审计报告改革下的增量风险信息与债券融资成本.pdf

JRYJJ审计报告改革下的增量风险信息与债券融资成本摘要 基于20172021年中国沪深A股上市企业发行债券的数据，检验了新审计报告是否通过关键审计事项的数量传递了累积的重要风险信息和新增风险信息，及其在企业债券票面利率上的显著反应。研究发现，发债企业审计报告披露的关键审计事项越多，新发债券的票面利率就越高；新审计报告具有明显的增量风险信息时，企业新发债券的票面利率就越高，且这一风险报酬补偿效应对于融资约束较强的企业以及无增信机制的发债企业更为典型。中国审计报告改革在债券一级市场上具有明显的增量信息效应，新审计报告所披露的关键审计事项具有显著的增量风险信息，会带来相应债券票面利率的风险报酬补偿。关键词 债券市场；审计报告；关键审计事项；债券融资成本；票面利率中图分类号 F832.5文献标识码A文章编号1006-169X（2023）08-0003-14DOI：10.19622/36-1005/f.2023.08.001基金项目 教育部人文社会科学研究规划基金项目“中国市场情境下整合审计发展的动因、特征及其经济后果研究”（18YJA790073）。作者简介 涂建明（1971），江西贵溪人，东南大学经济管理学院，副教授，研究方向为资本市场会计与审计；田树铭（1999），黑龙江伊春人，东南大学经济管理学院，硕士研究生，研究方向为资本市场会计与审计；朱渊媛（1996），江苏南京人，东吴证券股份有限公司，会计硕士，研究方向为资本市场会计、债券发行与流通。涂建明，田树铭，朱渊媛一、引言高质量的审计报告支撑着资本市场财务报告的强信息功能。中国财政部于2016年印发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，开启了审计报告改革。改革的核心内容高度契合国际审计报告改革的主趋势，要求审计师在审计报告中向报告使用者充分、适当地沟通关键审计事项相关信息，以此丰富审计报告的信息内容和沟通价值，进而实现在审计报告中披露被审计单位的重大风险点及审计师的执业应对等个性化信息。A+H股上市企业始于2017年初按新准则披露新的审计报告，而绝大部分A股上市企业从2018年初执行新准则。就中国资本市场而言，这一轮审计报告改革不仅被期望可提高审计报告的信息含量与沟通价值（王艳艳等，2018），还被认为可促进审计行业向现代风险导向审计全面深入转型。现有研究支持，新审计报告可为股票市场的投资者带来增量信息，表现为股票市场投资者对关键审计事项的披露作出了正面反应（王艳艳等，2018），关键审计事项会对投资者传递企业的特质性信息，降低股价同步性与股价崩盘风险（王木之和李丹，2019；史永和李思昊，2020），并提升股票流动性（柳木华等，2021）。由此表明，资本市场的审计报告改革在一定程ournal of Finance and Economics金融与经济2023.08J3JRYJJ度上取得了提供增量信息与沟通价值的政策效果。另外，还有部分研究表明，新审计报告改革对财务信息质量或审计质量提升也具有积极的作用（杨明增等，2018；涂建明等，2023）。综合来看，这些经验研究证实，新审计报告改革通过增强审计师的执业责任并规范其执业过程，可为投资者提供更具信息含量与沟通价值，更高质量的审计报告。那么，新审计报告对于债券投资者、银行等债权人而言，是否也形成一定增量信息？尤其是，新审计报告披露关键审计事项是否会影响到信贷市场和债券市场中参与主体的筹资及投资决策，是否会影响到相关的债权融资成本，其影响机理如何？从检验审计报告改革效应的角度看，对这些问题的研究可以透视在债权融资市场中审计报告改革产生的政策效应以及新审计报告带来的积极作用，由此获得的相关经验证据，可深入拓展对现有审计报告改革效果的认识。但现有的相关文献并不多，初步的研究还亟待丰富和深化。这体现在：其一，银行信贷决策者和其他债权人也是审计报告的重要使用者，其对审计报告披露关键审计事项的反应值得关注。目前仅部分研究初步表明，关键审计事项对银行信贷决策中的贷款条件宽松度、贷款期限有一定影响（Porumb et al.，2021），关键审计事项显示的新增风险信息会影响到银行贷款规模（涂建明和朱渊媛，2019）。其二，现有的研究初步地检验了关键审计事项的披露对债券市场的影响，主要体现为对企业债券发行定价、债券契约设计等角度的影响（宋建波和冯晓晴，2022；冯晓晴等，2022）。