審計定價中的博弈效應估算

劉靖宇（副教授），羅少芳（副教授），朱衛東（博士生導師）

一、引言

審計定價問題是學者們長期關注的熱點問題。定價決策會影響審計獨立性和審計質量，并最終對目標企業財務報告可信度產生影響[1]。已有文獻多基于審計服務市場完美信息假說，對審計定價影響因素展開研究，主流觀點認為審計定價主要由審計成本、風險溢價和行業利潤三部分構成[2]。因為審計服務市場正常行業利潤相對穩定，所以學術界圍繞審計成本和風險溢價的影響因素展開深入研究，認為審計業務規模[3，4]、固有風險[4，5]、經營風險[3，6]、財務風險[7，8]、內部控制風險[6，9]、訴訟風險[10]、監管風險[11]、會計師事務所變更[11，12]、會計師事務所聲譽[3，4]、審計意見類型[3，11，13]、產權性質[11，13]和股權集中度[4，14]等因素對審計定價有顯著影響。

然而，現實中審計服務市場并不符合完全信息假說，存在較為突出的信息不對稱問題，即審計定價除受審計成本、風險溢價和行業利潤的影響，還受信息不對稱問題影響。在信息不對稱的環境中，審計服務買賣雙方會圍繞審計定價展開博弈，賣方（會計師事務所）會利用自身博弈優勢最大限度地侵占買方剩余，并據此推高審計定價，即會計師事務所剩余侵占效應；買方（企業）則利用自身博弈優勢最大限度地侵占賣方剩余，并據此壓低審計定價，即企業剩余侵占效應；最終審計定價被推高還是壓低則取決于買賣雙方何者剩余侵占能力更強。會計師事務所和企業剩余侵占效應對審計定價的影響，是本文關注的問題，具體從三個方面展開：會計師事務所和企業剩余侵占效應對審計定價影響的性質與大小；會計師事務所和企業綜合剩余侵占效應對審計定價影響的性質與大小；剩余侵占效應在會計師事務所和企業不同特征維度上的差異性。

二、理論分析

基于完全市場信息假說，Simunic[3]采用美國上市公司樣本數據，實證研究了公司規模、子公司數、行業類別、國外資產占比、存貨項目占比、應收賬款項目占比、總資產利潤率、盈虧狀態、審計意見類型、時間效應、會計師事務所審計服務年限和會計師事務所規模等因素對審計收費規模的影響，并開創性地構建了審計定價理論模型，其數學形式如下：

式（1）中，E（u）代表完全市場信息環境中的審計收費規模，Q代表會計師事務所提供審計服務時投入的資源數，α代表單位審計資源消耗成本率，β代表行業平均利潤加成率，E（θ）代表審計失敗發生的概率，γ代表會計師事務所因審計失敗而必須承擔的懲罰性成本。此外，會計師事務所還會因審計失敗而蒙受信譽損失，η代表會計師事務所為恢復本部分信譽損失而形成的成本支出。

關于審計成本（αQ）和審計定價［E（u）］。審計成本主體上取決于審計業務規模和復雜程度，審計規模越大，審計工作所需人財物投入越多，成本隨之增加，審計定價越高，其代理變量設為企業總資產的自然對數[3，11，13]。企業被出具有保留字段審計意見時，其所涉重大審計事項越多，審計測試和審計程序越多，審計定價越高[3，4，11]。審計服務市場存在“低價攬客”，企業會通過變更會計師事務所獲得審計定價折讓，所以會計師事務所變更會降低審計定價[15]。股權集中度高的企業內部委托代理沖突更為嚴重，其對外部審計質量依賴度更高，而高質量審計服務的成本也更高，審計定價自然更高[14]。審計業務復雜度高會加大審計失敗發生的概率，會計師事務所為避免審計失敗會增派經驗豐富的審計師，投入更多人財物等審計資源，審計定價隨之上升[3，16]。

