新审计报告改革影响了银行信贷决策吗？

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新审计报告改革影响了银行信贷决策吗？

摘 要： 本轮新审计报告改革旨在增强审计报告的信息含量和沟通价值，预期会对投资者与债权人提供决策相关的增量信息。研究从银行信贷决策的视角，以2017—2018年我国沪深A股上市公司为研究对象，刻画了改革窗口、关键审计事项特征和新增信息等变量，检验了审计报告改革对上市企业获得新增银行贷款的影响。研究发现：新审计报告改革总体上使得银行对上市企业的新增贷款额显著缩减；新审计报告中所披露关键审计事项的数量与银行新增贷款总额显著负相关；审计报告改革所提供的增量风险信息负面地影响到银行对上市企业的新增贷款。以上审计报告改革的政策效应，在不同产权性质的上市企业之间存在差异。本研究表明，我国的新审计报告改革有利于倒逼审计师贯彻现代风险导向审计，其披露的关键审计事项会通过“风险信号传递效应”和“增量信息效应”影响到商业银行的信贷决策，而新审计报告所提供的增量风险信息是这一作用机制的根本驱动因素。本研究首次揭示了我国新审计报告改革在银行信贷决策行为上的政策效应。
关键词： 审计报告改革； 关键审计事项； 银行信贷决策； 风险信息
一、引言
自2013年以来，英国财务报告理事会、欧洲议会和欧盟理事会、国际审计与鉴证准则理事会、美国公众公司会计监督委员会以及中国财政部等准则制定机构，推动了全球性的审计报告改革，创新性地在审计报告中增设关键审计事项段落，从形式上和内容上提升审计报告的信息披露功能，试图为使用者增加审计报告的信息含量和沟通价值。2016年12月23日中国财政部推出《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》等12项准则(财会〔2016〕24号)，要求审计师须在审计报告中增加关键审计事项段披露关键审计事项的描述、判断理由和相关的审计应对等信息。从审计执业标准来看，要合乎规范地履行新审计报告准则的披露要求，规范地实施现代风险导向审计是新审计报告生效后审计师的必然选择。而就中国审计市场的发展而言，这一轮改革有一个较为特殊的目标：通过新增审计报告的法定披露要求，倒逼会计师事务所贯彻现代风险导向审计的执业规程和执业标准。
基于现代风险导向审计的专业逻辑，在新审计报告中披露的“关键审计事项”，正是那些会影响被审企业的财务报表是否公允表达和是否存在重大错报的关键项目。而关键审计事项均源自公司经营层
面，并对应公司的重点风险区域和重点账户，需要审计师通过独立的、专业的风险识别、认定和应对，获得充分适当的审计证据，以形成最终的审计意见。可以说，风险导向审计的过程就是识别、评估、认定和应对关键审计事项，并据以出具审计意见的过程。审计师将这些关键审计事项与企业的治理层充分沟通后，正式写入审计报告的相应段落，并依规披露给审计报告的使用者。值得关注的是，在审计报告改革之前，投资者或债权人均无法直接获得哪些是审计师认定的关键审计事项等信息，这是审计师的“私有信息”。改革之后，这些审计师的“私有信息”就可以通过新审计报告这一“窗口”为投资者或债权人关注到。由此，关键审计事项的披露就形成了一个理想的观察企业关键经营风险的窗口。
当前，有不少研究关注到这些新增信息对资本市场投资者的决策价值[1-7]。但是，现代商业银行作为企业的主要债权人，是审计报告的重要使用者，其理性的信贷决策是建立在对企业财务信息及其审计意见的信任和依赖之上的。因此，商业银行也应该获得由新审计报告带来的新增信息，这对其信贷决策是否产生实质性的影响？尤其是，商业银行是否可以从审计师披露的信息中获得其与自身信贷评估不一致的“私有信息”，并修正自己的信贷决策，最终反映在企业的新增贷款规模上？这是一个观察审计报告改革效应的新视角，现有的研究涉及极少。同时，它也是深入地探索审计报告信息影响银行信贷决策行为的良好契机。
因此，关注这次审计报告改革对于商业银行有着重要意义，由此引申出：新的审计报告是否能够为商业银行这一重要的企业债权人，提供增量信息并影响其信贷决策，这是一个比较新颖且有现实意义的话题。本文选择自2018年1月1日起执行新审计报告的A股上市公司作为研究对象，刻画关键审计事项的披露要求和披露特征等变量，检验审计报告改革与银行信贷决策的关系。与现有的国内外关于审计报告改革的研究不同[1-7]，我们选择审计报告改革影响银行信贷决策的角度，试图考察在中国的制度背景和市场条件下，新审计报告在银行信贷决策中的作用如何，并以这一视角揭示尚未引起关注的审计报告改革对债权人决策行为影响的重要政策效应，以及探索新审计报告所披露的信息影响银行信贷决策行为的作用机理。
二、文献回顾
(一)影响银行信贷决策的审计报告
现有的研究表明，大量的非财务信息对企业获得银行信贷存在影响。这些非财务信息包括：公司产权性质[8]、税收征管、政企关系[9-10]、银行关联、是否为产业政策支持行业[11]、公司治理特征[12]、公司履行社会责任[10,13-14]、分析师的跟踪预测、是否受到证监会处罚[15]、内部控制质量[16]、环境信息披露[17]，以及通货膨胀预期[18]、国家货币政策[19]、金融发展程度[8]和政治权力转移、官员异地调任[20]，等等。然而近年来的研究对于非财务信息影响企业获得银行贷款的重视，并不意味着财务信息及其相关的审计信息就不再重要。事实上，在银行贷款决策所依赖的各种信息中，财务信息和审计意见的地位是传统的也是重要的，它仍是现代商业银行信贷决策的关键依据。
各国会计与审计准则制定机构，均将债权人视为主要的信息使用者，并强调为其提供高质量信息的责任。而在现实的应用场景中，银行的信贷决策也确实是以财务信息为基础，将客户的主要财务指标纳入了信用评级模型，并将分析结果作为进一步贷款审核的基础数据[12，21-24]。并且，借助于审计师发表在审计报告中的审计意见类型，可以判断财务信息的可靠性和质量如何。银行的信贷决策者正是藉此缓解银企之间的信息不对称，提高信贷决策的效率[25-27,20]。
