放松賣空管制影響審計定價嗎？
——基于融資融券準自然實驗的分析

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(1.西安交通大學 管理學院，陜西 西安 710049； 2.西安交通大學 管理教學實驗中心(國家級實驗教學示范中心)，陜西 西安 710049； 3.香港城市大學 商學院，香港 999077)

放松賣空管制影響審計定價嗎？
——基于融資融券準自然實驗的分析

徐露瑩1,2,3，汪方軍1,2，王璇子1,2

(1.西安交通大學 管理學院，陜西 西安 710049； 2.西安交通大學 管理教學實驗中心(國家級實驗教學示范中心)，陜西 西安 710049； 3.香港城市大學 商學院，香港 999077)

融資融券交易機制的啟動是我國證券市場信用交易制度的重大突破。本文利用放松賣空管制這一準自然實驗，采用雙重差分模型、配對樣本以及安慰劑實驗的方法，系統考察了賣空機制對審計定價的影響。研究發現：(1)放松賣空管制后，審計師向融券標的公司收取了更多的審計費用；(2)這一現象在會計穩健性差和治理水平低的公司中更加明顯；(3)動態視角下，賣空機制對審計定價的影響具有瞬時效應，而不具有持續性；(4)引入賣空機制會使審計師的審計工時延長，標的公司被監管部門處罰的概率加大，標的公司被媒體報道的負面消息增多，相應導致審計成本、審計風險以及認知風險增加，進而抬高審計定價。

賣空機制；審計定價；審計風險；認知風險；雙重差分模型

1 引言

2010年3月31日，隨著融資融券交易機制的啟動，我國股票市場“單邊市”時代正式結束。在此之前，由于融券(即賣空)受限，看跌的投資者無法通過賣空套利而被迫離開交易市場，致使負面消息難以及時反映到股價中，股價往往被高估。沿襲這一基本思路，早期研究主要致力于考察賣空機制對資本市場價格發現、流動性和波動性等的影響。近年來，一些學者開始關注賣空機制對公司行為的調整，如探討其對上市公司盈余管理[1,2]，會計穩健性[3]，投資決策[4,5]，信息披露[6]等方面的作用。那么，作為資本市場的重要參與方，審計師的行為決策是否也會受賣空機制的影響？

為回答上述問題，本文依托于放松賣空管制這一準自然實驗，采用雙重差分模型、配對樣本以及安慰劑實驗的方法，系統分析了賣空機制對審計定價的影響。研究發現：賣空機制引入后，審計師向融券標的公司收取了更多的審計費用；但這一作用隨會計穩健性和公司治理水平的高低而有所不同，相較而言，穩健性和治理水平較低公司的審計費用上升幅度更大。此外，賣空機制的影響具有瞬時性的特征，即審計收費的提升主要來自于客戶成為融券標的公司的當期，隨著時間的推移這種影響不再顯著；賣空機制的引入延長了審計工時，增大了標的公司被監管部門處罰的概率，并增多了媒體的負面報道，進而分別通過增加審計成本、審計風險以及認知風險抬高審計收費。

本文的貢獻主要體現在三個方面：首先，現有研究多關注賣空機制對市場效率、公司行為的影響，而本文將其拓展至審計領域，檢驗了賣空機制對審計定價的作用效果，為賣空機制的經濟后果研究提供了新視角。其次，制度基礎型審計要求審計師關注公司內部控制風險，而我國2006年推行的風險導向型審計則要求審計師將重心前移至公司外部環境和公司治理層面。本文的研究結果表明，審計師在審計定價時會評估賣空行為引致的審計成本和風險，其行為決策與風險導向型審計的要求相一致。這一發現證實了風險導向型審計的合理性，并對影響審計費用的因素做了進一步補充。最后，本文發現賣空機制不僅直接增加審計收費，同時通過延長審計工時、增大被監管部門處罰的概率，以及增多媒體的負面報道間接提高審計定價，揭示了賣空機制與審計收費之間的傳導機理。

2 理論分析與研究假設

賣空機制的引入是否影響審計師的行為決策？這取決于審計師對這一機制引發的預期成本的考量。審計定價模型指出審計收費主要由審計過程投入的人力、物力等審計資源成本和潛在風險成本構成[7,8]，其中風險又分為因未發現重大錯報引起的審計風險(audit risk)、由非重大錯報引起的剩余訴訟風險(residual litigation risk)以及其他可能引起審計師損失的非訴訟風險(non-litigation risk)。因此，一旦賣空機制觸及審計成本或風險的變動，審計師勢必對此進行差別定價。

