一、问题的提出

审计报告反映了企业会计信息质量，沟通审计师与投资者之间的信息，影响投资者决策行为。随着企业经济活动日趋复杂，传统审计报告模式已不能满足投资者获取价值信息的需求，“审计期望差距”日益严重，审计师的效用受到投资者的质疑[1]。为此，国内外相关部门进行了一系列审计报告改革，2013年，英国财务报告理事会(FRC)要求增加重大错报风险的披露；2015年，国际审计与鉴证准则理事会(IAASB)要求增加披露关键审计事项段；2016年，我国财政部批准发布了12项审计准则，涉及审计报告格式、其他信息、持续经营、与治理层沟通等多个方面，其中重要变化之一是增加审计师审计过程中重点关注的事项，被《中国注册会计师审计准则》定义为关键审计事项，要求2017年1月1日起在A+H股上市公司执行①，2018年1月1日起在其他上市公司执行。

现有新审计报告准则经济后果的研究主要集中在三个方面。一是审计师方面，审计报告改革虽然增加了上市公司审计费用[2]，但是也增加了审计报告的信息含量[3]，提高了审计报告的决策相关性和透明度[4-5]，审计质量显著提升[6-7]，审计期望差距缩小[8]；二是企业层面，沟通关键审计事项抑制了企业应计盈余管理程度[9]，提升了企业会计稳健性[10]和会计信息质量[11]；三是投资者方面，新审计报告提供的增量风险信息将投资者的注意力转移至披露的风险信息上，因而减少了决策中对盈余的依赖[12]，提高了信息透明度，更多的公司特有信息反映在投资者的资产定价中[13]，降低了上市公司股价崩盘风险[14]，A股市场对关键审计事项反应比H股市场更积极[15]。

总体来看，当前关于审计准则改革影响的文献取得了一定成果并达成了一些共识，但研究推论的深度和广度有待进一步推进扩展。新审计报告对审计师、投资者和企业的影响并不是简单的单向单链、互相分离的关系。除了盈余管理、会计稳健性和信息质量这些受到管理层主观影响的会计行为，新审计报告势必还影响着企业财务行为以及更多的企业特征，其中资本成本是决定企业投融资效率进而影响企业价值的决定性因素，是研究新审计报告准则经济后果的重要切入点。

资本成本包括债务资本成本和权益资本成本，分别度量债务融资成本和股权融资成本。新审计报告可以显著降低上市公司债务融资成本[16]，但是关键审计事项暴露出的企业风险也会导致银行缩减对上市企业的新增贷款[17]。目前针对权益资本成本的研究数量较少且尚未定论，蒋红芸发现投资者通过关键审计事项感知到更高的投资风险，会要求更高的风险补偿，即关键审计事项正向影响权益资本成本，关键审计事项披露越多，权益资本成本越高[18]。但赵玉洁则认为关键审计事项披露显著降低了股权融资成本[19]。在我国多层次资本市场快速发展过程中，股权融资在降低企业成本、促进经济发展等方面愈发重要。在投资者和企业双方信息不对称的情境下[20]，究竟是投资者出于监督成本与风险补偿的考虑，要求更高的投资回报，导致企业股权融资成本相对较高？还是审计报告增加信息含量会大大减少信息不对称现象[21]，减轻企业股权融资成本？新审计报告对投资者行为和企业权益资本成本产生何种影响以及具体作用机制都是值得探讨的问题。

本文的贡献在于：一是拓展权益资本成本的影响因素研究，以往文献多从公司治理[22-23]、会计信息质量[24-25]、信息不对称[26-27]视角对权益资本成本进行研究，但对于政策冲击的影响鲜有涉及。本文从审计报告改革着手，探究其对权益资本成本的可能影响，尤其是增量风险信息问题，进一步丰富审计报告与权益资本成本的相关研究文献。二是丰富审计报告经济后果的经验证据，本文在微观层面上为企业降低权益资本成本提供经验依据和支撑，回应了Defond和Zhang呼吁的认识新审计改革与关键审计事项及其所带来的价值[28]。三是深入分析了关键审计事项及增量风险信息对权益资本成本的影响机制，对于进一步推动审计报告改革、降低企业股权融资成本、维护实体经济发展等均具有重要启示。