从中可以看到审计信息对银行信贷决策的重要性。在机制上，审计不仅增强了银行信贷人员对企业财务报告的信赖程度，而且会显著影响信贷人员的风险评估、贷款利率溢价和是否发放贷款等决策，这表明审计报告可向银行信贷人员传递有价值的信息和公司质量的信号，尤其是“非标”审计意见可为信贷人员提供明确的预警信号[28-30]。有经验证据支持，积极的审计信号会降低公司的债务融资成本，提高债务融资能力[8,31-32]。
(二)新审计报告改革与信息增量
部分早期的研究并不支持审计意见具有信息含量，他们认为银行信贷人员等较为“老练”的信息使用者会深入阅读财务报表信息本身,因而审计意见的内容和形式对他们的影响有限[33-35]。但是，审计制度和技术的发展越来越证明审计在市场经济中的积极作用和必要角色。审计也曾在发展中的多个时期未能达到投资者或债权人所期望的作用，出现了审计失败风潮，但最终都是通过职业界推动积极的审计改革才使审计行业得以摆脱困境。在2013年全球新一轮审计报告改革之前，对于审计报告的信息含量和价值就存在较大的非议。如Noghondari和Foong(2009)[36]的研究表明，仅仅提供标准化审计意见的审计报告对于银行债权人来说信息含量不足，确实存在审计期望差距，而债权人更希望通过审计报告获得更多的风险信息资源。而本轮国际、国内相继启动的新审计报告准则就是基于“降低审计期望差距，提高审计报告信息含量”这一目标所提出的。对于本轮审计报告改革是否可以为审计报告使用者带来增量信息，国内外学者主要是从投资人的角度，探究审计报告加入关键审计事项段对于提升决策有用性的影响[1-7]。主要的研究发现支持审计报告改革要求披露关键审计事项段，具有信息含量，提高了审计报告对于投资人的沟通价值。
但是，如现代商业银行等企业的债权人，作为审计报告的重要使用者，其决策预期也会受到新审计报告改革的影响，现有的研究关注不多。几项初步的实验研究，表明了新审计报告披露关键审计事项对银行信贷人员决策会有影响。其中Trpeska等(2017)[37]得到，关键审计事项段会受到银行信贷者的关注，并成为他们信贷决策中的考虑因素；而Christensen等(2014)研究了信息增量对信贷决策的影响机理，研究发现审计报告改革后信贷人员会倾向于更加消极的信贷决策[38]；Boolaky和Quick(2016)[39]针对德国银行董事的实验研究表明，IAASB所建议披露的关键审计事项，并不会影响银行董事的信贷评估。从国外的文献来看，对于新审计报告改革是否影响银行信贷决策的研究不仅数量少，而且结论不尽一致。研究方法上全部为实验研究，其相关研究结果缺乏大样本经验研究的支持。而在我国国内尚未发现有审计报告改革对银行信贷决策行为影响的研究文献。
综上可见，新审计报告改革已经引发了一系列的研究，但是对审计报告改革影响银行信贷决策层面的关注却极少。现有的国外研究均比较初步，研究结论不一，尤其是缺乏新审计报告改革背景下大样本数据的经验证据支持。无论是国外还是国内，这一主题的研究亟待丰富和拓展。基于此，本文抓住这一研究薄弱点作为研究契机，引入新审计报告的“风险信号传递效应”与“增量信息效应”，依托中国新审计报告改革的背景，借助于A股上市公司的大样本数据，通过刻画关键审计事项的披露数量和信息增量，检验审计报告改革对于银行信贷决策行为的影响。
本文的主要研究贡献体现在：其一是以我国2018年新审计报告改革为背景，检验其在银行信贷决策层面带来的重要政策效应，并以中国市场的经验证据，丰富本轮全球性审计报告改革的政策效应研究；其二是以对新审计报告改革影响银行信贷决策的分析，丰富审计信息与信贷决策行为的关系研究，深化了我们对于审计报告影响商业银行信贷决策的内在机理的认识。本研究的创新之处体现在：一是从银行作为债权人的角度，利用中国市场的大样本数据，首次检验了新审计报告改革对于商业银行信贷决策行为的影响，由此展示了此轮审计报告改革的一个重要政策效应；二是从信息增量的视角，基于新审计报告披露关键审计事项存在的关于企业风险的“增量信息效应”，首次检验关键审计事项与银行信贷决策行为的关系。
三、理论分析与研究假设
(一)审计报告改革披露关键审计事项的“风险信号传递效应”
我们认为我国新审计报告的改革不仅会通过资本市场影响投资者的决策，也会影响债权人的决策，而这种影响主要是通过风险信号传递机制发挥作用。
我国新审计报告准则修订的核心内容在于要求披露关键审计事项，《中国注册会计师审计准则第1 504号——在审计报告中沟通关键审计事项》明确规定了关键审计事项是指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，是从注册会计师与治理层、管理层沟通过的事项中选取。按照风险导向审计的执业要求，关键审计事项应来自于被审计企业重大错报风险领域、重大会计政策的选择、重大会计估计判断和当期重大交易。这必然会倒逼审计师规范其风险导向审计执业，驱使审计师强化其整体层面和经营环节的风险分析，依靠其精准的职业判断，识别并认定企业的关键审计事项[1,4-5]。
由于关键审计事项主要是基于对企业经营风险的分析和判断上识别出的，因而关键审计事项即在一定程度上反映企业当期的重要风险，是企业未来经营问题的先兆，从这个意义上，关键审计事项作为一种明确的风险信号通过审计报告传递给投资者和债权人，向其发出风险警示[38-39]。并且这种信号的强弱是通过关键审计事项的数量传递出去的。当关键审计事项个数较多时，表明审计师认为企业存在更多的潜在重大财务错报风险，通过关键审计事项的识别和认定表示了警惕与关注，这就会给投资者和债权人传递出企业更强的风险信号，促使其给予更多的关注，进而影响其决策。而从商业银行的角度来看，其作为企业的重要债权人，评估贷款人风险是银行对企业资信评级的核心工作之一，银行通过新审计报告的这一窗口，可以掌握到审计师凭其专业能力所判定的企业重要风险的数量、性质和具体内容。尤其是，关键审计事项的数量信息是企业风险点的分布密集度和风险强弱的信号，这些风险信号在商业银行贷款的过程中，会通过信贷人员对审计报告的深入解读转变为银行须面对的信贷风险，以此银行信贷决策者会作出相应的信贷调整。具体而言，审计报告显示的关键审计事项数量越多，意味着银行面对的信贷风险更多更强，从而银行会缩减其贷款额度，相反，审计报告中较少的关键审计数量意味着较弱的银行信贷风险，从而银行会放宽其信贷规模。以上“风险信号传递效应”机理如图1所示。基于以上分析，提出如下假设。