究其本質，賣空機制為投資者提供了新的獲利途徑：看跌的投資者通過向券商出借股票高位賣出，在未來低位時購入，最終在交割日時歸還所借股票，以高賣低買的方式賺取差價。這意味著“壞消息”將更加具有價值，因此引發投資者對融券標的公司的關注，并放大其挖掘和傳播公司潛在利空的動機。與此同時，賣空者亦有能力通過收集、分析和處理公共信息實現收益[9]。在具體識別目標公司的過程中，財務報告信息質量往往成為賣空投資者關注的重點。以往研究發現，一旦目標公司出現財報錯報或重述的端倪，賣空投資者便會提前累積頭寸，等待“東窗事發”[10,11]。這一行為繼而提高了公司財務錯報被監管部門發現的概率[12]，甚至引發退市風險[13]。可見，賣空者對財務報告的密切關注和做空的市場行為將增大識別審計失誤的概率。在此情形下，為避免因發表不當審計意見而被投資者、債權人等利益相關者起訴的潛在損失，審計師一方面可能通過增加審計程序、擴大實質性測試范圍、增加高素質審計師人數、延長審計時間等方式降低重大錯報風險；另一方面，當無法通過增加審計投入消除風險時，則收取相應的風險溢價。此外，審計師的風險認知亦有可能受到賣空者行為的影響。這主要是由于賣空投資者為尋求利益最大化，不僅善于搜集信息，亦樂于聯合媒體釋放并傳播公司的負面消息[12,14]，而媒體同樣有動機報道企業此類潛在問題以贏得社會聲譽和商業利益[15]。實證研究表明，媒體負面報道可以通過“認知模式”和“顯著性模式”放大審計師的信息占有和風險判斷，導致審計師更關注聲譽和恢復成本，進而表現出策略性保護行為[16]，如加劇簽發非標審計意見、增加審計收費、引發事務所變更等[17,18]。綜上，我們認為，引入賣空機制可能增加審計師的審計成本、審計風險以及認知風險，從而提高審計定價，故提出如下假設：

H1放松賣空管制顯著增加標的公司的審計收費。

此外，基于獲利空間的考量，負面信息隱匿越多的公司更易受到賣空投資者的青睞。穩健性是保障會計信息質量的重要內容，它要求會計確認與計量時采取謹慎的原則，即相較于“好消息”，對于“壞消息”的確認應更加及時。及時確認“壞消息”能夠遏制管理層隱藏負面信息的動機[19]，避免公司大量負面信息同時曝光的情形，降低公司股價的暴跌風險[20]，縮減賣空者的獲利空間。因此，對比穩健性高的公司，賣空者更易做空穩健性低的公司。相應地，這類公司財務錯報被發現的可能性將更高。與此類似，公司治理越規范，治理層對管理層的監督將越到位，管理層財務舞弊的幾率也將越低。大量從股權結構、董事會、監事會、機構投資者持股、股權激勵等方面的研究表明：良好的公司治理能夠抑制盈余管理、財務欺詐等有損于會計信息質量的行為。由此，我們認為相較公司治理水平高的公司，治理水平低的公司更易被賣空投資者關注。當引入賣空機制后，審計師更可能對穩健性和治理水平較低公司的審計定價做出調整。基于以上分析，我們提出如下假設：

H2融券標的公司的會計穩健性越低，其審計費用越高。

H3融券標的公司的公司治理水平越低，其審計費用越高。

3 研究設計

3.1 樣本選擇與數據來源

本文選取2006～2014年滬深兩市所有A股上市公司為初始樣本，并按照以下標準進行篩選：(1)剔除金融行業；(2)刪除主要數據缺失的樣本；(3)確保標的公司融券事件前后均有數據；(4)考慮到樣本的平衡性，刪除2009年之后IPO的非標的公司。同時，為避免極端值的影響，我們對所有連續變量進行了上下1%的縮尾(winsorize)處理，最終得到1599家A股上市公司的11456個公司-年度觀測值。文中涉及的財務數據、審計數據以及股票市場數據均來自國泰安(CSMAR)數據庫，事務所變更數據經中國注冊會計師協會網站整理而成，融券批次相關數據取自滬深交易所。

