審計費用與審計質量：基于分位數回歸分析

章琳一

審計費用與審計質量：基于分位數回歸分析

章琳一

本文利用2001-2013年中國上市公司的經驗數據，采用分位數回歸方法，使用可操控性應計絕對值表示審計質量，考察審計費用與審計質量之間的關系。研究發現：審計費用和審計質量之間不是一直存在顯著性的關系，當審計質量處于較低的分位數水平時，審計費用和審計質量無顯著關系，隨著審計質量分位數水平的提高，即審計質量的降低，審計費用對審計質量的影響逐漸顯著，而且該影響表現出“馬太效應”：隨著審計質量分位數水平提高，審計費用對審計質量的回歸系數值越來越大。考慮審計師規模后，與非十大事務所相比，十大事務所表現出的對審計質量的敏感性更強，對較低的可操控性應計容忍度更低，說明十大的審計質量更高，其政策含義是事務所做強做大有助于提高審計質量。

審計費用審計師審計質量容忍度

一、引言

財務報告的審計是公司和審計師共同努力的結果，它需要公司、審計師在審計過程中進行協商、討價還價（Gibbins et al.，2001）。理解審計師在審計質量上的妥協是學術界、實務界關心的重要議題。一個可能的解釋是審計師的聘用、審計費用的支付依賴于公司。這種經濟上的依賴降低了審計師獨立性，增加了審計師默許公司操控利潤的可能性。然而，屈服于公司的利潤操控要求是有成本的，它可能擴大了整個事務所的法律因素風險，甚至導致審計師整個既有客戶群的喪失，如安然事件導致安達信客戶群喪失和自身的倒閉，這就需要公司補償審計師面臨的審計風險，導致審計費用溢價。另一方面，審計費用可能存在低于正常水平的情況。公司具有較強的討價還價能力，只愿支付較少的審計費用（Casterella et al.， 2004）。較少的審計費用則會使得審計師減少審計投入，控制成本以獲得必要的利潤，這會導致審計質量的下降。

對于審計費用的研究，現有的國內研究可謂是“汗牛充棟”，一系列的文獻研究了審計費用的影響因素和審計費用的經濟后果。如劉運國等（2006）發現，審計費用在一定程度上和可操控性應計正相關，審計師對調減收益的可操控性應計給予更多的關注。方軍雄和洪劍峭（2008）、唐躍軍（2010）等也認為過高的審計費用會影響審計師的獨立性，降低審計質量。然而，以上這些研究的結論是基于普通最小二乘回歸（OLS）得出的，它是一種“均值回歸”，易受極端值的影響，這種對于審計費用和審計質量之間關系的研究，一般只能得出線性關系，如正相關或負相關等。實際上，當樣本數據出現厚尾或尖峰分布、存在顯著的異方差的情況下，普通最小二乘回歸得到的回歸系數不再是最佳線性無偏估計（BLUE）。分位數回歸則能夠刻畫不同水平下的因變量受到自變量的影響，而且它不需要像OLS一樣，要求正態分布、方差齊性等假設，能夠描述不同審計質量水平下，審計費用和審計質量之間的真實關系。

利用中國上市公司的經驗數據，采用分位數回歸模型，本文實證分析了審計費用和審計質量之間的關系。研究結論雖然和前人的結論一致，但也有不同之處：審計費用對審計質量的影響存在“馬太效應”，隨著審計質量的下降，審計費用對審計質量的損害越來越大。此外，也發現審計師規模不同，其對可操控性應計的容忍程度不同，十大表現出更低的可操控性應計容忍度，這證明十大的審計質量更高，該結論政策含義是事務所做強做大具有必要性。