图1 审计报告改革“风险信号传递效应”机理
H1 在新审计报告改革落实后，企业审计报告中披露的关键审计事项数量与银行核准的新增贷款额呈负相关关系。
(二)关键审计事项的“风险信号传递效应”与企业产权性质
已有研究表明，“信贷所有制歧视”的现象在我国普遍存在，具体表现为国有企业在融资过程中会获得相对于民营企业更加优惠的信贷条件，如国有企业债务融资成本更低[40-41]、信贷可得性更强、拥有更长债务期限结构[42-43]且融资要求更低[44-45]。这其中的影响机理，一是由于“政治关联效应”。国有企业通过政治关联，可以获得政策及资源的倾斜，并借助政府对金融机构的干预能力来维持自身的融资优势[46]，且国有企业“预算软约束”的背后是有国有企业有政府信用的隐性担保[44]，这降低了其融资违约的风险，从而较易获得更优的贷款条件[47]；二是由于“信息释放效应”。企业的国有属性向外界释放了风险较低或风险偏好较弱的信号，从而降低了银行与企业之间信息不对称程度[48]。
而本次审计报告改革要求披露关键审计事项，会释放出审计师观测到的企业重要经营风险，且关键审计事项数量越多，传递出的风险信号越强。鉴于我国信贷市场“所有制歧视”的作用，对国有企业而言，首先，地方政府有动机为了政绩而去帮扶国有企业，包括使其从商业银行获得贷款便利，而类似的行政干预会使得国有企业并不会显著地受到关键审计事项风险信号传递的影响；其次，银行基于国有企业背后存在政府经营支持和信用担保，以此可化解潜在的重大经营风险，因此，对于审计师披露出来的重大风险点，银行对企业的信贷风险评估不会因其而调高。可见，“所有制歧视”的存在，会削弱关键审计事项的“风险信号传递效应”。
相反地，对于民营企业而言，其信息不对称问题本来就比国有企业严重，在执行新审计报告改革后，审计师通过新审计报告披露出的具体关键审计事项，会立即引起信贷决策者的风险警惕性的提高，从而响应地调减其对民营企业的风险评级，并及时收紧对民营企业的新增信贷总额。具体而言，越多的关键审计事项数量会传递出更高的经营风险密集度和经营风险强度，银行会自然地调低其新增贷款；反之，越少的关键审计事项数量意味着更低的经营风险，因而银行会正常地调低民营企业的信贷风险，放宽其新增贷款额度。由此可见，民营企业不具有国有企业在获取银行信贷中所具备的所有制“红利”。因此，提出如下假设。
H2 相比于民营企业而言，国有企业审计报告中披露的关键审计事项数量与银行给予企业的新增贷款额之间的相关性较弱。
(三)审计报告改革的“信息增量效应”
传统的企业理论认为银企之间的隔阂是天然存在的，信息不对称现象普遍存在，所以为了化解这种信息不对称，银行大都会借助于由审计师保证的财务报表来获取决策有用的信息[28-30]。现有研究表明，独立审计鉴证机制所具备的信号传递价值确实可以弱化银企之间的信息不对称性，可以在一定程度上给银行这个“远距离”利益相关者提供保障机制[31-32]。但传统的审计报告对于银行的信贷决策信息含量较少，沟通价值较低，而本轮审计报告改革的宗旨就是要提升审计报告的信息含量，通过在审计报告中增设关键审计事项段，可以向债权人传递更加丰富的风险信息，从而可以减弱银企之间的信息不对称。需要指出的是，对信贷决策者而言，只有“增量信息”才会对其信贷决策产生实质性影响。通过新增的关键审计事项段这一窗口，可进一步地判断新审计报告改革是否为信贷决策者带来信贷决策相关的增量信息，以此可观测到审计师弱化银企信息不对称的积极作用。
那么，这种“增量”是如何产生的呢？我们认为是通过审计师的判断和银行信贷人员现有的风险判断不同所显现出来的，这两者的关系对于银行信贷决策的影响机理如图2所示。审计师是基于整体层面和经营环节的风险分析识别、评估和认定关键审计事项的，其反映审计师对企业风险的判断。而银行信贷决策者在分析经审计师判断出的风险时，会和自身信贷部门的现有风险判断进行比对，只有在审计师报告的关键审计事项未被银行信贷人员识别与认定时，才能为银行的信贷决策提供“增量信息”，进而影响到企业的信贷决策。而在以下三种情况下(如图2所示)，银行都不会调整其信贷决策，表现为：(1)对于审计师已识别银行也已识别的风险，即“共识信息”并不会影响银行的信贷决策；(2)对于审计师未识别而银行已识别的风险，即“私有信息”，银行信贷决策者也并不会因其与审计师不同的风险判断而调整其信贷决策；(3)对于审计师未识别，银行也未识别的风险是属于企业的“隐秘信息”，其不可能为银行的信贷决策提供增量依据。因此可以看出，只有审计师已识别而银行未识别的风险信息才会降低银企之间的信息不对称，给银行的信贷决策提供“增量信息”。

