審計投入的產出效應分析

楊 英

一、前言

市場經濟中，市場主體的經濟活動都是將一定的資源投入轉化為產出的過程，從而以最小的成本投入實現資源的最大產出價值。對于會計師事務所而言，審計服務也是一個投入與產出的過程，會計師事務所的經營目標就是在為企業的財務報告不存在重大錯報或漏報提供合理保證的約束下，實現審計投入成本最小化。因此，審計投入與產出直接影響事務所的審計效率，乃至審計市場的發展。同時，審計投入與產出問題，也決定了審計的價值，審計質量是審計產出的重要內容，也即審計價值所在，審計投入是否能有效提升審計質量，是本文研究審計投入產出效應的一個重要問題。

審計費用也就是審計服務的價格，也是審計產出的一個方面。2014年，國家發改委頒布了《關于放開部分服務價格意見的通知》，放開了審計收費的價格管制，實行市場化定價模式。由此，我國審計收費從傳統的政府定價轉變為市場化定價模式，因此，厘清審計投入與審計收費之間的關系顯得尤為重要，不但有助于審計市場參與主體更好地理解審計定價機制，也有利于會計師事務所更好地配置審計資源，從而提高審計服務市場的資源配置效率，進而提升注冊會計師行業的影響力和市場地位。

已有文獻主要關注哪些因素如何影響審計質量和審計收費，并且因為審計質量變量的選取不同而得出相反的結論，Lobo 和Zhao(2013)發現審計投入與審計質量正相關， 而Hribar等（2014）則認為審計投入與審計質量負相關。

本文的研究價值主要體現在：第一，本文利用審計工時來衡量審計投入，直觀地對審計投入及產出效應的關系進行實證分析，為本文所研究的主題提供直接的證據。第二，將審計產出劃分為質量與價格兩個維度，全方面對審計投入與審計產出效應的關系進行考察，表明審計投入不僅影響審計質量，也影響審計費用，而且審計投入對審計收費的影響在不同規模事務所存在差異，規模較大的事務所的審計投入獲得了更高的審計費用。

二、理論分析與研究假設

審計的價值主要是為了滿足企業所有權與經營權分離所產生的的鑒證需求。審計過程中，如果企業管理層編制的財務報告存在重大錯報問題，注冊會計師會與企業管理層進行溝通，并要求管理層對財務報告進行核查做出調整，如果企業管理層拒絕做出調整，注冊會計師就無法對公司財務報告出具標準審計意見。如果財務報表存在重大錯報漏報或者存在財務舞弊時，注冊會計師則會出具無法表示意見或者否定意見。審計質量是注冊會計師發現并報告被審計單位會計錯報和舞弊問題的聯合概率，而發現錯報和舞弊的概率很大程度上取決于審計投入，是否報告存在的錯報和舞弊則主要取決于注冊會計師的獨立性（DeAngelo,1981）。因此，會計師事務所的審計投入直接影響著審計質量的高低。一般而言，審計投入越多，即注冊會計師執行的審計程序越多，注冊會計師發現上市公司財務報表錯誤及舞弊的概率也就越高，從而審計投入的產出——審計質量也就越高。國外學者Dye（1995）和Hillegeist（1999）對審計投入產出效應進行研究發現，審計師投入更多的努力時，更能發現企業財務報表存在的問題。Hansen（1997）運用博弈模型，研究在不同審計投入成本條件下，上市公司管理者進行盈余管理的方法，發現審計投入成本較低時，公司管理者進行盈余管理的程度較低，這說明當審計投入成本較低的情況下，審計師可能增加了審計投入，進而提升了審計產出，即提高了審計質量。

表1 變量名稱及釋義

表2 樣本行業分布

此外，審計師發現上市公司財務報表錯誤及財務舞弊行為也與其自身的專業素養息息相關，具備行業專長的審計師擁有更深的專業知識，對相關行業具有更豐富的經驗，能夠做出更加準確的職業判斷，從而提高了發現錯誤和舞弊的工作效率。不過，雖然專業素養和經驗很重要，但是如果注冊會計師沒有投入足夠的時間，即使具有行業專長也無法做出合理的判斷。相反，如果上市公司的財務報告質量已經很高，或者審計質量已經很高的情況下，即使增加審計投入，也無法再提高審計質量，此時，審計投入與審計質量不存在顯著的相關性。

