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【摘要】 在中国的制度背景下，本文实证检验了盈余质量以及董事会的独立性对于审计定价的影响。实证检验结果表明董事会独立性与审计定价之间存在着显著的正相关关系，而盈余质量与审计定价之间的正相关关系仅存在于规模较小的样本公司中。本文的研究结果在总体上意味着更完善的公司治理往往伴随着上市公司对于更高质量审计服务需求的上升，因而公司治理机制的改善将有助于提高独立审计的质量。
【关键词】 审计定价 盈余质量 董事会独立性
无论是在学术界、实务界还是在监管层，审计定价与盈余质量、董事会独立性之间的经验关系都是一个倍受关注的重要课题。虽然早期很多文献对审计定价和审计师行为做出过研究，但所提供的经验证据并不一致。在中国的制度背景下，以2008—2010年深沪两市的上市公司作为研究样本，本文实证检验了审计定价、盈余质量和董事会独立性之间的关系，试图就这一问题提供更具说服力的经验证据。
一、研究假设的提出
1、盈余管理与审计定价
独立审计是上市公司用来降低代理成本的主要监督机制。大量研究表明公司具有管理其盈余的动机，审计的价值则在很大程度上体现在其降低会计信息错报能力的高低。Watts和Zimmerman（1983）将审计质量定义为侦测和报告财务报表错报的联合概率，而该联合概率与审计独立性相关。Hanen和Watts（1997）的研究表明审计质量可能在公司与审计师之间策略性的互动中形成。因此，审计师的客观性和独立性可能影响到审计收费的高低。早期的文献已表明公司与审计师之间经济联系的强弱将对审计质量产生显著的影响。
现有证据表明在一个竞争性的市场上审计收费水平在一定程度上反映了审计师的努力水平以及法律风险的高低，这就使得在公司盈余有可能被高估的情况下检验审计定价与审计质量之间的关系将变得非常困难，在会计盈余可能被过度高估的中国资本市场上开展这一研究因而具有格外重要的意义。然而，Simunic（1984）关于审计失败和声誉损失相关成本的发现表明与客户之间的社会性互动可能会妨碍审计师的公正性，因此，与客户的密切接触可能导致审计师产生“自我服务偏差”或者道德诱惑，也就是说，审计师与客户之间的密切互动以及共同经济利益的制度背景可能损害审计师的独立性。因此，虽然上市公司可能存在盈余管理，但它并不会对审计收费产生直接的影响。总之，虽然在理论上和经验上有关审计定价和盈余质量之间关系的理解仍然存在着分歧，但市场投资者以及政府监管部门已越来越多地关注这一关系。为了对这一关系做出进一步检验，本文提出如下假设：
假设1：审计定价与盈余管理之间存在显著的正相关关系，也就是说，盈余质量更差的公司往往具有更高的审计收费。
2、董事会独立性与审计定价
高质量的董事会往往能够降低财务报告舞弊的发生概率，以及针对上市公司的盈余操纵行为启动更为频繁的调查行动。许多早期的文献已发现更好的公司治理往往意味着上市公司具有更高的运营绩效和市场业绩，也有经验证据表明董事会中的外部独立董事能够提高股东财富以及降低财务报告舞弊。Cotter et al.（1997）提供的证据表明董事会独立性与股东利益之间正相关。Carcello et al.（2002）认为董事会与审计服务之间的联系可能是正式，也可能是非正式的。所谓正式的，是指董事会和管理层根据股东会的决议来选择审计师，并进一步评估审计范围以及审计收费的合理性。所谓非正式的，是指高质量的董事会往往对审计师提出更高的要求，审计师因此通过提供高质量的审计服务对此做出反应，以便满足客户的要求。也有研究表明董事会通过购买高质量审计来保护其声誉资本，从而避免因为公司业绩的低下而承担法律责任，最终保护股东利益。因此，高质量的董事会可以被看作是通过要求高质量的审计服务以保护自身和股东利益。
相对较少的文献关注到审计定价和公司治理特征之间的关系。现有研究表明在公司治理特征与审计定价之间存在正相关关系，这也许是因为更强公司治理的需求往往表明上市公司对于高质量审计也有着类似的强烈需求。关于董事会的独立性与审计收费之间正相关关系的经验证据，表明独立的董事会往往倾向于购买更好的审计服务。然而，Tsui et al.（2001）认为这一关系也许并不是单向的，他们提供了二者之间存在着负相关关系的经验证据，从而表明更好的公司治理降低了对于审计质量的需求。为了对这一关系做出更深入的检验，本文提出如下假设：
