校友关系影响关键审计事项披露吗？

胡志颖 胡国强

(1.北京科技大学 经济管理学院，北京 100083；2.天津财经大学 会计学院，天津 300222)

一、引言

审计报告改革是近几十年审计领域的国际性重大事件，引起全球各界广泛关注。截至目前，在国际审计与鉴证准则理事会(IAASB)影响之下，已有相当部分国家和地区制定了审计报告改革时间表。2016年12月，我国财政部印发了《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》(以下简称“第1504号准则”)等12项审计准则，开始在内地资本市场“试水”新审计报告。其中，重要变化之一就是要求审计师在审计报告中披露关键审计事项(Critical Audit Matters，下称CAM)。相比传统审计报告，新审计报告旨在通过审计师向市场传递更多的信息，以降低审计报告与投资者之间的“期望差”和“信息差”，提高审计报告的有用性。基于这一逻辑，早期文献采用实验研究方法对审计报告中披露CAM进行了有益的探讨。近些年，随着新审计报告实施的推进，愈来愈多学者开始使用资本市场数据检验新审计报告准则实施的经济后果，研究发现CAM能够给信息使用者带来增量信息[1]。然而，较少文献探讨CAM披露的影响因素。鉴于CAM披露的经济后果，探究其背后的影响因素尤为重要。

理论上，CAM的确定与披露是审计师与公司管理层双方博弈的结果。一方面，对于审计师而言，CAM的披露有助于减少审计师的法律责任，同时也是审计质量提升的重要表现[2][3]；另一方面，对于公司而言，作为其财务报表风险信息，CAM的披露会带来市场的负面反应[1]。不仅如此，CAM的确定也会减少公司的会计选择空间[4]，不利于管理层机会主义行为的实施。结果导致，CAM的披露在很大程度上受到审计师与公司管理层之间沟通协调机制的影响。在我国传统文化影响下，这一影响更为突出。基于我国资本市场的最新研究发现，审计师与公司管理层的社会关系对审计行为具有重要影响，其中以校友关系最为明显[5]。那么，对于CAM披露，审计师与公司管理层的校友关系会产生怎样的影响？审计师特征在其中是否具有调节作用？这一影响会带来什么样的经济后果？本文以2016～2018年披露CAM的A股上市公司为样本，对上述问题加以研究。

本文可能的贡献有：第一，目前大部分文献集中讨论CAM披露的经济后果，对CAM影响因素的研究还较少，对审计师和管理层之间的社会关系如何影响CAM披露的讨论更为少见。然而，在“影响因素—CAM披露—经济后果”的研究框架下，探究其背后的影响因素能对其经济后果的研究起到追本溯源的作用。因此，本文的研究结论有助于增进审计报告使用者对CAM披露行为的理解，尤其是在我国这种社会关系具有重要影响的现实环境中。第二，本文将现有文献对校友关系影响审计质量的探讨拓展至CAM披露行为，这有助于更好地理解校友关系对审计行为的作用机理及后果。第三，校友关系的研究着力探讨审计过程中审计师和管理层个体的作用，契合了国内外学者的呼吁——将研究方向更多地放在个体特征对审计行为的微观作用之上。

余文的结构安排如下：第二部分是文献综述和研究假设，第三部分是研究设计，第四部分是实证结果及分析，第五部分是进一步研究，最后一部分是研究结论。

二、文献综述和研究假设

(一)文献综述

1.审计师与管理层校友关系对审计行为的影响。作为社会关系的重要组成，审计师与管理层的校友关系近期备受学术界关注。纵观现有文献，这种关系会对审计质量产生正向和负向两种相反的影响结果：一方面，审计师与管理层的校友关系会促进彼此之间的合作，提升审计质量[6]；另一方面，审计师与管理层的校友关系可能削弱审计师的独立性[7]，增加审计意见购买[8]，降低审计质量[5]。现有文献研究结论的不一致促使本文从审计师行为结果维度进一步探讨校友关系的经济后果。