3.2 模型設定與變量定義

本文采用如下雙重差分模型檢驗放松賣空管制對審計定價的影響。

lnfee=β0+β1List+β2List×Post+β3lnasset+β4Rec+

β5Inv+β6Leverage+β7Curratio+β8Aturnover+

β9Roa+β10Loss+β11Mao+β12Big4+β13Switch+

β14Soe+ΣYear+ΣIndustry+ε

變量定義列示如下：

(1)被解釋變量：本文的被解釋變量為審計收費(lnfee)，以審計費用的自然對數表示。

(2)解釋變量：本文的解釋變量為List與Post的交互項，該系數度量了放松賣空管制對審計定價的凈影響，其符號和顯著性是本文關注的重點。其中List為虛擬變量，衡量公司是否為賣空標的公司，若為標的公司(實驗組)則取1，否則為0(控制組)；Post同樣為虛擬變量，衡量公司可賣空時點，當處于成為標的公司之后的年度(不含標的當年時間)則取1，之前年度取0。

(3)控制變量：借鑒已有相關研究，我們同時控制了其他可能影響審計定價的因素[7,21,22]。包括：公司規模(lnasset)，客戶規模越大，審計投入將越多，相應審計收費越高，我們以總資產的自然對數加以控制；應收賬款占總資產比重(Rec)與存貨占總資產比重(Inv)，應收賬款和存貨反映了審計的復雜程度，與審計費用正相關；資產負債率(Leverage)，流動比率(Curratio)、資產周轉率(Aturnover)、資產報酬率(Roa)和是否存在虧損(Loss，虧損為1，否則為0)分別反映了企業的償債能力、經營能力和盈利能力。償債能力、經營能力或盈利能力越強，審計風險越小，則審計收費越低；審計意見類型(Mao，非標審計意見為1，否則為0)亦可作為審計風險的替代指標，出具非標審計意見往往與審計收費正相關；審計師質量(Big4，會計師事務所為國際“四大”取1，否則為0)，高質量的審計服務通常意味著較高的審計價格；會計師事務所變更(Switch，更換事務所為1，否則為0)，客戶變更事務所時，新任事務所多采用“低價攬客”的策略吸引客戶，因而審計收費較低；所有權性質(Soe，實際控制人為國有取1，否則為0)，國有企業較強的資源優勢和違規所受的較輕處罰會減少審計師的潛在風險，從而降低審計定價。此外，本文在模型中加入了年度(Year)和行業(Industry)的固定效應以控制其可能帶來的影響。

4 實證結果

4.1 描述性統計分析

從主要變量的描述性統計結果來看，List的均值為0.341，表明樣本期間約有34.1%的公司可以進行賣空交易，Post的均值為0.086，說明標的公司處于賣空交易狀態下的觀測約占8.60%，可見我國賣空交易活動不夠活躍。其余變量分布特征與以往文獻基本一致。

進一步地，我們比較了放松賣空管制前，融券標的公司(實驗組)與非標的公司(控制組)在基本特征上的差異。兩組公司的均值(T檢驗)與中位數(Wilcoxon檢驗)差異較大，融券標的公司的規模(lnasset)、存貨占比(Inv)、流動比率(Curratio)、資產周轉率(Aturnover)、資產報酬率(Roa)均高于非標的公司，而資產負債率(Leverage)、發生虧損(Loss)、收到非標審計意見(Mao)以及事務所變更(Switch)的比率則低于控制組。因此，設定模型時有必要控制這些變量。

4.2 多元回歸分析

4.2.1 賣空與審計定價

雙重差分估計的重要前提是實驗組和控制組在“事件”之前需要滿足平行趨勢假定的要求，這樣才能通過對比兩次差分(事件前后及實驗組與控制組)得到事件沖擊的凈影響。在滿足平行趨勢假定的條件下，我們通過回歸模型進一步分析賣空機制對審計定價的影響。

