业绩型股权激励与关键审计事项的披露

引言审计报告是财务报告预期使用者了解被审计单位，做出正确经济决策的重要途径。为打破审计“黑箱”，增加审计工作的透明度（Reid等，2019），我国财政部于2016年出台了新审计准则。新审计准则要求审计师在审计报告中披露关键审计事项。而关键审计事项披露的主要目的是增加审计报告的异质性信息含量，使得报表使用者能够更深入地了解企业。目前的大部分研究也认为关键审计事项披露能够提高审计报告的沟通价值，对市场反应、分析师预测准确性、会计稳健性等产生重要影响（王翠琳等，2021；薛刚等，2020；洪金明，2020）。但也有部分研究发现，我国上市公司的关键审计事项披露开始出现同质化倾向（李奇凤等，2021）。最直观的表现在于，在2017年，有66.72%的上市公司将收入确认披露为关键审计事项，而到了2020年，这一比例增加至80.78%，这说明关键审计事项异质性信息含量可能在逐年降低。因此，为促进关键审计事项披露持续提供增量信息，防止新审计报告最终成为模板化语言，探究关键审计事项披露的影响因素具有现实意义。然而现有文献主要以审计师特征（陈丽红等，2021；徐畅等，2021）为切入点探究关键审计事项披露的影响因素，鲜有文献从被审计单位活动特征的角度出发进行分析。本文将探究业绩型股权激励计划的实行对审计师披露关键审计事项的潜在影响，首先，基于新审计报告准则的大背景和被审计单位在业绩考核期的情况特殊性，本文首次发现业绩型股权激励的实施会使审计师披露更充分的关键审计事项，丰富了关键审计事项披露的影响因素的相关文献；其次，本文从关键审计事项披露这一独特视角检验了企业股权激励的实施对审计师行为的影响，丰富了股权激励经济后果方面的研究；最后，通过研究关键审计事项披露的影响因素，有助于为监管者提供监督新视角。一、理论分析与研究假设我国上市公司的股权激励制度多为业绩考核型。被激励对象只有完成规定的业绩条件，才能解锁相应的行权工具。而目前绝大多数上市公司对被激励对象行使权的授予都采取“一刀切”和“零递延”模式（谢德仁，2019）。也就是说，只要管理层在解锁年度没有完成规定业绩，该年度对应的激励工具将全部作废，不得按比例也不得递延至以后年度解锁。而股权激励收益往往较为重大，这无疑会造成管理层在考核期内不同于平常的决策行为。已有研究表明，股权激励计划的实施会导致管理层通过频繁并购（潘星宇等，2021）、向政府寻租（闫华红等，2021）、激进避税（王一舒等，2020）、投资高风险项目（卜君等，2020）等方式调控业绩，以上行为均会使公司状况趋向复杂，增加审计师进行审计工作的难度。并且管理层为完成业绩考核还会采用应计盈余管理（刘宝华等，2016）、真实盈余管理（唐国琼等，2018）、损益分类操纵（谢德仁等，2019）等手段，直接造成会计信息的扭曲，如此更会增加外部审计师发表不恰当审计意见的概率。风险感知在人类行为中扮演重要角色（Slovic，1987）。伴随股权激励业绩考核而产生的管理层会计信息扭曲动机以及复杂公司状况会导致审计师感知到的审计风险增加。对此审计师可能会选择增加审计投入、更谨慎地出具审计意见（洪金明等，2021）或提高审计收费（王晓亮等，2019）等策略。而新审计准则的实施特别是对关键审计事项的披露为审计师的风险应对提供了一条新的思路。当财务造假案发生时，决定审计师是否受到处罚的根本依据并不在于其所发表审计意见的对错，而在于审计师是否做到了在当时状况下对财务报表尽职尽责的合理保证。作为公开披露的特殊“工作底稿”，关键审计事项允许审计师在审计报告中进行差异化的表述。也就是说，关键审计事项可以记录审计师根据企业特有风险事项所实施的针对性审计程序，为审计师的努力工作提供有力证据。而根据心理学有罪控制理论，如果在事件发生之前，行动者已经执行了必要的措施进行防范，则社会群众不会因为最终产生的负面结果而去追究行动者的责任（Alicke等，2008）。因此对关键审计事项的充分披露能够为审计师实现一定程度的“免责”功能，有利于降低审计师可能面临的诉讼或处罚风险（黄亮华等，2021），即可以认为，在被审计单位实行股权激励的业绩考核年度，由于其特殊的公司状况和复杂的业务环境，使得审计师感知到更高的审计风险，从而会对关键审计事项进行更加详尽的披露，并作为自我“辩护”的一种声明。