關于審計風險補償［（γ+η）E（θ）］和審計定價［E（u）］。審計風險于實踐中無法直接被觀測，故學術界常用系列風險特征加以刻畫，具體包括固有風險、經營風險、財務風險、內部控制風險、訴訟風險、監管風險。會計師事務所面臨審計風險水平越高，審計失敗概率越大，蒙受經濟和信譽損失可能性越大，所以會計師事務所為避免審計失敗會派遣經驗更豐富的審計師、配備更充分的人財物、執行更多審計測試和程序，審計定價勢必隨之提高[3，5-8，10，11]。聲譽好的會計師事務所能向資本市場傳遞“優質信息”信號，其會據此要求“聲譽溢價”，但其也會因瀆職行為而受到“嚴重懲罰”[17]，所以會更加注重審計投入、維護自身聲譽、規避審計風險，審計定價因此更高[3]。國有企業更易獲得政府補貼、低息貸款和優質資產注入等，加之具有多重社會責任擔當精神，從而弱化其財務舞弊可能性，降低審計風險，所需審計投入變少，審計定價隨之降低[11，13]。

無論是Simunic[3]開創性地構建審計定價理論模型，還是學術界后續對該審計定價理論模型的不斷完善，大多都基于審計服務市場完全信息假設。然而，實踐中的審計服務市場并不符合完全信息假設，審計服務買賣雙方還會圍繞審計定價展開博弈[18，19]。據此將信息不完全審計服務市場中的審計定價（AF）定義為如下數學形式：

我國審計服務市場整體表現為買方壟斷特征，但對上市企業而言并非完全如此。據統計，近五年為3000多家上市企業提供審計服務的會計師事務所僅維持在40家左右，即高品質審計服務市場亦呈現出賣方壟斷特征，這使會計師事務所同樣擁有較強議價能力。雙方侵占剩余多少主要取決于各自博弈能力強弱、企業預期審計定價上限和會計師事務所預期審計定價下限。博弈能力強弱取決于主體持有審計服務定價相關私有信息數量。

三、研究設計

（一）計量模型設定

放寬審計服務市場完全信息假說后，審計定價構成包括基準定價、會計師事務所剩余侵占效應和企業剩余侵占效應，其中會計師事務所剩余侵占行為對審計定價產生正向效應，企業剩余侵占行為對審計定價產生負向效應，即會計師事務所和企業的剩余侵占效應對審計定價產生雙邊影響。依據雙邊隨機邊界分析思想，將理論模型（3）轉換為如下計量模型[20]：

式（5）中，?（ci）代表標準正態累積分布函數，φ（hi）代表標準正態分布概率密度函數。其他參數數學含義如下：

使用極大似然法對雙邊隨機邊界模型實施估計時，需要先推導得出其對數似然函數。假設樣本容量為n，雙邊隨機邊界模型的對數似然函數表達式為：

式（7）中，ρ=［θ，σv，σu，σw］'，利用對數似然函數極化條件，可獲得參數ρ的估計量。若將會計師事務所侵占剩余和企業侵占剩余的條件分布分別記為f（wi|εi）和f（ui|εi），其估計量表達式可表示為：

在式（8）和（9）中，λ=1/σu+1/σw，進一步可推導出會計師事務所侵占剩余wi和企業侵占剩余ui的條件期望，其數學估計式為：

依據式（10）和式（11），將凈剩余表示為如下數學形式：

式（6）中的σu項僅存于參數ai和ci的表達項中，而σw項僅存于參數bi和hi的表達項中，所以σu和σw可識別和估計。在后續回歸估計中，無需先驗地確知會計師事務所侵占剩余和企業侵占剩余的大小，完全交由模型回歸結果決定，這正是本文所采用方法優于傳統審計定價分析方法之處。

（二）變量定義

本文采用雙邊隨機邊界模型估算審計定價中的剩余侵占效應。基本思路如下：在主模型中系統控制審計定價的影響因素后，在模型復合干擾項中捕捉剩余侵占效應的信息，并對其實施定量估算。與前期研究保持一致，本文將被解釋變量設定為審計費用，將解釋變量設定為業務規模、業務復雜度、固有風險、經營風險、財務風險、內部控制風險、訴訟風險、監管風險、事務所變更、事務所聲譽、審計意見類型、產權性質、股權集中度、行業虛擬變量、地區虛擬變量和時間虛擬變量，主要變量定義列于表1中。