二、理論與文獻回顧

審計質量是審計師的獨立性和專業勝任能力的聯合概率（Watts and Zimmerman，1981）。當審計師都具備了專業勝任能力時，決定審計質量高低的，主要是獨立性（劉峰和周福源，2007），它被稱為審計的靈魂。審計費用是影響審計師獨立性的重要的因素，審計師對公司的經濟依賴程度越大，受公司的影響也就越大，其在審計服務過程中的獨立性就受到的影響也就越大。DeAngelo（1981a）指出，審計師對客戶具有經濟依賴性，維持與客戶的關系能夠獲得“準租金”（Quasi-rents），高的審計費用導致審計師獨立性下降，審計師對公司的盈余操控行為更容易妥協，損害審計質量，這就導致審計費用和審計質量負相關。然而，Blankley et al.（2012）從成本角度考慮了審計費用與審計質量之間的關系。他們認為，審計師在實施審計活動時，需要考慮審計服務的成本收益問題，較低的審計費用迫使審計師減少審計投入，降低審計成本以保證一定的利潤率水平，因而審計費用低，審計質量也低，這就導致審計費用和審計質量正相關。DeAngelo（1981b）認為，事務所規模越大，單個公司的審計費用對其總的審計收入影響就小，如果因為默許公司的利潤操控行為而遭受處罰，就會失去所有的客戶，因此事務所規模越大，其獨立性越強。DeAngelo（1981b）將事務所規模作為審計質量的度量，審計師更高的收費反映出了審計服務更高的質量。對于“四大”之類的事務所而言，一方面，較高的聲譽使得“四大”審計費用較高；另一方面，“四大”需要維持一個相同審計服務水平以保持聲譽，以收取審計服務溢價（Kreps and Wilson，1982）。另外，“四大”擁有統一的員工培訓、同業復核、標準化的審計程序和技術，這也會提高審計質量，這些表明審計費用和審計質量正相關。此外，高質量的公司愿意通過聘請“四大”等聲譽高的事務所向外界傳遞信號，告訴投資者公司是高價值的，因而盈余質量高的公司更愿意聘請高收費的“四大”（Titman and Trueman，1986）提供審計服務。

以上理論分析可知，審計費用可能由于經濟依賴性降低審計師獨立性，從而損害審計質量，導致審計費用和審計質量負相關；審計費用也可能由于聲譽的存在，導致審計費用和審計質量正相關。實證研究上，也沒有形成統一的結論。Defond et al.（2002）利用審計師簽發持續經營審計意見的傾向表示審計質量，發現審計費用和審計質量沒有顯著的關系。Larcker and Richardson（2004）發現審計費用和審計質量正相關，審計費用越高，用來表示審計質量的應計越少。Krishnan et al.（2005）采用盈余反映系數表示審計質量，發現2001年美國上市公司中，審計費用中的非審計服務收費越多，審計質量越低。Higgs and Skantz（2006）認為公司通過支付高的審計費用，作為公司盈余質量高的信號，告知外部投資者，這會引起公司盈余市場反應系數更大（審計質量），他們的研究支持審計費用和審計質量正相關的觀點。Hoitash et al.（2007）利用2000-2007年的數據，利用Dechow and Dichev（2002）計算出來的盈余質量和業績調整的應計絕對值表示審計質量，發現審計費用越高，審計質量越低，符合經濟依賴觀點。Hribar et al.（2010）發現，審計費用和審計質量之間存在負相關的關系，審計費用越高，公司的財務舞弊、重述的機會越大。Choi et al.（2010）利用美國審計市場數據，發現過高的審計費用和審計質量負相關，過低的審計費用和審計質量沒有顯著關系。Blankley et al.（2012）也發現，過低的審計費用導致審計師降低審計投入，更容易導致財務重述。