图2 增量信息对银行信贷决策的影响机理
基于以上的分析，提出如下假设。
H3 新审计报告改革对银行的信贷决策所提供的增量信息，会影响银行对企业核准的新增贷款额。
四、研究设计
(一)样本和数据
由于新审计报告改革要求自2018年1月1日针对所有的A股上市公司全面施行，因而审计师在对公司2017年度的财务报表进行审计时就已经需要出具新的审计报告，所以本文选取改革前一年和改革后一年，即2016年和2017年的沪深A股公司为基础样本。以此为基础，作了如下初步处理：(1)剔除A+H股公司，因为A+H股公司自2017年1月1日已实施新准则；(2)剔除ST公司；(3)剔除金融类公司；(4)剔除数据缺失公司。本文使用的关于新审计报告中所披露的关键审计事项数量等数据，均通过手工收集整理得到，所依据的审计报告来自巨潮资讯网，其余数据均来自国泰安(CSMAR)数据库。
(二)模型与变量说明
本文借鉴林炳华和陈琳(2015)[12]、余冬根和张嘉兴(2017)[8]和Mansi和Miller(2004)[49]的银行贷款决策模型，选取公司规模(SIZE)、产权性质(SEO)、盈利能力(ROE)、应收账款比例(REC)、固定资产比例(FASSET)、独立董事人数(IDN)、第一个大股东持股比例(MIN1)、事务所声誉(BIG4)等控制变量，以及引进审计报告改革要求和特征的观察变量(KAM_#)，构建以下回归模型

(1)
模型(1)用于检验假设1。其中，被解释变量ΔSloan、ΔLloan，分别为企业短期贷款的变化率和长期贷款的变化率。为了捕捉到新审计报告在第一时间的改革效应，本文选取2018年半年报(即本期)和2017年年报(即前期)中的数据计算短期贷款的变化率和长期贷款的变化率。解释变量KAM_#为关键审计事项的特征变量，分别以KAM_N、KAM_NG代入。其中，KAM_N为关键审计事项的数量，变量回归系数的符号预期为负，表示审计报告中披露的关键审计事项越多，则公司可获得的新增银行贷款总额越少。进一步地，再通过中位数对关键审计事项数量进行分组，设为哑变量KAM_NG，即关键审计事项的数量大于等于中位数的公司赋值为1，否则为0。它的意义在于，通过对关键审计事项数量进行分组，区分出关键审计事项高位组与低位组，这就可清晰地区分公司存在潜在重大错报风险高与低的差异。KAM_NG变量回归系数预期符号也为负，表示处于关键审计事项数量高位组的公司可获得的新增银行贷款总额更少

(2)
由于商业银行对不同所有制性质的企业会采取差别贷款，尤其是长期贷款[40,42]，因而构建了模型(2)，用以检验假设2。以长期贷款的变化率ΔLloan作为被解释变量，引入关键审计事项个数与企业产权性质的交乘项KAM_N*SOE，若交乘项回归系数显著为正，则表明相较于民营背景上市企业而言，国有背景上市企业审计报告中的关键审计事项所具有的“风险传递效应”有所弱化。此外，还代入KAM_NG这一哑变量做交互检验

(3)
模型(3)用于检验假设3。其中，被解释变量Δloan，表示企业银行贷款总额的变化率，取企业2018年半年度(即本期)财务报告中银行贷款总额相比于2017年(即前期)年报中银行贷款总额的变化率。其中，NEW为解释变量，表示银行信贷决策者是否能获得新增信息，如有信息增量则赋值为1，若没有信息增量则赋值为0。
如图3所示，联合银行风险判断和审计师风险判断，来刻画审计报告披露关键审计事项是否存在增量信息(NEW)这一变量。由于同行业内的企业面对的经营环境、风险因素和发展前景具有同质性，这可以控制企业的贷款额度与关键审计事项数量具有可比性。因而，本文借助同行业企业的风险水平的中位数，将银行的风险判断和审计师的风险判断各分为高风险组和低风险组，由此形成图3中的四个象限。其中，银行在未阅读新审计报告前判断企业风险为低水平，但审计师通过执行风险导向审计判断企业风险为高水平，则代表新审计报告改革对银行信贷决策提供了“增量信息”。而在其他三个象限，“共有信息”与“私有信息”都不是银行视角的增量信息，因为(1)审计师与银行对企业在同行业中的风险判断一致，则这属于“共识信息”，并不会影响银行的信贷决策，这会强化银行对放贷企业的现有判断；(2)对于审计师判断企业在同行业中风险较低而银行判断企业在同行业中风险较高，而这属于银行通过其他渠道获得的“私有信息”。在具体的计量中，当同时满足如下条件：(1)企业的银行贷款总额占总资产比例高于同行业的中位数；(2)企业审计报告中关键审计事项个数大于同行业的中位数，则判定审计报告中关键审计事项对银行信贷决策而言具有“增量信息”，则变量NEW取值为1，否则为0。需要指出的是，由于贷款利率的数据难以获得，因而本文选用贷款规模衡量银行对企业风险的判断，当企业贷款规模占总资产比例较大时，则表明从银行角度判断企业的风险较低，反之则判断企业的风险较高。此外，当企业审计报告中关键审计事项高于同行业中位数，则表明从审计师角度判断企业的风险较高。就某一企业而言，当执行风险导向审计的审计师判定该企业的关键审计事项个数较多时(即高于同行业中位数)，而银行授予企业的贷款总额较多(即银行贷款总额占总资产的比例高于同行业中位数)时，则意味着银行对该企业存在“未识别”的风险，从而构成银行需要修正其信贷决策的“增量信息”。
因而，可以预期，解释变量新增信息(NEW)的回归系数显著为负，表示银行信贷决策者在获得新增的风险信息后，会相应地调整其信贷决策，表现为企业的新增贷款总额显著减少。由此可说明审计报告改革可为银行提供决策相关的增量信息。