表1 變量定義

（三）樣本選取和數據來源

本文以滬深兩市A股上市企業為研究對象，相關變量原始數據來源于國泰安數據庫和萬得數據庫。同時對研究樣本做出如下處理：①剔除金融類樣本企業；②剔除2006年及其以前各期樣本，將樣本時間序列設定為2007～2019年；③為避免樣本數據離群值因素對研究產生不利影響，在1%和99%兩個分位點對樣本數據進行縮尾處理。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2為主要變量的描述性統計結果。連續型變量的描述性統計結果顯示：被解釋變量和其他連續型解釋變量的平均值和中位數都較為接近，且其標準差都比較小，說明連續型變量經過取自然對數平滑操作和縮尾處理后，各變量數值不存在明顯離群值現象，可用于后續實證分析。離散型變量的描述性統計結果顯示：盈虧狀態平均值為0.095，說明有9.5%的樣本企業處于虧損狀態；警戒負債率平均值為0.108，意味著有10.8%的樣本企業資產負債率超過國資委定義的負債警戒線，即其負債率過高；內控缺陷平均值為0.235，說明有23.5%的樣本企業存在內部控制缺陷；重大訴訟平均值為0.165，表明有16.5%的樣本企業涉及重大訴訟問題；重大違規的平均值為0.097，意味著有9.7%的樣本企業發生了重大違規并受到處罰；變更事務所變量平均值為0.130，說明有13.0%的樣本企業變更了事務所；事務所聲譽平均值為0.056，表明有5.6%的樣本企業聘用聲譽較好的“國際四大”事務所；審計意見類型平均值為0.043，即有4.3%的樣本企業被會計師事務所出具了有保留字段的審計意見；產權性質平均值為0.385，表明有38.5%的樣本企業為國有企業。這些虛擬變量標準差均比較小，說明這些離散型變量不存在明顯離群值現象，同樣可用于后續實證分析。主要解釋變量的方差膨脹因子都比較小，說明核心解釋變量間不存在明顯共線性問題，避免了共線性問題導致的估計偏誤和統計推斷不可靠問題。

表2 主要變量描述性統計

（二）雙邊隨機邊界模型回歸結果與分析

表3匯報了雙邊隨機邊界模型的回歸結果，其中模型（1）為基于最小二乘法的普通線性模型回歸結果，模型（2）～（5）為雙邊隨機邊界模型的回歸估計結果。模型（2）施加約束為Lnσw=Lnσu=0，即假設事務所和企業剩余侵占效應均不存在；模型（3）施加約束為Lnσw=0，Lnσu≠0，即假設會計師事務所剩余侵占效應不存在，但企業剩余侵占效應存在；模型（4）施加約束為Lnσw≠0，Lnσu=0，即假設會計師事務所剩余侵占效應存在，但企業剩余侵占效應不存在；模型（5）未施加任何約束，即假設會計師事務所剩余侵占效應和企業剩余侵占效應都存在。與模型（2）～（4）相比，模型（5）似然值最大，說明模型（5）設定形式最佳。所以本文后續將基于模型（5）展開相關實證研究。

表3 雙邊隨機邊界模型回歸結果

模型（5）回歸估計結果顯示：SIZE在1%的水平上對審計定價有顯著正向影響，即業務規模越大，審計定價越高；CNUM在1%的水平上對審計定價有顯著正向影響，即業務復雜度越高，審計定價越高；NV和REV均在1%的水平上對審計定價有顯著正向影響，說明審計業務固有風險越高，審計定價越高；NPRO在1%的水平上對審計定價有顯著正向影響，表明企業經營風險越高，審計定價越高；LQUI在1%的水平上對審計定價有顯著負向影響，LEV在1%的水平上對審計定價有顯著正向影響，說明企業財務風險越高，審計定價越高；INTC在1%的水平上對審計定價有顯著正向影響，說明企業內部控制風險越高，審計定價越高；LITI在1%的水平上對審計定價有顯著正向影響，意味著企業訴訟風險越高，審計定價越高；VIO在1%的水平上對審計定價有顯著正向影響，意味著企業監管風險越高，審計定價越高；ACH在1%的水平上對審計定價有顯著負向影響，表明在審計服務市場中，局部存在通過變更事務所壓低審計定價的現象；BIG4在1%的水平上對審計定價有顯著正向影響，表明事務所聲譽越好，審計定價越高；OPIN在1%的水平上對審計定價有顯著正向影響，說明事務所對企業出具有保留字段審計意見時，審計定價越高；STAT在1%的水平上對審計定價有顯著負向影響，表明國有企業審計定價顯著更低；HHI5在1%的水平上對審計定價有顯著正向影響，表明股權集中度越高，審計定價越高。上述因素對審計定價影響的性質和顯著性，與前期主流研究文獻的結論基本一致。