筆者認為，以上實證研究結論上的沖突可能和采用普通最小二乘回歸方法有關。普通最小二乘回歸假設審計費用和審計質量之間是簡單的線性關系，采用均值回歸的方式得出審計費用和審計質量之間的關系，要么是審計費用和審計質量正相關，要么是審計費用和審計質量負相關。實際上，審計費用和審計質量很可能不是簡單的線性關系，在不同的審計質量水平上，審計費用對審計質量的影響可能存在著差異，這是現有文獻忽視的地方。而且，從邏輯推理上看，當審計師面臨不同程度的可操控性應計時，其對可操控性應計的容忍程度存在著差異的：當審計師面臨輕微的可操控性應計時，認為該審計風險較小，可能不會做出反應，或者由于無法辨識該輕微的可操控性應計是公司有意還是無意的，不對此做出反應；當審計師面臨嚴重的可操控性應計時，可能不會容忍該行為或者要求公司支付更多的審計費用補償其審計風險。基于以上分析，本文將考慮用分位數回歸的方式，考察審計費用和審計質量之間的關系。

三、研究設計

（一）數據來源與篩選

本文利用中國CSMAR數據庫收集上市公司2001-2013年財務數據和審計相關數據，執行以下篩選程序：（1）剔除2001-2013年某一年度資料不全的上市公司。（2）剔除同時發行B股或H股的上市公司，這些公司的行為可能因受到多重監管而產生異化。（3）剔除某一年度或數年ST、PT類上市公司。（4）剔除指標異常的公司。本文的控制變量包含了是否為十大事務所的虛擬變量，通過手工查詢中注協發布的事務所排行榜獲得。最終樣本數為15050個。

（二）回歸模型

對于審計費用和審計質量關系模型，本文借鑒Asthana and Boone（2012）、謝盛紋和閆煥民（2013）等做法，采用模型（1）檢驗二者之間的關系。由于分位數回歸表示的是因變量不同水平上自變量對其影響程度，在后面的回歸中，采用分位數回歸的方式，揭示不同的審計質量水平上審計費用對審計質量的影響。

變量定義如表1所示。

四、描述性統計與單變量分析

表2是變量的描述性統計，采用可操控性應計絕對值表示的審計質量|Da|，其最大值為1.4099，最小值為0；相應地審計質量|PEM|的最大值為2.4612，最小值為0。可以看到，采用業績匹配后的可操控性應計的波動幅度要比原始的可操控性應計大。其它變量中，波動幅度最大的是流動比率，其標準差為1.9150，審計費用的波動幅度也較大。表3是審計質量的差異性檢驗，根據審計費用Lnfee的中位數，將樣本分為高審計費用Lnfee子樣本、低審計費用Lnfee子樣本，并比較兩個子樣本的差異性。高審計費用子樣本的審計質量均值和中位數均比低審計費用子樣本的指標要高，T檢驗和Wilcoxon檢驗均是顯著的，這說明較高的審計費用伴隨的是較高的|Da|，即較低的審計質量。同樣，這一現象也在審計質量|PEM|中存在。

五、回歸分析

（一）審計費用與審計質量

在進行回歸過程中，為了更加清楚了解審計費用和審計質量之間的關系，考慮了可操控性應計正負性，分樣本進行回歸。表4是Da大于0部分樣本公司的審計費用和審計質量的回歸結果，被解釋變量為Da的絕對值| Da |。由于本文采用可操控性應計的絕對值表示審計質量，它是審計質量的逆指標，可以看到，回歸（1）中解釋變量審計費用Lnfee的回歸系數為0.0009，但不顯著，其結果表明，較高的審計質量水平上，審計費用和審計質量無關。回歸（2）是25%分位數水平上的回歸結果，解釋變量審計費用Lnfee的回歸系數為0.0022，較為顯著，說明審計費用越高，審計質量越低，證實了DeAngelo （1981a）的經濟依賴觀點。回歸（3）、回歸（4）、回歸（5）中，審計費用Lnfee的回歸系數均是顯著的，相應的系數值分別為0.0055、0.0135、0.0286，說明審計費用對審計質量存在顯著的影響，而且從系數值大小看，隨著分位數水平的提高，審計費用的回歸系數值增大，這表明審計費用對審計質量的影響存在“馬太效應”，隨著審計質量的降低（即可操控性應計水平的提高），審計費用對審計質量的影響越來越大。它意味著，審計師收取的審計費用越高，對公司的經濟依賴越強，其獨立性越弱，就導致了審計質量越差。回歸（1）至回歸（5）中的Lnfee回歸系數大小、顯著性水平的差異表明，審計費用和審計質量之間并不是一直存在顯著性關系：審計質量較低的分位數水平上，審計費用與審計質量無關；隨著被解釋變量審計質量分位數水平的提升，即審計質量的下降，審計費用對審計質量產生影響逐漸顯著，并且表現出“馬太效應”。回歸（6）為普通最小二乘回歸結果，審計費用的回歸系數是顯著的，這一結果與Hoitash et al.（2007）、Hribar et al.（2010）等研究結論一致，也與分位數回歸結果一致。