二、文献综述

以往关于审计报告改革的研究从多角度开展，但由于研究方法、研究对象、研究时期以及研究环境的差异，致使至今仍未取得较为一致的研究结论，即审计报告改革是否能够克服传统审计报告的局限，能否达到执行效果在学术界尚存争议。

一些学者认为，审计报告重构具有增加信息含量的效果。Reid等以英国数据为依据，研究发现实施新的披露制度之后，信息不对称现象大大减少，这种关系在信息环境较弱的公司愈加明显[21]。赵刚等认为新审计准则实施使得分析师盈余预测准确性提高，披露的关键审计事项越多，这种效应越明显[29]。Christensen等、张继勋和韩冬梅[31]认为关键审计事项会影响非专业投资者[30-31]，之后Sirois等采用目光追踪定位技术，利用会计专业研究生进行了实验，发现这些参与者在进行搜索时会受到额外信息披露的影响，这说明审计师额外信息的披露会对信息使用者浏览方式产生影响[32]。而Köhler等发现新审计报告仅影响专业投资者[33]。路军和张金丹运用系统性描述的方法，认为审计报告改革能提高审计工作的透明度[4]。韩丽荣和刘丁睿依据国内2017年所披露的关键审计事项等数据进行实证分析，研究发现，被审单位的盈利能力、成长能力、现金流与关键审计事项披露数量负相关[34]；企业的偿债能力与关键审计事项披露数量正相关。姜丽莎等则发现关键审计事项数量越多，越可能降低企业债务融资成本[16]。吴溪等发现，对于审计资产减值被识别为关键事项的公司更能反映企业经济状况[35]；而一些学者则持相反意见，他们认为投资者常把对关键审计事项的披露与公司特有财务风险相联系，如Doxey认为关键审计事项提示了公司存在财务错报风险，投资者更不愿投资[36]。针对英国新审计报告的研究则表明，新审计报告中的重大风险披露之前，投资者会通过其他渠道获得大部分风险信息[37]。

综上所述，现有研究为审计报告改革领域的发展做出了重要的贡献。然而，审计报告改革与权益资本成本相关的文献极其罕见。本文探究审计报告改革对权益资本成本的影响，以弥补该方面理论研究与实证研究的匮乏，为审计报告改革的研究提供逻辑思路和经验证据，也为监管部门完善监管制度提供实践指导与政策参考。

三、理论分析与研究假设

契约理论认为企业是一组契约的集合体，其中，管理层和股东债权人等资金提供者之间的融资契约关系是最主要的契约关系[38]，资金提供者让渡了资金的使用权，以期获得资源收益权。两权分离导致委托代理和信息不对称问题，企业会计信息披露制度成为缓解这一问题的重要制度。对资金提供者而言，企业内部信息具有无形性和不透明性，需要独立第三方对会计信息进行鉴证，而审计师对会计信息披露行为进行的独立审计制度就是一种鉴证机制。注册会计师作为独立审计的执行者，提供审计服务，参与鉴证企业会计信息披露过程和制度，也是企业契约的重要组成，必然享有相应的权利和承担相应的义务。审计报告是注册会计师履行审计责任的体现。我国资本市场起步较晚，相对其他发达国家所表现出的制度不完善、投资者不成熟等特点导致上市公司和投资者之间的信息不对称问题更严重[23]，从而使得审计报告的作用更为重要。新审计报告准则的改革是审计的制度设计，规范注册会计师审计责任履行，提高企业会计信息质量，影响企业管理层和投资者行为，进而影响企业权益资本成本。

