关键审计事项段的特征具有信息含量吗？——来自中国A股上市公司2017年报审计的经验证据

李奇凤，路军伟

(山东大学 管理学院，山东 济南 250100)

一、引言

近年来，审计报告正在全球范围内经历一些重大的变化，其中之一是增设关键审计事项段，以披露审计师(1)即注册会计师，文中混用，不做严格区分。在审计过程中作为工作重点、难点以及审计应对等个性化信息，提升审计报告的信息含量和透明度以及审计师的独立性和责任感。英国财务报告理事会(FRC)、欧盟委员会(EC)、美国公众公司会计监管委员会(PCAOB)、国际审计与鉴证准则委员会(IAASB)相继修订了审计报告准则，要求审计师在审计报告中说明某(些)事项被认定为关键审计事项的原因及审计师是如何针对该事项实施审计工作的。我国财政部在2016年12月23日发布了《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》，要求自2017年1月1日起，首先在A+H股公司以及纯H股公司的审计业务中实施，自2018年1月1日起扩大到所有A股上市公司，其中关键审计事项被定义为：“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。关键审计事项从注册会计师与治理层沟通过的事项中选取。”由此可见，审计报告中披露的关键审计事项不仅取决于审计师，也会受到被审计单位的影响，而审计准则并没有规定审计师需要披露的关键审计事项的个数和详细程度。因此，关键审计事项的确定及披露是基于审计师的专业判断，而披露哪些事项、披露事项的多与少、披露内容的详细程度等很大程度上是审计师权衡了各方面因素的最终结果。而针对我国审计市场，现有研究普遍认为，审计师对关键审计事项的披露谨慎、内容趋同[1-2]。因此，增设关键审计事项是否具有信息含量、对信息披露渠道完备性不同的公司是否具有不同的信息含量，即当前的关键审计事项披露是否充分和恰当，亟须实证检验。

第一，增设了关键审计事项段的新审计报告在提高审计质量、信息含量和促进上市公司信息披露方面被寄予厚望，但目前的研究尚无一致性结论[3-7]。使用实验研究法，Kachelmeier等发现披露关键审计事项具有预警效果和“免责声明”效应[8]。Christensen等、张继勋和韩冬梅发现，在标准审计报告中披露关键审计事项段，改善了使用标准审计报告的投资者的决策信息相关性、有用性及投资决策，但只有非专业投资者会受到关键审计事项的影响[9-10]，而Köhler等发现新审计报告仅影响专业投资者[11]。使用首批施行关键审计事项准则的A+H股公司样本，王艳艳等发现关键审计事项段提高了审计报告沟通价值[6]；李延喜等发现沟通关键审计事项显著降低了上市公司的应计盈余管理程度[12]；王木之和李丹发现新审计报告的实施降低了股价同步性[7]；鄢翔等发现新审计报告准则具有溢出效应[13]。但基于A+H股公司样本的研究结论需谨慎对待，这是因为：一方面，A+H股公司的样本量比较少(2)2016年首批实行关键审计事项准则的A+H股公司只有九十几家。；另一方面，A+H股公司由于其面临的双重监管使其与纯A股公司可能存在系统性差异，从而影响了其研究结论的外在有效性[4-5]。本文使用全部A股上市公司2017年报的大样本数据研究关键审计事项的信息含量，以扩展前人研究结论的适用性，这是本文考察的第一部分内容。

第二，PCAOB认为增设关键审计事项的新审计报告也许会对替代信息源较少的公司相对更有信息含量[14]。鉴于我国资本市场的发展历程，相对而言，大公司通常上市更早，投资者关系管理水平更高，有更多分析师跟踪，对其信息解读也更充分，即大公司的信息披露渠道更完备，披露更充分，投资者获取信息更便捷；而小公司普遍信息披露渠道较少，投资者更难以获得充分的信息。现有研究普遍认为，我国上市公司的关键审计事项披露谨慎、内容趋同，事项个数1—7个，大多数公司披露2个，关键审计事项的披露存在同质化倾向[1-2]。上市公司披露的关键审计事项之间的差异程度远远大于上市公司之间的个体差异程度，披露关键审计事项对替代信息源较多的公司和较少的公司的作用可能存在差异，这是本文重点考察的第二部分内容。