由于缺乏相關的審計投入數據，現有的文獻主要是關注審計的產出，即審計質量和審計價格的影響因素。在少有的關于審計投入與產出的研究文獻中，一般均將審計費用作為審計投入的替代變量。但是，審計費用實際上只是審計產出的價格，而并非是審計投入的成本，因此，現有文獻得出了相反的結論，例如，Lobo等（2013）發現審計投入對審計質量具有正向的影響，即審計投入越多，審計質量越高；而Hribar（2014））等人則發現審計投入與審計質量存在負相關的關系，研究結論存在矛盾。基于以上分析，本文提出以下兩個對立假設：

假設1：審計投入與審計質量呈正相關關系；

假設2：審計投入與審計質量呈負相關關系。

審計費用是對會計師事務所審計投入的補償，同時，也是對于潛在訴訟風險給注冊會計師帶來的經濟損失的補償，由此，從補償這個角度可以推斷，審計投入越多，審計費用也就越高。正是由于審計費用與審計投入之間的正相關關系，現有文獻大多采用審計費用作為審計投入的衡量指標，意味著審計費用和審計投入代表著同一個變量，因而也就無法再研究審計投入對審計費用的影響了。

從另一個角度看，審計投入越多也并非必然帶來審計費用的增加。審計投入量是由會計師事務所決定的，審計價格市場化以后，審計收費是由會計師事務所和被審計單位協商而定的。會計師事務所在提供審計服務的過程中，如果審計效率發生變化，那么在保證審計質量的前提下，審計投入也會發生相應的變化，此時，如果會計師事務所將由于自身審計效率的提升而減少的審計投入，以降低審計收費的方式讓利于被審計單位，那么審計投入與審計費用是正相關的；作為理性經濟人，會計師事務所更可能自己保留這部分審計投入節約，并不讓利于被審計單位而降低審計收費，那么審計投入的降低并不會降低審計收費。Gong等（2016）研究得出，會計師事務所因合并而帶來的審計投入減少，并未帶來審計費用的降低。根據以上分析，本文提出以下兩個對立假設：

表3 描述性統計

假設3：審計投入與審計費用呈正相關關系；

假設4：審計投人與審計費用呈負相關關系。

三、研究設計

1.樣本選取

本文所采用的審計投入審計工時數據來源于中國注冊會計師協會發布的相關數據，其他數據來自于上市公司公布的年報及CSMAR數據庫。由于審計工時的數據時間窗口為2008-2015年，本文首先以CSMAR數據庫2008-2015年滬深兩市交易所所有A股上市公司為樣本，剔除金融類上市公司樣本、剔除被ST及PT上市公司樣本、剔除變量缺失的樣本，最后得到11000個有效樣本。為避免極端值對研究結果的影響，對連續變量進行了上下1% 的Winsorize處理。

2.研究變量

審計質量：根據Dechow（1995）的方法，用估計得到的操控性應計利潤的絕對值來衡量；

審計投入：根據本文的研究設計，用審計工時的自然對數來表示；

控制變量：根據已有研究，本文選擇以下變量作為控制變量：事務所類型（IBig4）、上市公司規模（Size）、資產負債率（LEV）、資產收益率（ROA）、上市公司虧損的虛擬變量（LOOS）、存貨與應收賬款占總資產比率（InvRec）、 當期的審計意見（MAO）、上期的審計意見（LMAO ）、上市公司股權性質（SOE）、避免虧損（SP）。此外還控制了上市公司行業固定效應和年度固定效應。

3.模型設計

根據Gong（2016）等人的研究，為了驗證本文提出的假設1，建立以下模型：

其中，Audit Quality表示審計質量，根據Dechow（1995）的方法，用估計得到的操控性應計利潤的絕對值來衡量；Effoyt代表審計投入，用審計工時的自然對數來表示。根據本文的假設1，審計投入與審計質量呈正相關關系，則預計為負數。根據假設2，審計投入與審計質量呈負相關關系，則預計不顯著。

為檢驗假設3-4，根據Gong（2016）等人的研究，建立如下模型：

其中LAF代表審計費用，用審計費用的自然相對數來表示。公式中其他變量定義與公式1相同。根據假設3，審計投入與審計費用呈正相關關系，則預計為正數。根據假設4，審計投入與審計費用呈負相關關系，則預計不顯著。為保證結論的可靠性，本文對所涉及的模型的標準誤進行公司層面的Cluster調整。