第一，新审计准则规范审计机构责任，倒逼上市公司治理层、管理层减少机会主义行为，从而降低权益资本成本。管理层除了利用权力之便通过信息优势损害投资者权益，产生道德风险以外，在市场不稳定或公司治理机制不完善的条件下，也会加剧盈余操纵[39]，这就使得投资者要求高回报率作为保证。但管理层的盈余管理行为会受到外部监督的约束和激励[40]，一方面，审计师压力增加迫使审计师对管理层行为发挥更大的制约作用。审计报告改革对审计人员及审计过程中的要求和处罚更为严格，从审计报告格式、评估和确认被审计单位持续经营能力、其他信息等多个方面提出了详尽要求，促使审计师付出更多精力以维护个人和事务所声誉，保持足够的独立性。审计师审计工作的压力势必会传递到治理层和管理层身上，审计报告内容的丰富会使得投资者更容易发现管理层隐藏负面消息的自利行为[1]，从而间接监督并约束管理层的利己行为，抑制管理层对公司资源不合理的侵占，进而降低劣势信息者面临未知风险的程度，提高投资者信心和利益安全感，即降低了投资者所要求的最低投资报酬率，即权益资本成本。另一方面，审计师积极沟通可以使得管理层行为更加有效。审计准则修订增加了审计师与治理层管理层沟通的要求，关键审计事项也需要从注册会计师与治理层管理层沟通过的事项中选取，治理层对未来报酬和业绩的考虑多于当期利益，会充分考虑关键审计事项其他信息、强调事项段和其他事项段对业绩和报酬的影响，激励管理层改进企业经营活动，形成良好经营预期，减少风险补偿，降低权益资本成本。

第二，审计报告改革提供增量风险信息，降低权益资本成本。一般而言，外部环境不确定性越高，上市公司与投资者之间的信息不对称程度越高，越有可能产生逆向选择[41]，即上市公司利用信息优势使处于信息劣势的投资者利益受损。因此，投资者在投资环节往往会通过提高风险预测进而要求更高的必要报酬率以维护个人或集体利益。2016年审计报告改革提升了信息含量和质量，极大满足了投资者对上市公司的信息需求，一方面，关键审计事项从提供增量风险信息的角度出发，对审计师在审计过程中所认定的最重要事项、具体原因及审计师应对内容等信息进行披露，直接增加了更多的决策信息；另一方面，审计准则要求的提高增加了对注册会计师的要求，审计师需要以更谨慎的职业怀疑态度和更高的职业道德标准要求自己，提升专业胜任能力，甚至更多地利用专家工作，并通过在审计过程中关注更广泛的风险领域，实施更加严格的审计程序对被审计单位进行全面的审查，为投资者披露更高质量的信息[42-43]，降低投资者对项目回报评价的难度，帮助投资者在低成本情况下更好地估计未来收益，增加投资者对不同企业财务信息的信任度，促进投资者的投资意愿增加，进而减少不确定带来的风险补偿，降低企业权益资本成本。

总之，审计报告改革通过对管理层的外部监督和激励，降低投资者的风险预测、形成良好未来预期；提供投资者所需关注的重要财务信息，缓解信息不对称，降低权益资本成本。鉴于此，本文提出以下假设H。

H：审计报告改革会降低企业权益资本成本。

四、研究设计

(一)数据来源与样本选择

本文所有财务数据均来自CSMAR数据库。证监会要求A+H股自2017年1月1日起开始执行新审计报告准则，根据这一要求，本文选择2015—2016年作为样本区间，保证双重差分法前后的对称性，并将A+H股上市公司作为处理组，其他A股上市公司为对照组。本文剔除ST类上市公司和金融保险类上市公司，同时剔除相关数据缺失的上市公司，最终确立了共4223个初始样本值。考虑到极端值对研究结果的影响，本文对所有连续变量进行上下各1%分位的缩尾处理。

(二)研究模型与变量定义

1.变量定义

(1)权益资本成本

目前学术界关于权益资本成本的模型研究主要包括事前权益资本成本和事后权益资本成本，其中事后权益资本成本存在较大的测量误差，因此相关研究多使用事前权益资本成本的衡量模型，如GGM模型[44]、GLS模型[45]、PEG和MPEG模型[46]，但毛新述等通过对权益资本成本的测度研究发现，相比之下，PEG模型和MPEG模型更符合我国市场环境[47]。因此，本文借鉴Easton的研究[46]，选择更能符合我国实践的PEG模型(如模型1和模型2)和MPEG模型(如模型3)对权益资本成本进行衡量，其中，分别在主测试中采用RPPEG2，并在稳健性测试中用RPPEG5、RPMPEG来衡量权益资本成本，具体计算如下所示：

(1)

(2)

(3)

其中，FEPSt+1表示t+1期末预测的每股收益，FEPSt+2表示t+2期末预测的每股收益，Pt表示t期末的股票价格，DPSt+1表示t+1期末每股股利。

(2)审计报告改革与关键审计事项

审计报告改革：以是否执行2016年发布的《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》为衡量标准，分为处理组和控制组。