因此，本文基于截至2018年4月30日我国A股上市公司披露的2017年度审计报告，考察了关键审计事项特征(披露的关键审计事项个数和关键审计事项段篇幅)的信息含量，结果发现关键审计事项个数越多、篇幅越长，越具有信息含量，但稳定结论只出现在替代信息源较少的小公司样本组中。这说明就当前的关键审计事项披露程度而言，其仅仅为替代信息源较少的公司带来了信息增量，起到了补充披露的作用，而对于信息披露本就比较充分和完善的大公司而言没有信息增量。

本文的研究丰富了关于关键审计事项的现有文献。(1)本文基于所有A股公司大样本数据实证检验了关键审计事项特征的信息含量，以考察关键审计事项披露的充分性。之前的学者囿于数据的可获得性，多采用首批披露关键审计事项的A+H股公司样本[1,6-7,12-13]。但使用A+H股公司样本存在两个问题——样本量偏小(3)2016年报披露关键审计事项的样本公司只有九十几家。和结论普适性不足(4)A+H股公司面临的双重监管环境导致基于此类样本的研究结论可能不具有普适性。。本文使用2017年所有A股上市公司的数据，克服了现有文献的不足，丰富了有关关键审计事项的研究成果。(2)本文首次检验并发现不同公司披露关键审计事项的效果是不同的：增设关键审计事项段目前仅对替代信息源较少公司起到了补充披露的作用，没有对信息披露渠道本就比较充分的公司带来信息增量。(3)本文使用了三个衡量公司信息披露完备程度的指标：公司规模、分析师跟踪情况和上市年限，并在稳健性检验中排除了机构投资者持股、产权性质等因素可能的替代性影响,从而说明目前的关键审计事项审计准则使得审计师在信息披露决策方面具有较大的裁量权，自利动机使得审计师总体上披露了偏少的关键审计事项信息，从而导致披露关键审计事项只对替代信息源较少的小公司具有信息增量，却没有对替代信息源较多的大公司发挥应有的作用。

二、理论分析与研究假说

国内外很多研究都已发现审计报告具有信息含量，而且不同类型的审计意见往往会引起不同的市场反应。如Teoh和Wong发现审计质量会提高会计盈余的信息含量[15]，李增泉及刘宇均发现审计意见对投资者的决策有影响，由不同原因形成的审计意见会引起不同的市场反应[16-17]。在审计报告中增设关键审计事项，展示审计师确定关键审计事项的原因及审计应对之策，相当于将以往只记录在审计工作底稿中、不轻易示人的内容公之于众，此举被期望能提高审计透明度和提升审计质量,尤其是审计报告准则的制定者认为，增设关键审计事项能优化投资决策[14]。

关于增设关键审计事项段的影响，归纳起来有两种观点。一种观点认为披露关键审计事项可能会降低审计失败给审计师带来的责任，毕竟审计师已经尽到告知提示义务，在这种情形下，披露关键审计事项，审计师感知到的审计责任小[18]，从而倾向于尽可能多地披露关键审计事项。另一种观点则认为“言多必失”，披露额外信息可能给审计师带来麻烦，毕竟将关键审计事项写入审计报告，公之于众，意味着要接受来自各方的审视，包括审计同行和监管机构，尤其是在需要给出积极的结论性评价时，披露关键审计事项反而增加了审计师感知到的审计责任[19]。在这种情形下，审计师可能倾向于尽量少披露关键审计事项，从而选择从客户众多的关键事项中挑选几个更有普遍性、审计师更有把握、更经得起同行审视的作为关键审计事项，披露在公开的审计报告中。另外，由于首批A+H股公司披露的关键审计事项的示范效应，关键审计事项的披露有一定的锚定效应[20]，关键审计事项的披露有趋同的可能，出现内容模板化[1]。

