第五章 审计定价

第五章 审计定价

审计定价对客户和审计师都是很重要的问题,以Simunis1980)的经典研究为基础,形成了大量研究审计定价的文献,本章对这些文献做一个概述。根据文献的研究主题,本章分为以下四节:

★审计定价的影响因素;

★初次审计中的削价;

★大型会计公司审计收费的溢价;

★公共部门审计定价。

 

第一节 审计定价的影响因素

什么因素会影响审计定价是一个得到较多研究的问题,本节对这些研究文献做一个简要介绍,包括以下内容:非审计服务与审计费用之间的关系,代理成本与审计费用,客户风险与审计收费,审计市场竞争及市场集中度与审计收费,收费合约方式与审计收费,宏观经济政治环境与审计收费其他研究。

 

一、非审计服务与审计费用之间的关系

关于咨询业务是否影响审计独立性,有不同的观点。Metcalf committee (1977)在其Staff study中指出,审计师如果同时为客户提供咨询业务,可能会影响其独立性。而Cohen Commission1978)则指出,未发现咨询与不合标准审计行为之间的显著关系,并且,Cohen Commission还指出,对于某些咨询业务与审计业务由同一会计公司完成还能提高效率。Simunis1984)研究审计和咨询服务同时存在时审计定价问题。Simunis提出了一个模型,并用263家企业的数据检验了这个模型。

1. 审计和咨询服务同时存在时的定价模型

1)没有知识溢出(外部性时)的需求决策。外部性指咨询与审计业务之间的协同所产生的效果,也就是知识溢出。假设最高管理者是利润最大化者,他对咨询和审计服务的需求是为了当期利润最大化。咨询业务是为了利润最大化是较容易理解的,对于审计服务与利润之间的关系,Simunis认为,由于投资者在使用审计意见时可能会关注审计师,所以,外部代理成本(股东与最高管理者之间的利益矛盾)驱使最高管理者选择有名望的审计师,但并不影响对审计服务的需求数量,而内部代理成本(最高管理者与内部单位管理者之间的利益矛盾)驱使最高管理者选择审计服务的需求数量。而内部代理成本的降低会增加利润。由于选择的样本只包括Big Eight,它们的名望相当,所以,可以不考虑外部代理成本。同时,客户自己也会建立一些内部控制措施来降低内部代理成本,所以,审计服务与内部控制共同降低内部代理成本,并且二者之间有替代性。根据上述分析,最高管理者对咨询和审计服务的需求如公式(1)所示。公式(1)中,π表示利润;θ表示收益函数;F表示成本函数;qa表示审计需求;qc表示咨询需求;qx表示内部控制需求。

1

 

由于对审计服务和咨询服务的需求是相互独立的,并且二者不具有替代性。所以,可以分别确定最高管理者对审计服务的需求和对咨询服务的需求。最高管理者对审计服务的需求与内部控制设计具有替代性,所以,必须同时考虑。需求函数如公式(2)所示。为了简单起见,假设需求函数是严格凹入的(concave),则,对公式(2)求导数,得到利润最大化条件下的审计服务需求如公式(3)所示。咨询需求函数如公式(4)所示,对公式(4)求导数,得到利润最大化条件下的咨询服务需求如公式(5)所示。

2

 

3

 

4

 

5

 

解方程(3)得到,解方程(5)得到,这就是在没有溢出情况下对审计、咨询及内部控制的需求和资源使用。

2)咨询向审计知识溢出或外部性(knowledge spilloverknowledge externality)时的审计定价。如果用表示只做审计服务的审计成本,表示同时做咨询和审计时的审计成本,表示只做咨询时的咨询成本, 同时做咨询和审计时的咨询成本,如果具有咨询向审计知识溢出,则公式(6)成本。如果用表示由于咨询向审计知识溢出所带来的审计成本节约,则公式(7)成立。

6

 

7

 

现在,需要讨论的问题是,审计师在什么条件下会将与客户分享?如果没有竞争,则审计师会享有所有成本节约,由于竞争的存在,审计师会通过降低审计收费的方式将节约额与客户分享,设客户分享比例为ηη的取值范围为01之间,具体数值由竞争情况所决定。如果咨询向审计知识溢出只能降低审计的初始成本(首次审计时增加的成本),对审计的变动成本或边际成本(正常审计成本)无影响,则客户的利润函数由公式(1)变为公式(8),公式(8)中,

表示由客户分享的审计成本降低额。对公式(8)求导数,得到利润最大化条件如公式(9)所示。

8

 

9

 

解方程(9),并用表示方程(9)的解,将这种情况下的需求及资源使用与没有知识溢出情况下相比较,有公式(10)所示的关系式。

10

 

如果咨询向审计知识溢出不但能降低审计的初始成本,还能降低审计的变动成本或边际成本,则客户的利润函数由公式(1)变为公式(11),公式(11)中,

表示由客户分享的审计成本降低额。对公式(11)求导数,得到利润最大化条件如公式(12)所示。

11

 

12))

 

解方程(12),并用表示方程(12)的解,将这种情况下的需求及资源使用与没有知识溢出情况下相比较,有公式(13)所示的关系式。

13))

 

3)审计向咨询知识溢出。当审计向咨询知识溢出时,分析思路同上,但是,除了要考虑审计成本和咨询成本外,还有考虑对审计具有替代作用的内部控制成本。因为审计中发现的问题可以通过咨询来完善客户的内部控制系统,从而降低内部控制成本。

各种方向知识溢出下的审计费用、咨询费用及内部控制费用之间的关系如表1所示。

1 各种方向知识溢出下的费用变化方向

知识溢出方向

及成本项目

费用变化方向

审计费用

咨询费用

内部控制费用

咨询向审计溢出

审计初始成本

降低

增加1

无影响

审计边际成本

增加,降低,无影响

增加,降低

无影响

审计向咨询溢出

咨询初始成本

增加

降低

降低2

咨询边际成本

增加

增加,降低,无影响

降低

1设初始成本不是常数,如果是常数,则不增加;2通过优化内部控制来降低内部控制成本

 

2.模型检验

1)检验假设和思路。根据上述模型,Simunis提出的检验假设如下:H0:对于某一客户的某一时期来说,由于同一会计公司提供的不同服务的成本函数相互独立,如果存在依存的话,也由于相互溢出而抵消;HA:对于某一客户的某一时期来说,由于同一会计公司提供的不同服务之间的有益知识溢出(favorable knowledge spillovers between services),各种服务的成本函数是相互依存的(interdependent)。H0是零假设(null),HA是与H0相反的假设。

检验这两个假设的理想情形是同时考虑审计费用、咨询费用和内部控制费用,但是,同时考虑这三种费用会使检验异常复杂,所以,Simunis仅检验审计费用和内部控制费用(用内部审计人员工资代替)。由于审计费用还受到审计质量(产品差异化)的影响,为了排除这个因素导致的审计费用差异,Simunis选择的样本只包括Big Eight,可以认为它们的审计质量是无差异的,这种情况下两个样本组之间出现的差异就不是审计质量不同所致。

2)费用差异比较检验设计。Simunis设计了两种检验,一是费用差异比较,二是多元回归分析。费用差异比较是指比较同一会计公司同时提供审计和咨询服务与只提供审计服务的审计收费和内部控制成本,根据它们的差异情况来验证知识溢出是否存在及方向。Simunis的预期如下:

★审计费用检验:审计费用差异(同时两种服务的会计公司审计收费减去单纯审计的会计公司的审计收费),如果结果是显著大于零(positive),则表明审计向咨询知识净溢出,或者是咨询向审计净溢出,但是审计需求具有价格弹性;如果结果是显著小于零(negative),则是咨询向审计净溢出;如果与零无差异(zero),则接受H0

★内部控制费用检验:依存变量:内部控制费用差异(同时从一个会计公司购买审计和咨询服务的客户的内部控制费用减去只从一个会计公司购买审计服务的客户的内部控制费用),如果结果是显著大于零(positive),这种情形是模型无法解释的;如果结果是显著小于零(negative),接受HA;如果与零无差异(zero),则接受H0

3)多元回归分析设计。费用差异比较由于没有控制影响审计费用及内部控制费用的其他许多因素,所以,检验结果只能是提示性的,也许费用差异是其他原因所致,并不是知识溢出的结果。为此,Simunis设计了多元回归检验,控制其他因素的影响。Simunis的变量设计如下:依存变量:审计费用(DAUFEE)和内部控制费用(DINFEE),分别用各自的费用和总资产之比表示,分别检验。解释变量:有两个解释变量,一是是否同时从一个会计公司购买审计和咨询服务,用MAS purchaser表示,同时购买取值为1,其他为0;二是咨询费用(DMSFE),用咨询费用与总资产之比表示。控制变量:Simunis的控制变量来自于Simunic1980)的研究,如表2所示。

2 控制变量及预期方向

变量名称

变量界定

对费用的影响方向

审计

内控 

ASSETS

年末总资产

SUBS

子公司数量

DIVERS

所涉及的行业数量

FORGN

海外资产与总资产之比

RECV

应收账款与总资产之比

INV

存货与总资产之比

PROFITS

净收益与总资产之比

无关

LOSS

前三年中,被审计单位有亏损,取值为1,其他为0

无关

SUBJ

如果是非标准审计意见,取值为1,其他为0

无关

BANK

 

如果是银行,则取值为1,其他为0

 

 

★表示增加成本,◇表示降低成本

 

4)样本。Simunis的初始样本来自于Simunic1980)的397家样本中由Big Eight审计的289公司,Simunis对这289家公司发出调查问卷,获得有效问卷263份,数据都取处自于1977年。由于这个公司之间的规模相关较大,作为一个样本组会影响检验结果,Simunis263个样本公司分成两个组,一个是资产总额在150million美元,共130家(其中103家只有审计服务,27家同时有审计服务和咨询服务),称为小公司样本组,另一个组是资产总额在150million美元和3billion美元之间,共133家(其中73家只有审计服务,60家同时有审计服务和咨询服务),称为大公司样本组。根据检验设计,分别对这两个样本组进行检验。

5)结果。根据上述设计和样本,Simunis进行统计分析的结果是,依存变量与解释变量显著正相关,即同一会计公司同时提供审计和咨询服务时,审计收费显著高于只提供审计服务时会计公司的审计收费。Simunis的解释是,这表明审计向咨询知识净溢出,或者是咨询向审计净溢出,但是审计需求具有价格弹性。

 

Palmorse (1986)研究关于非审计服务与审计费用之间的关系,在其他人研究的基础上,Palmorse进行了两个方面的拓展,第一,Palmorse认为,不同的非审计服务与审计之间的关系可能不同,从而对审计费用的影响也可能不同,所以,Palmorse将非审计服务分为三类,一是税务,二是会计相关管理咨询(accounting-related MAS ),三是非会计管理咨询(non-accounting MAS);第二,Palmorse认为,其他会计公司的对客户的管理咨询也可能对现任审计师的审计收费发生影响。所以,Palmorse的解释变量包括四个,三个是现任审计师进行的非审计服务,一个是其他会计公司进行的非审计服务。本来,对于其他会计公司进行的非审计服务如果能分解成三类,则检验效果可能更好,但是,由于数据的可靠性,所以,无法分类。

Palmorse在文献综述的基础上提出的检验模型如公式(1)所示。公式(1)中,lnAuditFee表示年度审计费用的自然对数,是依存变量;lnMAS-A表示由现任审计师会计相关咨询费用的自然对数;lnMAS-NA表示由现任审计师非会计咨询费用的自然对数;lnTax表示由现任审计师税务咨询费用的自然对数;lnNANA表示由其他审计师提供的各种咨询费用的自然对数,上述四个变量是解释变量;lnAssets表示客户总资产的自然对数;lnLocations表示需要现场察看的审计地点的自然对数;lnReoorts表示审计报告份数的自然对数;%RAI表示由于客户提供资源而降低的审计收费比例,由客户估计;PNP是所有权哑变量,公众公司取值为1,其他为0ST表示审计意见哑变量,非标准审计意见取值为1,其他为0

IIV表示行业哑变量,上述7个变量都是控制变量;u表示误差项目。

Palmorse的样本是Standard & Poor Register of Corporation, Directors, and Executives1981)和Who Audit American 1980)数据库中12个行业298个企业19801981年的审计收费数据。根据这个样本和上述设计,Palmorse进行统计分析的结果是,审计收费与非审计服务显著正相关,其中与会计相关咨询服务的相关性最强,审计收费与其他会计公司提供的咨询服务无系统关系。

 

关于非审计服务费用对审计费用影响有不同的观点和研究结论。Simunis1984)认为,由同一会计公司对同一客户同时提供审计和非审计服务,会发生知识溢出(knowledge spillover),从而降低审计成本。在竞争的市场环境下,这种成本降低会通过审计费用的降低由客户来分享。所以,非审计服务能降低审计费用。但是,他的实证检验结果与上述结论恰好相反。Simunis的解释是,这表明审计向咨询知识净溢出,或者是咨询向审计净溢出,但是审计需求具有价格弹性。Palmorse (1986)发现审计费用与非审计服务服务显著正相关,这说明非审计服务不但不能降低审计收费,还提高审计收费。Abdel-khalik (1990)的研究则表明审计费用与非审计服务服务无关。挪威的Oslo Stock Exchange要求上市公司同时披露审计费用的非审计服务费用。Firth1997)以Oslo Stock Exchange上市公司为对象,研究非审计服务费用对审计费用的影响。

在文献综述的基础上,Firth提出两个检验模型如公式(1)和公式(2)所示。两个公式中的区别是,公式(2)中将公式(1)中的会计公司B6改为AAPM,单独检验安达信(AA)和KPMGPM)的为两个会计公司的非审计服务与审计收费的关系,因为这两个公司的市场份额高。

logAUDIT(LAF)=β01LCF++β2LTA+β3INVTA+β4ARTA+β5SUBS+β6LOSS

7ROA+β8DTA+β9SMR+β10B6+β11IND+β12LOC+β13OWM    (1)

logAUDIT(LAF)=β01LCF++β2LTA+β3INVTA+β4ARTA+β5SUBS+β6LOSS

7ROA+β8DTA+β9SMR+β10AA+β11PM +β12IND+β13LOC+β14OWM    (2)

