董事会的独立性\盈余管理\审计质量对审计收费的影响
董事会的独立性盈余管理审计质量对审计收费的影响
一、http://Www.LWlm.cOm引言
国外从20世纪80年代初就开始了审计收费的实证研究。这方面的研究最初是从研究审计定价的影响因素开始的。随着研究的深入，逐渐发展到对“低价揽业”（low-balling）问题，非审计服务收费对审计独立性影响等方面的研究。在公司治理方面主要是研究公司治理结构与审计收费之间的关系，如董事会特征与审计收费之间的关系等。这些方面西方学者都有过实证研究。自2001年由中国证监会发布的《公开发行证券的公司信息披露规范问答第6号——支付给会计师事务所报酬及其披露》为国内学者实证研究审计定价提供了契机。在我国上市公司审计定价中，审计定价是由哪些因素决定的，如何合理确定审计收费，越来越受到公众的广泛关注。 二、研究设计 （一）研究假设Carcello（2002），Griffin，Lont&Sun（2008）研究结果显示董事会独立性与审计费用之间是正相关的 。而Kalbers 假设1：审计收费与董事会独立性不相关 伍利娜（2003）基于simunic审计收费影响因素模型，研究发现公司净资产收益率（ROE）出于“保牌”区间与上市公司年度审计费用显著相关。刘运国、麦剑青和魏哲妍（2006）利用2003年我国沪深两市1183家上市公司的截面数据，研究结果发现审计费用在一定程度上与盈余管理正相关，审计费用与调减收益的盈余管理显著正相关，而与调增的盈余管理正相关但不显著。本文认为，盈余管理通过会计政策选择使企业自身利益或企业市场价值达到最大化的行为。这些动机是基于报告盈余基础上的。盈余管理的动机越强烈，会计事务所面临的诉讼风险越大，若事务所考虑了盈余管理的这种风险，则审计费用就高。所以假设： 假设2：审计收费与盈余管理之间正相关 假设3：审计收费与审计质量正相关 （二）样本选取和数据来源 考虑到2008年发生金融危机，很多公司经营困难，业绩下降，这使得管理层增加了盈余管理的动机，而同时很多会计师事务由于客户经营遇到困难而降低了审计收费，所以会对结果的显著性产生影响，本文选取金融危机爆发前的2005年至2007年A股上市公司为研究选样的对象，考虑到数据的可比性和研究的需要，选样遵循以下原则:剔除金融类上市公司，这主要是考虑到金融业企业在财务状况、经 （三）变量定义 本文选取变量如下：（1）被解释变量。选取AF（上市公司支出给会计师事务所的审计费用的自然对数）为被解释变量。（2）解释变量。第一，董事会独立性。选取BODING（上市公司董事会中独立董事所占的比例）为董事会独立性的替代变量。第二，盈余管理。国内外大量研究表明，截面Jones 模型估计出的操纵性应计利润能够有效地衡量公司盈余管理的程度，采用修正琼斯模型来度量盈余管理。NDAi=α（1/Ai）+β（△REVi-△RECi）/Ai+γ（PPEi/Ai）；ETAi=α（1/Ai）+β（△REVi-△RECi）/Ai+γ（PPEi/Ai）+ei；DAi=ETAi-NDAi。其中，NDAi为经过上期期末总资产调整后的公司i的非操纵应计利润，△REVi是公司i本期末主营业务收入与上期末主营业务收入差额，△REVi是公司i本期末应收账款与上期末应收账款的差额，PPEi为公司i本期末厂房设备等固定资产价值，Ai是公司i上期期末总资产，ETAi是经过上期末总资产调整后的期望总应计利润，由以下公式得出：ETAi=TAi/Ai；TAi=NIi-CFOi。其中，其中NIi为公司i当年净利润，CFOi为公司i当年经营活动现金流量净额。Francis、Maydew 和Sparks（1999）指出，在不能明确预测盈余管理是将利润做高还是做低时，使用操纵性应计利润的绝对值衡量盈余管理更为合适，因此使用经过上期末总资产调整后的操纵性应计利润的绝对值ADAi来衡量公司盈余管理程度。第三，审计质量。通常，“四大”等被用来作为事务所品牌和审计质量的替代变量。big41为虚拟变量，如果会计师事务所为国际四大，则取1，否则取0。（3）控制变量。本文在以往类似研究的基础上选取了控制变量。发现公司规模在实证研究中解释性最强，认为公司规模与审计定价正相关（Simunic，1980；Francis，1984； Cobbin，2002，伍利娜，2003），因此用总资产的对数作为公司规模的变量。当年是否增发股票也会影响审计定价（Hay，Knechel&Wong，2006），而且验证二者之间为正相关关系。Palmrose（1986）认为审计意见对审计定价也是有影响的，邱从龙（2008）把审计意见分为三种类型即标准无保留意见、非标准无保留意见，非标准审计意见类型与审计费用正相关。