图3 “增量信息”的刻画
(4)
进一步地，利用模型4检验审计报告改革带来的新增信息在不同的产权性质之间是否会有差异，以继续验证假设2。因而在模型3的基础上加入了新增信息NEW与企业产权性质SOE的交乘项NEW*SOE，若交乘项NEW*SOE系数显著为正，则说明改革效果在国有背景上市企业和民营背景上市企业之间确实存在差异，且相较于民营背景上市企业，国有背景上市企业的新增风险信息对于银行信贷决策的调整效应会有所弱化。本文所有变量说明如表1。
五、实证结果与分析
(一)描述性统计
表2给出了2017年A股上市公司各变量的描述性统计结果。从表2中可以看出，主要的被解释变量ΔLloan、ΔSloan、ΔLoan在样本范围内存在较大差异。观察变量关键审计事项的数量(KAM_N)分布在1到6之间，其中位数是2，按中位数分组之后，KAM_NG的均值为0.86，说明关键审计事项的数量大于等于中位数的比例很高。由于观察变量NEW是分别依靠审计师和银行对同行业内企业的风险判断得到的，因此按照证监会2012年行业分类标准(共25个细分行业)，取行业代码的前两位进行变量统计，得到的变量NEW的均值是0.113，表示在审计报告改革背景下，约有11.3%的样本公司通过关键审计事项的披露，使银行获得了未识别的增量风险信息。其余控制变量与现有文献基本保持一致。
表1 变量说明

(二)多元回归分析
表3、4、5、6报告了本文所建模型的回归结果。
1.关键审计事项数量与银行信贷
表3是基于2017年A股上市公司实施了新审计报告准则的背景，依托审计报告中披露的关键审计事项数量这个关键变量，检验假设1，即审计报告改革中关键审计事项对新增银行信贷总量影响的回归结果。
列(1)、列(2)是对解释变量KAM_N回归结果，列(3)、列(4)是对解释变量KAM_NG的回归结果。列(1)、(3)以企业短期新增借款(ΔSloan)作为被解释变量，KAM_N系数为-7.122，在10%水平显著。对KAM_N按中位数分组后，KAM_NG的系数为-18.25，在5%的水平显著。这两项结果支持新审计报告中所披露的关键审计事项越多，越会给银行信贷人员传递出更强的风险信号，导致银行考虑调整其信贷决策，表现为企业新增的短期借款额显著减少。其中，变量KAM_NG通过对关键审计事项分成高低组，实证结果显示出更高的显著性水平，对关键审计事项影响信贷决策显示了更强的支持。
表2 2017年A股(剔除A+H股)上市公司各变量的描述性统计结果

列(2)、(4)以企业长期新增借款(ΔLloan)作为被解释变量，KAM_N系数为-0.056 1，在10%水平显著，再对KAM_N按中位数分组后，KAM_NG的系数为-0.091 3，在10%水平显著。这同样验证了关键审计事项数量与企业新增长期贷款之间的负向关系，这表达了较多的关键审计数量传递了企业较高的风险信号，银行会相应地缩减其对该企业的长期信贷规模，由此假设1得到证实。其中关键审计事项的分组变量(KAM_NG)显著，其支持关键审计事项显示的高低风险水平确实影响到信贷决策行为。对比(1)、(3)列的结果，可以进一步发现，银行在调整其信贷决策时，在短期借款总量和长期借款总量上会有不同，这说明贷款期限也是银行调整决策时会考虑的一个因素，且审计报告改革对企业获得短期银行贷款的影响更为敏感。
2.关键审计事项数量、产权性质与银行信贷
通过模型(2)，可进一步分析关键审计事项数量与银行信贷总额之间的关系在不同产权性质企业之间的差异。
表3 关键审计事项数量与银行信贷

注：括号内为T值，***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。下同。
表4是针对模型(2)的回归结果，列(1)是在模型(1)的基础上加入了关键审计事项数量与企业性质的交互项(KAM_N*SOE)，回归结果发现交互项的系数并不显著，即说明关键审计事项的数量对缩减国有背景上市企业组和民营背景上市企业组新增长期贷款之间的差别并不显著。根据连玉君和廖俊平(2017)[50]对组间系数检验方法的讨论，通过交互项得到的组间差异检验最为严谨，而通过分组回归得到的组间差异，其解释力要弱一些，但仍可在一定程度上说明问题。基于此，按照产权性质再进行分组回归，结果如列(2)、(3)所示。回归结果发现对于民营背景上市企业组而言，关键审计事项数量越多，其获得新增长期贷款额就越少。而对于国有背景上市企业组而言，关键审计事项的数量并不会显著影响到企业长期贷款的获得，从而证实了假设2。其背后表明，国有背景上市企业因为政治关联等因素的影响，银行对其的信贷决策会更加“刚性”，不易受到关键审计事项风险信号的影响。而对于民营背景上市企业，银行的长期信贷决策更加弹性，更符合市场化特征，任何的风险信息都会让银行作出迅速的调整，具体表现为较多的关键审计事项确实会让银行感受到更强的风险信号，而显著缩减对其新增长期贷款的核准额度。
表4 关键审计事项数量、产权性质与银行信贷

再将关键审计事项分组变量与企业的产权性质的交互变量(KAM_NG*SOE)纳入回归，结果如列(4)所示，交互项的系数在10%的水平显著为0.207。借助于KAM_NG这一分组变量，较好地凸显了关键审计事项在不同产权性质之间的差异，对处于高位组的民营背景上市企业传递出了更强的风险信号，从而其获得的银行新增长期贷款被显著缩减。这一回归结果有力地说明改革效果在不同产权性质的企业之间有明显差异，即相比于民营背景上市企业，关键审计事项的“风险信号传递效应”在国有背景上市企业中被削弱。此外，再对企业的产权性质进行分组回归，结果如列(5)、(6)所示，得到了与列(2)、(3)互验一致的结果。
表5 审计报告改革对银行信贷的影响

3.新增风险信息与银行信贷
表5分别利用均衡数据(即改革前后两年公司相对应)和非均衡数据分别检验审计报告改革对企业总体债务总额变化的影响。表6进一步报告了审计报告改革是否能向银行债权人提供增量信息，且因增量信息影响的银行信贷决策调整是否在不同产权性质之间有所差别。
表5是针对改革前后银行信贷变化额的初步回归结果，作为检验假设3的基础工作。模型以2016—2017年A股上市公司为样本，其中，POST为是否实施审计报告改革的虚拟变量，改革前年份(2016年)赋值为0，改革后年份(2017年)赋值为1，预期符号为负，表示新审计准则实施后，企业新增的银行贷款有所收缩。
表6 审计报告改革与银行新增信息