表1　變量的定義

表2　描述性統計

表3　不同標準下的審計質量差異性檢驗

其他控制變量中，事務所變更Change的回歸系數顯著性水平在不同的分位數上有差異，這說明只有在較高的分位數水平上，事務所變更對審計質量具有顯著影響；流動比率Cr的回歸系數在所有的分位數回歸中均是不顯著的，只有在OLS回歸中顯著；虧損Loss的回歸系數在所有的分位數回歸中顯著為負，由于表4中的樣本公司為可操控性應計為正的樣本，意味著虧損公司的正向可操控性應計更少；現金流Cashf的在回歸（1）中不顯著，但從回歸（2）開始，一直到回歸（5）均是顯著為負，這說明現金流和審計質量正相關，現金流越多，審計質量越高；財務杠桿Lev的回歸系數只有在90%的分位數上顯著，說明當公司審計質量較差時，財務杠桿才能對審計質量產生負面作用，即財務杠桿越高，審計質量越差；公司資產報酬率Roa的回歸系數只在回歸（4）中顯著，在其他回歸中不顯著，說明在審計質量75%分位數上，公司盈利能力對審計質量具有顯著影響。

表5是Da小于0部分樣本公司的審計費用和審計質量的回歸結果，被解釋變量為Da的絕對值|Da|。回歸（1）、（2）、（3）中，Lnfee的回歸系數均不顯著。回歸（4）、（5）中，Lnfee的回歸系數是顯著的。從顯著性上看，隨著分位數水平的提高，審計費用和審計質量之間逐漸顯示出顯著相關關系；從回歸系數大小看，隨著分位數水平的提高，審計費用的回歸系數值逐漸增大，意味著審計費用對審計質量的影響也逐漸增大，也表現出“馬太效應”。其結論與表4中的結論一致，只不過表5中的審計質量是用負的可操控性應計絕對值形式表示的。其它控制變量中，事務所變更Change的回歸系數不顯著；現金流Cashf的回歸系數均是顯著的；虧損Loss的回歸系數在回歸（1）至回歸（4）中是顯著的，說明虧損公司會實施更多的負向可操控性應計；流動比率Cr的回歸系數在較低水平的分位數上顯著，說明當公司審計質量較高時，流動比率與其正相關；而財務杠桿Lev、資產報酬率Roa則是在較高的分位數水平上其回歸系數才是顯著的，這說明審計質量很差時，財務杠桿Lev、資產報酬率Roa才能夠對其產生顯著性的影響。

表4　審計費用與審計質量的分樣本（Da大于0）回歸結果

表5　審計費用與審計質量的分樣本（Da小于0）回歸結果

總的來看，表4、表5的回歸結果表明，審計費用降低了審計質量，而且審計費用對審計質量的影響存在“加速”增大的情況，即“馬太效應”。而且，審計費用對審計質量的影響并不是一直存在，較低的分位數水平上，審計費用對審計質量沒有顯著影響。考慮可操控性應計的正負性后，審計師對正的、負的可操控性應計的態度是不一樣的。對于負的可操控性應計上，審計師對其容忍程度更強，只有較高水平的負向可操控性應計才會引起審計師注意，要求更多的審計費用予以補償其審計風險。但是，表4、表5的回歸結果和劉運國等（2006）研究結果存在差異，他發現審計費用對正的可操控性應計不存在顯著影響，而本文發現審計費用對正的可操控性應計具有顯著性影響。