表1 賣空與審計定價

注： ()內為t值；***,**,*分別表示統計結果在1%,5%和10%的水平下顯著。下同。

表1報告了放松賣空管制與審計收費的雙重差分估計結果。其中第(1)列控制了行業和年度的固定效應，第(2)列控制了公司和年度的固定效應。為消除異方差和自相關的影響，本文所有回歸中的統計推斷均進行了穩健標準誤(robust)及公司維度的聚類(cluster)處理。回歸結果顯示，交互項List×Post的系數均顯著為正(t值分別為3.56與2.36)，表明放松賣空管制后，融券標的公司的審計費用顯著高于非標的公司，驗證了本文的H1。此外，回歸結果中的控制變量對審計收費的影響也與以往研究較為一致：公司規模越大，資產負債率越高，聘請國際四大事務所，則審計收費越高；而流動比率越高，審計收費越低；同時相較于非國有企業，國有企業的審計收費也較低。

4.2.2 會計穩健性與公司治理水平對賣空與審計定價關系的影響

為檢驗賣空機制對審計費用在不同類別公司影響的差異，本文從會計穩健性和公司治理水平的角度進行了截面分析。我們按照Khan和Watts[23]的方法計算Basu模型中的會計穩健性指標，分年度回歸得到每家公司各年的Cscore值，數值越大表示會計穩健性越高。計算公式如下

EPS/P=(λ0+λ1lnasset+λ2Leverage+λ3BM)+

D(δ0+δ1lnasset+δ2Leverage+δ3BM)+

R(μ0+μ1lnasset+μ2Leverage+μ3BM)+

D×R(γ0+γ1lnasset+γ2Leverage+γ3BM)+ε

其中EPS/P為每股收益除以上年度4月底的股票收盤價；R表示當年5月至次年4月購進并持有的股票年回報率；D為度量壞消息的虛擬變量，R為負時取1，否則為0；lnasset為總資產的自然對數；Leverage為資產負債率；BM為賬市比，則Cscore=γ0+γ1lnasset+γ2Leverage+γ3BM。

將樣本公司按照Cscore當年度的中位數劃分為高穩健性組和低穩健性組進行分組回歸。回歸結果如表2第(1)、(2)列所示，低穩健性組的交互項在1%的水平下顯著為正，而高穩健性組的交互項系數并不顯著。使用“似無關估計模型”進一步檢驗交互項系數在兩組之間的差異，發現賣空的作用存在顯著不同(p=0.008)。這表明，會計信息越不穩健，賣空機制對審計收費的作用越強。

表2 會計穩健性與公司治理水平對賣空與審計定價關系的影響

由于公司治理是一系列監督協調各方利益的制度安排，單一指標難以全面反映公司的綜合治理狀況，因此學術界多采用主成分分析法構建公司治理指數。本文借鑒白重恩等[24]編制公司治理G指數的方法，將八個治理變量的第一主成分定義為反映公司治理水平的指標，其得分越高表示治理水平越高。這些變量包括：第一大股東持股比例(Topratio)，股權集中度(Cstr2_10，第二至第十大股東持股比例平方和的對數)，獨立董事比例(Indratio)，管理層持股比例(Exeratio)，是否國有控股(Soe,國有控股為1，否則為0)，是否擁有母公司(Parent，存在母公司為1，否則為0)，CEO與董事長是否二職合一(Dual，二職合一為1，否則取0)以及是否交叉上市(HB_share，交叉上市取值1，否則為0)。第一主成分中，各變量的載荷系數依次為-0.204、0.222、0.089、0.411、-0.408、-0.025、-0.298和-0.122，系數符號均與已有研究吻合[24,25]。就載荷系數大小而言，高管薪酬機制(Exeratio)、所有權性質(Soe)、股權結構(Topratio、Cstr2_10)和董事會結構(Dual)對公司治理水平影響較大。

將樣本公司按G指數當年度的中位數劃分為高治理水平組和低治理水平組進行分組回歸。如表2第(3)、(4)列所示，低治理水平組的交互項在1%水平下顯著，而在高治理水平組不顯著，且二者組間系數差異性檢驗亦得到通過。可見，對于治理水平較弱的公司，賣空機制對審計收費的影響更強。

綜上，當公司會計穩健性較低或治理水平較差時，可能更易受到賣空投資者的關注，財務錯報被發現的概率更大，審計師的風險暴露程度更高，故審計收費上調的現象更加明顯，假設H2和H3得以支持。