2.CAM披露的相关研究。现有文献主要从审计师、管理层以及信息使用者角度考察CAM披露所产生的经济后果。首先，对于审计师而言，CAM的披露给财务报表使用者提供事前预警，因此在面临诉讼的时候，有可能给审计师免责[9]。并且，CAM的确定和披露可以增加审计师审计过程中的职业怀疑，因此能提升审计质量[10]。其次，对于管理层而言，CAM的披露缩小了盈余管理的空间[11]。最后，对于信息使用者而言，CAM的披露可以更好地反映财务报表信息的风险，进而降低分析师盈利预测的分歧度[12]，提供给投资者增量信息[13]，并影响贷款人的贷款决策[14]。这些研究表明，CAM作为对公司财务报表不确定性风险信息的披露，对审计师、管理层以及信息使用者的行为决策产生了重要影响。然而，目前国内外专门研究CAM披露影响因素的文献较少。近些年，少数研究从公司与审计师的基本特征方面做了有益探讨。研究发现，CAM披露受到公司经营业务复杂程度[15]、诉讼风险[16]、审计委员会性别构成[17]等公司因素，以及审计师的个体特征和审计收费[18]等审计师因素的影响。

3.研究述评。目前文献分别从公司层面和审计师层面对CAM披露水平的影响因素进行了研究，但尚未考虑二者之间的关联，如审计师与管理层之间的校友关系。在我国关系型社会的大背景下，从审计师与管理层的社会关系这一非正式制度出发研究CAM披露的影响因素具有重要意义。

(二)研究假设

本文认为，审计师与管理层的校友关系会通过影响彼此之间的沟通，进而在CAM确定过程中起重要作用。理论上，审计师与管理层的校友关系对CAM的披露水平存在正反两方面的影响。一方面，当审计师与管理层存在校友关系时，审计师获取审计证据更为容易，CAM的披露水平可能更高。具体影响又体现在以下两个方面：其一，校友关系增进审计师和管理层之间的相互信任，便于彼此之间的信息沟通，从而有利于提高CAM的披露水平。根据第1504号准则，CAM是审计师在执行审计工作时重点关注的事项，包括审计师评估的重大错报风险较高的领域、财务报表中涉及重大管理层判断的领域、本期重大交易或事项等。CAM的确定与披露需要管理层的深度配合。因此校友关系有助于审计师获取管理层掌握的公司会计信息系统、内部控制环境或公司交易等方面的信息[5]，从而方便其更准确地识别CAM，并加以披露。其二，校友关系会通过声誉约束机制强化决策制衡与相互监督，进而改善CAM的披露。由于在“熟人圈子”中犯错具有较高的声誉损失成本[6]，“校友圈子”会提高审计师与管理层双方实施机会主义行为的成本，促使审计师更加勤勉尽职，降低管理层隐藏风险信息的概率，最终有助于提高CAM的披露水平。

然而，另一方面，审计师和管理层之间的校友关系也可能降低CAM的披露水平。具体原因如下：首先，社会认同理论认为,“圈内偏袒”“圈外歧视”的现象普遍存在于群体活动中[19][20]。一旦审计师和管理层属于同一个“校友圈子”，“圈内偏袒”可能会导致审计师对管理层产生“好感”，甚至给予一定的特殊照顾，这会削弱审计师的独立性，降低执业过程中应有的职业怀疑，最终影响CAM的确定与披露。其次，校友关系也易触发“人情面子”机制，进而降低CAM的披露水平。CAM披露的是公司财务报表风险信息，其披露的充分程度将直接影响公司年报披露的市场反应以及管理层未来会计选择的空间，因此公司倾向于减少CAM的披露。当审计师与管理层具有校友关系时，出于“人情面子”的考虑，审计师更可能迎合管理层对减少风险信息披露的需求。在上述情形下，审计师和管理层校友关系的存在将降低CAM的披露水平。

