践经验。船舶靠离泊航行过程中的安全事故的产生，很少是由单一因素所导致的，通常是由于多种因素的影响，多种过失链的积累，会对船舶靠离泊安全带来影响。船舶靠离泊航行安全事故的发生，基本上都与人为因素息息相关，而这些人为因素的产生，主要是由于相关人员责任意识的缺乏，专业技能较差，人员决策能力与指挥能力不足，以及航行经验与专业的不足等因素，这些因素都会对船舶靠离泊航行安全带来影响。
表5为模型（2）回归结果。具体分为：新准则实施年度前与新准则实施年度后样本、全样本、实验组与对照组。从表中可以看出列（1）为新准则实施年度前，KAM_NUM系数回归结果为零；列（2）为新准则实施年度后回归结果，KAM_NUM回归系数为0.155，在1%水平上显著，表明新准则实施年度后，关键审计事项披露的个数与审计定价正相关，关键审计事项的信息含量越多，审计定价越高，验证了假设2；列（3）为全样本回归结果，KAM_NUM回归系数为0.132，在1%水平上显著，也可以验证假设2；列（4）为对照组，KAM_NUM系数为零；列（5）为实验组，KAM_NUM回归系数为0.094，在5%水平上显著，表明执行新准则后，关键审计事项披露的个数与审计定价显著正相关，假设2得到验证。
表4 关键审计事项与审计定价
表5 关键审计事项披露的个数与审计定价
审计师为了提高审计质量，要披露更多个性化信息。例如，通过实施更为充分的审计程序，披露更多的关键审计事项，从而获得声誉溢价，提高审计收费。另一方面，从投资者角度来讲，投资者在投资决策时，会考虑关键审计事项信息披露的充分性。信息充分性要求注册会计师披露一定数量的关键审计事项，这样投资者才能形成判断依据，从而进行更为准确的投资。注册会计师在审计报告中披露更多的关键审计事项，提高审计报告信息含量，让投资者做出更好的投资决策，从而引起积极的市场反应，审计定价也会相应地提高。基于以上分析，本文提出假设H2：
为了验证假设H2，建立模型（2）：
假设H2：在其他条件相同的情况下，关键审计事项披露的个数越多，审计定价越高。
随着近几年内部控制理论的发展和完善，学者们研究发现企业的内部控制质量高低是影响会计师事务所审计定价的重要因素，两者存在潜在的关联性。Hogan（2008）研究发现，内部控制缺陷与审计定价显著正相关，并且修正内部控制缺陷可以降低审计收费（盖地，2013）。一方面，相比于内部控制质量差的企业，内部控制质量好的企业，由于企业内部控制机制相对完善，会计信息化水平较高，审计师在审计过程中所实施的审计程序必然会有所减少，相对付出的时间和精力也会减少，审计成本就会下降。另一方面，企业内部控制质量好，企业各级管理人员行为受到的制约与监督相对于内部控制质量差的企业要多，企业所面临的诉讼以及其他风险相对较少，以至于审计师的审计风险相对较小。因此，相比内部控制差的企业，注册会计师对内部控制质量高的企业披露关键审计事项所面对的审计风险更小。笔者认为，内部控制质量水平在关键审计事项与审计定价的关系中应当充当调节作用，即当企业内部控制质量水平高时，披露关键审计事项能够抑制审计定价的增长。因此，本文提出假设3：
表6 关键审计事项与内部控制交互项对审计定价影响
表7 稳健性检验
H3：在其他条件相同的情况下，相比于内部控制质量水平低的企业，内部控制质量水平高的企业披露关键审计事项对审计定价的增长具有抑制作用。
三、研究设计
（一）样本选择与数据来源
（3）关键审计事项披露的个数（KAM_NUM），披露的个数越多，说明关键审计事项披露信息含量越多。
按照《关于加强省界缓冲区水资源保护和管理工作的通知（水利部办资源〔2006〕131号）》，省界缓冲区内的入河排污口由流域管理机构负责审批。而在《水功能区监督管理办法》（2017年）中将含省界水功能区的入河排污口由地方水行政主管部门审批，但要求流域管理机构出具意见，并负责监测和监管，在缓冲区入河排污口的协调和监管上存在一定困难。
本文数据主要来自CSMAR数据库。对于无法直接通过数据库下载的数据，通过上海和深圳证券交易所官网下载上市公司年度报告，手工收集，再通过Excel进行处理。本文运用Stata 15处理数据和实证分析。
（二）模型设计
以Simunic（1980）审计收费模型为基础，结合国内现有关于有关审计定价的研究，为了检验假设H1：关键审计事项与审计定价的关系，本文建立双重差分模型（1）如下 ：