虽然关键审计事项的披露有助于资本市场投资者加深对上市公司的了解，做出更有利于自己的投资决策，但是学术界对其是否达到了预期效果尚未形成共识[3-7]。Reid等发现在英国新审计报告准则执行后，非正常交易量显著提高[3]。而Gutierrez等和Lennox等却并未发现英国资本市场对新审计报告的披露有显著反应[4-5]，但PCAOB认为“仅部分英国上市公司需要执行新审计报告准则，投资者可以通过多种信息渠道获得这些公司新审计年报上披露的类似信息，这样的研究样本可能不具有代表性[14]，结论不能推及其他资本市场”[4-5]。国内的研究发现与此类似，结论不一。由此可见，现有研究并不能充分回答新审计报告是否具有信息含量或提高了其有用性。

根据已有研究，我国上市公司披露的关键审计事项个数普遍在1—7个之间，大多数公司披露了2个[1-2]；根据我们的测算，2017年3239家A股上市公司的年报中，关键审计事项披露频次最高的依次为收入确认(67%)、应收账款或坏账准备(33%)、商誉(24.4%)、存货(21.2%)和长期资产(1.1%)，关键审计事项的披露的确存在很大的同质化倾向；另外，关键审计事项段落篇幅和披露的详尽程度也不尽相同，通过阅读上市公司审计报告可知，关键审计事项段的篇幅从300字到6000字不等，平均约1500字。在其他情况不变的前提下，披露的关键审计事项个数越多、越详细、篇幅越长，越有利于市场解读公司信息，从而越具有信息含量，因此，本文提出第一个待检验的假说H1。

H1：关键审计事项的个数和篇幅特征具有信息增量。

PCAOB认为“新审计报告也许会对替代信息源较少的公司相对更有信息含量”[14]。而在我国上市公司中，公司之间差别巨大，从行业到规模、从业务复杂度到股权结构，从信息披露质量到投资者关系，均存在明显的差异。通常而言，大公司的信息披露质量更高[21-24]，因为大公司的公司治理、内部控制等更完善，受到更多关注和监督，信息披露渠道、投资者关系管理较完善，投资者更易于获得所需信息，关键审计事项对投资者带来的增量信息可能有限；而小公司普遍信息披露渠道不够完善，投资者不能像大公司的投资者一样便捷地获得所需信息。审计师作为独立的第三方专业人士，其披露的信息可靠性和可信度更高，同样的信息由审计师在审计报告中披露比在年报中由管理层披露具有更大的影响力。因此，对替代信息源较少的公司而言，关键审计事项的披露可能有助于资本市场投资者加深对上市公司的了解，做出更有利于自己的投资决策。因此，披露的关键审计事项可能会直接增加投资者用于决策的信息集、增强其分析公司的能力，从而对替代信息源较少的公司更具有信息补充作用。基于此，本文提出假说H2。

H2：关键审计事项的个数和篇幅特征对替代信息源较少的小公司更具有信息增量。

三、研究设计

(一)数据来源与样本选择

本文使用A股公司2017年报的审计报告数据，考察关键审计事项段的信息含量。所用上市公司财务数据来自国泰安CSMAR数据库，关键审计事项段手工收集自巨潮资讯网。为避免异常数据可能产生的不利影响，我们剔除了金融行业及缺失数据的样本，共得到3217个样本观测值。为避免极端值的影响，我们对所有连续变量进行了上下1%的Winsorize缩尾处理。

图1 事件研究时点示意图

(二)事件研究法模型

为了考察披露关键审计事项的市场反应，本文采用事件研究法进行实证研究(见图1)。

1.主要变量定义与计量

(1)自变量

为检验关键审计事项是否具有信息增量，本文使用两类变量衡量关键审计事项披露的充分性——关键审计事项的个数(Number)和关键审计事项段的篇幅长度(Length1和Length2)，其中，Length1是关键审计事项段的字符数取自然对数，Length2是将关键审计事项段的字符数标准化处理以后的变量。

(2)因变量

借鉴前人研究[25-30]，本文采用事件研究法，以事件窗口内的累积超额收益率(CAR-Cumulative Abnormal Return)作为因变量，检验资本市场对上市公司披露的关键审计事项的反应及不同信息替代源公司的反应差异。累积超额收益率(CAR)的计算方法如式(1)所示：

CARi=∑ARi，t

(1)

其中，ARi,t表示上市公司股票i在第t日的超额收益率。日超额收益率ARi,t的计算方法如式(2)：

ARi,t=Ri,t-E(Ri,t)