（三）雙邊隨機邊界模型回歸結果的穩健性檢驗

雙邊隨機邊界模型中核心解釋變量的選取，均參考前期主流研究文獻，結果顯示核心解釋變量對審計定價影響的性質與顯著性均同主流研究文獻一致，故對應實證結論具有穩健性和可靠性。但不同文獻關于時間效應、行業效應和地區效應的控制不盡相同，加之對應虛擬變量眾多，容易影響回歸結論的穩健性，故據此檢驗模型回歸結果的穩健性，檢驗結果列于表4中。

表4 雙邊隨機邊界模型回歸結果的穩健性檢驗

模型（5）～（8）分別對應不同設定形式，其中模型（5）同時控制了時間虛擬變量、行業虛擬變量和地區虛擬變量，而模型（6）未控制時間虛擬變量、行業虛擬變量和地區虛擬變量，模型（7）僅控制了時間虛擬變量，模型（8）僅控制了時間虛擬變量和行業虛擬變量。回歸結果顯示，前核心解釋變量對審計定價影響的性質和顯著性，并未因為時間效應、行業效應和地區效應控制不同而分異，這表明模型（5）的研究結論具有穩健性。而且對比模型（5）～（8）的似然值不難發現，模型（5）的似然值最大，即模型（5）設定形式亦為最佳，這進一步支持采用模型（5）開展后續相關分析的結論。

（四）剩余侵占機制分析和方差分解結果

表5報告了審計定價中的剩余侵占機制和方差分解結果。剩余侵占機制分析結果顯示：會計師事務所侵占剩余的期望為0.258，企業侵占剩余的期望為0.186，可見會計師事務所剩余侵占水平高于企業剩余侵占水平。方差分解結果顯示：復合隨機干擾項方差值為0.152，其中會計師事務所侵占剩余項和企業侵占剩余項方差合計占比為66.489%，說明會計師事務所和企業的剩余侵占效應對審計定價有重要影響；會計師事務所侵占剩余項方差貢獻為65.861%，企業侵占剩余項方差貢獻為34.139%，進一步說明會計師事務所剩余侵占水平高于企業剩余侵占水平。

表5 審計定價中的剩余侵占機制和方差分解結果

（五）剩余侵占效應的估算結果與分析

表6匯報了審計定價中剩余侵占效應的估算結果。平均水平上，會計師事務所剩余侵占效應推高了審計定價，致使審計定價高出基準定價約20.457%；企業剩余侵占效應壓低了審計定價，使審計定價高出基準定價約15.654%；會計師事務所侵占剩余在1%顯著性水平上高于企業侵占剩余，即會計師事務所獲得凈剩余，終使審計定價高出基準定價約4.803%，這驗證了前述理論分析中的研究假說。

表6 審計定價達成中的剩余侵占效應估算結果

圖1為會計師事務所侵占剩余和企業侵占剩余的頻數分布，直觀地呈現了會計師事務所侵占剩余和企業侵占剩余的分布特征：①會計師事務所侵占剩余和企業侵占剩余均呈現出右向拖尾特征，表明僅有少數會計師事務所或企業在剩余侵占中處于絕對優勢地位，并因此侵占對方全部或絕大部分預期剩余；②會計師事務所侵占剩余在中高分位點分布更加集中，而企業侵占剩余在低分位點分布更趨集中，表明會計師事務所侵占剩余總體上高于企業侵占剩余，最終會計師事務所獲得凈剩余，審計定價因此總體上被推高。

圖1 會計師事務所侵占剩余和企業侵占剩余的頻數分布

圖2為凈剩余的頻數分布，直觀地呈現了會計師事務所和企業的綜合剩余侵占效應的分布特征：①多數樣本集中于凈剩余的零軸線附近，可見對于多數樣本而言，會計師事務所和企業的剩余侵占效應相當；②凈剩余零軸線右側的樣本數多于左側樣本數，其中右側樣本數占比為60.979%，左側樣本數占比為39.021%，說明會計師事務所總體剩余侵占水平高于企業剩余侵占水平，會計師事務所獲得凈剩余，最終總體上推高了審計定價。