但这些研究只是初步展示了审计报告改革在债权融资市场的政策效应，还缺乏对审计报告影响债券融资成本这一主题的深入研究，尤其是未从风险增量的角度关注新审计报告通过债券市场中发债企业和投资者决定的债券利率的形成机制，最终体现在对债券融资成本的影响上。而开展这一层面的分析，有助于更为全面深入认识审计报告改革对债券市场和债券融资行为的影响。基于此，以上市企业债券发行成本为出发点，检验债券一级市场中融资成本对新审计报告披露关键审计事项带来新增风险信息的反应，进而检验新审计报告的新增信息与沟通价值在债券市场融资成本上的经验体现。研究得到，发债企业审计报告中披露关键审计事项越多，或者其存在新增风险信息时，企业新发债券的票面利率就会越高，并且这一风险报酬效应对于融资约束强和无增信机制的企业表现得更典型。创新之处在于：一是从审计报告披露关键审计事项反映新增风险的报酬补偿角度，检验债券一级市场和债券融资成本对审计报告改革的政策效应；二是通过审计师识别的关键审计事项数量相对于分析师的债券评级所呈现的风险信息增量，刻画新审计报告传递的新增风险信息。二、理论分析与研究假设现有研究表明，在债券发行市场，决定企业发行债券票面利率的因素有财务方面的因素，债券自身的规模和期限、债券担保的存在与第三方机构的信用评级等因素，先前债务融资的资金使用情况与违约风险，还有其他市场环境因素等（陈关亭等，2021；林晚发等，2021；朱玉杰和张上冉，2021；刘垣钰和郭淑娟，2022）。在诸多因素中，相关的风险因素至关重要，具体来说，较高的发债企业风险，需要通过提高债券的票面利率，作相应的风险报酬补偿，这自然就会提高发债企业在一级市场的融资成本。以往，这些风险信息会分布于企业财报、债券评级信息以及其他市场环境信息中。需要指出的是，在以往的审计报告里，达到发行要求的上市企业通常具有标准无保留审计意见，难以单独地呈现其他的企业风险信息。但自此轮审计报告改革推出新审计报告准则，要求审计报告专门披露关键审计事项段落。由于所披露的关键审计事项是出自审计师的风险导向审计执业，这使得审计报告成为披露企业重要风险信息的载体，并可由此丰富企业风险信息的内容。其一，从债券投资者的角度看，新审计报告中专门披露关键审计事项，可向使用报告的债券投资者呈现重要的风险信息。以现代风险导金融与经济 2023.084JRYJJ向审计理念视之，审计风险实际上是企业经营风险所衍生出来的“副产品”。因此，审计师通过其勤勉的风险导向审计执业，识别、认定与应对关键审计事项，这既体现了审计师对执业中审计风险的判定与应对，又在一定程度上揭示了其审计风险背后关联企业的经营风险。由此，审计报告改革强制性地要求新审计报告专门披露关键审计事项，意味着需要对外披露与其审计风险相关的经营风险信息，这对债权人意义重大。因为增量的风险信息会显著影响债权投资决策（涂建明和朱渊媛，2019；Porumb etal.，2021），如披露关键审计事项会影响到银行的贷款期限或贷款条件宽松程度，其中重大错报风险可驱动债权人更为充分地评估贷款风险，从而调整贷款决策。同样作为债权投融资方式的公司债券发行，也会受到发行企业在审计报告中披露重要风险信息的影响。这可体现在：企业披露多个个性化的关键审计事项信息，可缓解发债企业与债权投资者之间的信息不对称问题，由此降低投资者对债券的定价水平（宋建波和冯晓晴，2022）。不仅如此，笔者认为，从债券发行的角度看，重要风险披露对债券投资者的决策有积极的帮助。虽然不一定会影响到债券的发行额度，但是新审计报告中的重要风险信息，对债券发行时的票面利率水平预期会有影响，这体现在风险的报酬补偿效应上。即，当发行企业的关键审计事项数量越多，就意味着其累积的经营风险越高，则债券投资者会理性地要求增加相应的报酬补偿，则债券融资成本就趋于更高。因为，倘若补偿不及预期，则会影响企业债券的顺利发售。相反地，较少的关键审计事项数量，意味着存在较低的经营风险，则企业相应的债券融资成本就较低。其二，审计报告改革还会驱动审计师的风险导向审计转型，不仅可为股东或债权人的决策信息增加来源渠道和增量内容，还可带来相关信息在质量方面的提升。一方面，审计报告改革驱动了审计师的风险导向转型，审计师执行更为规范的风险导向审计，由此会提升财务信息质量或审计质量（涂建明等，2023a；涂建明等，2023b）；另一方面，由于新审计报告涉及公开披露企业那些会影响到审计质量或财务信息质量的重大风险信息，而且审计师需要就这些信息与企业的治理层和管理层进行沟通，这可在一定程度上传导监管和审计层面的压力，因此会抑制企业较为激进的盈余管理活动。