关键审计事项：针对处理组(即已经执行审计报告改革的样本公司)的期前期后检验模型[13]，变量POST取1表示审计报告模式改革后(即2017年1月1日起，对应2016年年度审计报告)，取0表示改革之前(即2017年1月1日前，对应2015年年度审计报告)；针对所有上市公司的双重差分检验模型，变量KAM取1表示为处理组，取0表示为控制组。在进一步测试中，参考王木之和李丹的做法[13]，本文定义KAMnum1为关键审计事项个数超过或等于其中位数取1，否则为0；定义KAMnum2取1表示平均关键审计事项的字符数超过样本中位数，否则为0。

2.研究模型

为检验审计报告改革对权益资本成本的影响，借鉴王木之和李丹[13]、Kim & Zhang[48]等以往文献，本文设定如下多元回归模型进行检验：

RPPEG2i,t=α0+α1KAMi,t+α2Posti,t+α3KAMi,t×Posti,t+∑Controlsi,t+εi,t

(4)

RPPEG2i,t=β0+β1Posti,t+∑Controlsi,t+εi,t

(5)

其中，RPPEG2为权益资本成本；KAM(处理组)是哑变量，若为KAM公司则为1，否则为0；Post为哑变量，如果年份为2016，则取1，否则取值为0。模型(4)为针对所有上市公司检验审计报告改革和权益资本成本的双重差分模型，模型(5)为针对处理组审计报告改革和权益资本成本的期前期后检验，如果模型(4)的系数α3和模型(5)的系数β1显著为负，则支持假设H，即基于信息沟通，审计报告改革与权益资本成本呈负相关关系。

表1 变量定义表

3.控制变量

参照李慧云和刘镝[49]、喻灵[50]、Kravet and Muslu[51]的相关研究，本文选取以下控制变量：公司规模(SIZE)、净资产收益率(ROE)、公司杠杆(LEV)、市值账面比(MB)、经营现金流量(CFO)、营业收入增长率(GROWTH)、年度平均股票交易换手率(VOLUME)、系统性风险(BETA)、独董比例(INDIR)、市场化指数(MARKET)以及行业固定效应，所涉及的解释变量与控制变量的具体定义见表1。其中，本文控制公司财务特征、公司治理质量、宏观经济等方面的变量，这些都是有可能会对权益资本成本产生影响的因素。具体而言，以公司总资产自然对数SIZE衡量公司规模(规模越大，公司越容易获得融资，权益资本成本越低)；以净资产收益率ROE衡量公司盈利能力(净资产收益率越高，获取投资的难度越小，权益资本成本越低)；以财务杠杆Lev衡量财务风险(财务杠杆越高，财务风险越高，导致企业难以获取融资，权益资本成本越高)；以市值账面比MB衡量公司收益能力(市值账面比越高，投资者更愿意投资，权益资本成本越低)；以经营现金流量CFO衡量企业经营状况(经营现金流量越高，企业经营状况越好，越容易获取投资，权益资本成本越低)；以营业收入增长率Growth衡量公司成长能力(营业收入增长率越高，企业未来成长能力越好，投资者的投资意愿越强，权益资本成本越低)；以年度平均股票交易换手率VOLUME衡量流动性(年度平均股票交易换手率越高，股票成交量越大，说明企业更容易获得资金，权益资本成本越低)；以BETA衡量系统性风险(BETA值越大，企业风险越大，难以得到投资者的投资，权益资本成本越高)；以独董比例INDIR反映公司治理质量(独董比例越高，公司治理质量越好，投资者更愿意投资，权益资本成本越低)；以MARKET市场化指数衡量企业所处地区市场化发展水平和程度(市场化指数越高，企业获取资金的难度更小，权益资本成本越低)。综上所述，本文对于控制变量的选取是具有理论依据的，且所选取的变量都是会影响权益资本成本的因素，所以本文对于控制变量的选取是合理的。