两个公式中的变量含义及设计如下:LAF表示审计费用的对数;LCF表示非审计服务费用的对数;LTA表示总资产的对数;INVTA表示存货与总资产之比;ARTA表示应收账款与总资产之比;SUBS表示子公司数量;LOSS表示是否亏损,亏损取值为1,其他为0ROA表示息税及非正常项目前收益与总资产之比;DTA表示负债与总资产之比;SMR表示企业股票市场风险,用一年的股票报酬率数据,计算标准差;B6表示是否是Big Six,如果是,则取值为1,其他为0IND是行业哑变量,运输行业(shipping company)取值为1,其他为0,设计这个变量的目的是检验这个行业是否审计费用高于其他行业;LOC表示会计公司签发审计报告的地点,如果在Oslo,则取值为1,其他地点为0OWM表示董事和大股东持股比例(大股东持股比例越大,对审计的需求越低)。上述变量中,有些表示客户规模,有的表示客户复杂性,有的表示客户风险,有的表示会计公司特点,这些因素共同影响审计收费,但是,在这个模型中,只有LCF是解释变量,其他都是控制变量。

Firth的样本是Oslo Stock Exchange157家上市公司的审计费用及非审计服务费用,数据取自于19911992年。根据这个样本和上述模型,Firth进行统计分析的结果是:(1)审计费用与非审计服务服务显著正相关;(2)客户规模是影响审计收费的最重要因素,客户复杂性和客户风险对审计收费有显著影响;(3Big Six对审计收费无显著差异,AA对审计收费有一定的差异,PM对审计收费无显著差异。

 

Jeong , JungLee2005以韩国上市公司为对象研究审计独立性及非审计服务对审计定价的影响。关于审计独立性,1989年以前,韩国上市公司对审计师的选择是自行确定。由于许多投资者关注审计师的独立性,所以,韩国的证券市场监管部门为了提高审计师的独立性,对某些上市公司审计师进行强制指派Mandatory assigned auditors,不由这些上市公司自行选择,这些公司一般是盈余管理或审计意见购买倾向较为显现的公司。Jeong , JungLee预期,由于这种强制指派所带来的审计独立性的提高会伴随审计费用的提高。关于非审计服务一些研究(Beck, Frecka, and Solomon ,1988; Deberg, Kaplan, and Pany , 1991)表明非审计服务与审计由同一会计公司提供会影响审计独立性,从而影响审计定价。从2001年开始,与美国的情况相类似,韩国证券市场监管部门也禁止一些非审计服务与审计服务同时由一家会计公司提供。所以,比较2001年前后的审计收费能检验非审计服务对审计收费的影响。

具体来说,Jeong , JungLee的研究假设如下:假设1:与自由选择的审计师相比,强制指派师的审计师收费较高。假设2:当审计师同时为客户提供审计和非审计服务时,强制指派师的审计师不会提高审计收费。

在文献综述的基础上,Jeong , JungLee提出的检验模型如公式(1)所示。公式(1)中,Audit Fee是依存变量,用审计费用的自然对数;DesignNon-audit是解释变量,Design表示审计师是否是强制指派,强制指派的取值为1,其他为0Non-audit是非审计服务的自然对数;其他变量都是控制变量, Initial是初次审计哑变量,初次审计取值为1,其他为0 Opinion是审计意见哑变量,非标准审计意见取值为1,其他为0Auditor是审计师规模哑变量,Big 5 取值为1,其他为0InvRec是客户存货加应收账款占客户全部资产的比例;Size是客户总资产和自然对数;Leverage是客户全部负债与全部资产之比;e是误差项目。

1

 

Jeong , JungLee的样本是Korean Stock Exchange上市公司1999年至2002年的2025组审计收费数据(包括自由选择和强制指派两种方式的数据),其中1999487组,2000496组,2001486组,2002557组。2025组数据中,其中由同一会计公司同时还提供非审计服务的495组。根据上述样本和设计,Jeong , JungLee进行统计分析的结果是:假设1得到支持,假设2没有得到支持,强制指派与审计收费显著正相关;强制指派审计师,客户财务报告中的酌量性应计显著低于自由选择审计师时的财务报告中的酌量性应计,这说明强制指派提高了审计独立性;强制指派审计师时,如果有非审计服务存在,并不能降低审计收费。

 

二、代理成本与审计费用

Jensen1986)指出,在自由现金流量较多的企业,管理者可能将现金流量用于非增值投资,如果企业采用债务融资,减少企业的自由现金流量,则可以一定程度上抑制管理者的这种非增值投资,所以,自由现金流量可能诱导管理者的非增值投资,而负债可以抑制这种非增值投资。Gul & Tsui1998检验这两个因素对审计收费的影响。Gul & Tsui预期,非增值投资越多,审计人员评估的固有风险越高,从而要求的审计努力也就越多,这可能导致审计收费较高,但是,如果负债抑制了这种非增值投资,则固有风险降低,从而审计收费也应该降低。所以,Gul & Tsui提出如下假设:其他条件相同的与情况下,自由现金流量程度较高且负债水平较低的企业的审计收费要高于自由现金流量程度较高但负债水平也较高的企业。

Gul & Tsui的样本是Wardley Data Services Limited数据库中1993年的449家香港上市公司,首先计算这449家公司的增长率,由于增长率的计算没有大家公认的方法,所以,Gul & Tsui采用的方法是根据三个用得较多的指标采用因素分析法合成一个增长指数(composite factor score),这三个指标是:权益市值与账面价值之比,资产市值与账面价值之比,固定资产市场与账面价值之比。根据增长率,确定为低增长率的公司为105家,这适合假设检验有需要,但是,由于Big Six与其他事务所相比,审计收费差别较大,所以,为了控制这个因素,Gul & Tsui在这105家公司中,挑选出由Big Six审计的46家公司作为检验假设的样本。所以,最终用于假设检验有样本是由Big Six审计的46家香港上市公司。

Gul & Tsui的变量设计如下:(1)依存变量(LAF):审计收费,用年度全部审计收费的自然对数表示。(2)解释变量:有两类解释变量,一是自由现金流量(FCF),二是负债水平。对于自由现金流量,由于没有公认的计算方法,Gul & Tsui采用两个指标表示,计算方法如公式所示:

公式中,INC表示折旧前经营收益,TAX表示全部税负,INTEXP表示全部利息费用,PREDIV表示优先股股利,ORDIV表示普通股股利,BEQ表示年初权益的账面价值,BA表示年初全部资产的账面价值。对于负债水平,Gul & Tsui设计了两指标,一是长期资本结构(DE),用长期负债账面价值与全部资产账面价值之比表示;二是短期资本结构(      QUICK),用速动比率表示。(3)控制变量:即使排除会计事务所特点对审计收费的影响,还有其他一些因素影响审计收费,Gul & Tsui将这些主要因素作为控制变量,一是企业规模(SIZE),用总资产的自然对数表示;二是资产组合(CURRENT),用流动资产与全部资产之比表示;三是企业复杂性,包括子公司数量(SUB)和香港之外的子公司占全部子公司的比例(FOREIGN)二个指标;四是审计时间是否是高峰期(YE),按哑变量处理,会计报表截止日期为1231日的都是高峰期;五是审计风险,用资产报酬率表示(ROA);此外,还设计了行业哑变量,PROP表示房地产行业哑变量,CONSOL表示混合企业哑变量,INDUS表示工业企业哑变量,HOTEL表示酒店行业哑变量。

根据上述变量设计,Gul & Tsui提出如下检验模型:

  根据这个模型,用Big Six审计的46家香港上市公司的数据进行统计分析的结果是支持Gul & Tsui的假设。

 