这两个方面都表明，要求审计师在审计报告中披露关键审计事项会带来市场整体财务信息质量或审计质量的提升（杨明增等，2018；涂建明等，2023）。正是审计报告改革可在一定程度上提升上市企业的财务信息质量或审计质量，会让债券投资者对债券发行企业的会计信息更为信任和依靠，其可在财务信息质量或审计质量的层面上，支撑债券发行企业和债券投资者之间形成关于债券融资成本的理性决策，由此可合理地引导债券一级市场达到有效的资源配置。其三，从新增风险信息视角看，关键审计事项披露会带来典型的新增风险信息，从而更清晰地作用于公司债券融资成本。Lennox et al.（2023）提出，企业在审计报告中披露的关键审计事项未必就是新增信息，这些信息在财务报表附注中已有反映，因此债券投资者通过财务报表及其附注就能获得这些信息，而不必通过审计报告中披露的关键审计事项段来获取。基于此，市场不一定会对关键审计事项作出显著反应，除非其有明显的风险信息增量。这就意味着，必须要通过新增风险信息的理论视角以及借助新增风险信息的计量方法，才可以更有说服力地解释审计报告中披露的关键审计事项数量与债券融资成本之间的正向关系，进而可以更为细致、深入地揭示审计报告改革在债券市场的政策效应。从新增风险信息的理论角度看，一方面，虽然审计师披露的关键审计事项均会对应于财务报表附注的相关信息，但是审计师在关键审计事项段提及并详细地交代其执业中对这些报表附注中对应的重大事项涉及审计风险的识别、认定和应对，审计师这种就关键风险信息的聚焦或“划重点”，本身对投资者的决策影响不可审计报告改革下的增量风险信息与债券融资成本5JRYJJ小觑，其会显著地影响到投资决策（Sirois et al.，2018）。另一方面，存在潜在的方法学，可以展示关键审计事项的新增风险信息，由此支持现有新增风险信息理论视角的说服力。如涂建明和朱渊媛（2019）提出，鉴于各自对风险信息的获取渠道、方式和判断上的不同，在审计师的关键审计事项数量信息与信贷决策者的信贷决策风险信息之间，可以显示审计师的信息优势或信贷决策者的信息劣势，由此揭示审计师私有信息的存在，及其对信贷决策存在的现实作用。类似地，由于债券评级机构的信息源、专业判断和审计师的信息源、专业判断之间存在一定差异，且各具有专长和优势，因此审计师通过其系统的风险导向审计程序识别出来的关键审计事项。若存在和债权评级机构不一样的信息和判断，其相对于债券评级机构而言，则是有增量的风险信息，由此就具有增量信息价值，并预期可反映在债券的市场化利率上。基于以上分析，在债券一级市场中，发行债券的上市企业在其审计报告中披露的关键审计事项的特征与债券融资成本之间具有如下关系：H1：其他条件相同时，审计师披露的关键审计事项数量越多，则企业的债券融资成本越高。H2：其他条件相同时，审计师通过披露关键审计事项显示企业存在新增风险信息，则企业的债券融资成本越高。三、数据与模型（一）样本与数据由于中国绝大多数的上市公司新审计报告首次披露于2018年初，因此选取20172021年度A股上市公司为研究对象。剔除未在窗口期内发行债券的上市公司，再剔除如下样本：（1）2017年初先实施新审计报告准则的A+H股公司样本；（2）ST、*ST公司；（3）金融类公司；（4）主要数据缺失的公司。最终形成2781家公司样本。关键审计事项基本信息和其他财务数据均来自Wind数据库和CSMAR数据库。根据研究惯例，后续回归对主要的连续变量进行上下1%的缩尾处理。（二）模型设计借鉴相关文献（涂建明和朱渊媛，2019；陈关亭等，2021；林晚发等，2021；朱玉杰和张上冉，2021），设计了如下决定债券融资成本的计量模型1：CouponRate=0+1KAM_#+k=2pkControlvark+（1）模型1的被解释变量CouponRate为公司在一级市场中发行债券的票面利率，即代理债券的融资成本。鉴于公司债券发行时，债券购买者会获取和吸收审计报告中的关键审计事项信息，加之关键审计事项是企业重要经营风险在重要审计风险上的体现，其会对随后年度债券发行票面利率水平的形成产生现实影响，因此CouponRate相应数据选取公司滞后一期的新发债券的票面利率。模型1的解释变量KAM_#为企业当期审计报告中关键审计事项的特征，主要是审计报告披露的关键审计事项数量KAM_N，代理企业关键风险的累积程度。