表2 主要变量描述性统计

五、实证结果分析

(一)描述性统计

表2给出了本研究样本的描述性统计，权益资本成本(RPPEG2)的均值为0.085，中值为0.076，最小值为0.012，最大值为0.301，最大值与最小值之间的差距说明不同上市公司权益资本成本存在显著差异。这与张永杰等[52]、朱丹和李琰[53]的研究大体相似，说明本文对权益资本成本的估计无较大误差。

(二)回归结果分析

表3 关键审计事项和权益资本成本

注:t值经公司聚类调整，*、**和***分别代表10%、5%和1%的显著性水平。

主要变量之间的相关系数检验表明，各变量两两之间的相关性系数均小于0.6，说明本研究各变量之间不存在严重的多重共线性问题。

表3报告了审计报告改革影响权益资本成本的回归结果。表3第(1)列报告了模型(4)的回归结果，KAM和POST的交叉系数为-0.02，并在1%的水平上显著。结果表明在控制了时间趋势可能带来的干扰以后，审计报告改革伴随着更低的权益资本成本。表4第(2)列报告了模型(5)的回归结果，POST的系数为-0.02，在5%的水平上负向显著。结果表明新审计报告会提供增量风险信息，降低信息不对称程度，缓解了逆向选择问题，进而通过降低交易成本或增加股票需求降低权益资本成本，假设得以验证。

(三)进一步测试

1.基于不同关键审计事项数目的检验

我们预期信息量更多的关键审计事项更可能弥补投资者信息集缺失，有利于投资者使用公司层面信息，表现为更低的权益资本成本，即披露更详尽的关键审计事项对权益资本成本的影响更明显。参考王木之和李丹的做法[13]，本文定义KAMnum1为关键审计事项个数超过或等于其中位数时则取1，否则为0；定义KAMnum2取1表示平均关键审计事项的字符数超过样本中位数。以关键审计事项的披露数量与字符数为替代变量研究关键审计事项的信息含量对权益资本成本的影响。表4第(1)列报告了关键审计事项数目和权益资本成本的回归结果。其中KAMnum1的系数为-0.03，在5%的水平上显著为负。结果表明，关键审计事项披露的数量越多，越有助于权益资本成本的降低；表4第(2)列报告了关键审计事项字符数和权益资本成本的回归结果。其中KAMnum2的系数为-0.06，在1%的水平上显著为负。结果进一步表明，关键审计事项披露数目的增加所带来的信息含量可降低权益资本成本。

表4 关键审计事项与权益资本成本

注:t值经公司聚类调整，*、**和***分别代表10%、5%和1%的显著性水平。

2.基于不同的信息不对称程度的检验

公司对负面信息的隐瞒程度与投资者对信息的认识不同，造成这一现象的主要原因在于信息不对称程度的不同。Easley和O’Hara通过构建理性预期模型发现，投资者对于具有更多私人信息的股票要求更高的投资回报率，主要是因为信息不对称使得处于信息劣势的投资人面临更高的风险[54]。因此，信息不对称程度的不同理应会使投资者的风险预期有所变化，即在不同的信息不对称程度下，审计报告改革对权益资本的影响会有所不同。若企业信息不对称程度高，管理层就有更高的动机和更低的成本来隐藏坏消息，这就使得投资者在进行投资决策时，增加风险预期，提高投资回报率以降低损失，此时新审计报告中以披露投资者对财务报表的关注方向和重点为目的的关键审计事项在降低权益资本成本中就显得尤为重要。反之，若企业信息不对称程度低，则投资者监督成本就会更低，即管理层对信息进行机会主义披露的成本就越高，审计报告改革对权益资本成本的效用则越被削弱。因此，本文预期，审计报告改革对权益资本成本的影响在信息不对称程度高的企业更为显著。

为了进一步研究不同信息不对称程度下审计报告改革对权益资本成本的影响程度，参考Kim和Zhang[48]、谢雅璐和王冲[55]的研究设计，本文将会计稳健性指数作为信息不对称的替代变量，并按照会计稳健性的中位数，将样本分为高信息不对称组和低信息不对称组。若会计稳健性指数高于中位数，则为低信息不对称组，反之则为高信息不对称组。表5列(1)和列(3)报告了高信息不对称程度的回归结果，KAM×POST与POST的系数均在1%的水平上显著为负。列(2)和列(4)报告了低信息不对称程度的回归结果，KAM×POST与POST的系数为负但不显著。这说明相对低信息不对称环境来讲，审计报告改革对权益资本成本的作用在高不对称环境中能得到更好的体现，故显著降低了权益资本成本。