在我国当前环境下，审计师和管理层之间的校友关系对CAM披露水平的这两方面的影响效应都可能存在。这是因为：一方面，我国日益增加的高质量审计需求和日趋严格的市场监管促使审计师利用与管理层的校友关系提高CAM的披露水平。近些年我国市场化进程不断深化、各项制度逐渐健全，市场对高质量审计的需求日趋增加，CAM的充分披露能够给审计报告使用者提供可供决策的增量信息。同时，近年来我国证券市场监管的加强给审计失败带来了更大的法律风险，也为审计师通过披露CAM减少法律责任提供了动力。在这一背景下，校友关系有助于审计师从管理层获取微妙且敏感的信息[5]，如公司战略、商业模式、特殊交易和账户以及内部控制系统等，从而利于审计师确定更多的CAM并进行更详细的披露。另一方面，高度分散的审计市场也会导致审计师为竞争市场份额与管理层校友攀“人情”，进而做出有利于管理层的CAM披露。与发达的资本市场不同，我国审计市场“四大”会计师事务所占的份额相对较低，审计市场竞争程度较高。因此，为了维持“校友圈子”中的“人情”关系，以便更多地保留有校友关系的老客户或招揽有校友关系的新客户，审计师更有可能牺牲独立性，与管理层形成合谋，最终导致审计师降低CAM披露水平以迎合管理层减少风险信息披露的需求。

基于上述分析，本文认为在我国当前制度背景下，审计师与管理层之间的校友关系对CAM披露的影响是一个经验问题，无法预测其影响方向，故而以竞争性假设的方式提出本文的研究假设:

H1a：审计师与管理层之间的校友关系将增加CAM的披露水平。

H1b：审计师与管理层之间的校友关系将减少CAM的披露水平。

三、研究设计

(一)模型构建

为验证上文的研究假设，本文构建如下模型(1)：

cam/length=a0+a1×d_mate+∑aicontroli+ε

(1)

在模型(1)中，本文采用两种方法来度量CAM的披露水平：一是披露的CAM数量(cam)；二是CAM的审计应对段长度(length)，即单位事项的审计应对段字数，并取自然对数①。CAM的数量越多，审计应对段越长，CAM的披露水平越高。d_mate为审计师与客户公司管理层的校友关系哑变量②，存在校友关系时为1，否则为0。如果回归结果显示，d_mate的系数a1显著为正，则H1a得以验证；反之，如果a1显著为负，则H1b得以验证。

借鉴Pinto和 Morais、Sierra-García等研究[15][18]，本文选取了如下影响CAM披露的公司层面和审计师层面因素作为控制变量(control)：公司层面包括公司规模(size)、资产负债率(lev)、产权性质(state)、第一大股东持股比例(top1hld)、董事会规模(board)、总经理和董事长两职合一(dual)、独立董事占比(indep)、管理层持股比例(manhld)、公司成长性(growth)、总资产报酬率(roa)、流动资产占比(cata)、现金周转率(turnover)、应收账款比率(rec)、是否亏损(loss)、重大重组事项数(recombine_n)、违规处罚(violate)、诉讼(suit)、账面市价比(btm)等；审计师层面包括审计师声誉(big10)、审计延迟(delay)和审计收费(lnaudfee)等。最后，本文还控制了年份和行业哑变量。具体变量的定义参见表1。

表1 变量定义

(二)样本选取与数据来源

本文以2016～2018年实施第1504号准则的所有A股上市公司为初始样本，共有7368个公司—年度观测值，并剔除以下样本：(1)审计报告无 CAM披露(无法表示意见或未披露)的公司—年度观测值；(2)金融保险行业的公司—年度观测值；(3)缺少信息计算校友关系以及有关控制变量缺失的观测值，最终得到6673个公司—年度观测值。审计师毕业院校根据中国注册会计师协会(CICPA)编制的行业信息查询系统中的数据进行手工查询确定，会计师事务所排名数据取自CICPA发布的会计师事务所综合评价百家排名信息，其余数据均来自CSMAR和WIND数据库。为了减少异常值对研究结果的影响，本文对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。

四、实证结果及分析

(一)单变量检验

表2报告了单变量检验结果。从中可以看出，在审计师与上市公司管理层不存在校友关系时，cam的均值为2.086，而当二者存在校友关系时，cam的均值下降为2.048，相比无校友关系时减少了0.038，在统计上不显著。length的均值在无校友关系时为5.668，有校友关系时为5.638，二者之差为-0.030，在5%的水平上存在显著差异。中位数的比较结果类似。cam的中位数在两组样本中均为2，不存在显著差异。然而，length的中位数在不存在校友关系的样本组是5.666，在存在校友关系的样本组为5.648，二者之差为-0.018，在5%的水平上存在显著差异。上述结果初步验证了校友关系对CAM披露水平的负向影响，与假设H1b相符。