(2)

其中，E(Ri,t)表示上市公司股票i在第t日的预期收益率，Ri,t表示股票i在第t日的实际收益率。实际收益率(Ri,t)的数据来自国泰安(CSMAR)数据库，预期收益率E(Ri,t)的计算方法如式(3)：

E(Ri,t)=αi+βiRm,t

(3)

其中，Rm,t表示上市公司所在的细分市场(沪市A股、深市A股或者创业板)在第t日的实际收益率。为获得稳定的系数估计值，上市公司i的αi和βi是通过[-152，-3]共150天估计窗口的公司实际日收益与细分市场日收益回归估计而得出的系数。

披露关键审计事项事件引起的累积超额收益(CAR)包括：(1)事件日的确定。考虑到信息泄露问题的存在，在信息披露之前，具有信息优势的交易主体或许已经进行交易[29]，借鉴王艳艳等的做法[5]，本文选择审计报告日作为事件日。(2)事件窗口的确定。由于中国资本市场同时存在信息提前泄露导致的提前反应问题和涨跌停板限制下的反应不足与反应延迟现象，故本文选用[-2，+2]、[-2，+6]、[-2，+86]三个事件窗口，分别对应短期、中期和长期的市场反应，以期更全面地考察市场对关键审计事项的反应。(3)CAR的计算。累积超常收益率(CAR)的计算方法主要有市场模型法和市场调整法，本文选择使用市场模型法计算的CAR做主回归，使用市场调整法计算的CAR做稳健性检验。

(3)控制变量

为控制其他因素的影响，借鉴前人研究[25-30]，本文还控制了审计意见(Opinion)、审计师类型(Big4)、公司规模(Size)、负债水平(Lev)、经营活动现金净流量(Cfo)、盈利能力(ROA)、市账比(MtoB)、董事会规模(Boardsize)、独董比例(Indboard)、管理层持股比例(Mshare)、产权性质(SEO)，同时还控制了行业虚拟变量(Ind)，以2012年版证监会行业分类标准为依据。

具体变量定义见表1。

表1 变量定义

2.回归模型

为检验假说H1，本文使用了式(4)的回归模型：

CARi,t=β0+β1Numberi,t(orLength1orLength2)+β2Opinioni,t+β3Big4i,t+β4Sizei,t+β5Levi,t+β6Cfoi,t+β7ROAi,t+β8MtoBi,t+β9Boardsizei,t+β10Indboardi,t+β11Msharei,t+β12SOEi,t+β13Indi,t+θ

(4)

其中，β0代表多元回归模型的常数项，也称为截距；θ表示随机扰动项，其他变量定义见表1。如果关键审计事项披露得越充分，即个数越多、篇幅越长、越具有信息含量，则β1应该显著为正。

为检验假说H2，本文首先按样本公司规模(Size)的上下45%将所有样本分为两组——大公司组和小公司组，分别按模型(4)进行回归，考察关键审计事项的个数和篇幅特征在两组公司样本中是否存在信息增量差异，即是否关键审计事项特征在替代信息源较少的小公司中更具有信息含量。我们预计小公司样本组的β1显著为正，大公司样本组的β1不显著。

表2 全样本描述性统计

为进一步验证替代信息源多寡划分依据的恰当性，本文在进一步分析中将分别使用分析师跟踪人数变化率(Ananum)的中位数和上市年限(Age)的中位数划分样本，再次进行回归检验。分析师跟踪人数的变化率越大，说明公司的信息披露渠道越不完备；上市年限越长，通常被认为信息披露越完善，信息披露渠道越完备。如果关键审计事项披露的充分性特征仅在信息披露不完备的样本组中具有信息含量，则说明目前披露的关键审计事项只对替代信息源较少的小公司具有信息增量，没有对信息披露本就比较完备的大公司带来信息增量。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2列示的是全样本的描述性统计结果。由表2可知，就所用的样本公司而言，上市公司2017年报中披露的关键审计事项为1—6个，平均2个；96.9%的公司得到了标准无保留审计意见；四大会计师事务所审计的公司数量占比约5.2%；其他变量的结果也基本与相关文献的发现一致。