列(1)、(2)是基于非均衡数据回归得到的结果，POST对企业短期、长期的新增借款的回归系数分别为-0.210和-0.186，且均在1%水平显著，即说明新的审计准则实施后，企业获得的新增短期、长期债务贷款都明显减少，且短期贷款比长期贷款的减少更为明显，这也符合银行短期信贷决策比长期信贷决策更为敏感的特点。进一步地，用均衡数据再次进行检验，列(4)、(5)是基于均衡数据回归结果，POST对企业短期、长期的新增借款的回归系数分别为-0.195和-0.185，且均在1%水平显著，并且对短期借款的影响更为敏感。因而，通过表5的回归结果可初步观测到，银行的新增信贷总量在审计报告改革后有明显的缩减。这也支持审计报告改革从总体上带来了信息增量。
表7 审计报告改革对银行信贷的影响

由于在本文的研究期间内，无论是单纯A股上市公司还是A+H股上市公司均介入到新审计报告的改革，难以利用双重差分法来进行研究。不过，由于2015年是A+H股上市公司实施了新审计报告改革的前一年，而2016—2017年期间(本文的研究区间)是A+H股上市公司实施了新审计报告改革的后两年，因而A+H股可以作为本文的对照组，以提高表5中基本回归结果的说服力。确立A+H股这一对照组，这实际上是为了保证窗口期内可观察到：除审计报告改革因素之外，是否存在其他外部的系统性因素会影响到企业获得的新增贷款。列(3)、(6)报告了以A+H股上市公司为样本的回归结果。对于企业获得的短期借款而言，变量POST在1%水平下系数显著为正，说明在窗口期间内受到系统因素的影响，A+H股上市公司获得了显著增长的银行贷款。与此形成鲜明对照的是，单纯A股上市公司却由于改革的作用而使新增贷款显著缩减。对于A+H股上市公司获得的长期借款而言，变量POST不显著。以上结果可以看出，单纯A股上市公司与A+H股上市公司在窗口期间内获得银行信贷的差异，这支持：在同样的窗口期内，并不存在其他的特别因素会削弱企业获得的新增贷款，单纯A股上市公司的银行新增信贷明显缩减，更可能是审计报告改革带来的政策效应。
进一步地，通过“增量信息效应”探究新审计报告改革是否会给银行带来信息增量，进而影响其信贷规模总量的变化。表6是针对模型(3)的回归结果，列(1)中解释变量NEW的系数为-0.346，且在1%的水平显著，这验证了假设3审计报告改革确实能为银行信贷人员提供增量的风险信息，并通过消极的信贷决策表现出来。列(2)在列(1)的基础上加入了新增信息与企业产权性质的交互项NEW*SOE，回归结果发现交互项的系数在5%的水平下显著为正，这说明审计报告改革的新增信息对国有企业组和民营企业组新增贷款的影响是有显著差别的，假设2得到进一步的验证。并通过按照不同企业性质进行分组回归，发现对于民营背景上市企业组而言，解释变量NEW的系数为-0.285，且在1%的水平显著，这表明银行会主动采取消极的信贷决策，以应对由审计报告中关键审计事项段窗口所揭示的新增风险，并最终表现为显著缩减企业的新增贷款。而对于国有企业组而言，解释变量NEW的系数并不显著，说明这种政策效应在国有企业并不明显，这同样证实了假设2，显示了企业产权性质对银行信贷决策的影响。需要指出的是，引入交互项NEW*SOE的结果和分组回归的结果均支持假设2和假设3，显示出这一结果通过了最严格的组间差异检验[50]。
六、稳健性检验
为了增强审计报告改革的解释效力，本文进一步将年度数据替换为季度数据，同时将研究起点提前到2017年年初，将2017—2018年期间的半年度银行新增短期借款(ΔSloan)、新增长期借款(ΔSloan)数据转换为2017—2018年期间的八期季度的银行新增短期借款(ΔSloan)、新增长期借款(ΔSloan)面板数据。其他部分控制变量也相应替换成季度面板数据。这样的处理增加了数据的频度，以更好地捕捉审计报告改革前后银行信贷决策的变化情况。其中，单纯A股上市公司八个季度的样本点共计25 396个，A+H股上市公司八个季度的样本点共计574个。
回归结果如表7所示。在A+H股上市公司参照样本回归结果的对照下，对于单纯A股上市公司而言，其获得的银行新增短期借款和新增长期借款均显著缩减。这一结果稳健地支持了审计报告改革从总体上带来了信息增量。
此外，由于关键审计事项特征变量是以年度为单位的，在本文的研究窗口期间内，无法细分出半年度和季度数据，因此未就其他模型做季度数据处理。
七、研究结论与政策建议
新审计报告改革自提出到实施以来得到了诸多关注，与现有关注不同的是，我们的研究选取不一样的视角，即从审计报告改革对商业银行信贷决策行为的影响这一视角切入，深入分析并检验了我国2018年新审计报告改革所带来的重要政策效应。综合本研究的实证结果，得到如下主要结论。
(1)与新审计报告改革前相比，改革后商业银行对企业的新增信贷规模显著缩减。这一结论支持我国开展的此轮审计报告改革对银行的信贷决策行为产生了一定程度的影响，这主要源于新审计报告通过关键审计事项相关信息的披露，给银行信贷决策者带来了一定的信息增量。这显示了新审计报告为我国商业银行提供了一定程度的信息价值和沟通价值，形成了积极的政策效应。
(2)改革后，新审计报告中所披露关键审计事项的数量与商业银行新增信贷总额呈显著的负相关关系。这是“风险信号传递效应”的结果。但是，这一关系在不同的产权性质之间有所区别，对于民营背景的上市企业而言，关键审计事项的数量越多确实削弱了商业银行对其的新增贷款额。而对于国有背景上市企业而言，这种政策效果并不明显。这不仅支持审计报告改革与银行信贷决策之间的关系纽带是关键审计事项的披露及其背后的风险信息内涵，而且二者之间的关系还印证了我国银行信贷市场存在所有制歧视。
(3)新审计报告所提供的增量风险信息显著地缩减了银行对企业的新增贷款总额，使银行及时修正其信贷决策。这一结论支持审计报告改革削弱了银企之间的信息不对称。而且，相对于民营背景的上市企业而言，国有背景上市企业中这一政策效应并不明显。这进一步地表明，在“增量信息效应”下新审计报告对银行信贷决策的影响机制，根本上是由关键审计事项信息中存在银行信贷人员未掌握的增量信息所驱动的。而且，我国商业银行信贷中的所有制歧视仍会在机制中发挥作用。
以上研究结果表明，以现代风险导向审计为基础的新审计报告改革，确实对银行的信贷决策行为提供了信息增量。通过披露关键审计事项的内容，间接揭示了企业潜在的信贷风险，尤其是银行未掌握的新增风险信息，有利于缩小银企之间的信息不对称；并且通过关键审计事项的数量，可传递风险密集度和强度信号，为银行信贷人员提供独立、可信任的预警信息，从而帮助其进行决策。同时，也发现改革效果在国有背景企业和民营背景企业之间有所不同，这从侧面验证了我国“信贷所有制歧视”的存在。因此，以上研究发现还表明，我国2018年新审计报告改革的确在银行信贷决策层面带来了重要的政策效应，这在国内外经验研究中未见报告。本研究以中国市场的经验证据，丰富了本轮全球性审计报告改革的政策效应研究，同时，也深化了对于审计报告影响商业银行信贷决策的内在机理的认识。
以上研究结论对于各商业银行具有明显的政策含义。