（二）考慮審計師類型的審計費用與審計質量

表6是十大的審計費用與審計質量的回歸結果。回歸（1）中，審計費用Lnfee的回歸系數為0.0011，顯著性水平較低，這說明10%的分位數水平上，審計費用能夠影響審計質量。從回歸（2）的25%的分位數水平開始，一直到回歸（5）的90%的分位數水平上，審計費用Lnfee的回歸系數顯著性水平較高；而且Lnfee回歸系數的顯著性水平逐漸增強，從回歸系數值大小看，回歸系數值逐漸增大。這說明，對于十大審計師而言，其審計費用越高，相應的審計質量也越低，而且審計費用對審計質量的影響存在加速現象，即“馬太效應”，隨著審計質量的下降，審計費用對審計質量的影響更加強烈。其他控制變量中，流動比率Cr對審計質量的影響不顯著；虧損虛擬變量Loss對審計質量的影響不顯著；現金流Cashf的回歸系數不顯著；資產收益率Roa的回歸系數不顯著；只有財務杠桿、事務所變更在某些分位數回歸中是顯著的。

表7是非十大的審計費用和審計質量的回歸結果。從回歸（1）至回歸（5），所有的分位數水平上的Lnfee回歸系數均是不顯著的，這說明非十大審計師的審計費用和審計質量之間不存在顯著關系。只有在OLS回歸中，審計費用和審計質量存在顯著關系。其他控制變量的回歸結果與表6類似，這里不再展開敘述。表7的回歸結果表明，對于非十大審計師而言，較高的審計質量水平（即較低的可操控性應計水平）上，審計費用對審計質量不能產生顯著性影響。從另一個角度看，這說明非十大的審計師對可操控性應計水平具有較高的容忍度。對比表6和表7結果可以看到，十大對可操控性應計容忍度較低，非十大較高，也就是說，大所的審計質量比小所高，說明事務所做強做大有助于提升審計質量。

表6　十大的審計費用與審計質量回歸結果

表7　非十大的審計費用與審計質量回歸結果

六、穩健性分析

（一）基于業績配對的檢驗

為了驗證實證結果的穩健性，借鑒Kothari et al.（2005）思想，計算業績匹配后的可操控性應計水平，用其絕對值形式表示審計質量。同時，區分了可操控性應計的方向，分樣本進行回歸分析。其它控制變量，其結果與前面類似，不再展開敘述。

（二）內生性問題

審計費用和審計質量之間可能存在雙向因果關系：一方面，高的審計費用降低審計師獨立性，降低審計質量；另一方面，當審計師面對較高的可操控性應計時，要求提高審計收費予以補償審計風險。基于此，將解釋變量——審計費用滯后一期，重新執行回歸，發現回歸結果仍然支持實證結果。此外，采用工具變量法，將審計費用滯后一期作為工具變量，重新執行回歸，回歸結果沒有顯著性改變。限于篇幅，這里不展示回歸結果。

七、結論與不足

利用2001-2013年中國上市公司經驗數據，本文采用分位數回歸方法，研究了審計費用和審計質量之間的關系，研究發現，隨著被解釋變量審計質量的分位數水平的提高，審計費用對審計質量的影響從不顯著到顯著，而且，其影響力大小呈現出“馬太效應”：審計費用的回歸系數越來越大。考慮審計師規模差異后，發現十大、非十大對可操控性應計的容忍度存在差異。在審計質量較高時（可操作性應計較低）時，十大的審計費用與審計質量的關系顯著，而且隨著可操控性應計水平的提高，審計費用對審計質量的損害增強；非十大的審計師則對可操控性應計的容忍度較高，只有當可操控性應計水平較高時，審計質量的回歸系數才顯著。本文研究結果表明，審計費用和審計質量之間關系體現了審計師對公司的經濟依賴性，符合DeAngelo （1981a）提出的經濟依賴說觀點。也意味著事務所做強做大具有必要性。本文也存在不足，限于數據可得性，沒有考慮非審計服務收費對審計質量的影響，這可能會影響研究的正確性。