表2 单变量检验

(二)描述性统计

表3列示了各变量的描述性统计结果。如表3所示，样本公司披露的CAM数量平均为2.082个，其中最多的披露了6个事项，最少的为1个，审计应对段长度length平均为5.665，与以往的针对CAM披露现状进行研究的文献基本一致[21]。样本公司中，有8.5%的公司管理层与审计师存在校友关系。此外，控制变量的结果显示：第一，在财务状况上，样本公司的规模均值为22.236，平均的资产负债率为41.6%，这说明公司规模较大，举债程度适中；销售收入增长率平均为19.7%，总资产报酬率均值为5.9%，现金周转率平均为6.568，流动资产占比均值为57.5%，应收账款占比平均为13.2%，账面市值比均值为0.493，因此可以看出公司财务状况较为正常。第二，在公司风险上，样本公司中有9.3%的公司亏损，本年度披露的重大重组事项的均值为0.146，违规被处罚的平均次数为0.117，年度的平均被诉讼数为0.813个，这说明风险程度适中。第三，在公司治理上，第一大股东持股比例平均为33.8%，国有企业占比为45.6%，董事会规模的自然对数均值为2.116，30.7%的样本公司存在总经理和董事长两职合一的情况，独立董事占比的均值为37.5%，管理层持股的平均比例为15.6%。最后，在审计师特征上，big10的均值为64.5%，平均的审计延迟的自然对数为4.6，审计收费的自然对数为13.78。

表3 描述性统计结果

此外，相关性分析结果显示，d_mate与cam、length的相关系数分别为-0.016和-0.028，且均在5%的水平上显著，表明存在校友关系的公司披露了更少的CAM，且审计应对段长度更短，初步支持校友关系增加了审计合谋的观点。此外，所有回归的解释变量均通过了VIF检验，因此可以推断，研究结果不会受到多重共线性的重大影响。因篇幅所限，本文没有报告这一结果，留存待索。

(三)回归结果

表4报告了回归结果，其中第(1)(3)列为只控制行业和年份固定效应的情况，第(2)(4)列为进一步控制了公司和审计师特征后的情况。结果显示：(1)在没有控制公司和审计师特征的情况下，d_mate对cam的回归系数为-0.038，在10%的水平上显著；在控制了公司和审计师特征后，d_mate的回归系数为-0.080，在1%的水平显著。(2)与cam的回归结果类似，在没有控制公司和审计师特征的情况下，d_mate对length的回归系数为-0.030，控制后回归系数降为-0.028，但均在1%的水平上显著。该实证结果支持了假设H1b，表明在我国当前制度背景下，校友关系的存在会导致审计师对管理层产生“群内偏袒”，甚至为维护“校友圈子”中的“人情”关系而迎合管理层的需求，这会影响审计独立性和审计过程中应有的职业怀疑，进而降低了反映公司风险信息的CAM披露水平。此外，控制变量结果显示，资产规模越大、应收账款占比越高的公司业务越复杂，CAM披露水平越高；公司的成长性越高、违规处罚和诉讼事件越多，风险越高，CAM披露水平越高；公司的业绩越好、资产流动性越强、现金周转率越高，风险越小，CAM披露水平越低；审计师声誉越高、审计收费越高，审计师越努力，CAM披露水平越高。因篇幅所限，控制变量回归结果留存待索。