Jensen & Meckling (1976)Jensen (1986, 1989)指出,外部审计是监视成本(monitoring cost)的组成部分,代理成本越高,监视成本越高,从而对外部审计的需求也越强。则管理者持股比例和自由现金流量(满足正净现值投资之后还多余的现金流量)是代理成本的两个重要指标,管理者持股比例越低,代理越高,自由现金流量越多,代理成本越高。Nikkinen & Sahlström (2004)认为,根据上述理论,关于代理成本与外部审计费用之间的关系,Nikkinen & Sahlström提出如下假设:假设1:审计费用与管理者持股比例负相关。假设2:审计费用与自由现金流量正相关。

Nikkinen & Sahlström认为,检验上述假设需要同时使用具有不同政治经济环境的国家中的企业数据,如果在不同的不同政治经济环境下,如果才能支持这两个假设,则说明代理成本对审计费用有解释力,并且这种解释力并不因为不同的政治经济环境而异。根据这个想法,Nikkinen & Sahlström的样本来自于World scope database政治经济环境不同的7个国家或地区19922000年的上市公司审计收费数据,其中Denmark361组,Hong Kong772组, Malaysia927, Singapore639, South Africa333, weden144组,the United Kingdom5123组。

对于上述样本,Nikkinen & Sahlström设计了两种检验,一是单个国家的检验,即以某个国家或地区内的企业为样本,检验代理成本对审计费用的解释力,二是将所有国家的数据同时在一个模型中检验,以检验代理成本对审计费用的解释力是否因为不同的政治经济环境而异。

1)单个国家的检验。模型如公式(1)所示。公式(1)中,FEE是审计费用的自然对数;D是指数据年度,K年的数据取值为1,其他年度为0,实际上,表示了8个变量,每个年度是一个变量,2000年没有设置变量;FCFA是自由现金流量与总资产之比,自由现金流量等于经营收益加上折旧减去利息和税款CLOSELY是内部人士持股比例;SIZE是总资产的自然对数;FOREIGN是海外子公司销售收入占全部销售收入的比例;DE是债券账面价值与权益账面价值之比;QR是流动资产减去存货后的余额与活动负债之比;PBV是股票市场与账面价值之比;ROI是息税前投资报酬率;AUDITOR是审计师哑变量,Big 6取值为1,其他为0e是误差项目。

 

(1)

 

2)全部国家的检验。检验模型如公式(2)所示,公式(2)中,解释变量与公式(1)完全相同,只是同时使用所有国家的数据。

 

 

2

 

根据上述样本和模型,Nikkinen & Sahlström进行统计分析的结果是两个假设都将得到支持。所以,Nikkinen & Sahlström的结论是,代理成本对审计费用具有解释力,并且这种解释力不因为不同的政治经济环境而异。

 

三、客户风险与审计收费

一般来说,客户经营风险越大,审计师面临诉讼的可能性也越大,从而承受或蒙受损失的可能性也越大。为了弥补这种额外风险,审计师可能会提高审计收费。不少关于审计费用的研究将客户经营风险(Client Business Risk)作为审计费用的控制变量Simunic, 1980; Francis, 1984; Firth, 1985; Simon, 1985; Palmrose, 1986; Maher et al, 1986;  Francis & Simon, 1987; Simon & Francis, 1988Hill, RamsaySimon (1994)专门研究客户经营风险对审计收费的影响。为了便于检验,他们选择的研究对象是1983年至1988年期间的savings and loan (S&L) industry,这个行业的许多企业在1980s期间经历了财务困境,经营风险显著增加。所以,用这个样本来检验经营风险与审计费用之间的关系是较为恰当的。

Hill, RamsaySimon的变量设计如下:(1)依存变量:LNFEE是依存变量,用审计费用的自然对数。(2)解释变量:关于经营风险的量度,将经营风险作为控制变量的审计费用研究中,对经营风险的量度方法包括存货、应收账款、亏损、非标准审计意见、流动资产和公众所有权。根据这些方法,结合S&L行业的特点,Hill, RamsaySimon提出的量度方法包括以下指标:一是客户失败可能性(PROBFAIL),根据Elmer & Borowski1988)的方法计算S&L行业企业的失败预测指数,这个指数考虑企业的资本充足性、资产质量、盈利性和流动性,取值为1-5之间;二是客户目前诉讼程度LITIG/ASSETS),用法律费用与总资产之比表示;三是所有权(STOCK),如果是公众公司则取值为1,其他为0。(3)控制变量:Hill, RamsaySimon还设计了两个控制变量,一是客户规模(LNASSETS),用总资产的自然对数表示;二是审计师类型(GIB8),是Big Eight取值为1,其他为0。根据上述设计,Hill, RamsaySimon提出的检验模型如公式(1)所示。

1

 

根据上述设计,Hill, RamsaySimonFederal Home Loan Bank Board tapes (1983-1988)中的 903个企业发出调查问卷,获得有效问卷305份,根据这些问卷数据,Hill, RamsaySimon进行统计分析的结果是,审计收费与客户经营风险的三个指标都显著相关。

 

根据Simunic1980)的审计定价模型,审计收费中应该包括审计人员对未来审计诉讼的预期,诉讼可能性越大,审计费用越高。Seetharaman, GulLynn (2002) 认为,美国证券市场的诉讼风险最大的市场,所以,如果客户的报告用用于美国证券市场的信息披露,则审计师诉讼风险最大。所以,应该预期,美国的审计费用最高。但是,美国并不要求披露审计费用。而英国要求披露审计费用。所以,Seetharaman, GulLynn选择在英国注册而在美国证券市场筹资的英国公司作为研究对象,一方面这些公司审计师面临的诉讼风险高,另一方面,又能得到审计费用数据。

Seetharaman, GulLynn的变量设计如下:(1)依存变量:审计费用,用自然对数表示。(2)解释变量:有三个解释变量,由于外国公司在美国资本筹资的方式基本上可以分为OTC和交易所上市两类形式,OTC的信息披露要求低于交易所上市,从而诉讼风险也低于交易所上市的公司,所以,Seetharaman, GulLynn分别设计二个哑变量来表示这两种筹资方式,一是OTC,二是交易所上市(US_LISTED),这里的交易所包括Nasdaq , American stock exchange New York stock exchange。为了与美国证券市场相配对,Seetharaman, GulLynn设计英国注册并且在美国之外的证券市场上市(NON_US_LISTED)来量度这种影响。3)控制变量:Seetharaman, GulLynn设计了客户规模、客户复杂性、客户风险和审计师类型四方面的控制变量,客户规模用客户总资产的自然对数表示;客户复杂性包括四个指标,一是客户流动资产与全部资产之比,二是客户当年是否有并购行为,三是客户海外资产比例,四是客户审计师数量(一个公司可能有多个审计师,例如,国外和国内由不同的审计师审计);客户风险包括四个变量,一是客户速动资产与流动负债之比,二是客户长期负债与总资产之比,三是客户当年当年是否亏损,四是客户净收益与总资产之比;审计师类型区分BIG 5和非BIG 5。此外,行业和数据年度也作为控制变量。