作者單位：江西財經大學會計學院

主要參考文獻

1.劉峰， 周福源.國際四大意味著高審計質量嗎——基于會計穩健性角度的檢驗.會計研究.2007（03）

2.劉運國.審計費用與盈余管理實證分析——來自中國證券市場的證據.審計研究.2006（02）

3.方軍雄， 洪劍峭.異常審計收費與審計質量的損害-來自中國審計市場的證據.中國會計評論.2009（4）

4.唐躍軍.不利意見、審計費用與意見購買.證券市場導報.2010（1）

5.謝盛紋， 閆煥民.換“所”不換“師”式變更、超工具性關系與審計質量. 會計研究.2013（12）

6.Asthana， S.， J. Boone. 2012. Abnormal Audit Fee and Audit Quality［J］. Auditing: A Journal of Practice &Theory 31 （3）: 1-22.

7.Blankley， A.， D. Hurtt， J.， MacGregor. 2012. Abnormal audit fees and restatements［J］. Auditing: A Journal of Practice & Theory 31 （1）: 79-96.

8.Casterella， J.， et al. 2004. Auditor industry specialization， client bargaining power， and audit pricing［J］. Auditing: A Journal of Practice &Theory 23 （1）: 123-140.

9.Choi， J.， J. Kim， Y.， Zang. 2010. The associaton between audit quality and abnormal audit fees［J］. Auditing: A Journal of Practice &Theory 29 （2）: 115-140.

10.DeAngelo， L. 1981a. Auditor independence， low balling， and disclosure regulation［J］. Journal of Accounting and Economics 3 （2）: 113-127.

11.DeAngelo， L. 1981b. Auditor Size and Audit Quality［J］. Journal of Accounting and Economics（3）: 183-199.

12.Dechow， P.， I. Dichev. 2002. The quality of accruals and earnings: The role of accrual estimation errors［J］. The Accounting Review 77: 35-59.

13.Dechow， P.， R. Sloan， A.， Sweeny. 1995. Detecting Earnings Management［J］. Accounting Review 70 （2）: 193-225.

14.Defond， M.， K. Raghunandan， K.， Subranmanyam. 2002. Do non-audit service fees impair auditor independence？ Evidence from going concern audit opinions［J］. Journal of Accounting Research 40 （4）: 1247-1274.

15.Gibbins， M.， S. Salterio， A.， Webb. 2001. Evidence about auditor-client management negotiation concerning client's financial reporting［J］. Journal of Accounting Research 39 （3）: 535-563.

16.Hribar， P.， T. Kravet， R.， Wilson. 2010. A New Measure of Accounting Quality. SSRN，Working Paper.

17.Kothari， S. et al. 2005. Performance Matched Discretionary Accrual Measures［J］. Journal of Accounting and Economics 39 （1）: 163-197.

18.Kreps， D.， R. Wilson. 1982. Reputation and imperfect information. Journal of Economic Theory 27: 253-279.

19.Krishnan， J. 2005. Audit Committee Quality and Internal Control: An Empirical Analysis［J］. The Accounting Review 80 （2）: 649-675.

20.Larcker， D.， S. Richardson. 2004. Fees paid to audit firms， accrual choices， and corporate governance［J］. Journal of Accounting Research 42 （3）: 625-658.

21.Titman， S.， B. Trueman. 1986. Information Quality and the Value of New Issues［J］. Journal of Accounting and Economics（8）: 199-229.

22.Watts， R.， J. Zimmerman. 1981. The market for independence and independent auditors. Working Paper， University of Rochester.

國家自然科學基金項目（批號：71262003；71362009）；江西省社科規劃項目（14GL47）