中国注册会计师协会在新审计报告准则实施的第一年跟踪研究了119份审计报告，其中118份审计报告披露共计281项关键审计事项（除1份发表无法表示意见而无需披露），平均每份披露2.4项。其中的关键审计事项披露主题，除涉及合并、收购、重组等重大事项外，多集中于“资产减值”“存货跌价”“收入确认”等三个基本事项。当关键审计事项数量越多，则意味着审计师关注并且确认的重要风险类型越多。根据H1的理论预期，审计师在审计报告中披露的关键审计事项数量越多，则表明企业的重要经营风险累积得就越高，债券融资成本也就越高。这是企业需要通过债券利率给予债券投资者以风险报酬补偿。因此，预期模型1回归后KAM_N的回归系数1显著为正，反映债券市场识别了相应的风险并通过债券利率给予一定的风险报酬补偿。这一预期结果支持，审计报告披露关键审计事项在债券市场体现了一定的信息增量和沟通价值。此外，还将关键审计事项按照行业中值区分为高低组，生成新的哑变量KAM_NG以代替KAM_N进行回金融与经济 2023.086JRYJJ归，同样预期其回归系数1显著为正。进一步地，通过图1中审计师对债券分析师存在相对信息增量的示意，显示在审计师的关键审计事项数量信息与债券分析师的风险评估信息之间，存在着审计师的信息优势或债券分析师的信息劣势，由此揭示审计师关于发行债券企业风险层面私有信息的存在。图1相对信息增量如图1区分风险信息源形成的相对信息增量矩阵显示，相对于债券分析师形成较高债券评级背后的较低风险识别与判断，审计师若具有相对于同行业较高的风险信息识别与判断，即其认定更多的关键审计事项数量，则审计师就相对于债券分析师而言，存在一定的“增量信息”，见图1中的右上象限。当然，这些“增量信息”的背后，是审计师在风险导向审计执业上的专业性以及可靠性所保证的。这些风险层面的“增量信息”，会使得发债企业给予其在债券融资成本上更高的风险报酬补偿，否则就难以获得债券投资者的认同。因此，识别出审计师相对于债券分析师在债券发行企业风险评估上的“增量信息”，就可以更为确切地从新增风险信息层面，显示新审计报告中关键审计事项与债券融资成本之间的内在关系机理。因此，依托审计师与债券分析师各自对于债券发行企业的重要风险判断的差异，尤其是相对于债券分析师而言，审计师对债券发行企业风险评估的“增量信息”，刻画了KAM_New。当审计师判断的关键审计事项高于行业中位数时（即具有较高的风险），而债券分析师对债券发行企业的信用评变量类型因变量解释变量控制变量变量名称债券融资成本关键审计事项数量关键审计事项数量高低分组关键审计事项中的信息增量产权性质财务杠杆经营状况债券类型发行总额债券期限信用评级增信类条款含权类条款年份变量省份变量行业变量变量符号CouponRateKAM_NKAM_NGKAM_NewSOELEVTurnoverDtypeAmountMaturityRatingCERightsEpidemicProInd变量定义滞后一年内企业发行债券的票面利率（%）年度审计报告披露的关键审计事项（KAM）的数量KAM数量大于等于中位数赋值为1，否则为0KAM披露存在相对信息增量则赋值为1，否则为0国有企业赋值为1，民营企业赋值为0总负债与总资产的比值主营业务收入与平均总资产的比值债券类型的Wind一级分类债券发行总金额债券期限债券发行企业的分析师评级债券若包括保证、质押、抵押条款则认为有增信机制，赋值为1，否则为0债券若包括回售、利率调整等含权类条款，赋值为1，否则为0当样本为新冠疫情开始后赋值为1，否则为0当样本为某一特定省份时赋值为1，否则为0当样本为某一特定行业时赋值为1，否则为0表1模型的变量定义审计报告改革下的增量风险信息与债券融资成本7JRYJJ级不低于行业中位数时（即具有较低的风险），则将KAM_New赋值为1，表明审计师披露的关键审计事项具有相对于债券分析师而言新增的风险信息，而在其他情形下则将KAM_New赋值为 0。可 以 预 期，解 释 变 量 KAM_New 对CouponRate 回归的系数1显著为正，以此支持H2，即当企业的审计报告披露了具有新增风险信息的关键审计事项时，企业的债券融资成本则趋于更高。此外，还选取文献中典型的控制变量，包括典型的企业特征、债券特征、年份、地区、行业等方面的变量。表1详细交代了模型1各变量的定义。四、实证检验（一）主要变量的统计特征表2给出模型1主要变量的描述性统计结果。从CouponRate的统计值看，其较低的利率主要是可转债等特殊债券的融资成本，而普通公司债的票面利率相对较高。