圖2 凈剩余的頻數分布

（六）剩余侵占效應的異質性分析

1.基于企業特征的剩余侵占效應異質性和成因分析。基于企業特征的剩余侵占效應異質性分析結果列于表7中。

（1）同小規模企業相比，大規模企業平均剩余侵占水平顯著更高，即大規模企業將審計定價壓低幅度顯著更大；大規模企業被會計師事務所侵占凈剩余顯著更少，表明大規模企業的審計定價被會計師事務所推高凈幅顯著更小。這是因為大規模企業具有審計業務方面的規模優勢，據此形成比小規模企業更強的議價能力。

（2）同業務復雜度低企業相比，業務復雜度高企業平均剩余侵占水平顯著更高，即業務復雜度高企業將審計定價壓低幅度顯著更大；業務復雜度高企業被會計師事務所侵占凈剩余顯著更少，表明業務復雜度高企業的審計定價被會計師事務所推高凈幅顯著更小。究其原因：當企業業務復雜度高時，企業作為內部人持有更多關于審計業務的“私有信息”，使其于博弈中更為占優，據此形成更強的剩余侵占能力。

（3）同固有風險、經營風險、財務風險低企業相比，固有風險、經營風險、財務風險高企業的平均剩余侵占水平顯著更低，即此類企業將審計定價壓低幅度顯著更小；固有風險、經營風險、財務風險高企業被會計師事務所侵占凈剩余顯著更多，意味著此類企業的審計定價被會計師事務所推高凈幅顯著更大。因為固有風險、經營風險、財務風險高企業常常更注重合意審計意見的達成，以促進實現既定的籌融資目標等，而非積極參與審計定價博弈，從而削弱了此類企業的剩余侵占能力。

（4）同內控風險低企業相比，內控風險高企業平均剩余侵占水平顯著更高，即內控風險高企業將審計定價壓低幅度顯著更大；內控風險高企業被會計師事務所侵占凈剩余顯著更少，表明內控風險高企業審計定價被會計師事務所推高凈幅顯著更小。這是因為，當內部控制存在重大缺陷，企業會計信息質量較差時，企業作為內部人持有更多審計業務方面的“私有信息”，據此形成更強的剩余侵占能力。

（5）同訴訟風險或監管風險低企業相比，訴訟風險或監管風險高企業平均剩余侵占水平顯著更高，即此類企業將審計定價壓低幅度更大；訴訟風險或監管風險高企業被會計師事務所侵占凈剩余顯著更少，說明此類企業審計定價被會計師事務所推高凈幅顯著更小。因為訴訟風險和監管風險屬于事后可觀測風險，即法院、仲裁機構或監管部門未對外公開披露相關信息之前，且會計師事務所和企業間未發生合謀情況下，企業為獲得合意審計意見而傾向于模糊會計信息，使會計師事務所無法事先掌握全部信息，企業憑借內部人身份持有更多審計業務方面的“私有信息”，并據此形成比訴訟風險或監管風險低企業更強的剩余侵占能力。

（6）同民營企業相比，國有企業平均剩余侵占水平顯著更高，即國有企業將審計定價壓低幅度顯著更大；國有企業被會計師事務所侵占凈剩余顯著更少，意味著國有企業審計定價被會計師事務所推高凈幅顯著更小。因為國有企業控股方為政府，其審計定價受政府相關部門多重監管，以及相關制度的嚴格規范，使其審計定價更趨規范和透明，這一方面使國有企業決策者在審計定價博弈中更趨履職盡責，另一方面使國有企業剩余侵占空間得以拓展。

（7）同股權集中度低企業相比，股權集中度高企業平均剩余侵占水平顯著更高，即股權集中度高企業將審計定價壓低幅度更大；股權集中度高企業被會計師事務所侵占的凈剩余顯著更少，意味著股權集中度高企業審計定價被會計師事務所推高凈幅顯著更小。在股權集中度高企業中，股權集中在少數大股東手中，大股東所受制衡較小，其決策權力更大，決策效率和管理效率因此更高，這有助于提高企業參與審計定價博弈的能力和效率。

2.基于會計師事務所特征的剩余侵占效應異質性和成因分析。基于會計師事務所特征的剩余侵占效應異質性分析結果列于表7中。

表7 基于企業特征和事務所特征的剩余侵占效應異質性統計

（1）同續聘會計師事務所相比，新聘會計師事務所的平均剩余侵占水平顯著更低，即新聘會計師事務所將審計定價推高幅度顯著更小；新聘會計師事務所最終侵占企業凈剩余顯著更少，說明新聘會計師事務所將審計定價推高凈幅顯著更小。因為同續聘會計師事務所相比，新聘會計師事務所持有審計業務方面的“私有信息”數更少，其剩余侵占能力因此被削弱。