四、實證結果分析

（一）描述性統計分析

表2描述了樣本的行業分布特征，制造業樣本有6891個，占據總樣本的54.51%，與我國上市公司的行業分布相一致。

根據表3變量的描述性統計可知， 的平均值達到了8.564，最小值為4.956，最大值為12.895，說明在不同行業類型的上市公司中，審計投入的差異較大；AbsDA的平均值為0.078，中位數為0.486，LAF的平均值為14.561，中位數為16.323， 與的平均值分別為0.089以及0.469，說明在審計市場中，8.9%的上市公司由國際四大會計師事務所所審計，46.9%的上市公司是由國內十大會計師事務所所審計的，MAO與LMAO的平均值分別達到了0.032與0.026，這說明了在樣本中有3.5%的上市公司收到了非標審計意見的審計報告。其他變量的描述性統計與以往的研究基本一致。

表4 審計投入與審計質量回歸結果

（二）回歸分析

根據表4所示，表4的第一列回歸分析只加入了Effort，未加入任何控制變量，也未對年度固定效應和行業固定效應進行控制。Effort的系數為-0.004，T值為-3.45，并在1%水平上顯著，這表明審計投入的增加顯著降低了上市公司管理層的盈余管理程度，即審計投入與審計質量表現為正相關關系，本文的假設1得到驗證。表4中第2列到第4列分別加入了其他控制變量的因素及行業和年度固定效應，Effort的系數并未發生改變，表明本文所估計的結果是穩健的。對于其他控制變量，IBig4與DBig10的系數為負數，并且顯著，表明國際四大和國內十大會計師事務所的審計質量要比其他小型事務所的審計質量較高；SIZE的系數為正，并且在1%水平上顯著，說明了上市公司規模與盈余管理表現為正相關關系；MB的系數為正，并在1%水平上顯著，表明上市公司的市值賬面比與盈余管理正相關；InRec的系數為正，并在1%水平上顯著，這說明了上市公司應收賬款與貨存量越多，上市公司的盈余管理越大；SOE的系數為負，并在1%水平上顯著，說明國有上市公司審計質量相對較高。

表5報告了審計投入與審計費用之間的回歸結果。表5的第一列中，只加入了Effort，未加入控制變量，也未對年度和行業固定效應加以控制。Effort的系數為0.234，T為23.45，并在1%水平上顯著，說明了審計投入的增加顯著提高了審計費用，本文的假設3得到了驗證。第2列至第4列分別加入了其他控制變量及行業和年度固定效應，Effort的估計系數分別為0.094（t為14.21）、第三列系數值為0.098（t為15.12）、第四列系數值為0.094（t為14.36），并且均在1%水平上顯著，表明本文的回歸結果是穩健的。其他控制變量中，IBig4與DBig10的系數為正數，且均顯著，表明國際四大及國內十大會計師事務所的審計費用要顯著高于其他中小型事務所；SIZE的系數為正，并在1%水平上顯著，說明了上市公司的規模與審計費用正相關，上市公司規模越大，會計師事務所需投入更多的審計資源，則會要求更高的審計回報；MB的系數為正，并在1%水平上顯著，表明上市公司的市值與審計費用正相關，即上市公司市值越大，會計師事務所的審計投入越大，審計費用也更高。其他變量的系數與已有文獻一致。

表5 審計投入與審計服務費用回歸結果

（三）穩健性檢驗

為了驗證以上結論的可靠性，本文進行以下穩健性檢驗。

（1）用其他變量衡量審計質量

參考Chan和Wu（2011）、DeFcmd和Zhang（2014），本文采用財務重述以及非標審計意見作為審計質量的替代變量。如果樣本上市公司當年發生財務重述，或者當年財務報告審計意見為非標審計審計意見，則MAO等于1，否則MAO等于0。另外，按照操控性應計利潤的符號劃分為向上和向下盈余管理兩個子樣本進行回歸。回歸結果表明（限于文章篇幅，穩健性回歸結果略），審計投入的增加能夠顯著降低發生財務重述的概率，審計師出具非標審計意見的概率顯著提高，并且可以抑制正向和負向的盈余管理。表明本文的結論是穩健的。

（2）采用兩階段最小二乘法回歸模型

為了緩解內生性問題，本文采取兩階段最小二乘法回歸模型重新進行回歸分析。因為審計工時具有持續性，上一期審計工時與下一期審計工時密切相關，同時上期審計工時與下期盈余管理和審計費用不相關，本文選擇上一期的審計投入工時作為工具變量。在兩階段最小二乘法估計中，在第一階段用上一期審計工時來估計本期審計投入，再用估計的審計工時帶入第二階段回歸，回歸結果表明，審計工時與盈余管理負相關，與審計費用正相關，與上述研究結論一致。表明本文的研究結論具有穩健性。