5 進一步分析

5.1 賣空與審計定價的內生性與穩健性分析

由于兩組樣本公司基本特征具有較大差異，為有效控制樣本選擇性偏誤，本文參照靳慶魯等[5]的研究，采用傾向得分匹配(PSM)的方法為實驗組選擇配對樣本進行重新檢驗。我們選取標的公司進入賣空名單之前的觀測以及控制組的所有觀測，根據公司規模(lnasset)、換手率(Turnover)和波動率(Sdr)，分板塊并控制年度和行業固定效應計算被選為標的公司的傾向性得分，隨后以標的公司進入賣空名單前1年為時點，為其在控制組中進行一對一樣本匹配。此外，為消除審計收費的增加可能只是自然演化的顧慮，本文采取安慰劑實驗(placebo)的方法，通過構造三個“偽事件日”，即分別虛擬標的公司進入賣空名單的前1年(Post_lag1)、前2年(Post_lag2)、前3年(Post_lag3)為“實際”進入時點重新進行診斷。理論上，由于標的公司并未真正放松賣空限制，因此“賣空”不應該對審計收費產生影響。結果表明，配對樣本的交互項系數仍顯著為正，說明在控制了樣本選擇性偏誤后，放松賣空管制對審計收費的作用與表1一致。此外，安慰劑實驗中交互項系數均不再顯著，表明放松賣空管制的確能導致審計收費上升。

同時，我們還進行了一系列穩健性檢驗：(1)為消除IPO對審計定價的影響，我們剔除了當年上市的樣本重新估計。(2)保留進入賣空名單當年的數據并將其納入Post=1的樣本集，用Post_a(Post_b)表示新的賣空時點，在當年或之后(之前)的年份取值1，否則為0。(3)由于融券事件在時間軸上并未均勻分布，我們分批次重新檢驗了賣空機制對審計費用的影響。以上交互項均顯著為正，僅在各批次的顯著性程度上存在差別。

5.2 賣空與審計定價的動態分析

為探究賣空機制與審計費用的動態關系，我們按照Dong等[26]的方法重新設定模型。新的賣空時點Post_t1，Post_t2，Post_t3和Post_t4均為虛擬變量，當樣本公司分別處于實際賣空年份1年后、2年后、3年后和4年后(含當年)的年度設置為1，否則為0。其他變量與前文保持一致。理論上，如果賣空機制對審計費用提升的作用一直存在，那么List與每一個新的賣空時點的交互項系數都應顯著為正，否則隨著審計師對于標的公司審計成本和風險的認知以及賣空的公司治理效應[1]的增強，可能削弱賣空與審計費用間的正向關系。我們發現，交互項的顯著性隨著時間的推進逐漸消失，說明放松賣空管制對審計定價的影響可能僅體現在公司進入賣空名單后的較早年份，表現出一種瞬時效應。考慮到我國的融券業務分批進行，上述影響既包括前一批標的公司進入名單后的持續性作用，又受后一批公司進入名單的沖擊。為此，我們在一對一配對樣本中截取四段區間以驗證賣空機制后續各年度的作用，即設置變量Post_period1,Post_period2,Post_period3和Post_period4，以上市公司成為融券標的公司當年的時間點為t，通過Post_period1考察所有批次標的公司進入賣空名單后第1年的作用，將其定義為當所處年度是成為標的公司后的第1年(t+1)為1，前1年(t-1)為0；以此類推，滾動定義。結果表明，交互項僅在第(1)列(Post_period1)顯著為正，即審計收費僅在公司進入賣空名單后的第1年有大幅提升，進一步證實了瞬時效應的存在。