（2）同聲譽普會計師通事務所相比，聲譽好會計師事務所的平均剩余侵占水平顯著更高，即聲譽好會計師事務所將審計定價推高幅度顯著更大；聲譽好會計師事務所侵占凈剩余顯著更多，表明聲譽好會計師事務所將審計定價推高的凈幅顯著更大。因為聲譽好會計師事務所的審計行業服務經驗更為豐富，對審計行業相關信息掌握更趨完備，這有助于強化聲譽好會計師事務所的剩余侵占能力。

（3）同出具標準無保留字段意見會計師事務所相比，出具有保留字段意見會計師事務所的平均剩余侵占水平顯著更低，即出具有保留字段意見的會計師事務所將審計定價推高幅度顯著更小；出具有保留字段意見的會計師事務所侵占的凈剩余顯著更少，意味著出具有保留字段意見的會計師事務所最終將審計定價推高凈幅顯著更小。因為被出具有保留字段意見企業的會計信息質量常常相對較差，會計師事務所作為外部人持有審計業務方面的“私有信息”數變少，這削弱了會計師事務所的剩余侵占能力。

五、結論與展望

（一）研究結論

本文以2007～2019年滬深兩市A股上市企業為研究對象，定量估算審計定價中的剩余侵占效應，并實證分析這一效應的異質性。研究發現：①會計師事務所和企業的剩余侵占效應對審計定價具有重要影響，在審計定價無法獲得解釋的隨機擾動中，會計師事務所和企業剩余侵占項的方差合計占比高達66.489%，可見雙方最終博弈效應對審計定價有重要影響；②會計師事務所剩余侵占效應強于企業剩余侵占效應，綜合凈效應表現為會計師事務所獲得凈剩余，最終將審計定價推高了約4.803%；③博弈效應對審計定價影響并非呈均勻態特征，而是于企業特征維度和會計師事務所特征維度呈現出顯著異質性。

（二）政策啟示

上述研究結論對確定合理審計收費水平具有重要啟示。在信息不對稱環境中，會計師事務所和企業的剩余侵占行為對審計收費產生雙邊效應，故在審計收費決定過程中：一方面，要重視剩余侵占凈效應導致的正向異常審計收費問題，同時亦不能忽視剩余侵占效應偶爾導致的負向異常審計收費問題；另一方面，關注剩余侵占凈效應導致的異常審計收費問題時，還要充分考慮這一效應于審計定價主體不同特征維度上的異質性，據此制定差異化定價策略，確保針對不同個體制定出合理的審計收費標準。

在信息不對稱環境中，針對我國上市企業層面的審計服務市場而言，綜合凈博弈效應主體表現為推高了審計定價。為避免由此導致過多審計收費冗余，一方面，審計服務監管部門應聯合上市企業監管部門，建立健全審計服務檔案管理制度，并構建開放性審計服務信息系統披露平臺，要求會計師事務所全面披露審計服務事前、事中和事后信息，減少會計師事務所私有信息持有數，不斷弱化會計師事務所通過博弈推高審計定價的能力。另一方面，上市企業監管部門亦應進一步建立健全企業信息披露制度，促使企業保證原始會計信息披露質量，并更系統地披露內部控制等信息，減少企業私有信息持有數，不斷削弱企業通過博弈壓低審計定價的能力。總之，監管部門不可過于依賴會計師事務所和企業的自律性，需通過上述措施緩解審計服務市場中信息不對稱問題，不斷克服博弈效應導致的審計定價偏移問題。

（三）研究展望

在審計服務市場信息不完全環境中，會計師事務所和企業會圍繞審計定價展開博弈，但博弈均衡往往并非經過一次博弈行為即可達成，而是通過系列動態博弈過程最終達成。而本文并未深入分析圍繞審計定價的動態博弈過程。在后續研究中，擬圍繞審計定價構建動態博弈模型，同時探索構建與其匹配的計量模型，動態估計不同博弈階段的會計師事務所剩余侵占效應和剩余侵占效應，并據此動態定量分析會計師事務所和企業博弈行為對審計定價產生的影響。

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