審計定價、盈余質量與董事會獨立性：來自中國資本市場的經驗證據

○李朝暉

（湖北經濟學院 湖北 武漢 430074）

無論是在學術界、實務界還是在監管層，審計定價與盈余質量、董事會獨立性之間的經驗關系都是一個倍受關注的重要課題。雖然早期很多文獻對審計定價和審計師行為做出過研究，但所提供的經驗證據并不一致。在中國的制度背景下，以2008—2010年深滬兩市的上市公司作為研究樣本，本文實證檢驗了審計定價、盈余質量和董事會獨立性之間的關系，試圖就這一問題提供更具說服力的經驗證據。

一、研究假設的提出

1、盈余管理與審計定價

獨立審計是上市公司用來降低代理成本的主要監督機制。大量研究表明公司具有管理其盈余的動機，審計的價值則在很大程度上體現在其降低會計信息錯報能力的高低。Watts和Zimmerman（1983）將審計質量定義為偵測和報告財務報表錯報的聯合概率，而該聯合概率與審計獨立性相關。Hanen和Watts（1997）的研究表明審計質量可能在公司與審計師之間策略性的互動中形成。因此，審計師的客觀性和獨立性可能影響到審計收費的高低。早期的文獻已表明公司與審計師之間經濟聯系的強弱將對審計質量產生顯著的影響。

現有證據表明在一個競爭性的市場上審計收費水平在一定程度上反映了審計師的努力水平以及法律風險的高低，這就使得在公司盈余有可能被高估的情況下檢驗審計定價與審計質量之間的關系將變得非常困難，在會計盈余可能被過度高估的中國資本市場上開展這一研究因而具有格外重要的意義。然而，Simunic（1984）關于審計失敗和聲譽損失相關成本的發現表明與客戶之間的社會性互動可能會妨礙審計師的公正性，因此，與客戶的密切接觸可能導致審計師產生“自我服務偏差”或者道德誘惑，也就是說，審計師與客戶之間的密切互動以及共同經濟利益的制度背景可能損害審計師的獨立性。因此，雖然上市公司可能存在盈余管理，但它并不會對審計收費產生直接的影響。總之，雖然在理論上和經驗上有關審計定價和盈余質量之間關系的理解仍然存在著分歧，但市場投資者以及政府監管部門已越來越多地關注這一關系。為了對這一關系做出進一步檢驗，本文提出如下假設：

假設1：審計定價與盈余管理之間存在顯著的正相關關系，也就是說，盈余質量更差的公司往往具有更高的審計收費。

2、董事會獨立性與審計定價

高質量的董事會往往能夠降低財務報告舞弊的發生概率，以及針對上市公司的盈余操縱行為啟動更為頻繁的調查行動。許多早期的文獻已發現更好的公司治理往往意味著上市公司具有更高的運營績效和市場業績，也有經驗證據表明董事會中的外部獨立董事能夠提高股東財富以及降低財務報告舞弊。Cotter et al.（1997）提供的證據表明董事會獨立性與股東利益之間正相關。Carcello et al.（2002）認為董事會與審計服務之間的聯系可能是正式，也可能是非正式的。所謂正式的，是指董事會和管理層根據股東會的決議來選擇審計師，并進一步評估審計范圍以及審計收費的合理性。所謂非正式的，是指高質量的董事會往往對審計師提出更高的要求，審計師因此通過提供高質量的審計服務對此做出反應，以便滿足客戶的要求。也有研究表明董事會通過購買高質量審計來保護其聲譽資本，從而避免因為公司業績的低下而承擔法律責任，最終保護股東利益。因此，高質量的董事會可以被看作是通過要求高質量的審計服務以保護自身和股東利益。

相對較少的文獻關注到審計定價和公司治理特征之間的關系。現有研究表明在公司治理特征與審計定價之間存在正相關關系，這也許是因為更強公司治理的需求往往表明上市公司對于高質量審計也有著類似的強烈需求。關于董事會的獨立性與審計收費之間正相關關系的經驗證據，表明獨立的董事會往往傾向于購買更好的審計服務。然而，Tsui et al.（2001）認為這一關系也許并不是單向的，他們提供了二者之間存在著負相關關系的經驗證據，從而表明更好的公司治理降低了對于審計質量的需求。為了對這一關系做出更深入的檢驗，本文提出如下假設：

假設2：審計定價與董事會獨立性之間存在顯著的正相關關系，也就是說，董事會的獨立性越強，審計收費越高，從而審計質量也就越高。

二、回歸模型與數據來源

為了檢驗上述假設，本文采用最小二乘法（OLS）估計一個線性回歸模型。回歸模型被設定如下：

上式中：AF表示審計收費；DAC表示可操控性應計項目，為盈余管理（即盈余質量）的代理變量；BoDIND表示獨立董事比例，為董事會獨立性（即公司治理）的代理變量；SIZE是公司總資產的自然對數，為公司規模的代理變量；AUD表示審計師身份，為啞變量：若為四大會計師事務所，取1，否則取0；ListAGE為公司的上市年限；SqSUB是子公司數量的平方根，為組織復雜性的代理變量；PO為啞變量：如果公司當年增發新股，取1，否則去0；LEV為長期負債與股東權益之間的比率，為財務杠桿的代理變量；ROA為總資產收益率；YEARS為年度啞變量；MANU為行業啞變量：若為制造業取1，否則取0；SERV為行業啞變量：若為服務業取1，否則取0。