(二)Pearson相关系数分析结果

表3列示了各主要变量之间的Pearson相关系数。可以看出，用于同一模型中的解释变量之间的相关系数绝对值绝大多数小于0.5，因而，在多元回归分析中同时引入这些控制变量时不会产生严重的多重共线性问题。

(三)回归结果

H1的检验结果列示在表4。表4列示的是全样本在[-2，+2]、[-2，+6]和[-2，+86]三个事件窗口期内关键审计事项的市场反应。总体而言，衡量关键审计事项段特征的三个变量Number、Length1和Length2的市场反应不一致。具体来看，在短窗口期[-2，+2]内，只有Number变量的系数在5%水平上显著，其余2个变量的系数均不显著；在中窗口期[-2，+6]内，三个变量的市场反应均显著为正，Number在1%水平上显著，Length1和Length2的系数都在5%水平上显著；在长窗口期[-2，+86]内三个变量的系数均不显著。这些结果表明，总体来看，关键审计事项特征变量只在中、短窗口期内具有信息含量，其中在中窗口期内最显著，其次是短窗口期，长窗口期内三个变量都没有通过显著性检验。这可能是由于市场对于关键审计事项的解读需要一定的时间，因此在短窗口期内只有一个变量Number的系数显著，中窗口期内三个变量的系数都显著，而长窗口期内三个系数均不显著，说明关键审计事项的市场反应不会持续很长时间。假设H1获得验证。

表3 主要变量的Pearson相关系数分析结果

表4 全样本在[-2，+2]、[-2，+6]和[-2，+86]三个窗口期内的市场反应

此外，在三个窗口期内，标准审计意见变量(Opinion)、公司规模变量(Size)、市账比(MtoB)、管理层持股比例(Mshare)和产权性质(SEO)均显著。即获得标准无保留审计意见公司的累积超额收益更大；公司规模越大，累积超额收益越小；市账比越大，累积超额收益越小；管理层持股比例越大，累积超额收益越大；国有企业的累积超额收益更大。总资产报酬率指标(ROA)在短窗口期和中窗口期内显著为正，说明总资产报酬率越高，短期和中期的累积超额收益越大。而长期来看，四大会计师事务所审计的公司(Big4)和经营活动现金流充足(Cfo)的公司，累积超额收益更大。

H2的检验结果见表5至表7，即按公司规模(Size)变量的上下45%将全样本划分大公司样本组和小公司样本组,在三个时间窗口期内分别进行回归。表5列示的是短窗口期[-2，+2]内大公司组和小公司组三个关键审计事项变量的回归结果，经似不相关检验，组间差异显著(chi2分别为4.58、4.93、4.52，p值分别为0.0324、0.0264、0.0335)；在短窗口期[-2，+2]内，仅小公司样本组中的关键审计事项个数(Number)变量的系数显著，另外两个关键审计事项篇幅变量(Length1和Length2)的系数不显著；大公司样本组中三个变量的系数都不显著。表6列示的是中窗口期[-2，+6]内三个关键审计事项特征变量在大小公司组样本中的回归结果，经似不相关检验，组间差异显著(chi2分别为2.61、3.91、3.70，p值分别为0.1064、0.0479、0.0546)；在中窗口期[-2，+6]内，小公司组中三个关键审计事项特征变量的市场反应均显著为正，大公司组中三个变量的系数都不显著。表7列示的是长窗口期[-2，+86]内两组样本三个变量的回归结果，经似不相关检验，组间差异显著(chi2分别为6.94、4.82、4.44，p值分别为0.0084、0.0281、0.0351),但在该窗口期内，大小样本组的三个关键审计事项变量系数均不显著。综上说明，关键审计事项个数越多、篇幅越长、越有信息含量的结论只存在于小公司中，而在大公司中没有发现类似的结论，即目前的关键审计事项披露程度仅对小公司起到了补充披露的作用，对大公司没有起到应有的作用，从而说明相对于大公司的体量、经营范围和业务复杂程度，目前披露的同质化倾向的关键审计事项是不够的，对大公司没有起到提升信息披露质量的作用,H2获得验证。