假设2：审计定价与董事会独立性之间存在显著的正相关关系，也就是说，董事会的独立性越强，审计收费越高，从而审计质量也就越高。
二、回归模型与数据来源
为了检验上述假设，本文采用最小二乘法（OLS）估计一个线性回归模型。回归模型被设定如下：
AF=β0+β1DAC+β2 BoDIND+β3SIZE+β4AUD+β5List
AGE+β6SqSUB+β7PO+β8LEV+β9CUR+β10LOSS+β11ROA
+β12MANU+β13SERV+∑βjYEARS （1）
上式中：AF表示审计收费；DAC表示可操控性应计项目，为盈余管理（即盈余质量）的代理变量；BoDIND表示独立董事比例，为董事会独立性（即公司治理）的代理变量；SIZE是公司总资产的自然对数，为公司规模的代理变量；AUD表示审计师身份，为哑变量：若为四大会计师事务所，取1，否则取0；ListAGE为公司的上市年限；SqSUB是子公司数量的平方根，为组织复杂性的代理变量；PO为哑变量：如果公司当年增发新股，取1，否则去0；LEV为长期负债与股东权益之间的比率，为财务杠杆的代理变量；ROA为总资产收益率；YEARS为年度哑变量；MANU为行业哑变量：若为制造业取1，否则取0；SERV为行业哑变量：若为服务业取1，否则取0。
为了对盈余质量做出度量，本文采用Defond和Jiambalvo（1994）修正后的Jones（1991）模型对变量DAC做出估计：
ACCit/TAt-1=α(1/TAt-1)+β(△Salesit/TAt-1)+γ(PPEit/TAt-1)+eit （2）
上式中：ACC为应计项目总额；△Sales为销售收入的一阶差分；PPE为长期资产的规模；TA为公司年末的总资产。盈余质量的代理变量可操控应计DAC被定义为上式的残差，也就是根据下式预计而来：
DACit= ACCit/TAt-1-α(1/TAt-1)+ β(△Salesit/TAt-1)+γ(PPEit/TAt-1)（3）
上式中的参数α、β和γ均采用回归方程（2）中相应的回归系数估计值。
本文将2008—2010年深沪两市的上市公司作为研究样本。在剔除金融行业以及数据缺失（主要是公司治理数据缺失）的样本之后，本文最终得到3385个样本观测值。研究数据来源于WIND数据库，模型回归采用Stata 10.0统计软件。
三、实证结果
表1列示了回归模型中所涉及的连续性变量的描述统计结果。
针对全样本的回归结果列示在表2中。回归结果表明，每个变量的VIF值都不到1.722，说明回归模型的设定不存在严重的多重共线性问题。回归模型的调整R2为49.6%，意味着审计收费总体方差的49.6%能够为自变量所解释，说明回归模型具有显著的解释力。盈余质量DAC的回归系数符号为正，不过仅在10%的水平上统计显著，从而只在一定程度上支持了研究假设1。作为一个稳健性测试，我们将应计项目与经营性现金流的相对规模（即二者的比率）取代DAC作为盈余质量的代理变量，并重新进行回归分析，结果与将DAC作为解释变量基本一致。董事会独立性的代理变量BoDIND的回归系数在5%的水平上显著为正，表明治理机制更完善的公司往往愿意花费更高的审计费用以购买高质量的审计服务，从而支持了假设2。作为稳健性测试，我们将CEO与董事长是否两职合一作为董事会独立性的代理变量，回归结果与将外部独立董事比例BoDIND作为代理变量基本一致。
与现有文献相一致，公司规模SIZE和审计师类型AUD均是解释审计定价的重要变量。二者回归系数的符号方向符合预期，并且均在1%的水平上统计显著。此外，具有与预期相的符号方向并且统计显著的控制变量还有公司上市年限ListAGE以及组织复杂性的代理变量SqSUB，这意味着审计风险和组织复杂性被反映在审计定价中。此外，我们也通过该模型测试了盈余质量和董事会独立性之间的交互效应以及董事会独立性与审计风险之间的交互效应。为避免模型产生严重的多重共线性问题，我们仅向模型中添加交互项，而略去各个独立变量。回归结果表明董事会独立性与盈余管理之间的交互效应在10%的水平上显著，董事会独立性与审计风险之间的交互效应则未能统计显著，其他变量的回归结果则基本保持不变。