為了對盈余質量做出度量，本文采用Defond和Jiambalvo（1994）修正后的Jones（1991）模型對變量DAC做出估計：

上式中：ACC為應計項目總額；△Sales為銷售收入的一階差分；PPE為長期資產的規模；TA為公司年末的總資產。盈余質量的代理變量可操控應計DAC被定義為上式的殘差，也就是根據下式預計而來：

上式中的參數α、β和γ均采用回歸方程（2）中相應的回歸系數估計值。

本文將2008—2010年深滬兩市的上市公司作為研究樣本。在剔除金融行業以及數據缺失（主要是公司治理數據缺失）的樣本之后，本文最終得到3385個樣本觀測值。研究數據來源于WIND數據庫，模型回歸采用Stata 10.0統計軟件。

三、實證結果

表1列示了回歸模型中所涉及的連續性變量的描述統計結果。

表1 變量的描述性統計結果

針對全樣本的回歸結果列示在表2中。回歸結果表明，每個變量的VIF值都不到1.722，說明回歸模型的設定不存在嚴重的多重共線性問題。回歸模型的調整R2為49.6%，意味著審計收費總體方差的49.6%能夠為自變量所解釋，說明回歸模型具有顯著的解釋力。盈余質量DAC的回歸系數符號為正，不過僅在10%的水平上統計顯著，從而只在一定程度上支持了研究假設1。作為一個穩健性測試，我們將應計項目與經營性現金流的相對規模（即二者的比率）取代DAC作為盈余質量的代理變量，并重新進行回歸分析，結果與將DAC作為解釋變量基本一致。董事會獨立性的代理變量BoDIND的回歸系數在5%的水平上顯著為正，表明治理機制更完善的公司往往愿意花費更高的審計費用以購買高質量的審計服務，從而支持了假設2。作為穩健性測試，我們將CEO與董事長是否兩職合一作為董事會獨立性的代理變量，回歸結果與將外部獨立董事比例BoDIND作為代理變量基本一致。

表2 全樣本回歸結果

與現有文獻相一致，公司規模SIZE和審計師類型AUD均是解釋審計定價的重要變量。二者回歸系數的符號方向符合預期，并且均在1%的水平上統計顯著。此外，具有與預期相的符號方向并且統計顯著的控制變量還有公司上市年限ListAGE以及組織復雜性的代理變量SqSUB，這意味著審計風險和組織復雜性被反映在審計定價中。此外，我們也通過該模型測試了盈余質量和董事會獨立性之間的交互效應以及董事會獨立性與審計風險之間的交互效應。為避免模型產生嚴重的多重共線性問題，我們僅向模型中添加交互項，而略去各個獨立變量。回歸結果表明董事會獨立性與盈余管理之間的交互效應在10%的水平上顯著，董事會獨立性與審計風險之間的交互效應則未能統計顯著，其他變量的回歸結果則基本保持不變。

考慮到盈余質量回歸結果未能強烈的支持研究假設1，我們借助Larker&Richardson（2004）的方法，試圖通過調查更具有同質性的子樣本以便更清楚地觀察研究變量之間的相互聯系。由于已有文獻顯示規模效應的存在（Larker&Richardson，2004），因此，我們根據公司規模變量SIZE的中位值將總體樣本分為規模較大和規模較小兩個子樣本，并分別進行回歸分析，實證結果被報告在表3中。

表3 分樣本回歸結果：根據公司規模分組

調整R2以及F值表明兩個模型都具有顯著的解釋力，并且也不存在嚴重的多重共線性問題。進一步分析可以發現兩個子樣本的回歸結果有著較大的不同。盈余質量的代理變量DAC僅在小規模公司組中統計顯著，顯著性水平為1%，而董事會獨立性的代理變量BoDIND僅在大規模公司組中統計顯著，顯著性水平為1%。在兩個模型中同時具有統計顯著性的變量分別是審計師類型和組織復雜性。回歸結果同時表明服務業在兩個樣本中審計定價偏低。總體上，回歸結果意味著雖然我國大公司傾向于與發達資本市場上的公司具有類似的表現，但小公司卻表現出與發達資本市場上的公司完全相反的關系方向。

四、研究結論

本文的主要目的是在中國資本市場的制度背景下檢驗審計定價、盈余質量和董事會獨立性的關系。研究結果顯示治理機制更完善的上市公司往往采取傾向于進一步的監督措施，以獲得更好的審計服務。更高質量的審計服務既可能由于對股東利益的保護，也可能是由于董事會對其自我利益的保護。關于董事會獨立性的回歸結果足夠強烈，意味著將審計定價和審計獨立性聯系起來的任何問題都可能與公司治理的特征有關。因此，在盈余操縱盛行的制度環境下公司治理機制的完善能夠有效地防止上市公司的財務舞弊。本文關于盈余質量和審計收費之間關系的證據就總體樣本而言并不強烈。為此，我們通過將樣本在公司規模和董事會獨立性的基礎上分為兩個子樣本，從而進一步探討了這個問題。研究結果表明在小規模的樣本公司中盈余質量與審計收費之間存在著顯著的正相關關系。

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