表4 多元回归结果

(四)稳健性检验

为了使得研究结论更加稳健，本文进行了如下稳健性检验③：

第一，倾向得分匹配(PSM)。上述基准回归的结果显示，审计师与管理层之间的校友关系降低了CAM的披露水平。然而，这一结论可能受到样本选择性偏差的影响，也就是说，本文所观察到的现象可能是样本本身存在的差异，而非校友关系的影响。因此，本文采用PSM方法来对此加以控制。具体而言，首先，本文使用probit回归建立倾向得分匹配模型用以估计审计师与管理层存在校友关系的概率。参考Caliendo和 Kopeinig的做法[22]，配对协变量包括模型(1)中的所有控制变量，并加入公司所有管理层毕业院校的平均R(sch)值(pcrsch_mgt)④，因为这一变量会影响校友关系形成，但对CAM的披露没有直接影响。此外，在模型中控制了年份和行业固定效应。其次，本文使用1∶1无放回最近邻配对为有校友关系的公司选择匹配样本。最后，对配对样本重复模型(1)的回归。所有配对协变量均通过了均衡性检验。配对样本回归结果显示：第一，在控制样本自选择问题后，校友关系仍然显著地减少了CAM的披露数量(cam)。d_mate的回归系数为-0.070，仍在5%的水平上显著。第二，length的研究结论类似，d_mate的回归系数为-0.045，在1%的水平上显著。因此基准回归的研究结论得到了进一步验证。此外，由于没有权威的第一阶段协变量可供借鉴，除了将所有的控制变量纳入第一阶段模型之外，本文还进行了如下的配比：(1)借鉴Guan等的研究[5]，将可能受到校友关系影响的变量(big10、delay和lnaudfee)排除在第一阶段变量之外，同时运用后向选择方法确定显著性水平高于10%的变量，对新的PSM样本重复模型(1)的回归；(2)借鉴谢盛纹和李远艳研究中的第一阶段变量进行PSM匹配[8]，构造配对样本，重复模型(1)的回归。以上回归结果均显示本文的基准研究结论没有发生重大改变。

第二，Heckman两阶段检验。为了控制由于不可观测的潜变量带来的内生性问题，本文也进行Heckman两阶段回归。具体检验步骤如下：(1)根据倾向得分匹配模型计算逆米尔斯比(IMR)；(2)将IMR加入模型(1)重新回归。cam的结果显示，在引入IMR之后，d_mate的回归系数为-0.079，显著性水平为1%。length的结果表明，在引入IMR之后，d_mate的回归系数为-0.028，显著性水平为5%。此外，其他两种PSM配对方法也得到类似的结论。

第三，DID检验。为了进一步识别校友关系与CAM披露水平之间的因果关系，本文进一步进行了DID检验。具体做法如下：(1)确定有新增校友关系的样本，将其作为实验组，生成treat哑变量，即对校友关系由无变有的样本公司定义为1，否则为0⑤。(2)设置Post哑变量，将变化当年及以后期间定义为1，否则为0。(3)借鉴Chan等的研究[23]，将treat及treat和post的交乘项(treat_post)替代d_mate，加入基准回归。同时，考虑到较少的公司在样本期间内新增校友关系，为了避免实验组与对照组之间样本量差异过大对回归结果造成的影响，本文进行PSM，为每一个实验组样本匹配一个对照组样本。PSM阶段协变量的选择和配对方法与上文的PSM检验相同。如果基准研究的结论成立，预期treat_post的回归系数显著为负。由结果可知，在cam的回归中，无论是DID，还是PSM-DID，treat_post的回归系数都显著为负；在length的回归中，treat_post的回归系数也都为负，但不显著。上述结果在一定程度上再次支持了本文的基准研究结论。

第四，工具变量法。为了缓解遗漏变量问题，本文选取工具变量进行两阶段最小二乘回归。具体而言，借鉴Guan等的研究[5]，选取pcrsch_mgt作为外生工具变量。在第一阶段中，加入pcrsch_mgt及基准回归的所有控制变量，建立Probit模型对d_mate进行估计，得到拟合值d_mate_pre；在第二阶段中将d_mate_pre取代d_mate加入基准回归。第一阶段结果显示，工具变量通过弱工具变量检验。第二阶段回归结果显示，无论是cam还是length，d_mate_pre都表现出显著的负向影响。因此该结果表明，在控制了遗漏变量问题后，本文的研究结论并没有发生重大改变。