表5 短时间窗口[-2,+2]内按公司规模(Size)变量上下45%分组回归的结果

表6 中时间窗口[-2,+6]内按公司规模(Size)变量上下45%分组回归的结果

(四)进一步分析

表7 长时间窗口[-2,+86]内按公司规模(Size)变量上下45%分组回归的结果

该部分将检验使用其他变量衡量替代信息源多少是否也能得到类似结论，即验证小规模公司是否也是替代信息源较少的公司，主要使用两个指标进行考察佐证——分析师跟踪人数和上市年限，即按分析师跟踪人数的年度变化率的中位数和上市年限的中位数将样本分组。分析师跟踪人数越多，该公司信息被搜索、披露、解读得越充分，信息披露越完备，信息替代信息源越多。根据来自CSMAR的数据，绝大多数上市公司的分析师跟踪人数是逐年增加的，因此，分析师跟踪人数的年度变化率指标(5)分析师跟踪人数的年度变化率=(今年的分析师跟踪人数-上一年的分析师跟踪人数)/上一年的分析师跟踪人数。能够反映每年新增加的分析师跟踪人数的重要性，变化率越大，说明新增的分析师人数越重要，从而说明该公司的信息披露越不完备或替代信息源越少。上市年限越长的公司，通常其信息披露经验越丰富，信息披露越合规，信息披露渠道也越多。预计替代信息源较少的公司样本组中，关键审计事项段越具有信息含量。

表8和表9列示的是按分析师跟踪人数年度变化率(Ananum)的中位数划分样本组的回归结果。表8列示的是分析师跟踪人数变化率较大的样本组——即替代信息源较少组的回归结果，可以看出，在替代信息源较少的公司组中，关键审计事项段的三个衡量变量(Number、Length1、Length2)在三个时间窗口期内的回归结果与前文小公司样本组中的回归结果完全一致。表9列示的是替代信息源多的样本组的回归结果，可以看出，在替代信息源较多的公司组中，关键审计事项段的三个衡量变量(Number、Length1、Length2)在三个时间窗口期内的回归结果与前文大公司样本组中的回归结果完全一致，均不显著。

表10和表11列示的是以上市年限(Age)的中位数为界进行分组的回归结果。表10列示的是上市年限较短组在三个时间窗口期内的回归结果，与前文小公司样本组和分析师跟踪人数变化率较大的样本组回归结果完全一致。表11列示的是上市年限较长的样本组在三个时间窗口期内的回归结果，与大公司样本组和分析师跟踪人数变化率较小的样本组回归结果完全一致,再次验证了关键审计事项个数越多、篇幅越长、越具有信息含量的结论只出现在替代信息源较少的公司样本中，即仅在公司规模较小、分析师跟踪人数变化较大和上市年限较短的公司中存在。说明就当前的披露情况而言，增设关键审计事项对替代信息源较少的小公司具有信息增量，而对信息披露本就比较完备、替代信息源较多的大公司而言，目前关键审计事项的披露是不足够、不充分的。并且，三个时间窗口期的回归结果显示，关键审计事项带来的信息含量仅在中短期内具有信息含量，并不能持续太长时间。

(五)稳健性检验

该部分检验因变量累积超额收益(CAR)的不同计算方法是否影响回归结果。主检验使用市场模型法计算累积超额收益(CAR)，稳健性检验部分使用市场调整法计算的CAR结果重新回归，结论不变(6)限于论文篇幅，结果未在文中列示，备索。。