考虑到盈余质量回归结果未能强烈的支持研究假设1，我们借助Larker&Richardson（2004）的方法，试图通过调查更具有同质性的子样本以便更清楚地观察研究变量之间的相互联系。由于已有文献显示规模效应的存在（Larker&Richardson，2004），因此，我们根据公司规模变量SIZE的中位值将总体样本分为规模较大和规模较小两个子样本，并分别进行回归分析，实证结果被报告在表3中。
调整R2以及F值表明两个模型都具有显著的解释力，并且也不存在严重的多重共线性问题。进一步分析可以发现两个子样本的回归结果有着较大的不同。盈余质量的代理变量DAC仅在小规模公司组中统计显著，显著性水平为1%，而董事会独立性的代理变量BoDIND仅在大规模公司组中统计显著，显著性水平为1%。在两个模型中同时具有统计显著性的变量分别是审计师类型和组织复杂性。回归结果同时表明服务业在两个样本中审计定价偏低。总体上，回归结果意味着虽然我国大公司倾向于与发达资本市场上的公司具有类似的表现，但小公司却表现出与发达资本市场上的公司完全相反的关系方向。
四、研究结论
本文的主要目的是在中国资本市场的制度背景下检验审计定价、盈余质量和董事会独立性的关系。研究结果显示治理机制更完善的上市公司往往采取倾向于进一步的监督措施，以获得更好的审计服务。更高质量的审计服务既可能由于对股东利益的保护，也可能是由于董事会对其自我利益的保护。关于董事会独立性的回归结果足够强烈，意味着将审计定价和审计独立性联系起来的任何问题都可能与公司治理的特征有关。因此，在盈余操纵盛行的制度环境下公司治理机制的完善能够有效地防止上市公司的财务舞弊。本文关于盈余质量和审计收费之间关系的证据就总体样本而言并不强烈。为此，我们通过将样本在公司规模和董事会独立性的基础上分为两个子样本，从而进一步探讨了这个问题。研究结果表明在小规模的样本公司中盈余质量与审计收费之间存在着显著的正相关关系。
【参考文献】
[1] Carcello，J.，Hermanson，D.，Neal，T.，&Riley，R.Board characteristics and audit fees[J].Contemporary Accounting Research，2002（2）.
[2] Cotter，J.R.，Shivdasani，A.，&Zenner，M.Do independent directors enhance target shareholder wealth during tender offers? [J]. Journal of Financial Economics，1997（2）.
[3] Defond，M.，&Jiambalvo，J.Debt covenant violation and manipulation of accruals：accounting choice in troubled companies[J].Journal of Accounting and Economics，1994（1）.
[4] Hansen，S.C.，& Watts，J.S.Two models of the auditor-client interaction：tests with United Kingdom data[J].Contemporary Accounting Research，1997（2）.
[5] Jones,J.Earnings management during import relief investigations[J].Journal of Accounting Research，1991（2）.
[6] Lacker，D.F.，&Richardson，S. A. Fees paid to audit firms, accrual choices and corporate governance[J].Journal of Accounting Research，2004（3）.
[7] Simunic，D.A.Auditing，consulting and auditor independence[J].Journal of Accounting Research，1984（4）.
[8] Tsui，J.，Jaggi，B.，&Gul，F.CEO domination，discretionary accruals and audit fees[J].Journal of Accounting，Auditing and Finance，2001（2）.