  根据以上变量设计,Seetharaman, GulLynn提出的检验模型如公式(1)所示,公式(1)中,LAF是审计费用的自然对数;LNTA是客户总资产的自然对数;CRATIO是客户流动资产与全部资产之比;QRATIO是客户速动资产与流动负债之比;ACQDIV表示客户当年是否有并购行为,如果有并购,则取值为1,其他为0DBLAUD是审计师数量哑变量,如果有2个及其以上审计师则取值为1,其他为0FOR是客户海外资产比例;DE是客户长期负债与总资产之比;LOSS是亏损哑变量,如果当年亏损则取值为1,其他为0ROA是客户净收益与总资产之比;BIG 5是审计师哑变量,BIG 5取值为1,其他为0NON_US_LISTED表示在英国注册公司在美国之外的其他证券市场上市,取值为1,其他为0OTC表示是美国OTC公司,取值为1,其他为0US_LISTED表示在美国的证券市场上市,取值为1,其他为0SIC0SIC8是行业哑变量;Y96Y97是数据年度哑变量; e是误差项目。

 

(1)

 

Seetharaman, GulLynn的样本是550个英国注册企业19961998年数据,其中在美国交易所上市的117家,在美国OTC84家,在美国之外的其他国家上市的103家,只是在英国本地上市的275家,在样本中包括只在英国上市的公司是作为配对企业,以确定诉讼风险对审计费用的影响。

根据上述样本的检验设计,Seetharaman, GulLynn进行统计分析的结果是,OTCUS_LISTED与审计费用显著正相关,但是未发现NON_US_LISTED与审计费用之间的关系,这说明英国的审计师只对美国证券市场筹资提高审计费用。Seetharaman, GulLynn的结论是,这个结果表明诉讼风险与审计费用正相关。

 

四、审计市场竞争及市场集中度与审计收费

一般来说,会计公司之间的竞争会降低审计收费。Maher et al 1992)研究竞争对审计收费的影响。他们选择的期间是1977-1981年,因为美国Federal Trade Commission 1977年开始调查审计市场的反竞争行为,Metcalf committee1977)也于这一年公布了其研究报告,在报告中批评了审计市场中的反竞争行为。随后,AICPA颁布了一些规定,促进审计市场的竞争。所以,可以预期,1977-1981这个时期,审计市场的竞争是加剧了。Maher et al预期是,如果竞争能降低审计收费,对于同一公司来说,1981的审计收费应该低于1977年的审计费用。

Maher et al的样本来自于Standard and Poor Register of Corporation, Director and Executives, and Who Audits American数据库,这个数据库中同时具有19771981年审计费用数据和公司共有98家,剔除金融企业、这期间变更了审计师的企业和内部审计发生重大变化的企业后,最后样本是78公司。

Maher et al的检验是,将同一公司的审计费用及影响审计费用的变量都用1981的数据减去1977年的数据,如果审计费用是降低,则回归模型中的截距(b0)应该为负。根据这个思路,在文献综述基础上,Maher et al提出的检验模型如公式(1)所示。

(1)

 

公式(1)中,FEE表示1981年审计费用减去1977年审计费用,1981年的审计费用按消费物价指数换算成1977年的货币;b0是截距,如果审计费用是降低,则应该为负数;b1b5为回归系数;REV表示客户19811977年的销售收入之差,1981年的数据按消费物价指数换算成1977年的货币;DIVERS表示客户1981年的行业数量减去1971年的行业数量;SUBS表示客户19811977年的子公司数量平方根之差;FORGN表示客户19811977年的海外资产占全部资产的比例之差;INV表示客户19811977年的存货占全部资产的比例之差;

RECV示客户19811977年的应收账款占全部资产的比例之差;ê是误差项目;下标i表示企业。

  根据上述样本和模型,Maher et al进行统计分析的结果是与他们的预期相同,即b0为负数。所以,Maher et al的结论是,竞争会降低审计费用。

 

有关审计定价的研究大多数(Simunic,1980)以公众公司审计为研究对象。Willekens & Achmadi (2003) 以比利时的公营企业审计市场为对象研究审计定价。比利时的私营企业审计市场具有特殊的特点。从需求方面来说,根据比利时的法律私营公司来说,年度报告的审计也是法定审计。但是,私营公司一般规模不大,代理问题不严重,所以,对审计的需求程度较低,许多公营公司的审计完全是出于满足法定要求,所以,可能并不一定选择高质量的审计。从供给方面来说,比利时的审计机构分成两类,一类是IRE/IBR,即 Institute of Auditors,另一类是IEC/IAB,即nstitute of Chartered Accountants and Fiscal Advisors,从1985年起,只有IRE/IBR才能提供这种法定审计。由于上述特点,在比利时的私营企业审计市场中,市场集中度较低,也就是说,竞争较为充分。Willekens & Achmadi研究在这种市场中,市场集中对审计定价的影响,即市场集中度是否会影响审计定价。20世纪90年代末期发生的国际会计公司合并对市场集中度发生较大的影响(集中度提高),可能对审计定价也发生影响。所以,Willekens & Achmadi选择两个年度的数据,1989表示国际会计公司合并前的审计收费,1997表示合并之后的审计收费。

根据上述分析,具体来说,Willekens & Achmadi要研究两个问题,问题A市场集中度是否影响审计定价,如果审计定价,在国际会计公司合并前(1989)和合并后(1997)的影响力是否发生变化?问题B:国际会计公司合并后,影响审计定价的各种因素的解释力是否发生了变化?

Willekens & Achmadi的检验设计如下:(1)问题A检验设计:检验模型如公式(1)所示,公式(1)中,LNFEE是依存变量,用审计费用的自然对数表示;POWER是审计师的市场份额,反映市场集中度的最好指标是审计费用,由于在比利时不要求披露审计费用,所以,只能用其他指标来代替,一个指标是会计公司合格职业人员数量the number of qualified professionals per audit firm,二是会计人员人工成本the personnel cost per audit firm,根据这两个指标来计算市场集中度LNASSET是客户总资产的自然对数;SUB是客户营业地点数量的平方根;QUICK是客户速动比率;LTD是客户长期负债与权益之比;LOSS是客户前两年是否发生过亏损,前2年中发生过亏损则取值为1,其他为0RECINV是客户存货加目应收账款占全部资产的比例;SWITCH是客户前2年是否更换过审计师,更换的取值为1,其他为0IAUD是客户是否有内部审计机构,有内部审计的取值为1,其他为0MANUF是客户是否是制造业,制造业取值为1,其他为0TRADE是客户是否是商业,商业取值为1,其他为0。上述变量中,POWER是解释变量,其他都是控制变量。

 

(1)

 

  根据上述模型,要检验问题A需要分别用1989年和1997年的数据运行时上述模型,以检验合并前后是否有变化,同时,将两年的数据合并起来运行,以检验集中度的解释力。

  (2)问题B检验设计:问题B实际上要检验的是否不同年度的解释变量和控制变量的解释力不同,所以,Willekens & Achmadi设计了数据年度哑变量(YEAR),1997年取值为1,1989年取值为0。检验模型如公式(2)所示。除了年度哑变量外,公式(2)中的变量含义与公式(1)的变量相同。

 

2

 

  Willekens & Achmadi的样本是比利时48个私营企业1989年的审计费用数据和71个私营企业1997年审计费用数据(由问卷调查的方式获得数据)。根据这个样本,Willekens & Achmadi采用上述模型进行统计分析的结果是:审计定价与市场份额显著正相关,合并前后都是如此;国际会计公司合并后,各个变量的解释力发生如下变化:市场份额解释力显著降低,审计师变更的解释力显著降低,速动比率的解释力显著增加,客户复杂性的解释力降低。