表8 按分析师跟踪人数年度变化率(Ananum)的中位数划分的替代信息源少样本组回归结果

表9 按分析师跟踪人数年度变化率(Ananum)的中位数划分的替代信息源多样本组回归结果

表10 上市年限较短的样本组在[-2，+2]、[-2，+6]和[-2，+86]三个窗口期内的市场反应

表11 上市年限较长的样本组在[-2，+2]、[-2，+6]和[-2，+86]三个窗口期内的市场反应

五、替代性影响因素的排除

为排除可能的替代性因素导致结论不一的可能性，本文将进一步检验其他因素的可能影响，主要是机构投资者持股和公司产权性质的可能影响。

(一)机构投资者持股与关键审计事项的信息含量

机构投资者通常具有更强的信息获取能力和专业分析能力，对关键审计事项的依赖可能弱于其他投资者，因而，机构投资者持股较多的公司披露的关键审计事项可能较不具有信息增量。于是，本文按机构持股比例的中位数将样本分为机构持股多的公司(lowins=0)和机构持股少的公司(lowins=1)，重新回归(7)此处也分组做了回归，均没有通过显著性检验，结果备索。，结果见表12，表明机构持股比例不同的公司披露的关键审计事项特征并不存在信息含量的差异，说明机构投资者持股不是关键审计事项信息含量差异的原因。另外，由于持股5%是一个重要的分界线，本文按机构持股比例是否超过5%将样本分成两组重新回归，也没有发现两组样本公司披露的关键审计事项特征存在信息含量的差异(8)限于论文篇幅，结果未在文中列示，备索。。综上排除了机构持股因素对关键审计事项特征信息含量差异的可能解释。

表12 机构持股比例与关键审计事项的信息含量

(二)公司产权性质与关键审计事项的信息含量

一般而言，国有企业的信息透明度比民营企业更高，内部控制更健全，信息披露渠道更完备，信息披露质量更高，因此国有企业的投资者较不依赖关键审计事项来获取信息，由此可以预见，国有企业披露关键审计事项可能较非国有企业更不具有信息含量。于是，本文按是否是国有企业(SEO-nonSOE)划分样本、重新回归(9)限于篇幅,结果未展示,留存备索。此处也分组做了回归，均没有通过显著性检验，结果备索。，结果并没有发现国有企业和非国有企业披露的关键审计事项特征存在明显的信息含量差异。由此，我们排除了产权性质因素对关键审计事项特征信息含量差异的可能解释。

六、结论与政策建议

(一)结论

自2018年1月1日起，关键审计事项准则在我国A股上市公司全面实施，这为大样本检验关键审计事项的信息含量提供了契机，克服了以往研究使用A+H股上市公司样本量偏小的不足及A+H公司所处特殊监管环境所带来的结论普适性不足的缺陷。本文使用所有A股上市公司样本的研究结论扩展了仅用A+H股样本公司的研究结论，结果更具有普遍意义。

本文采用事件研究法，从关键审计事项的两个特征——个数和段落篇幅入手，考察公司披露关键审计事项的充分性。结果发现：总体而言，关键审计事项披露得越充分，就越具有信息含量；进一步分析发现，上述结论只出现在替代信息源较少的小公司、分析师跟踪人数变化较大的公司和上市年限较短的样本组中，替代信息源较多的公司样本组中并没有发现类似结论。由于两组公司披露的关键审计事项个数和篇幅差异不大，说明当前的披露程度仅仅为替代信息源较少的公司带来了信息增量，起到了补充披露的作用，而对于信息披露本就比较充分和完善的大公司没有信息增量。即对大公司来说，目前披露的关键审计事项相比其自身的体量和业务复杂程度而言不足够、不充分，没有发挥应有的作用。

(二)政策建议

本文得出的结论说明，目前实务中公司披露的关键审计事项只对替代信息源较少的公司具有信息增量，达到了原定的修订准则以提升审计报告透明度、提升信息披露质量的目的；而对替代信息源较多、信息披露本就比较完备的大公司来说，目前披露的关键审计事项没有信息增量。这也间接说明了替代信息源较少的小公司的信息披露有待进一步提升，关键审计事项相关准则需要对如何进一步加强关键审计事项的信息含量给予更多指导。如果要使关键审计事项对大公司也发挥作用，需要对披露关键审计事项提出更多要求。对审计准则制定者和监管当局来说，要达到原定的准则修订目标，需要在准则层面针对关键审计事项提供进一步指导，改变当前审计师披露关键审计事项趋同化的现状，增加更多个性化、差异化的信息，以便增加审计报告的信息含量。对投资者而言，面对替代信息源较少的小公司时，要认识到这类公司信息披露渠道不完善、不充分的缺陷，除了仔细研读关键审计事项涉及的事项外，还要想办法获取更多信息，以便做出正确的投资决策；面对替代信息源较多的大公司时，要意识到仅仅关注关键审计事项披露的信息是不够的，还要关注大公司的其他信息披露渠道，尽可能充分地占有相关信息。