其一，银行信贷决策者必须要关注新审计报告的新增内容，而不是像过去一样只是关注谁审计的以及审计意见是什么，现有的关键审计事项相关的信息披露已经跳出了以往审计报告的格式化表达，其提供了审计师在风险导向审计执业中的核心工作和结果，在内容上，因企业不同而不同，而且信息篇幅较大，需要银行信贷决策者仔细深入的研读和分析。
其二，银行信贷决策者需要关注企业审计报告中关键审计事项的风险信息内涵，并与自身在信贷评估中掌握的信息进行对照，以获取审计师提供的增量信息，经严谨评估后，将其作为调整信贷决策的依据。由于审计师是独立地、专业性地投入相当的审计资源开展财务报表审计工作，这是银行信贷人员所无法替代的。因此信贷人员应将审计报告中隐含在关键审计事项中的风险信息挖掘出来，并与信贷评估获得的风险信息相互比照，捕获到有信贷决策价值的信息。
其三，信贷决策者应持续关注审计报告中的关键审计事项的披露，尽可能地捕捉审计报告中关键审计事项披露存在的不规范和不尽职之处，作为未来发起审计失败诉讼的证据，以补偿自身可能的贷款损失。新审计报告中披露关键审计事项是审计报告改革赋予审计师的新增法律责任，这要求审计师依托专业能力、勤勉尽职地开展风险导向审计工作，精准地识别关键审计事项并规范地实施审计应对和充分披露。若审计师错误地识别关键审计事项或虚假披露关键审计事项，事后的审计失败证实审计师未尽到披露责任，则审计报告中的披露错误或瑕疵，将成为银行发起诉讼的有力证据，以此维护自身利益。
参考文献
[1]BEDARD J, GONTHIER-BESACIER N, SCHATT A. Cost and benefits of reporting key audit matters in the audit report：the French experience [D]. [S. l.]: Laval University, 2015.
[2]LOUIS-PHILIPPE S, JEAN B, PALASH B. The informational value of key audit matters in the auditor’s report: evidence from an eye-tracking study [J]. SSRN Electronic Journal, 2014.
[3]LENNOX C S, SCHMIDT J J, THOMPSON A. Are expanded audit reports informative to investors? Evidence from the U.K. [J]. Social Science Electronic Publishing, 2018.
[4]张继勋, 韩冬梅. 标准审计报告改进与投资者感知的相关性、有用性及投资决策——一项实验证据[J].审计研究,2014(3):51-59.
[5]王艳艳, 许锐, 王成龙, 于李胜. 关键审计事项段能够提高审计报告的沟通价值吗?[J].会计研究,2018(6):86-93.
[6]王旭东, 程安林. 关键审计事项段信息含量实证研究[J]. 中国注册会计师,2018(10):51-55.
[7]王木之, 李丹. 新审计报告和股价同步性[J]. 会计研究, 2019(1):86-92
[8]余冬根,张嘉兴. 审计师声誉影响企业债务融资成本和融资能力吗?——基于2010-2014年A股上市公司的经验证据[J].中国经济问题,2017(1):111-120.
[9]潘越, 王宇光, 戴亦一. 税收征管、政企关系与上市公司债务融资[J].中国工业经济, 2013(8):109-121.
[10]李姝,谢晓嫣. 民营企业的社会责任、政治关联与债务融资——来自中国资本市场的经验证据[J].南开管理评论,2014(6):30-40+95.
[11]祝继高,韩非池,陆正飞. 产业政策、银行关联与企业债务融资——基于A股上市公司的实证研究[J]. 金融研究,2015(3):176-191.
[12]林炳华,陈琳. 公司如何获得银行授信——基于公司财务和公司治理的视角[J].经济管理,2015(10):136-145.
[13]黄荷暑,周泽将. 企业社会责任、信息透明度与信贷资金配置[J].中南财经政法大学学报,2017(2):87-97+159.
[14]王晓颖,肖忠意,廖元和. 上市公司履行企业社会责任水平与银行债务融资能力的提升[J]. 改革,2018(7):108-115.
[15]刘星,陈西婵. 证监会处罚、分析师跟踪与公司银行债务融资——来自信息披露违规的经验证据[J]. 会计研究,2018(1):60-67.
[16]陈汉文,周中胜. 内部控制质量与企业债务融资成本[J]. 南开管理评论,2014(3):103-111.
[17]倪娟, 孔令文. 环境信息披露、银行信贷决策与债务融资成本——来自我国沪深两市A股重污染行业上市公司的经验证据[J].经济评论,2016(1):147-156+160.
[18]李青原,吴素云,王红建. 通货膨胀预期与企业银行债务融资[J]. 金融研究,2015(11):124-141.
[19]尤苒. 货币政策影响下的会计信息是否有用?——关于会计信息对信贷决策有用性的研究[J].金融论坛,2015(12):34-41+52.
[20]钱爱民,张晨宇. 政策不确定性、会计信息质量与银行信贷合约——基于民营企业的经验证据[J].中国软科学,2016(11):121-136.
[21]SUFI A. Bank lines of credit in corporate finance: an empirical analysis [J]. Review of Financial Studies, 2007, 22(3):1057-1088.
[22]BUSHMAN R M, PIOTROSKI J D, SMITH A J. Capital allocation and timely accounting recognition of economic losses [J]. Journal of Business Finance & Accounting, 2011, 38(1-2):1-33.
[23]ACHARYA V, ALMEIDA H, IPPOLITO F, et al. Credit lines as monitored liquidity insurance:theory and evidence [J]. Journal of Financial Economics, 2014, 112(3):287-319.
[24]苟琴,黄益平. 我国信贷配给决定因素分析——来自企业层面的证据[J].金融研究，2014(8):1-17.
[25]CASEY C J. Variation in accounting information load: the effect on loan officers’ predictions of bankruptcy [J]. Accounting Review, 1980, 55(1): 36-49.
[26]李四海, 蔡宏标, 张俭. 产权性质、会计盈余质量与银行信贷决策——信贷歧视抑或风险防控[J].中南财经政法大学学报,2015(5):78-87.