[9] Watts，R.L.，&Zimmerman，J.L.Agency problems，auditing， and the theory of the firm：some evidence[J].Journal of Law and Economics，1983（3）.
注：本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文
【关键词】 审计定价 盈余质量 董事会独立性
无论是在学术界、实务界还是在监管层，审计定价与盈余质量、董事会独立性之间的经验关系都是一个倍受关注的重要课题。虽然早期很多文献对审计定价和审计师行为做出过研究，但所提供的经验证据并不一致。在中国的制度背景下，以2008—2010年深沪两市的上市公司作为研究样本，本文实证检验了审计定价、盈余质量和董事会独立性之间的关系，试图就这一问题提供更具说服力的经验证据。
一、研究假设的提出
1、盈余管理与审计定价
独立审计是上市公司用来降低代理成本的主要监督机制。大量研究表明公司具有管理其盈余的动机，审计的价值则在很大程度上体现在其降低会计信息错报能力的高低。Watts和Zimmerman（1983）将审计质量定义为侦测和报告财务报表错报的联合概率，而该联合概率与审计独立性相关。Hanen和Watts（1997）的研究表明审计质量可能在公司与审计师之间策略性的互动中形成。因此，审计师的客观性和独立性可能影响到审计收费的高低。早期的文献已表明公司与审计师之间经济联系的强弱将对审计质量产生显著的影响。
现有证据表明在一个竞争性的市场上审计收费水平在一定程度上反映了审计师的努力水平以及法律风险的高低，这就使得在公司盈余有可能被高估的情况下检验审计定价与审计质量之间的关系将变得非常困难，在会计盈余可能被过度高估的中国资本市场上开展这一研究因而具有格外重要的意义。然而，Simunic（1984）关于审计失败和声誉损失相关成本的发现表明与客户之间的社会性互动可能会妨碍审计师的公正性，因此，与客户的密切接触可能导致审计师产生“自我服务偏差”或者道德诱惑，也就是说，审计师与客户之间的密切互动以及共同经济利益的制度背景可能损害审计师的独立性。因此，虽然上市公司可能存在盈余管理，但它并不会对审计收费产生直接的影响。总之，虽然在理论上和经验上有关审计定价和盈余质量之间关系的理解仍然存在着分歧，但市场投资者以及政府监管部门已越来越多地关注这一关系。为了对这一关系做出进一步检验，本文提出如下假设：
假设1：审计定价与盈余管理之间存在显著的正相关关系，也就是说，盈余质量更差的公司往往具有更高的审计收费。
2、董事会独立性与审计定价
高质量的董事会往往能够降低财务报告舞弊的发生概率，以及针对上市公司的盈余操纵行为启动更为频繁的调查行动。许多早期的文献已发现更好的公司治理往往意味着上市公司具有更高的运营绩效和市场业绩，也有经验证据表明董事会中的外部独立董事能够提高股东财富以及降低财务报告舞弊。Cotter et al.（1997）提供的证据表明董事会独立性与股东利益之间正相关。Carcello et al.（2002）认为董事会与审计服务之间的联系可能是正式，也可能是非正式的。所谓正式的，是指董事会和管理层根据股东会的决议来选择审计师，并进一步评估审计范围以及审计收费的合理性。所谓非正式的，是指高质量的董事会往往对审计师提出更高的要求，审计师因此通过提供高质量的审计服务对此做出反应，以便满足客户的要求。也有研究表明董事会通过购买高质量审计来保护其声誉资本，从而避免因为公司业绩的低下而承担法律责任，最终保护股东利益。因此，高质量的董事会可以被看作是通过要求高质量的审计服务以保护自身和股东利益。
相对较少的文献关注到审计定价和公司治理特征之间的关系。现有研究表明在公司治理特征与审计定价之间存在正相关关系，这也许是因为更强公司治理的需求往往表明上市公司对于高质量审计也有着类似的强烈需求。关于董事会的独立性与审计收费之间正相关关系的经验证据，表明独立的董事会往往倾向于购买更好的审计服务。然而，Tsui et al.（2001）认为这一关系也许并不是单向的，他们提供了二者之间存在着负相关关系的经验证据，从而表明更好的公司治理降低了对于审计质量的需求。为了对这一关系做出更深入的检验，本文提出如下假设：
假设2：审计定价与董事会独立性之间存在显著的正相关关系，也就是说，董事会的独立性越强，审计收费越高，从而审计质量也就越高。
二、回归模型与数据来源