先前学者一致认为组织复杂性对审计费用是显著正相关的，组织越复杂其审计费用越高，组织的复杂性通过控股公司数量的平方根来表示（Mitra，Hossain&Deis，2001；王平心、李补喜，2005）。公司上一年度的亏损和资产回报率（ROA）作为审计风险的衡量，并影响审计收费（Simunic，1980；Cham，Ezzamel&Gwillian，1993；伍利娜，2003），其与审计定价正相关。王小平和余谦（2004）研究表明LEV（流动资产占总资产http://Www.LWlm.cOm的比率）与审计定价正相关；蔡吉甫（2007）发现公司CUR（资产负债率）与审计定价正相关。根据上述分析，选取控制变量如下：SIZE为公司年末资产总额的自然对数；rem2为虚拟变量，如果上市公司当年审计报告为非标准意见，则取1，否则取0；SQSUB为上市公司控股子公司数量的自然对数；po为虚拟变量，如果上市公司当年发行股票，则取1，否则取0；LEV为上市公司年末负债总额与总资产的比值；CUR为上市公司年末流动资产占总资产的比率；loss2为虚拟变量，如果上市公司上一年度亏损，则取1，否则取0；ROA为上市公司年末资产收益率。 三、实证结果分析 （一）描述性统计 （表1）描述性统计数据。从表中可以看出，取了绝对值后ADA的均值为0.0737，标准差为0.0717。董事会中独立董事比例平均为35.13%。样本公司中由四大国际会计师事务所审计的占比例为5.6%，获得非标准意见的公司比例为9.8%。 （二）相关性分析 （表2）是有关变量的Pearson相关分析。从整体看， 检验模型中的自变量之间不存在共线性问题。 此外，考虑到董事会独立性（BODING）未能通过显著性检验，而盈余管理（ADA）和审计质量（big41）的显著性水平都不高，借鉴Larcker&Richardson（2004）指出的，调查更均匀的子样本以对被观察的对象作进一步的调查。因此，在考虑公司规模的大小的情况下进一步探讨这个问题。参照以往的文献（Larcker&Richardson，2004；Reynolds&Francis，2001）分析了规模效应。并以资产的中位数为准，将样本分为大规模和小规模两组，结果见（表4）。结果表明，两个样本的回归结果有所不同http://Www.LWlm.cOm。对于大规模公司，盈余管理在1%的水平上与审计收费显著正相关，而对于小规模公司，只在10%的水平上与审计收费显著正相关。董事会的独立性对于大规模公司和小规模公司仍然均不显著。审计质量似乎只对小规模公司显著，而对大规模公司并不显著，这与Francis&Stokes（1986）对澳大利亚的研究结果一致，表明审计质量似乎与被审计公司的规模有关系。 四、结论 通过对上述模型的多元回归分析以及细分样本后的回归分析，可以发现，盈余管理与审计收费之间有显著的正相关关系，这与前面的假设是相符的。董事会的独立性对于整体样本、大规模公司和小规模公司仍然均不显著，说明我国独立董事并没有很好的履行自身的职责，很大程度上仍然是为了达到法律要求而设立的 “花架子”，并没有肩负起监督和指导上市公司的职责。审计质量似乎只对小规模公司显著，而对大规模公司并不显著，本文认为有两方面的原因：一是由于四大和国内大型事务所对大规模公司的审计市场争夺激烈，因而四大采取了降低收费的策略，所以表现为与审计收费没有显著关系；二是经过多年发展，国内大型会计师事务所在对大规模公司的审计上与国际四大的审计质量没有明显差异，所以四大不存在明显的溢价，而对小规模公司，国内事务所在审计时没有像国际四大一样严格执行审计程序，因而四大仍然表现出较高的审计质量并取得审计收费的溢价。但总的来说，四大仍然有显著的审计收费的溢价。董事会独立性的启示是，仍需要继续改进董事会中独立董事的职能，从具体制度入手，完善http://Www.LWlm.cOm上市公司独立董事制度，健全公司治理结构，使独立董事愿意并且能发挥自己作为独立董事的职能，而不是沦为一个摆设。对“国际四大”的研究结果显示，中国的会计师事务所要敢于同“国际四大”展开竞争，推广诚信制度，树立品牌意识，提高自身的审计质量。本文的局限一是数据的缺陷。由于只选取了2005年至2007年3年的数据，所以代表性仍然不强，还有待大样本数据的检验。二是对修正Jones模型的运用，对于修正Jones模型在多大程度上反映中国公司的操纵性应计利润，是否需要做更适应中国具体国情的改进也有待检验。三是对上市公司盈余管理的分析，中国上市公司的盈余管理除了通过操纵性应计利润之外还有其他各种方式本文都未能反映出来。