《建筑及居住区数字化技术应用 智能门锁安全》（导则）是由全国智能建筑及居住区数字化标准化技术委员会（SAC/TC 426）组织制定的智能门锁安全标准，智能门锁行业产业链50余家企事业单位共同参与编制。
为了验证假设H3，建立模型（3）：
（三）变量说明
1.被解释变量
审计定价（LNFEE）。参照已有研究，以公司年报中审计费用的对数衡量。
2.解释变量
根据已有文献，本文选择控制变量如下：企业规模（SIZE）、应收账款净额比（REC）、财务杠杆（LEV）、资产收益率（ROA）、内部控制水平（ICQ）、事务所规模（BIG4）、审计意见（OP）、企业性质（SOE）。考虑到年份（Year）和行业（Industry）效应，本文也对其进行控制。具体变量定义见表1。
（1）是否披露关键审计事项（KAM）。披露关键审计事项（A+H公司），则为1，否则为0。
（2）新审计报告准则实施政策时点（PLOICY）。新准则实施年度（2016年）取1，否则取0。
本文以率先实施新审计报告准则的95家A+H股上市公司以及非A+H股上市公司作为研究对象，以2015-2016年财务数据作为研究样本。为了研究结果的可靠性，本文对样本做如下筛选：首先，剔除金融企业、ST、＊ST的企业；剔除数据缺失的样本，剩余66家公司（实验组）。其次，运用倾向得分匹配法（PSM）按照1：3的比例，选择本文控制变量作为匹配变量，剔除重复公司，共得到90家非A+H股上市公司（对照组）。共计312个观测值。
3.控制变量
禽霍乱是一种多杀性巴氏杆菌引起的急性侵害多种禽类的接触性传染病，多发生于16周龄以上的鸡。温暖潮湿的环境和季节多发，通常发生于春末夏初，传播缓慢且有间隔，往往鸡群中有发病死亡后间隔数日再有病死鸡出现，或每日出现少数鸡死亡的情况。鸡群中一旦发生本病，往往不易在短期内控制疫情，尤其在茂密的树林，最容易发生。
四、实证分析
（一）描述性统计
表2为执行新审计报告准则前和执行后各个变量的描述性统计。从表中可以看出，审计定价最小值为13.08，最大值为16.34，表明了公司之间审计定价差异较大。另外，执行新审计报告准则前的公司审计定价最小值为13.08，执行新审计报告准则后的公司审计定价最小值为13.57。执行新审计报告准则前的公司审计定价最小值要低于执行新审计报告准则后的公司，而审计定价最大值之间并无差异；其次，执行新审计报告准则前的公司审计定价的平均值为14.84，执行新审计报告准则后的公司审计定价为15.54，执行新审计报告准则后的公司审计定价的平均值高于执行新审计报告准则前的公司。以上表明，实施新准则后审计定价确实有一定的提高。新准则披露后信息含量即关键审计事项披露（KAM_NUM）的个数最小值为0，最大值为5，表明不同公司之间，注册会计师披露的信息含量差异较大；平均值为2.42，说明大都数公司关键审计事项披露个数都集中在2个左右，披露的关键审计事项个数较少。主要控制变量之间的基本特征也与以往文献基本一致。
（二）相关性分析
表4为模型（1）回归结果。第（1）列是在不加控制变量情况下的回归结果，POLICY＊KAM的回归系数为0.794，并且在1%水平上显著。第（2）列加入控制变量后，主要看交互项结果，表中POLICY＊KAM的回归系数为0.380，并且在1%水平上显著正相关，表明披露关键审计事项提高了审计定价，验证了假设1。控制变量中，SIZE、REC和BIG4的回归系数分别为0.526、1.069和0.432，并且显著，表明公司规模、应收账款净额比、事务所为“四大”对审计定价有正向作用即提高审计定价。ROA和ICQ系数分别为-2.038和-0.071，并且显著负相关，表明对审计定价有负向作用即降低审计定价。其他控制变量的回归系数不显著，说明对审计定价没有显著影响。
（三）回归结果分析
表3为相关性分析主要结果。从表中可以看出，KAM的系数为0.311，并且在1%水平上显著，表明披露关键审计事项与审计定价正相关，假设H1得到初步验证。KAM_NUM系数为0.320，并且在1%水平上显著，关键审计事项披露的个数与审计定价正相关，假设H2得到初步验证。表明关键审计事项披露的个数越多，审计定价相应越高，说明披露的信息含量越多，审计定价也随之提高。其他控制变量也都与被解释变量显著相关，表明选取的控制变量比较合适，并且结果也都与先前研究文献保持一致。