此外，现有研究发现关键审计事项披露还存在公司治理作用，能够显著减少企业的盈余管理等行为（喻采平等，2021），提高审计后的会计信息质量（吴溪等，2019；杨开元等，2020）。在连续审计的背景下，充分披露关键审计事项也有利于降低以后年度的审计风险。因此，基于以上分析，本文提出假设H1：假设H1：在被审计单位实行股权激励的业绩考核期内，审计师披露的关键审计事项更充分。二、研究设计（一）样本选择及数据来源本文以2017年-2020年A股上市公司为初始研究样本并剔除金融公司ST样本以及数据缺失样本。为避免极端值的影响，本文对各连续变量进行了1%的缩尾处理。本文的关键审计事项数据通过阅读上市公司审计报告手工搜集和整理获得，其余所需样本公司的各项财务数据以及股权激励方案表均来自CSMAR数据库。（二）变量定义关键审计事项披露的充分性：一般而言，关键审计事项披露的项数以及文本字数越多，审计师对关键审计事项的描述以及应对程序也就越详细，同时在文本中加入数字化信息能够传递精确的定量信息，能够提高外部使用者对审计事项段“关键”信息的感知水平。本文借鉴陈丽红（2021）、王艳艳（2018）等的方法，从三个维度衡量关键审计事项披露的充分性：（1）披露数量（KAM_Num）：关键审计事项数量。（2）披露篇幅（KAM_Words）：关键审计事项描述段和审计应对段的总文本字数取自然对数。（3）披露精确度（KAM_Times）：关键审计事项中的金额提及次数以及比例提及次数之和取自然对数。股权激励（EI）：如果企业实施了业绩型股权激励且当年处于业绩考核期时，该变量取1，其余情况该变量均取0。控制变量：本文选取若干控制变量进入模型，包括企业规模（Size）、总资产净利率（Roa）、资产负债率（Lev）、营业收入增长率（Growth）、产权性质（Soe）、第一大股东持股比例（Sha）、独立董事比例（Ind）、董事会规模（Boa）、审计费用（Fee）。与此同时，本文还控制了年度、行业可能产生的影响。（三）模型建立根据假设H1，本文构建模型（1）、模型（2）、模型（3）以检验业绩型股权激励实施与关键审计事项披露充分性的关系，具体模型为：其中，i代表企业；t代表年份；Ctrl代表影响审计师关键审计事项披露充分性的一组控制变量。本文预计α、β以及γ均显著为正。三、实证结果及分析（一）描述性统计表1展示了各变量的描述性统计结果。为了便于解释，本文描述了关键审计事项总字数（KAM_NWords）以及金额比例提及次数（KAM_NTimes）。可见，无论是关键审计事项个数（KAM_Num最小值、最大值和平均值分别为1、6和2.038）、披露文本字数（KAM_NWords最小值、最大值和平均值分别为246、7372和1207.192）还是金额比例提及次数（KAM_NTimes最小值、最大值和平均值分别为0、52和4.559），不同公司之间均存在较大差异。而股权激励（EI）的均值表明股权激励业绩考核期样本占到了总样本的24.3%，股权激励已愈发常态化。其余变量的描述性统计与现有文献大体一致，不存在异常状况，在此不再累述。表1主要描述性统计量（二）回归结果分析为了验证业绩型股权激励计划的实施对审计师关键审计事项披露的影响，对模型（1）、模型（2）、模型（3）分别进行回归。回归结果如表2列（1）—（3）所示。结果表明，在考虑相关控制变量后，股权激励（EI）与关键审计事项披露个数（KAM_Num）的回归系数为0.042，在1%水平上显著；股权激励（EI）与关键审计事项披露篇幅（KAM_Words）的回归系数为0.061，在1%水平上显著；股权激励（EI）与关键审计事项披露精确度（KAM_Words）的回归系数为0.023，在10%水平上显著。说明在股权激励的业绩考核年度，审计师披露了更充分的关键审计事项，初步验证假设H1。表2多元回归结果（三）稳健性检验本文的稳健性检验包括，通过倾向得分匹配法（PSM）对样本进行1：1的最近邻匹配，对匹配后的样本重新进行回归；将解释变量和控制变量滞后一期重新进行回归以缓解此内生性问题；控制审计