[27]李敏, 张士强. 会计制度变迁背景下会计信息质量对股权、债务融资成本的影响差异——基于沪深A股上市公司1998—2012年的经验研究[J].东岳论丛,2016(4):69-77.
[28]BAMBER E M, STRATTON R A. The information content of the uncertainty-modified audit report: evidence from bank loan officers [J]. Accounting Horizons, 1997,11(2):1-11.
[29]GMEZ-GUILLAMN A D. The usefulness of the audit report in investment and financing decisions [J]. Managerial Auditing Journal, 2003, 18(6/7): 549-559.
[30]吴锡皓, 秦帅, 胡国柳. 董事高管责任保险、审计意见与银行信贷决策[J].保险研究,2016(11):78-89.
[31]KARJALAINEN J. Audit quality and cost of debt capital for private firms: evidence from finland [J]. International Journal of Auditing, 2011, 15(1): 88-108.
[32]张嘉兴,余冬根. 产权性质、审计师声誉与债务融资能力——基于中国2010-2014年A股IPO公司的经验证据[J].财经论丛,2015(11):71-79.
[33]ESTES R, REIMER M. An experimental study of the differential effect of standard and qualified auditors ‘opinions on investors’ price decisions [J]. Accounting and Business Research, 1979, 9(34):157-162.
[34]LIBBY R. Bankers’ and auditors’ perceptions of the message communicated by the audit report [J]. Journal of Accounting Research, 1979, 17(1):99-122.
[35]HOUGHTON K A. Audit reports: their impact on the loan decision process and outcome: an experiment [J]. Accounting and Business Research, 1983, 14(53):15-20.
[36]NOGHONDARI A T, FOONG S Y. Audit expectation gap and loan decision performance of bank officers in Iran [J]. International Journal of Accounting, Auditing and Performance Evaluation, 2009, 5(3):310-328.
[37]TRPESKA M, ATANASKO A, LAZAREVSKA Z B. The relevance of financial information and contents of the new audit report for lending decisions of commercial banks [J]. Accounting & Management Information Systems, 2017,16(4):455-471.
[38]CHRISTENSEN B E, GLOVER S M, WOLFE C J. Do critical audit matter paragraphs in the audit report change nonprofessional investors’ decision to invest? [J]. Auditing A Journal of Practice & Theory, 2014, 33(4):71-93.
[39]BOOLAKY P K, QUICK R. Bank directors’ perceptions of expanded auditor’s reports [J]. International Journal of Auditing, 2016,20(2):158-174.
[40]BRANDT L, LI H. Bank discrimination in transition economies:ideology, information or incentives? [J]. Journal of Comparative Economics, 2002, 31(3): 387-413.
[41]BORISOVA G, MEGGINSON W L. Does government ownership affect the cost of debt? Evidence from privatization [J]. Review of Financial Studies, 2011, 24(8):2693-2737.
[42]江伟, 李斌. 制度环境、国有产权与银行差别贷款[J]. 金融研究,2006(11):119-129.
[43]方军雄. 所有制、制度环境与信贷资金配置[J]. 经济研究, 2007(12):82-92.
[44]孙铮, 刘凤委, 李增泉. 市场化程度、政府干预与企业债务期限结构一来自中国上市公司的经验证据[J].经济研究,2005(5):52-63.
[45]何贤杰, 朱红军, 陈信元. 政府的多重利益驱动与银行的信贷行为[J]. 金融研究, 2008(6):1-20.
[46]于蔚, 汪淼军, 金祥荣. 政治关联和融资约束:信息效应与资源效应[J]. 经济研究, 2012(9):125-139.
[47]杨洁, 夏新平, 余明桂. 政策性负担、预算软约束与杠杆治理:基于中国上市公司的实证研究[J]. 管理评论, 2007(10):3-9.
[48]景麟德, 李金城, 顾国达. 信贷所有制歧视——政治关联效应和信息释放效应[J]. 中国经济问题, 2018(3):82-94.
[49]MANSI S A, MILLER M D P. Does auditor quality and tenure matter to investors? Evidence from the bond market [J]. Journal of Accounting Research, 2004, 42(4):755-793.
[50]连玉君, 廖俊平. 如何检验分组回归后的组间系数差异？[J]. 郑州航空工业管理学院学报, 2017(6):97-109.