3.基于不同的内部控制水平的检验

建立健全的内部控制系统一方面可以更好地应对外部环境的变化，对企业相关资源进行合理配置，提升企业经营效率，有效降低内外部风险，进而容易获得投资者信任；另一方面可以通过对会计信息生产过程的控制，提高对外披露的会计信息质量，降低投资者的监督成本，提高投资者预测未来现金流的准确性[56]。因此，有效的内部控制可以提高企业盈余质量，缓解企业代理问题，进而降低企业权益资本成本。而杨德明等曾表示内部控制与外部审计存在替代效应[57]。因此，本文预测，对于高质量的内部控制企业，审计报告改革降低权益资本成本的作用有所减弱；反之，对于内部控制环境较弱的企业，审计报告改革可替代有效内部控制制度，即降低权益资本成本的作用更为明显。

为此，根据陈作华和方红星的研究[58]，本文选取迪博内部控制指数作为内部控制质量的代理变量，并将内部控制指数的中位数作为临界点，将全样本和处理组样本分别划分高质量内部控制组和低质量内部控制组，重新进行回归处理(表6中的列(1)和列(3)为高质量内部控制组；列(2)和列(4)为低质量内部控制组)。回归结果表明，在低水平内部控制样本组中，KAM×POST与POST的系数均为-0.02，并在5%的水平上均显著为负，说明相对高质量内部控制企业来讲，内部控制水平越低的企业，审计报告改革越能显著降低权益资本成本。

4.基于不同的媒体环境的检验

审计报告作为一种监督机制，可以通过降低信息不对称程度和增强监管压力降低权益资本成本。而媒体监督作为重要的公司外部监督治理机制，对降低权益资本成本也有一定作用。Gillan指出，媒体是正式法律制度重要的替代和补充，起到了保护投资者利益的作用[59]。媒体环境越好，越可以发挥其信息中介的职能。一方面，投资者的信息来源与信息可靠性增加，信息不对称程度降低；另一方面，企业管理层的机会主义成本增加，投资者越容易识别管理层的能力与盈余管理行为，这在一定程度上会减弱投资者对审计报告改革降低权益资本成本效用的感知。反之，当处于较弱的媒体环境时，外部投资者更需要同样行使监督机制和真实信息传递的外部机构来保障个人或集体利益。因此，本文认为以提供增量风险信息为目的，具有外部监督职能的审计报告模式改革，在媒体环境差的企业中，对权益资本成本的影响将会更明显。

表5 基于不同的信息不对称程度的检验

注:t值经公司聚类调整，*、**和***分别代表10%、5%和1%的显著性水平。

表6 基于不同内部控制水平的检验

注:t值经公司聚类调整，*、**和***分别代表10%、5%和1%的显著性水平。

为此，参照卢文彬等的研究[60]，本文将媒体曝光指数(纸质报刊中标题提及公司名字的次数)作为衡量媒体环境的指标，其计算方法为(1+媒体报道数)的自然对数，并将全样本组与处理组以媒体环境为基准进行分别划分，若媒体曝光指数大于其中位数，则为媒体环境较好的样本组(表8中的列(1)和列(3))，否则为媒体环境较弱的样本组(表7中的列(2)和列(4))，重新进行回归。回归结果显示，列(2)和列(4)的KAM_POST与POST系数分别为-0.03和-0.04，均在10%的水平上显著为负，而列(1)和列(3)的KAM_POST与POST系数虽为负数但并不显著。这说明相对较好的媒体环境而言，审计报告改革对权益资本成本的抑制作用在媒体环境较弱的企业中能得到更为明显的体现。