 

五、收费合约方式与审计收费

审计收费有两种主要方式,一是固定收费合约(fixed fees contracts),审计师向客户收取有审计费用是审计前事先约定好一个固定数字,事后并不改变,并且不考虑审计师事后实际投入的资源(当然,在合约谈判时会已经考虑这些因素);二是成本付还合约(cost reimbursement contracts),事先没有约定好审计费用总额,但是,约定好不同审计人员投入审计时间的单价,总的审计费用由实际投入的种类审计人员的时间及相应的单价来确定。Palmrose1989)认为,审计过程是一个证据收集过程,这个过程具有不确定性,从而会引致审计师不同的资源投入。在不同的收费合约方式下,审计师和客户对审计过程的不确定性风险的分担是不同的,在固定收费合约下,审计师担任全部不确定性风险,而在成本付还合约方式下,客户承担全部不确定性风险。同时,在固定收费合约下,审计师有激励降低审计成本,而成本付还合约下,审计师则没有这种激励。

根据以上分析,Palmrose提出如下两个零假设(null hypotheses):假设01:固定收费合约和成本付还合约下的审计收费无差异;假设02:固定收费合约和成本付还合约下的审计时间(实际投入到审计业务中的时间)无差异。

Palmrose在文献综述的基础上,提出的检验模型如公式(1)所示,公式(1)中,ln(AuDIT Fees)ln(Audit Hours)都是依存变量,分别检验,ln(AuDIT Fees)是审计费用的自然对数,ln(Audit Hours)是审计投入时间的自然对数;FFNFF是解释变量,指审计费用合约方式,固定合约方式取值为1,其他为0;其他变量都是控制变量,ln(Assets)是客户总资产和自然对数;ln(Reports)是客户要求的独立审计报告的份数和片段对数;ln(Locations)是独立审计地点数量的自然对数;RAI表示由于客户投入资源而引致的审计费用或审计时间的降低比例,由客户估计;PNP是所有权哑变量,公众公司取值为1,其他为0ST是审计意见哑变量,非标准审计意见取值为1,其他为0B8NB8表示审计师类型,BIG8取值为1,其他为0YE是审计忙季哑变量,要求的审计时间是忙季的取值为1,其他为0

IIV是行业变量,每个行业一个变量。

 

 

(1)

 

Palmrose以问卷调查的方式取得数据,用于检验审计费用的是361个公司19801981年的数据,检验审计时间的是302个公司19801981年的数据。根据上述样本和检验设计,Palmrose进行统计分析的结果是:固定合约方式下的审计收费显著低于成本付还合约下的审计收费;两种合约方式下的审计时间无显著差异;审计师类型、客户所有权类型及要求的审计时间(是否是忙季)与合约选择方式无关。

 

六、宏观经济政治环境与审计收费

Taylor & Simony1999认为,现有的关于审计费用的研究只考虑一个国家(individual country)内部影响审计费用的因素,作用考虑的主要是客户的因素和会计公司的因素,Taylor & Simony将这些因素称为微观经济因素(micro economic underpinning),这种研究显然无法解释不同国家之间的审计费用的差异。Taylor & Simony将影响不同国家之间审计费用差异的因素称为宏观经济政治环境(macro economic/political environment),Taylor & Simony的目的是研究这些因素对不同国家之间的审计费用差异的影响。

   在文献综述的基础上,Taylor & Simony确定以下宏观经济政治环境因素影响审计收费:第一个指标是诉讼倾向(Litigation Propensity),指通过法律方式来解决经济纠纷的程度,在有的国家,一旦发生经济纠纷,就会通过诉讼来解决,从而有较高的法律费用,建于会计公司来说,可能要求较高的审计费用,所以,诉讼倾向越高,审计收费越高。Taylor & Simony用诉讼指数(litigation index)表示诉讼倾向,这个指标是公开数据,取值为010。第二个指标是披露要求(Disclosure),指财务报告的复杂性,财务报告越是复杂,审计越是困难,所以,收费越多。财务报告的复杂性用Center for International Financial Analysis and Research编制和国际财务披露指数(index of international financial disclosure)表示,取值为1-90。第三个指标是监管(Regulation),指对一个国家内部有关机构对财务报告和审计服务的监管程度,这个指标与审计收费正相关。监管程度用Cooke and Wallace (1990)的方法计算监管密度指数,取值为-14

  根据上述宏观变量,再结合微观经济因素,Taylor & Simony提出检验模型如公式(1)所示。

1

 

公式(1)中,ln(Fee)是审计费用的自然对数;ln(Assets)是总资产的自然对数;Invrec是存货及应收账款之各与全部资产之比表示;Loss表示前一年或当年是否亏损,亏损取值为1,其他为0Leverage表示全部长期负债与全部资产之比;FinancialUtilityMining都是行业哑变量,本行业取值为1,其他为0SqSubs是客户子公司数量的平方根;Big 6是会计公司哑变量,Big 6取值为1,其他为0Lit是诉讼指数;Disc是国际财务披露指数;Reg是监管密度指数;ε为误差项目。

Taylor & Simony的样本是20个国家19911995年期间的2300例审计收费数据。根据这个样本和上述模型,Taylor & Simony进行统计分析的结果是,三个宏观变量都与审计收费显著正相关。所以,Taylor & Simony的结论是,宏观经济政治环境影响审计收费,不同国家之间的审计收费差异主要是由不同的宏观经济政治环境的决定的。

 

七、其他研究

Brinn, PeelRoberts (1994)研究独立公司与子公司之间的审计收费是否有差别。由于行业可能是影响审计收费的因素之一,所以,他们不用横截面数据,而是采用同一行业的企业数据来控制行业影响。Brinn, PeelRoberts的样本是77个独立的electronic/electrical公司(指不是其他公司的子公司),同时,在同一行业,按销售收入相差不超过10%为标准,为每个企业配对一个属于其他企业附属的公司。全部样本由154electronic/electrical公司组成,数据都取自于1988年。根据这个样本,Brinn, PeelRoberts提出的检验思路如公式(1)所示。

 

(1)

 

公式(1)中,依赖变量是审计收费,解释变量是公司地位,即是独立公司还是子公司,其他变量控制变量,包括企业规模、企业复杂性、审计风险、企业盈利性、会计公司类型、审计时间和会计公司注册地。各个这是具体含义及设计如下:SIZE表示企业规模,用两个变量表示,一是总资产(ASSET),二是总销售收入(SALES);Complexity表示企业复杂性,有三个指标,一是英国境内子公司数量(NOSUB),二是同子公司跨越行业数量(NOSIC),三是存货与总资产之比(STTA);Risk表示审计风险,有9个指标,TLTA表示总负债与总资产之比,LTDTA表示长期负债与总资产之比,LIQRA表示流动资产减去存货后的余额与流动负债之比,CURRA表示流动资产与流动负债之比,WCTA表示营运资本与全部资产之比,LOSST表示企业当期是否亏损,按哑变量处理,LOSSL表示企业上期是否亏损,按哑变量处理,LOSSB表示企业当期及上期是否都亏损,按哑变量处理,ACE表示企业捕捉卡年龄,小于10年取值为1,其他为0Profitability表示企业盈利性,有三个指标,一是资本报酬率(ROCE),二是资产报酬率(ROTA),三是销售报酬率(ROS);Auditor表示会计公司类型,根据是否是Big Eight,按哑变量处理;Audit timing 表示审计时间要求,用是否是忙季(BUSYP),按哑变量处理;Location表示会计公司注册地,分为8个地区,分别用LOND(伦敦)、SE(东南)、SW(西南)、WM(中西)、EM(中东)、NORTH(北方)、SCOT(苏格兰)和WAL(威尔士)表示;Holding status表示企业地位,子公司取值为1,独立企业取值为0