5.3 賣空影響審計定價的機理

如前所述，我們認為審計費用的增加可能是審計成本、審計風險以及認知風險上升綜合造成的結果，故對賣空機制的影響機理做進一步分析。考慮到數據的可得性并結合以往研究，我們分別選取審計報告時滯[27,28]、監管部門的行政處罰[18,29]以及媒體負面報道[16,17]作為審計成本、審計風險和認知風險的代理變量。其中審計報告時滯(Arlag)為資產負債表日到審計報告簽發日的時間間隔；行政處罰(Sanction)為虛擬變量，當本年度因會計信息質量問題(虛構利潤、虛列資產、推遲披露、虛假記載、重大遺漏或披露不實)受到監管部門行政處罰取1，否則為0；媒體負面報道(lnbnews)數據取自CSMAR財經新聞數據庫。參照于忠泊等[30]的方法，我們總結出負面關鍵詞列表，將包含至少一個關鍵詞的新聞定義為負面新聞。該變量以年度媒體負面報道量加1并取對數計算。各模型新增控制變量包括：股權集中度(Herf)，以前10大股東持股比例的平方和衡量；未預期盈余(Ue)，當年EPS大于上年EPS時為好消息，取值為1，否則為0；權益性融資(Capital)，當公司在前后1年內進行權益性融資取1，否則為0；股票波動率(Sdr)，公司股票日回報率對市場日回報率回歸殘差項的標準差；盈余管理(EM_abs)，以修正的瓊斯模型計算的盈余管理程度的絕對值衡量。回歸結果如表3所示，在控制了相關影響因素后，第(1)、(3)和(5)列交互項List×Post的系數均顯著為正，說明相對于不能賣空的公司，融券標的公司的審計工時延長，被監管部門行政處罰的概率增高，負面媒體報道的數量增多；同時，第(2)、(4)和(6)列的結果顯示，上述審計成本(Arlag)、審計風險(Sanction)和認知風險(lnbnews)的增加均會導致審計費用提高，且各交互項List×Post的系數依然顯著為正；第(7)列同時納入了3種機制的影響，交互項結果同樣穩健。綜上表明，放松賣空管制后，審計費用的提升部分是通過審計工時的延長、行政處罰概率的增大和負面新聞的增多實現的，即相應增加了審計成本、審計風險以及認知風險，這一發現進一步支持了前文的理論分析。

表3 賣空影響審計定價的中介效應檢驗(審計報告時滯、行政處罰與媒體負面報道)

續表3

6 結論與啟示

長期以來，學術界對賣空機制經濟后果的研究歷經了從價格發現、流動性和波動性到公司行為的轉變，得出了很多有益的啟示。本文將其拓展至審計領域后發現，賣空機制的引入通過增加會計師事務所的審計工時、標的公司被監管部門行政處罰的概率以及負面新聞的報道量，加重了審計師對標的公司審計成本、審計風險以及認知風險的擔憂，因而審計收費有所上升；而當客戶會計穩健性較低或治理水平較差時，由于更易受到賣空投資者的關注，上調審計收費的現象更加明顯。此外，動態視角下，我們發現賣空機制對審計定價的影響主要集中在各公司業務開通初期，即表現為瞬時效應，并不具有持續性。綜上可見，賣空機制不僅影響公司行為，對審計行為亦有所調整。

本研究從第三方審計的視角補充了賣空機制的經濟后果研究，有助于全面評價放松賣空管制的實施效果。同時，鑒于審計師在定價時會對賣空機制可能引致的審計成本和風險給予考量，未來研究在使用審計定價模型時，應對賣空因素進行合理度量并加以控制。最后，本文探明了審計報告時滯、行政處罰和媒體負面報道在賣空機制與審計收費之間的中介作用，進一步打開了二者關系的黑箱。

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DoestheDeregulationonShortSaleConstraintInfluenceAuditPricing? ——AQuasi-naturalExperimentonMarginTrading

XU Lu-ying1,2,3, WANG Fang-jun1,2, WANG Xuan-zi1,2

(1.SchoolofManagement,Xi’anJiaotongUniversity,Xi’an710049,China; 2.ExperimentCenterfortheTeachingofManagementEducation(Demo-CenteratStateLevelforExperimentTeaching),Xi’anJiaotongUniversity,Xi’an710049,China; 3.CollegeofBusiness,CityUniversityofHongKong,HongKong999077,China)

The setup of margin trading is a breakthrough in credit trading system for Chinese security market. Under such a context, this paper examines how short selling influences audit pricing based on the quasi-natural experiment. By using approaches of difference-in-differences design, matched sample and placebo test, we find that (1)auditors charge their clients higher audit fees when these firms are available to short sellers; (2)this effect is more pronounced for firms with weaker accounting conservatism and corporate governance; (3)dynamically, there is an instant increase in audit fees at the point of the deregulation, after which audit fees remain stable; (4)the introduction of short sale mechanism promotes audit pricing by increasing audit delay, probability of sanction by the regulators and negative news, which leads to a rise in audit effort, audit risk and cognitive risk, respectively.

short sale mechanism; audit pricing; audit risk; cognitive risk; DID model

2016-11-22

國家自然科學基金資助項目(71472148)；中央高校基本科研業務費專項資金資助項目(sk2016011)

F239

A

1003-5192(2017)06- 0030- 07

10.11847/fj.36.6.30