第五，关键管理层的界定。在前面的研究中，本文将管理层定义为年报披露的所有管理层。然而，管理层之间职责分工存在差异，并不是所有的管理层都会对审计行为造成影响。为了得到更有针对性的研究结果，本文进一步考察与审计相关的管理层岗位。根据《公司法》和公司章程对审计师聘任、沟通以及对财务责任的规定，董事长是董事会最关键的职位；提议聘请或更换外部审计机构、审核公司的财务信息及披露，以及负责内部与外部审计之间的沟通都是审计委员会的重要职责与权限；CEO是管理层的核心所在；CFO是公司财务具体事项的负责人。因此，本文重点关注上述四类管理层校友关系对CAM披露水平的影响。在分析中，本文定义董事长校友关系(虚拟变量，当董事长与审计师存在校友关系时为1，否则为0)、审计委员会校友关系(虚拟变量，当审计委员会成员与审计师存在校友关系时为1，否则为0)、CEO校友关系(虚拟变量，当CEO与审计师存在校友关系时为1，否则为0)，以及CFO校友关系(虚拟变量，当CFO与审计师存在校友关系时为1，否则取0)，将上述四个变量依次替代基准回归中的d_mate，重复模型(1)的回归。回归结果显示，对于CAM的披露数量，审计师与董事长和审计委员会的校友关系能够起到显著的降低作用；而对于审计应对段长度，审计师与审计委员会的校友关系则是最显著的影响因素。上述分析进一步支持了本文的研究结论。

最后，考虑到2016年的样本只包含A+H公司，具有特殊性，为了增加样本在年份之间的可比性，本文将其删除，并利用删除后的样本重复模型(1)的回归。结果显示，本文的研究结论没有发生重大变化。

五、进一步研究

(一)横截面分析

上文的研究结果表明，在我国当前的制度背景下，审计师与管理层的校友关系会增加彼此合谋的概率，减少CAM这一风险信息的披露水平。为了进一步探究校友关系对CAM披露水平影响的条件，本部分对基准研究结论进行横截面分析。

理论上，审计市场的高度分散导致审计师更容易与管理层进行合谋，且在审计师能力更低的情况下，上述情形发生的可能性更大。行业专长和独立性是审计师能力的两个重要方面，本文推测，校友关系对CAM披露水平的影响将在聘请的审计师行业专长低和独立性弱的公司中更为显著。借鉴Yardley等的研究[24]，本文根据某一审计合伙人所审某行业的客户资产占该行业所有客户资产比重的中位数进行分组，生成ms_d哑变量，将样本分为审计师高行业专长组(ms_d=1)和审计师低行业专长组(ms_d=0)；同时借鉴Chen等的研究[25]，根据某一审计合伙人所审某客户资产占其所审所有客户资产比重的中位数，将样本分为弱审计独立性组(d_rely=1)和强审计独立性组(d_rely=0)。将上述四组样本重复模型(1)的回归。

表5列(1)(2)(5)(6)是cam为因变量的回归结果，结果显示：在低行业专长组，校友关系(d_mate)的系数为-0.089，显著性水平为1%，而在高行业专长组，d_mate的系数为-0.067，不显著；同时在弱审计独立性组，d_mate对cam的回归系数为-0.110，显著性水平为1%，而在强审计独立性组，d_mate的系数为-0.042，不显著。此外，高低行业专长组间系数差异检验的Chi2值为0.75，不显著；强弱独立性组间系数差异检验的Chi2值为2.68，在10%的水平上显著。表5列(3)(4)(7)(8)报告了因变量是length的回归结果，结果显示：在低行业专长组，d_mate对length的回归系数为-0.036，显著性水平为1%，而在高行业专长组，d_mate的系数为-0.019，不显著；同时在弱审计独立性组，d_mate对length的回归系数为-0.041，显著性水平为10%，而在强审计独立性组，d_mate的系数为-0.014，不显著。组间系数差异检验显示，高低行业专长组间Chi2值为0.71，不显著；强弱独立性组间Chi2值为0.55，亦没有通过显著性检验。上述回归结果表明，在我国当前高度竞争的审计市场中，当审计师与管理层存在校友关系时，行业专长低或独立性弱的审计师为了保持或增加市场份额，更可能与管理层合谋，降低CAM披露水平，以满足管理层对减少公司风险水平披露的需求。这一结论在一定程度上支持了本文作出的关于审计师与管理层合谋进而影响CAM披露水平的推论。