根据上述样本和变量设计,Brinn, PeelRoberts进行统计分析的结果是:影响审计收费的主要因素是客户规模和客户复杂性;子公司收费与独立公司之间的收费并无显著差异;Big Eight对独立公司有溢价,对子公司没有溢价;会计公司注册地位影响收费水平。

 

Karim & Molzer1996Dhaka Stock ExchangeDSE)上市公司为对象研究审计费用的影响因素。在文献综述的基础上,Karim & Molzer确定影响审计费用的因素包括:一是客户规模,规模越大,审计费用越高;二是客户复杂性,表现为分支机构数量、分支机构分布地区、涉及的行业数量、存货占总资产比例和应收账款占总资产比例等,客户的业务越是复杂,审计费用越高;三是审计风险,表现为客户亏损和高负债,审计风险越大,则审计费用越高;四是客户盈利性,客户盈利性对审计费用的影响是双向的,一方面,盈利性强的企业,支付能力强,所以,审计费用可能高,但是,盈利性差的客户,审计风险大,所以,会计公司要求的审计费用可能会增加;五是政府所有权,政府与其他股东不同,可能对审计报告不是太关心,所以,政府股权的存在会降低对审计质量的要求,从而降低审计费用;六是财务年度结束时间,审计忙季会增加审计费用;七是会计公司规模,一般认为,大型会计公司有溢价;八是客户会计人员质量,合格的会计人员是客户内部控制的重要基础,只要能会降低审计费用;九是股票交易性,客户的股票交易程度越高,对高质量审计报告的需求越高,从而审计费用会增加;十是跨国公司的子公司,客户如果是跨国公司的子公司,信息披露和审计的要求增加,从而审计费用增加;此外,还有是否是金融企业(金融企业业务简单会降低审计费用,但是,分支机构多又会增加审计费用,从而使得金融企业与审计费用之间的关系难以确定)、报告使用的语言及报告份数都会影响审计费用。以上分析归纳如表3所示。

 

3 审计费用影响因素及预期方向

名称

定义及设计

预期影响方向

TRADED

股票交易活跃程度

BIG5

国际五大

LOGASSET

总资产的自然对数

NPTOSALE

净利润与销售收入之比

+,-

GOVTOWN

政府持股比例

MNCSUBSI

跨国公司的子公司

ACCOUNTT

客户有合格的会计人员

ENGLISH

年度报告使用英语

YEAREND

6月份结束财务年度

MULTIPLE

年度报告中使用多种语言

LOSS

累计亏损

FINNANCIAL

是金融企业

+,-

LEVERAGE

负债与权益之比

COMPLEA

审计复杂性

   

根据以上分析,Karim & Molzer的样本是121Dhaka Stock ExchangeDSE)交易的公司1992年的审计费用数据,Karim & Molzer进行了两类回归分析,一是全部121个企业作为样本,二是将其中的金融企业剔除,用非金融企业进行分析。分析结果是:客户规模是影响审计费用的最显著因素;Big 5并没有收费溢价;金融企业审计费用高于非金融企业;跨国公司子公司审计费用高于其他企业;客户合格的会计人员与较高的审计费用相联系。

 

Chou & Lee2003指出,审计定价的研究基本上都是以Simunic1980)的模型为基础,基本的检验模型如公式(1)所示,并且都使用横截面数据cross-section dataChou & Lee认为,模型(1)中的客户规模、客户复杂性和审计风险都是会随着时间而发生变化的,所以,横截面数据不能考虑这个因素,这可以造成检验结构不可靠。Chou & Lee认为,将横截面数据和时间序列数据time-series data结合起来,可以解决这个问题。

(1)

 

  在文献综述的基础上,Chou & Lee提出的检验模型如公式(2)所示,公式(2)中,下标i表示公司,下标t表示时间(年度);lnFEE表示审计费用的自然对数;lnTA表示总资产的自然对数;SUB表示子公司数量;RSUB是海外子公司占全部子公司的比例;AC是资产构成变量,在三个指标,一是应收账款占全部资产的比例(ARTA),二是存货占全部资产的比例(INTA),三是流动资产与全部资产之比(CATA);α是回归系数,ε是误差项目。

(2)

 

Chou & Lee的样本是Stock Exchange of Hong Kong十个公司1984–1998的数据。Chou & Lee的检验结论是:(180%的客户中,客户规模(总资产)与审计费用之间存在长期关系;(2)只是在部分公司中,子公司数量、应收账款占资产比例、存货占资产比例对审计费用有长期影响;(3)流动资产占全部资产比例对审计费用也没有短期影响也没有长期影响。

 

第二节 初次审计收费中的削价

  一、DeAngelo (1981)的研究

DeAngelo (1981)研究low balling产生的原因的后果。low balling是指审计师对客户的初次审计initial audit engagement的审计收费低于审计成本,并且,这种定价方法已经成为一种惯例(common practice)。SEC及相关职业组织(Cohen Report)认为,初次审计收费低是指望获得以后的审计收费,这事实上相当于客户的未付审计费用unpaid audit fee),这种做法可能会有损审计独立性。在非审计领域,low balling也相当普通(例如,免费样品),为什么只有审计职业才有会出现问题呢?因为其他领域不需要独立性,而独立性对审计职业来说是非常重要的。DeAngelo 借鉴Watts & Zimmerman1980)的方法来界定审计独立性。Watts & Zimmerman认为,审计对于审计服务消费者的价值处决于审计师的两种能力,一是发现错弊的能力,二是当错弊被发现时,能抑制客户压力,不进行选择性披露的能力。如果假定审计师的技术能力是合格的,则上述两种能力由独立性决定的,所以,独立性是错弊发现时,审计师能报告这种发现的条件概率(conditional probability)。所以,审计师说真话的激励越强,则其审计意见的价值就越大。如果市场认为审计师就是按客户管理者的意志说话,则审计师的意见就没有价值。如果审计师完全独立,即审计师能报告所发现的错弊条件概率为1。但是,这是很难做到的,事实上条件概率介于0-1之间,审计师既有一定的独立性,又一定程度上屈服客户管理者的意志。这其中的一个重要原因就是客户特定准租金(Client specific quasi rents)在起作用。客户特定准租金是审计收费超出可审计成本的部分,审计师将资源投放于特定客户的目的是为了在多期审计服务中获得未来服务的客户特定准租金,只有这种投资的净现值大于零时,审计师才会投资,如果没有客户特定准租金,则审计师对是否继续保持这个客户是无差异的,所以,审计师没有激励来隐瞒已经发现的错弊,在这种情况下,审计师是完全独立的。所以,审计师完全独立的前提条件是没有客户特定准租金。