五、進一步研究

由于不同的會計師事務所的市場競爭力和品牌效應不同，本文認為其審計投入的產出效應也存在一定差異。因此為了檢驗審計產出效應在不同的會計師事務所之間存在是否存在差異，下文的進一步研究中，在模型中加入審計工時與會計師事務虛擬變量的交叉項，即Effort＊IBig4與Effort＊DBig10，變量含義與上述相同。回歸結果如表6所示，第一列中，Effort的系數為-0.005，t值為-3.07，說明中小會計師事務所增加審計投入在一定的程度上能夠提高審計質量；Effort＊IBig與Effort＊DBig10系數分別為-0.002和0.002，說明國際四大會計師事務所和國內十大會計師事務所與國內中小會計師事務所在審計投入對于審計質量的影響不存在顯著的差異。第二列中，Effort的系數為0.073，t值為10.22，說明中小會計師事務所增加審計投入提高了審計費用，Effort＊IBig與Effort＊DBig10的系數分別為0.112和-0.051，說明增加審計投入帶來審計費用提升的效應，國際四大和國內十大比中小所更顯著，其主要原因在于，相較于中小會計師事務所，大型會計師事務所的審計議價能力和品牌溢價效應更強。

由于我國特殊的市場特征，企業產權性質的不同，會計師事務所也會采取不同的審計策略，因而審計投入的產出效應在國有企業與非國有企業之間也應存在差異。因此，本文在下文的回歸分析中加入了審計工時與企業產權性質的交叉變量，即Effort＊SOE，若樣本屬于國有企業，則SOE為1，否則為0。表6中第3與第4列回歸結果顯示，Effort的系數為-0.005，t值為3.37，說明非國有企業中審計投入的增加能夠提高審計質量；Effort＊SOE估計系數值為0.003，t值為1.83，說明審計投入對審計質量的影響在非國有企業比國有企業更顯著。第4列中，Effort的系數為0.077，t值為7.31，說明在非國有企業中增加審計投入能夠提高審計費用；Effort＊SOE系數為0.031，t值為2.31，國有企業中審計投入增加帶來審計費用上升的效應比在非國有企業中更加顯著，其主要原因在于，國有上市公司的財務報告質量普遍較高，增加審計投入來提高審計質量的空間相對較小，同時，國有企業中特殊的代理問題，又可以使會計師事務所的審計投入獲得更高的審計費用。

表6 進一步回歸結果

此外，本文還研究了在不同規模的上市公司之間，審計投入的產出效應是否存在差異。在回歸模型中加入審計工時與公司規模變量的交叉項，即Effort＊SMALL，當上市公司規模小于樣本的中位數時，則SMALL取1，反之取0。如表6中第5、第6列所示，Effort的系數值為-0.004，t值為-2.73，說明在規模大的樣本組中，增加審計投入可以提高審計質量；Effort＊SMALL系數值為-0.017，t值為-1.55，說明審計投入對審計質量的影響方面，大公司與小公司并沒有顯著的差異。第6列中，Effort的系數為0.167，t值為14.87，說明對于規模相對較大的上市公司，增加審計投入能夠提高審計費用；Effort＊SMALL系數為-0.066，t值為-4.73，審計投入增加帶來的審計費用上升效應，規模較大的上市公司與規模較小的上市公司相比，后者明顯弱于前者，其主要原因可能在于，上市公司規模較小，在面對法定審計要求時，其議價能力相對較弱。

六、結論

本文運用我國審計工時數據，實證分析了審計投入的產出效應。研究結果發現，增加審計投入可以顯著提高審計質量，也能顯著提高審計費用，即審計工時與審計質量和審計費用均存在正相關關系。穩健性檢驗中，采用多種變量衡量審計質量及多種模型歸回時，研究結論依然成立，說明本文的研究結論具有穩健性。在進一步的研究中發現，審計投入對審計費用的影響程度在不同規模的事務所中存在差異，在規模較大的事務所比小所影響更明顯；審計投入的產出效應在不同規模和不同產權性質企業中也存在顯著的差異性。本文的研究結論為會計師事務所的審計投入與產出提供了理論與經驗支持，也為會計師事務所提高審計效率提供了重要的參考意義。據此，會計師事務所可以根據不同審計項目以及客戶的不同需求，合理安排審計投入，在合理保證審計質量的前提下，收取與審計投入相符合的審計費用。