表5 横截面分析

(二)CAM分类分析

为了更细致地观察校友关系对CAM披露水平的影响，本文根据CAM披露的内容将CAM进行分类，设置五个内容类别，包括披露频率最高的前四类和其他事项，具体为：收入确认、资产减值、重大事项、资产核算和其他事项。在此基础上，采用Tobit模型单独考察校友关系对这五类CAM披露水平的影响，以区分具体的影响项目。分析结果见表6，其中Panel A报告了因变量为cam的结果，Panel B报告了因变量为length的结果。Panel A的回归结果显示，校友关系显著降低了收入确认类CAM披露的数量，对资产减值、重大事项、资产核算和其他事项风险没有显著影响。Panel B的回归结果显示，校友关系显著降低了收入确认类和资产核算类的审计应对段长度，对资产减值、重大事项以及其他风险事项没有显著影响。

表6 校友关系对CAM类别的影响

(三)CAM披露水平对公司的影响

本文理论建立的前提是CAM的披露会给管理层带来负面的市场反应。为了对这一前提加以验证，本文利用市场模型，采用CAM披露前247天到前2天的窗口期估计β系数，并依此计算披露前后1天的超额累积回报率(CAR)，进而考察CAM数量和审计应对段长度对超额累积回报率的影响。借鉴以往的研究，本文控制了资产规模、总资产报酬率、资产负债率、前十大股东持股比例、机构投资者持股比例、非标审计意见、成长性、是否国企、应收账款和存货占比、过去三年净利润波动程度、审计延迟、窗口期内股票累计回报率的绝对值、CAM披露前48天到前2天的股票回报率的标准差、CAM披露前2天的市值的自然对数，以及年份和行业哑变量。回归结果见表7第(1)(2)列，结果显示，cam对CAR并没有表现出显著影响，而length显著降低了CAR，其系数为-0.006，且在1%的水平上显著。

同时，考虑到CAM的披露水平会对管理层的盈余管理空间造成影响，本文又进一步考察cam和length对修正Jones模型操控性应计(DA)的影响。借鉴以往的研究，在回归中控制了资产规模、总资产报酬率、资产负债率、第一大股东持股比例、机构投资者持股比例、非标审计意见、是否十大会计师事务所、现金持有水平、董事会规模、独董比例以及年份和行业哑变量。回归结果见表7第(3)(4)列，结果显示，cam和length的增加都显著地降低了DA，回归系数分别为-0.003和-0.004，显著性水平分别为5%和1%。

表7 CAM披露水平对公司的影响

上述结果与本文的预期基本相符，支持了本研究的理论构建前提，即更高水平的CAM披露会将更多公司风险暴露于市场，市场由此作出更剧烈的负面反应；同时，更高水平的CAM披露也降低了公司的盈余管理空间，限制了管理层的机会主义行为。因此，降低CAM的披露水平可以使公司获利。

(四)CAM披露过程中的校友关系合谋对审计师的影响

接下来本文关心的是，有校友关系的审计师降低了CAM披露水平，是否因此获得了相应的利益。为此，本文考虑CAM的披露水平对审计收费的影响，并将这一影响在有校友关系和无校友关系组之间加以比较。为了能够更直观地反映研究结果，此处将cam和length都乘以-1，生成neg_cam和neg_length，经过调整后，neg_cam和neg_length的值越大，CAM的披露越不充分。与以往的研究类似，本文控制了资产规模、总资产报酬率、资产负债率、第一大股东持股比例、机构投资者持股比例、非标审计意见、是否十大会计师事务所、董事会规模、独董比例、存货和应收账款占比以及年份和行业哑变量。回归结果见表8，结果显示：第一，neg_cam和neg_length回归系数分别为-0.057和-0.032，neg_cam的显著性水平为1%，neg_length未能通过显著性检验。这一结果在一定程度上说明，CAM的披露水平越低，审计师付出的努力越少，审计收费越低。第二，在将样本按照是否有校友关系分组后，回归结果表明，neg_cam和neg_length对lnauditfee的负向影响只有在无校友关系组显著；特别地，在neg_length的回归中，有校友关系组的系数为正，这意味着当存在校友关系时，即使审计师降低了CAM的披露水平，客户仍给予了一定的溢价。进一步，组间系数差异检验结果显示，