为了检验上述假设，本文采用最小二乘法（OLS）估计一个线性回归模型。回归模型被设定如下：
AF=β0+β1DAC+β2 BoDIND+β3SIZE+β4AUD+β5List
AGE+β6SqSUB+β7PO+β8LEV+β9CUR+β10LOSS+β11ROA
+β12MANU+β13SERV+∑βjYEARS （1）
上式中：AF表示审计收费；DAC表示可操控性应计项目，为盈余管理（即盈余质量）的代理变量；BoDIND表示独立董事比例，为董事会独立性（即公司治理）的代理变量；SIZE是公司总资产的自然对数，为公司规模的代理变量；AUD表示审计师身份，为哑变量：若为四大会计师事务所，取1，否则取0；ListAGE为公司的上市年限；SqSUB是子公司数量的平方根，为组织复杂性的代理变量；PO为哑变量：如果公司当年增发新股，取1，否则去0；LEV为长期负债与股东权益之间的比率，为财务杠杆的代理变量；ROA为总资产收益率；YEARS为年度哑变量；MANU为行业哑变量：若为制造业取1，否则取0；SERV为行业哑变量：若为服务业取1，否则取0。
为了对盈余质量做出度量，本文采用Defond和Jiambalvo（1994）修正后的Jones（1991）模型对变量DAC做出估计：
ACCit/TAt-1=α(1/TAt-1)+β(△Salesit/TAt-1)+γ(PPEit/TAt-1)+eit （2）
上式中：ACC为应计项目总额；△Sales为销售收入的一阶差分；PPE为长期资产的规模；TA为公司年末的总资产。盈余质量的代理变量可操控应计DAC被定义为上式的残差，也就是根据下式预计而来：
DACit= ACCit/TAt-1-α(1/TAt-1)+ β(△Salesit/TAt-1)+γ(PPEit/TAt-1)（3）
上式中的参数α、β和γ均采用回归方程（2）中相应的回归系数估计值。
本文将2008—2010年深沪两市的上市公司作为研究样本。在剔除金融行业以及数据缺失（主要是公司治理数据缺失）的样本之后，本文最终得到3385个样本观测值。研究数据来源于WIND数据库，模型回归采用Stata 10.0统计软件。
三、实证结果
表1列示了回归模型中所涉及的连续性变量的描述统计结果。
针对全样本的回归结果列示在表2中。回归结果表明，每个变量的VIF值都不到1.722，说明回归模型的设定不存在严重的多重共线性问题。回归模型的调整R2为49.6%，意味着审计收费总体方差的49.6%能够为自变量所解释，说明回归模型具有显著的解释力。盈余质量DAC的回归系数符号为正，不过仅在10%的水平上统计显著，从而只在一定程度上支持了研究假设1。作为一个稳健性测试，我们将应计项目与经营性现金流的相对规模（即二者的比率）取代DAC作为盈余质量的代理变量，并重新进行回归分析，结果与将DAC作为解释变量基本一致。董事会独立性的代理变量BoDIND的回归系数在5%的水平上显著为正，表明治理机制更完善的公司往往愿意花费更高的审计费用以购买高质量的审计服务，从而支持了假设2。作为稳健性测试，我们将CEO与董事长是否两职合一作为董事会独立性的代理变量，回归结果与将外部独立董事比例BoDIND作为代理变量基本一致。
与现有文献相一致，公司规模SIZE和审计师类型AUD均是解释审计定价的重要变量。二者回归系数的符号方向符合预期，并且均在1%的水平上统计显著。此外，具有与预期相的符号方向并且统计显著的控制变量还有公司上市年限ListAGE以及组织复杂性的代理变量SqSUB，这意味着审计风险和组织复杂性被反映在审计定价中。此外，我们也通过该模型测试了盈余质量和董事会独立性之间的交互效应以及董事会独立性与审计风险之间的交互效应。为避免模型产生严重的多重共线性问题，我们仅向模型中添加交互项，而略去各个独立变量。回归结果表明董事会独立性与盈余管理之间的交互效应在10%的水平上显著，董事会独立性与审计风险之间的交互效应则未能统计显著，其他变量的回归结果则基本保持不变。
考虑到盈余质量回归结果未能强烈的支持研究假设1，我们借助Larker&Richardson（2004）的方法，试图通过调查更具有同质性的子样本以便更清楚地观察研究变量之间的相互联系。由于已有文献显示规模效应的存在（Larker&Richardson，2004），因此，我们根据公司规模变量SIZE的中位值将总体样本分为规模较大和规模较小两个子样本，并分别进行回归分析，实证结果被报告在表3中。