发债上市企业的关键审计事项的中位数为2项，最大值为6项，而最小值为1项，每增加一个关键审计事项，就表明审计师需要付出更多的努力去识别、判断和认定这一类重要经营风险及其关联的重要审计风险。表2主要变量的描述性统计（二）相关性分析表3列示了模型1变量的相关系数，其中被解释变量 CouponRate 与解释变量 KAM_N 和KAM_NG均在1%的水平上正相关，初步支持H1的预期。但CouponRate 与KAM_New 的相关系数为负，并不直接支持H2的预期。此外，控制变量之间的相关性较低，初步表明模型回归不会有严重的多重共线性问题。（三）基准回归结果表4的列（1）报告了以KAM_N为解释变量对债务融资成本回归的结果。KAM_N的回归系数为0.164且在1%的水平上显著，这表明企业的审计报告所披露关键审计事项的数量越多，则其发行债券的利率越高即债券的融资成本越高，这 与 假 设 H1 的 预 期 一 致。列（2）是KAM_NG这一关键审计事项数量高低分组哑变量对债务融资成本回归的结果，KAM_NG的回归系数为0.265且在1%的水平上显著，表明公司的高关键审计事项数量显著地对应于其高发债成本，这与列（1）的回归结果保持一致，同样支持假设H1。表4的列（3）是依据审计师相对于债券分析师而言的新增风险信息变量KAM_New，检验其对新发债券利率的回归结果，KAM_New的系数为0.335且在1%的水平上显著。可见，在控制其他变量的多元回归中，KAM_New与CouponRate的关系符合H2的预期。这一结果表明，当审计师披露关键审计事项显示存在相对的风险信息增量时，企业的债券融资成本高。此外，考虑到企业实际债券偿付能力对结果潜在的影响，笔者还从经营收益和资产偿债的角度出发，将回归中的控制变量财务杠杆（LEV）分别替换为总资产收益率和速动比率进行检验，结果与上述LEV结果保持高度一致，仍支持假设H1和H2。以上基准回归结果显示，假设H1和H2均得到支持，即在新审计报告改革落实后，企业在新审计报告中披露关键审计事项数量与企业新发债券的融资成本呈正相关关系，企业披露关键审计事项若存在相对的风险信息增量时，则企业的债券融资成本会相应地更高。这两个结果变量CouponRateKAM_NKAM_NGKAM_NewDtypeMaturityAmountRatingCERightsSOELEVTurnoverEpidemic样本量27812781278127812781278127812781278127812781278127812781均值3.767%2.2150.2940.2830.4264.27012.3494.0640.1120.7150.7020.6300.8570.420标准差2.0050.7380.4560.4510.4952.13011.2181.2880.3160.4520.45816.6621.0050.494最小值0.200%10001.7480.01000000.0630.0230最大值8.000%611123.53710051110.91710.2471中位数3.770%200031050110.6620.5090金融与经济 2023.088JRYJJ变量KAM_NKAM_NGKAM_NewDtypeMaturityAmountRatingCERightsSOELEVTurnoverEpidemicCERightsSOELEVTurnoverEpidemicCouponRate0.168*0.160*-0.036*0.360*-0.208*-0.155*0.173*0.101*-0.061*0.115*0.460*0.022-0.323*Rating-0.349*-0.146*0.441*0.292*-0.065*0.108*KAM_N1.0000.834*-0.305*0.108*-0.0020.058*0.081*-0.0030.036*-0.0040.237*-0.068*-0.070*CE1.0000.030-0.087*-0.0250.000-0.088*KAM_NG1.000-0.139*0.106*0.0040.075*0.118*-0.0170.0110.033*0.224*-0.081*-0.068*Rights1.000-0.199*0.001-0.056*-0.070*KAM_New1.000-0.033*-0.043*0.052