新审计报准则实施后，有学者研究发现关键审计事项会提高审计报告的信息含量。冉明东和徐耀珍（2017）通过研究新审计准则出具的审计报告，发现新审计准则提高了审计工作的透明度以及报告中的信息含量。Gold等（2012）实验研究发现，新审计报告准则能够缩小审计期望差距。张继勋等（2016）研究发现，新审计报告准则实施后，审计师与管理层沟通的意愿更强烈。同时，Reid等（2015）研究发现，新审计报告准则的实施提高了审计人员的审计质量；并且审计质量随着关键审计事项披露的个数增加而增加（杨明增等，2018）。冯银波等（2018）研究发现，注册会计师声誉溢价能够显著提高审计定价。审计师的审计质量越高，越能够获取声誉溢价，提高审计收费。
σi为风险资产i的标准差，wi为投资组合中投资于风险资产i的比例，设风险资产i的非系统性风险的组合标准差为σB，显然有：
表6为模型（3）回归主要结果。从表中可以看出披露关键审计事项与内部控制水平交互系数KAM＊ICQ为-0.072，在5%水平上显著负相关。表明相比于内部控制质量水平低的企业，内部控制质量水平越高的企业披露关键审计事项，对审计定价的增长越具有抑制作用，假设H3得到验证。
板式换热器形成内流道需将两人字形波纹板片按不同方向叠加在一起。板式换热器组装过程：相同板式换热器板片，将第一张板片安装在设定平面上，第二张板片沿着其几何中心旋转180°按放在第一张板片上，重复此过程成安装完整板式换热器。如构造一组单流道的换热系统只需将两张相同板片按上述方法组装即可。为实现分析过程根据实际板片组装方式通过CATIA软件创建一组单流道的换热系统。该内流体模型壁面包括：流体入口、流体出口、换热壁面及壁面边界如图3所示。
五、稳健性检验
考虑到2017年上市公司全面实施新审计报告准则。本文利用扩充样本，以2016-2017年沪深主板上市公司为研究对象，对本文提出假设进行稳健性检验，共获取数据2865个，回归结果见表7。列（1）KAM的回归系数为0.491，在1%水平上显著，表明披露关键审计事项提高了审计定价，与假设1相符。另外，列（2）KAM_NUM样本回归系数为0.104，在1%水平上显著，表明新准则实施后，关键审计事项披露的个数与审计定价正相关，假设2得到进一步检验。
为了进一步检验假设3，本文将内部控制指数按中位数取值，高于中位数取值为1，否则取0，以此来衡量内部控制质量的高低。列（3）交互项KAM＊ ICQ系数为-0.015，在10%水平上显著负相关，表明相比于内部控制质量水平低的企业，内部控制质量水平高的企业披露关键审计事项对审计定价的增长具有抑制作用，假设H3得到进一步验证。
六、结论
本文从审计定价的角度研究新审计报告准则实施后的经济后果，研究结果表明，新审计报告准则实施后，审计定价显著提高。实施新准则的公司，披露的关键审计事项个数越多，审计定价越高。进一步地，相比于内部控制质量差的企业，内控质量高的企业实施新审计报告准则对审计定价的增长具有抑制作用。
鉴于中小学课后服务的必要性和紧迫性，在相关理论和政策基础上，建议有关部门跳出单一的中小学义务教育思维模式，从课后服务的属性定位、服务范畴、经费来源、人员配置、时间安排、场地规划、沟通机制和政策保障等方面入手，勾画出具有可操作性的中小学课后服务施工蓝图。
1、偏远山区的水利工程难度很大，受限于地形、地质、水文等因素，而且河流湖泊众多，交通不变等众多地区因素，因此在施工过程中常常要关闭水流，借助自然资源。另外，这些地区的气候变换会比较大，对水利工程项目的建设也会产生很大的影响。
1、农田林网：依扶沟（渠）、路两侧，在农田周围营造30.27hm2防风林带，形成农田林网，防止大风对农田侵蚀。
主要参考文献
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6.Reid L C，Carcello J V，Li C, et al. 2015. Impact of Auditor and Audit Committee Report Changes on Audit Quality and Costs： Evidence from the United Kingdom. Working paper.
基金项目： 教育部人文社会科学规划基金项目（项目编号：13YJA790039）；江苏省社科基金项目（项目编号：14EYB012）阶段性研究成果；江苏省研究生科研与实践创新计划（项目编号：KYCX18_1367）。
作者单位：南京财经大学