调整R2以及F值表明两个模型都具有显著的解释力，并且也不存在严重的多重共线性问题。进一步分析可以发现两个子样本的回归结果有着较大的不同。盈余质量的代理变量DAC仅在小规模公司组中统计显著，显著性水平为1%，而董事会独立性的代理变量BoDIND仅在大规模公司组中统计显著，显著性水平为1%。在两个模型中同时具有统计显著性的变量分别是审计师类型和组织复杂性。回归结果同时表明服务业在两个样本中审计定价偏低。总体上，回归结果意味着虽然我国大公司倾向于与发达资本市场上的公司具有类似的表现，但小公司却表现出与发达资本市场上的公司完全相反的关系方向。
四、研究结论
本文的主要目的是在中国资本市场的制度背景下检验审计定价、盈余质量和董事会独立性的关系。研究结果显示治理机制更完善的上市公司往往采取倾向于进一步的监督措施，以获得更好的审计服务。更高质量的审计服务既可能由于对股东利益的保护，也可能是由于董事会对其自我利益的保护。关于董事会独立性的回归结果足够强烈，意味着将审计定价和审计独立性联系起来的任何问题都可能与公司治理的特征有关。因此，在盈余操纵盛行的制度环境下公司治理机制的完善能够有效地防止上市公司的财务舞弊。本文关于盈余质量和审计收费之间关系的证据就总体样本而言并不强烈。为此，我们通过将样本在公司规模和董事会独立性的基础上分为两个子样本，从而进一步探讨了这个问题。研究结果表明在小规模的样本公司中盈余质量与审计收费之间存在着显著的正相关关系。
【参考文献】
[1] Carcello，J.，Hermanson，D.，Neal，T.，&Riley，R.Board characteristics and audit fees[J].Contemporary Accounting Research，2002（2）.
[2] Cotter，J.R.，Shivdasani，A.，&Zenner，M.Do independent directors enhance target shareholder wealth during tender offers? [J]. Journal of Financial Economics，1997（2）.
[3] Defond，M.，&Jiambalvo，J.Debt covenant violation and manipulation of accruals：accounting choice in troubled companies[J].Journal of Accounting and Economics，1994（1）.
[4] Hansen，S.C.，& Watts，J.S.Two models of the auditor-client interaction：tests with United Kingdom data[J].Contemporary Accounting Research，1997（2）.
[5] Jones,J.Earnings management during import relief investigations[J].Journal of Accounting Research，1991（2）.
[6] Lacker，D.F.，&Richardson，S. A. Fees paid to audit firms, accrual choices and corporate governance[J].Journal of Accounting Research，2004（3）.
[7] Simunic，D.A.Auditing，consulting and auditor independence[J].Journal of Accounting Research，1984（4）.
[8] Tsui，J.，Jaggi，B.，&Gul，F.CEO domination，discretionary accruals and audit fees[J].Journal of Accounting，Auditing and Finance，2001（2）.
[9] Watts，R.L.，&Zimmerman，J.L.Agency problems，auditing， and the theory of the firm：some evidence[J].Journal of Law and Economics，1983（3）.
注：本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文