*0.151*-0.112*-0.044*0.048*-0.176*0.102*0.002SOE1.0000.278*-0.067*0.135*Dtype1.000-0.094*-0.035*0.148*0.115*0.063*0.133*0.200*-0.035*-0.055*LEV1.000-0.126*-0.042*Maturity1.0000.013-0.208*0.0070.193*-0.114*-0.111*-0.054*-0.063*Turnover1.000-0.291*Amount1.0000.210*-0.133*-0.0250.111*0.124*0.096*0.014Epidemic1.000均支持新审计报告在债券市场具有显著的增量信息和沟通价值。表4关键审计事项与债券融资成本续表4注：*、*和*分别为在1%、5%和10%的水表3模型变量的pearson相关系数注：*、*和*分别为在1%、5%和10%的水平上显著。变量KAM_NKAM_NGKAM_NewDtypeMaturityAmountRatingCECouponRate（1）0.164*（4.053）0.913*（15.608）-0.118*（-8.575）-0.032*（-12.334）0.133*（4.827）0.405*（4.242）（2）0.265*（4.061）0.913*（15.622）-0.118*（-8.638）-0.032*（-12.354）0.131*（4.760）0.406*（4.252）（3）0.335*（4.641）0.932*（15.983）-0.115*（-8.393）-0.032*（-12.208）0.108*（3.823）0.437*（4.569）变量RightsSOELEVTurnoverEpidemic行业效应省份效应常数项样本量R2值F值CouponRate（1）-0.304*（-4.713）-0.221*（-2.994）4.373*（21.471）-0.006（-0.192）-1.119*（-18.723）控制控制0.736*（1.749）27810.50749.96（2）-0.302*（-4.685）-0.228*（-3.093）4.395*（21.662）-0.004（-0.143）-1.115*（-18.643）控制控制1.012*（2.438）27810.50749.96（3）-0.291*（-4.512）-0.294*（-3.933）4.589*（22.768）-0.011（-0.351）-1.127*（-18.915）控制控制0.958*（2.310）27810.50850.14审计报告改革下的增量风险信息与债券融资成本9JRYJJ平上显著，括号内为t值。五、异质性检验（一）融资约束层面的异质性检验融资约束作为企业重要的财务因素指标，必然会在一定程度上对企业的债务违约风险产生影响（俞毛毛等，2022），从而将带来更高的风险补偿要求，即更高的新发债券利率。基于CSMAR经营困境数据库的融资约束指标数据，使用其中的WW指数衡量上市企业融资约束的程度，再按照各自所属行业对其进行中位数分组，若指数高于行业中位数则WW_G赋值为1即为融资约束较高组，否则WW_G赋值为0即融资约束较低组。表5报告了模型1分组回归的结果。前两列展示了解释变量KAM_N的结果，列（1）的回归系数为0.238且在1%的水平上显著为正，列（2）为0.130且在1%的水平上显著，这表明企业融资约束越高时，关键审计事项数量对新发债券利率的提高具有更强的作用。对融资约束较高组与较低组的KAM_N回归系数的组间差异检验，显示其在10%水平上显著。这表明，在融资约束高低组之间，存在关键审计事项数量对新发债利率的关系的异质性结果；对于融资约束较高的企业而言，发行债券的票面利率会对关键审计事项数量作出更为敏感的反应。列（3）和 列（4）报 告 了 KAM_NG 对 于CouponRate 的回归结果。列（3）中解释变量KAM_NG的回归系数为0.457且在1%的水平上显著，而列（4）KAM_NG的回归系数仍然显著为正，并 且 对 融 资 约 束 较 高 组 与 较 低 组 的KAM_NG回归系数的组间差异检验在10%水平上显著，这同样支持组间的异质性结果。前四列的回归结果均支持，在融资约束程度较高的条件下，投资者会基于关键审计事项数量显示的累积风险信息而对新发债券利率提出更高的报酬补偿要求。