表8 CAM披露水平、校友关系和审计收费

neg_cam系数差异的Chi2值为3.38，显著性程度为10%；neg_length组间系数差异的Chi2值为2.95，也在10%的水平上显著。这一结果说明，校友关系的加入打破了CAM披露水平和审计收费之间的关系，使得有校友关系的审计师降低了CAM的披露水平，但其审计收费并没有因此而下降，从而验证了审计师能够在CAM披露的共谋中获得利益这一理论构建的前提。

六、研究结论

本文以2016～2018年披露CAM的A股上市公司为样本，考察了审计师与管理层的校友关系对CAM披露水平的影响。研究结果显示，在控制内生性问题、替换关键变量和调整研究样本后，校友关系的存在都显著降低了CAM的披露水平，且这一影响在审计师行业专长低和独立性弱的公司中更为显著。这说明，在我国当前的制度背景下，作为负面风险信息的反映，CAM的披露受到了代理问题的影响。进一步研究发现：在披露内容上，校友关系主要降低了收入确认类CAM的披露数量，减少了收入确认类和资产核算类的CAM的审计应对段长度；随着CAM披露水平的提高，市场负面反应加大，审计收费增加，管理层的盈余管理空间缩小，同时校友关系的存在弱化了CAM披露水平与审计收费的正向关系，由此说明拥有校友关系的审计师能够在与管理层进行CAM披露的合谋中获利。

基于上述结论，本文提出如下政策建议：第一，监管部门应更加关注新审计准则实施的制度环境。在引入新审计准则的过程中，应充分考虑我国的制度环境下经济主体行为的特殊性，特别是社会关系这一非正式制度对我国经济主体行为造成的影响。对于CAM的披露，监管部门应关注审计师与管理层校友关系对披露水平的负面影响，从而更有针对性地对存在校友关系的CAM披露进行监管。例如，要求对审计师与被审计单位管理层的社会关系进行强制性披露，以给利益相关者提供更多用以决策的信息；通过制定相关制度，规范审计师选聘的流程，以降低审计师和管理层形成校友关系的可能性。第二，上市公司应认识到审计师与管理层之间的校友关系对外部审计行为的影响。可考虑在选聘过程中对管理层与审计师是否存在校友关系以及校友关系对审计独立性可能的影响进行系统评价，从而建立更有效的公司治理结构。第三，审计报告使用者应增强风险意识。投资者、债权人、分析师、供应商和客户等各方应注意到审计师和管理层的校友关系可能导致审计独立性的下降及其对CAM的披露水平造成的负面影响，据此更客观地评价和使用CAM信息，并做出更有效的投资、信贷、股票评级等决策。

注释：

①根据审计准则的要求，CAM的披露包括事项描述和审计应对，相当一部分公司对CAM的披露直接索引至报表附注，无法真正反映CAM的披露水平，而审计应对篇幅反映了审计师为应对风险所做出的努力，从而代表了公司的风险信息披露，因此本文用审计应对段长度作为CAM篇幅的替代变量。

②本文的管理层指的是公司年报披露的管理层团队，包括董事、监事和高级管理人员。

③由于篇幅所限，稳健性检验的回归结果留存待索。

④首先根据样本中出现的所有院校，分别统计各个院校毕业的管理层和审计师人数，并计算出其百分位数，这些院校对应的上市公司管理层和审计师的百分位数分别为R(mgt)和R(cpa)。然后，取每所院校的这两个百分位数的平均值，记作R(sch)。学校的R(sch)值越高，意味着该所院校在本文样本中培养了更多的上市公司管理层和审计师，因此审计师与管理层形成校友关系的可能性更高。对于每一个样本公司，本文取该公司所有管理层所对应院校的R(sch)的平均值作为该公司的pcrsch_mgt值。

⑤这里，为了增加样本在年份之间的平衡性，2016年的66家A+H样本被排除在外。