表7 基于不同媒体环境的检验

注:t值经公司聚类调整，*、**和***分别代表10%、5%和1%的显著性水平。

表8 基于不同代理冲突的检验

注:t值经公司聚类调整，*、**和***分别代表10%、5%和1%的显著性水平。

5.基于不同的代理冲突的检验

基于委托代理理论，所有权与经营权的分离使经营者与股东之间产生代理冲突，而这种代理冲突将促使管理层防御行为的产生，即管理层的薪酬往往与其在任期间的业绩挂钩，这使得管理层将精力放在“美化”业绩上面。基于此，为保证投资者利益，代理冲突高的企业会主动雇佣高质量审计，向投资者传递投资者利益得到了保护的信号[61]。代理冲突低的企业盈余操纵的程度较低，投资者将具有更低的风险成本和更高的利益保障，审计报告模式改革所发挥的作用相对有限；而代理冲突较高的企业管理层进行盈余管理的动机更强，进而通过权力降低坏消息披露的可能性较大，增加投资者的风险预期，投资者需要外部监督机制来减轻委托代理问题，保证投资回报。此外，审计师也将对代理冲突高的企业实施更多的审计程序以达到维护事务所声誉和投资者利益的理想效果。因此，在代理冲突高的企业，审计报告改革降低权益资本成本的作用将更为显著。

参照薛刚等的研究[62]，本文将是否两职合一作为衡量代理冲突的替代变量，若总经理与董事长由同一人担任，则为代理冲突高的样本组(表8中的列(1)和列(3))，否则为代理冲突低的样本组(表8中的列(2)和列(4))，重新进行回归(见表8)。回归结果显示，在代理冲突高的样本组中，KAM_POST和POST的系数均为-0.02，分别在5%和10%的水平上显著负相关，而在代理冲突低的样本组中，KAM_POST和POST的系数分别为-0.02和0.01，并且不显著。由此说明，在代理冲突高的企业中，审计报告改革向投资者传递相对更多的信息以保护投资者利益，进而降低权益资本成本。

表9 关键审计事项与权益资本成本

注:t值经公司聚类调整，*、**和***分别代表10%、5%和1%的显著性水平。

(四)内生性测试

1.倾向得分匹配测试(PSM)

为降低样本组之间的公司特征差异，本文运用倾向得分匹配法(PSM)，为处理组寻找相应的控制组样本，以保证处理组和控制组之间具有充分的可比性。本文参考李慧云和刘镝[49]、喻灵[50]、Kravet和Muslu[51]的相关研究，将公司规模(SIZE)、净资产收益率(ROE)、公司杠杆(LEV)、市值账面比(MB)、经营现金流量(CFO)、营业收入增长率(GROWTH)、年度平均股票交易换手率(VOLUME)、系统性风险(BETA)、独董比例(INDIR)、市场化指数(MARKET)作为匹配变量，采用Logit进行回归，计算得到的因变量拟合值就是每个公司的倾向得分值，分别利用倾向得分值将进行审计报告改革的样本与未进行改革的样本进行匹配，构造一个与处理组公司特征完全相同的对照组，检验审计报告改革对权益资本成本的影响，重新进行回归(见表9)。回归结果显示，审计报告改革降低权益资本成本的结论依旧成立。

表10 安慰剂测试

注:t值经公司聚类调整，*、**和***分别代表10%、5%和1%的显著性水平。

2.安慰剂测试

考虑到本文的统计显著性如果是由于某些未观测到的因素导致的，那么本文的研究结论就在一定角度失去研究意义。因此，本文将采用Abadie等安慰剂检验的研究思路[63]，将样本年份2015—2016年改为2014—2015年和2013—2014年，观察未进行审计报告改革的年份结果是否显著，并重新进行回归测试。表10报告了安慰剂测试的回归结果，其中，表10的列(1)和列(2)是2014—2015年份的回归结果，列(3)和列(4)是2013—2014年份的回归结果。回归结果显示，KAM_POST的系数并不显著，说明本文回归结果通过了安慰剂测试，回归结果在一定程度上并不是由未观测到的因素引起的，表明结果是稳健的。

(五)稳健性测试

1.替换衡量指标的稳健性测试

为避免衡量指标的单一性，本文借鉴Easton的研究[46]，将RPPEG5和RPMPEG作为RPPEG2的替代变量来度量权益资本成本，重新进行回归分析。回归结果显示，将衡量指标替换为RPPEG5和RPMPEG后，结论依旧稳健。

2.扩大样本量的回归

为保证结果的稳健性，本文在原有的样本区间2015年和2016年的基础上扩大样本量，即在原来数据的基础上加入2014年的数据，回归结果表明，扩大样本量后，审计报告改革对权益资本成本的影响不产生改变，本文回归结果依旧稳健。