最后两列则是从新增风险信息的角度出发做的检验。列（5）中解释变量KAM_New的回归系数为 0.222 且在 5%的水平上显著，而列（6）KAM_New的系数不再显著，且融资约束较高组与较低组的KAM_New回归系数的组间差异检验在5%的水平上显著，这支持组间的异质性结果。这一检验说明，审计报告改革要求披露关变量KAM_NKAM_NGKAM_New控制变量省份效应行业效应常数项样本量R2值F值CouponRate（1）WW_G=10.238*（3.769）是控制控制0.207（0.329）14450.61339.27（2）WW_G=00.130*（3.354）是控制控制3.606*（7.969）13360.57735.81（3）WW_G=10.457*（4.274）是控制控制0.583（0.945）14450.61439.45（4）WW_G=00.169*（2.815）是控制控制3.825*（8.530）13360.57635.65（5）WW_G=10.222*（2.190）是控制控制0.678（1.094）14450.61038.84（6）WW_G=0-0.050（-0.615）是控制控制3.855*（8.516）13360.57335.29表5融资约束层面的异质性注：*、*和*分别为在1%、5%和10%的水平上显著，括号内为t值。金融与经济 2023.0810JRYJJ键审计事项所带来的新增风险信息，对于融资约束较高的上市企业新发债券利率，投资者会有更高的风险报酬补偿要求。（二）经营绩效层面的异质性检验为考察审计报告改革所披露的关键审计事项对于经营绩效较弱企业融资成本的影响，做了经营绩效差异之间的异质性检验。以经营绩效变量即总资产净利润率（ROA）衡量企业的经营情况，按其在对应行业内的中位数进行高低分组，生成变量ROA_G，低于中位数的（即经营绩效较弱）赋值为1，否则为0。表6报告了这一角度的检验结果，可以看出，虽然经营绩效高低变量KAM_NKAM_NGKAM_New控制变量省份效应行业效应常数项样本量R2值F值CouponRate（1）ROA_G=10.157*（2.802）是控制控制0.253（0.428）13850.47922.64（2）ROA_G=00.140*（2.469）是控制控制1.842*（3.045）13960.54529.15（3）ROA_G=10.251*（2.993）是控制控制0.473（0.811）13850.47922.68（4）ROA_G=00.236*（2.343）是控制控制2.111*（3.527）13960.54529.13（5）ROA_G=10.440*（4.151）是控制控制0.456（0.784）13850.48322.97（6）ROA_G=00.169*（1.724）是控制控制1.988*（3.310）13960.54424.03表6经营绩效层面的异质性注：*、*和*分别为在1%、5%和10%的水平上显著，括号内为t值。变量KAM_NKAM_NGKAM_New控制变量省份效应行业效应常数项样本量R2值F值CouponRate（1）CE=10.223（1.466）是控制控制0.205（0.155）3120.67410.78（2）CE=00.167*（4.018）是控制控制0.899*（2.052）24690.50745.15（3）CE=10.279（1.282）是控制控制0.530（0.413）3120.67310.75（4）CE=00.261*（3.852）是控制控制1.190*（2.749）24690.50745.10（5）CE=1-0.064（-0.234）是控制控制0.739（0.579）3120.67110.65（6）CE=00.307*（4.072）是控制控制1.104*（2.549）24690.50745.16表7增信机制层面的异质性注：*、*和*分别为在1%、5%和10%的水平上显著，括号内为t值。审计报告改革下的增量风险信息与债券融资成本11JRYJJ组的回归结果都显示关键审计事项或新增信息均与公司债券的票面利率之间呈显著的正相关关系。但是在两组之间存在显著的 KAM 和KAM_New之间的系数差异，对于经营绩效在同行业较低的企业（即 ROA_G=1），其 KAM 和KAM_New的回归系数均较高，这显示审计报告改革在短期内提升企业新发债券融资成本的作用更强一些。这与前述的按照融资约束强度进行分组回归的结果较为一致。可见，根据企业的实际经营状况，存在审计报告改革对企业融资成本的异质性影响。（三）增信机制层面的异质性检验再从新发债券是否具有增信机制层面出发，尝试进行异质性检验。若债券条款中包括保证、质押、抵押条款，认为该发行债券具有增信机制，CE取值为1，否则CE取值为0。表7报告了这一异质性检验的实证结果。无论对KAM_N、KAM_NG 还是 KAM_New，模型 1 分组回归结果均存在明显的差异。相较于列（1）（3）和（5）有增信机制下解释变量的不显著，上市企业在无增信机制下的新发债券票面利率与审计报告披露关键审计事项信息之间的关系更为典型，回归系数均显著为正。这表明，在无增信机制的条件下，债券融资成本对新增风险信息会更为敏感地作出报酬补偿反应，这显示了在无增信机制下投资者具有更强的报酬议价能力。六、内生性检验（一）净化RAM变量企业的关键审计事项（KAM_N）作为解释变量，刻画了企业的风险增量，但可能存在受制于发债企业特征的内生性问题。考虑剔除这一影响，借鉴涂建明等（2023a）的做法，将模型1的其他自变量对关键审计事项（KAM_N）进行回归，生成回归的残差项eKAM_N，其已与其他自变量无相关性。再将这一净化后的变量eKAM_N代替原解释变量KAM_N放入模型（1）回归。结果如表8列（1）所示，新解释变量eKAM_N的回归系数为0.164，且在1%的水平上显著。同样地，对KAM_NG和KAM_New也进行处理，如列（2）和列（3）列所示，变量的系数均在1%的水平上显著为正。这表明，在这一克服测试变量可能存在内生性问题的基础上，结果继续支持假设H1和H2。表8残差回归层面的内生性检验注：*、*和*分别为在1%、5%和10%的水平上显著，括号内为t值。（二）改革前后检验为进一步排除内生性影响，引入改革变量（POST），改革前赋值为0，改革后赋值为1。用POST来检验在分析师对发行主体的评级变化，即相较于改革前无关键审计事项披露，改革后出现关键审计事项披露，是否会对企业的债券融资成本产生影响。表9分别列示了不同时间窗口下的回归结果，还考虑到样本选取的时间窗口限制以及缓解可能的改革变量（POST）与疫情变量（Epidemic）的共线性问题，此处剔除Epidemic这一控制变量，引入年度虚拟变量。列（1）报告了改革前后2年新发债券样本的回归结果，可以发现交乘项显著为正，表明在面临相同的债券评级时，相较于改革前，改革后的新发债券利率显著提高。列（2）报告了前后3年新发债券样本的回归结果，交乘项依然显著为正。为保证结果的稳健，列（3）在剔除了改革后第一年样本后并延伸补充一年样本，报告了前后3年的回归结果，而列（4）则是向后延伸时间窗口，为20152022年间样本的回归结果，这两列的回变量eKAM_NeKAM_NGeKAM_New控制变量省份效应行业效应常数项样本量R2值F值CouponRate（1）0.164*（4.053）是控制控制1.018*（2.452）27810.50749.96CouponRate（2）0.265*（4.061）是控制控制1.018*（2.452）27810.50749.96CouponRate（3）0.335*（4.641）是控制控制1.018*（2.454）27810.50850.14金融与经济 2023.0812JRYJJ归结果均与前两列保持高度一致，且均在1%的水平上显著为正。表9改革前后层面的内生性检验注：*、*和*分别为在1%、5%和10%的水平上显著，括号内为t值。这四列结果共同表明，即使得到相同的发行主体评级，相较于新审计报告改革前，审计报告改革后其新发债券的票面利率显著提高。由此认为这一经验证据表明，由于新审计报告改革所披露的关键审计事项这一风险增量信息，即审计师相对于分析师的增量风险信息，使得发行主体在面临相同的分析师评级时，其需要承担更高的资金成本，即需要提高新发债券的票面利率。由于关键审计事项的对外披露是与改革相伴生的，因此这一检验结果也可佐证本文的两个假设，并一定程度地缓解了可能存在的内生性问题。（三）滞后期间检验考虑到审计报告作为公开文件所具有的时效性较强，其披露的相应风险增量信息会在公开当年立即被包括分析师、投资者等主体所消化，因此预期其仅能对滞后一期的新发债券利率产生较强的影响，而对滞后两期的新发债券利率则影响不大。为进一步证明企业的新发债券利率的确会受到上一年度审计报告所披露的关键审计事项的现实影响，进一步按照新发债券与其对应上两年度审计报告披露的关键审计事项间的关系开展检验。若两年间