3.公司-年份双向聚类回归处理

在主测试中，为解决公司层面上组间相关性问题，本文采用公司-年份双向聚类的方法重新检验。回归结果表明，本文回归结果依旧稳健。

4.2%分位缩尾处理

本文主测试采用的是对所有连续变量进行上下各1%分位的缩尾处理，为评估变量极端值处理的程度对研究结果的影响，本文对所有连续变量的缩尾处理调整为2%分位，回归结果显示，KAM×POST的系数为-0.02，在1%的水平上显著负相关，POST的系数为-0.02，在5%的水平上显著，结果依旧稳健。

5.固定效应和随机效应

普通OLS回归解释变量可能与不随时间变化的无法观测因素存在相关性，会对本文研究结果产生负面影响。所以，本文稳健性中采用固定效应模型，并将随机效应模型的使用效果进行比照。回归结果与主测试基本一致。本文结果依旧稳健。

六、结论与启示

审计报告作为注册会计师与财务报告使用者之间的沟通桥梁，深刻影响着投资者及其他信息使用者的判断。但随着企业经济活动的日益复杂，传统审计报告已无法满足信息使用者的投资需求。为了符合投资者合理需求，解决日益突出的“审计期望差距”问题，财政部在发布的新审计报告准则中明确要求增加关键审计事项的披露。基于此，本文以“降成本”供给侧改革下股权融资的突出优势为落脚点，探究能否通过审计报告改革降低权益资本成本。本文以2015—2016年A+H股的上市公司财务数据为研究样本，借鉴权益资本成本衡量方法，研究审计报告改革与权益资本成本之间的关系。结果发现，审计报告改革显著降低权益资本成本；进一步研究发现，关键审计事项披露数目越多，其权益资本成本越低；关键审计事项对权益资本成本的影响在信息不对称程度高、内部控制水平低、媒体环境差以及代理冲突高的公司中更为明显。这一研究检验了审计报告改革和权益资本成本的关系，丰富了关键审计事项的相关文献，其政策意义如下。

第一，审计报告改革有助于维护投资者权益，提高其投资决策价值。审计报告改革后隐含在关键审计事项中的增量风险信息在一定程度上能够缓解信息不对称，减小“审计期望差距”，降低企业权益资本成本。关键审计事项数量越多、信息越充分、审计师应对措施越详细，则企业股权融资成本降低越多。对投资者而言，要充分利用关键审计事项的信息含量，如可通过观察关键审计事项披露的数量与字符数等信息获知审计师在审计过程中的关注点，扩充有效信息库，进而减少投资风险。审计师独立地、专业性地投入相当的审计资源开展财务报表审计工作，是投资者所无法替代的，投资者需关注企业审计报告中关键审计事项的增量风险信息内涵，以获取审计师提供的增量风险信息，并与自身拥有的信息进行比对，作为调整投资决策的依据。

第二，审计报告改革有助于提高审计质量，抑制企业盈余管理行为。审计报告改革通过增加风险信息含量，提高审计师责任意识，有效减少了上市公司的盈余管理。此外，审计报告改革还能通过提升公司内部财务信息质量，抑制公司真实盈余管理，迫使上市公司重视内部监督管理机制建设，加强信息沟通，从而提高公司内部控制水平。对于进行股权融资的企业来讲，若企业存在内控水平较低、媒体环境差或代理冲突高等情况，则应当考虑抓住投资者对关键审计事项的关注度，满足其投资信息需求，极力配合审计师工作，以降低管理层与投资者之间的信息不对称，还可通过更严格的规范要求审计师披露相关关键审计事项，以降低投资者的投资风险，提高投资者对投资回报的心理预期。

第三，进一步健全和完善外部制度环境，高度重视审计报告改革，助推资本市场发展。外部环境在抑制上市公司真实盈余管理中发挥重要作用，因此，监管部门应提高审计报告改革对资本市场助推作用的重视程度，加大对违反审计原则和独立性行为的惩处力度。在监管体制建设中，惩治机制是保障审计报告发挥信息沟通优势和降低增量风险信息的重要环节，应高度重视相关法律法规体系建设，大力惩治出现的任何重大违规行为和案件，坚决维护投资者权益和资本市场秩序。

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