客户特定准租金为什么会出现呢?现任审计师(incumbent)与潜在的竞争者相比有两方面的优势,第一,从审计师来说,具有初始成本Start up costs优势,因为任何客户的审计都有初始成本,已经经历了初次审计的现任审计师在今后的审计中无须再发生初始成本,所以,相对于潜在的竞争者,就具有优势,DeAngelo 称这种优势为技术优势(technological advantages)。第二,从客户来说,继续聘任现行审计师也具有交易成本优势,因为更换审计师是有成本的(Transactions costs of changing auditors如公告并说明这种变更),DeAngelo 称这种优势为交易成本优势。所以,维持这种审计关系是审计师和客户的共同资产,对于双方都是有利的。在有效市场条件下,客户及审计师都会预期到这种共同资产的存在,所以,在谈判初次审计业务时,客户会考虑这个因素,想竞争获得初次审计业务的审计师在对初次审计业务定价时也会考虑这个因素,从而在审计费用均衡(equilibrium fee structure)中就出现初次审计收费降低。

接着,DeAngelo 用数学方式来推导low balling。前提条件有二个,一是审计师初始成本和客户更换审计师成本的存在,二是审计市场充分竞争。在初始成本存在的情况下,审计师的审计成本的关系如图1所示。图1中,A表示正常审计成本,K表示初始成本,A1表示初次审计时的成本,等于正常成本与初始成本之和。

 

 

设立审计师从第二期开始的审计收费为F,显然,如果F小于A,则审计师长期从事这个业务是没有意义的,所以,审计师的参与条件是F大于A。从客户来说,他当然有激励通过新的审计师的low balling来更换现任审计师,所以,客户继续聘任责任审计师的条件如公式(1)所示。公式(1)所表达的含义是,支付给现任审计师的全部审计费用的现值小于支付给继任审计师的费用现值与客户转换成本之和。公式中,FF/r表示从第二期开始客户要支付给现任审计师的全部审计费用的现值(按无穷期间计算),A2+A/r表示客户从第二期间开始要支付给继任审计师的全部审计费用,由于是充分竞争,继任审计师继任的条件是零利润,所以,审计收费等于审计成本。CS表示客户发生的转换成本。

1

 

  由于假设不同审计师的审计成本相同,则A2等于AK,代入公式(1),并进行变换,得到公式(2)。这是现任审计师收费的最高限度,如果超出这个限度,则客户会更换审计师。

综合上述所述,现任审计师的审计费用范围如公式(3)所示。

4

 

从公式(2)出发,如果假定现任审计师是利润最大化者,则最大可能收费是等于ArCSK/1r),用F表示,首次审计收费用F1表示,全部利润用P表示,则有公式(4)所示的关系式。因为是充分竞争,所以,全部利润等于零。

P=(F1A)+(FA/r=0

    

由于F大于A是审计师的参与条件,所以,上述等于成本的条件是F1小于A,这说是low balling。上述关系如图2所示。图2中,A1表示第一期审计成本,K表示初始成本,F表示从第二期开始的审计收费,F1表示第一期审计收费。从图中可以看出,第一期间是审计收费低于审计成本,发生low balling,从第二次开始,是审计收费高于审计成本,获得客户特定准租金。

 

 

根据上述分析,DeAngelo 的结论是,特定客户未来准租金诱导low ballinglow balling是审计师在竞争中的策略,它本身并不影响审计质量。

  

  二、其他的研究

DeAngelo1981)通过一个审计师定价行为模型得出的结论是,特定客户未来准租金诱导low ballinglow balling是审计师在竞争中的策略,它本身并不影响审计质量。DeAngelo1981)的模型考虑无限期间,并且考虑折现。Schatzberg1990)只考虑两个期间,由于只有两个期间,所以,也不考虑折现。根据这个设定,Schatzberglow balling行为用模型表述如下:设立F1表示第一期审计收费,F2表示第二期审计收费,C表示正常审计成本,y表示审计师的初始成本,z表示客户的审计师更换成本。假设审计师是利润最大化者,则第二期间的审计收费F2如公式(1)所示,如果则高于这个收费水平,则客户有激励更换审计师。公式(1)表达的意见是现任审计师第二期的审计收费不能高于支付给新审计师的费用与客户的更换成本及初始成本之和,由于充分竞争,新审计师的审计收费只能是成本C,赚取零利润。 审计师在两个审计期间的利润之和如公式(2)所示,由于充分竞争,所以,审计师赚取零利润,公式(2)等于零,从而得到公式(3)。对公式(3)进行变换,交将F2E用公式(1)替换,得到公式(4),这个公式中,化简这个公式得到F1Czz显然是大于零的,所以,low balling发生了。

  DeAngelo1981)的模型因为审计成本的交易成本数据无法获得,所以,无法用现实数据来进行检验。Schatzberg用实验方法检验其提出的两期模型,检验结果是支持模型的预期。

 

AICPA(1978)的审计责任委员会在其报告中指出,审计费用削减是对审计独立性的威胁。Simon & Francis1988)认为,初次审计费用削减可能是影响审计独立性的一个必要条件,但是,并不是充分条件,审计费用削减本身并不一定意味着审计独立性的丧失。Simon & Francis研究两个问题,一是初次审计是是否有价格削减?二是如果交初次审计存在价格削减,什么时候审计价格会恢复到正常水平?

Simon & Francis在文献综述的基础上提出的检验模型如公式(1)所示。公式(1)中,LOGFEE是审计费用的自然对数;LOGASSETS是客户总资产的自然对数;SQSUBS是客户子公司数量的平方根;FOREIGN是客户海外子公司占全部子公司的比例;INVREC是客户存货及应收账款占全部资产的比例;OPINION是审计意见类型哑变量,非标准审计意见取值为1,其他为0AUDITOR是会计公司类型哑变量,Big Eight取值为1,其他为0CHGAUD是审计师变量,是本模型中的解释变量(其他变量都是控制变量),这个变量有表明是否是初次审计,有三个指标,CHGAUD84表示1984年是初次审计,CHGAUD8283表示1984年已经是第二期或第三期审计了,CHGAUD7981表示1984年已经是第四期至第六期的审计了,所以,这三个变量的回归系数的大小及方向能为Simon & Francis研究的问题提供答案;u是误差项目。

 

1

 

Simon & Francis的样本是440个公司1984年的审计费用数据,虽然都是1984的数据,但是,审计师的任期(auditor tenure)却不同,这440公司中,60个公司是1984年更换审计师,所以,当年是初次审计,所以,适用变量CHGAUD8415419791983年期间变更了审计师,适用变量CHGAUD8283CHGAUD7981226个公司在19791984年期间没有变更审计师,适用变量CHGAUD7981。事实上这个样本由三部分企业组成,一是19791984没有变更审计师的226家企业,二是19791983变量了审计师但1984年不是初次审计的154家企业,三是1984年变更审计师的60家企业。Simon & Francis选择这样的样本是由其研究的问题所决定的,如果只检验初次审计是否有削价,则只包括1984年变更审计师的60家企业和19791984没有变更审计师的226家企业就可以了,不必包括19791983变量了审计师但1984年不是初次审计的154家企业,样本中包括这部分企业是目的是检验削减的审计价格在什么时候能恢复正常。

根据上述设计和样本,Simon & Francis进行统计分析的结果是:与持续审计相比,初次审计的费用显著降低,比例为24%,在随后的两年中,与持续审计相比,降低比例为15%,到了第四年,审计费用恢复到正常水平。

 

Simon & Francis1988)研究初次审计削价是否存在及价格恢复时间。结论是前三年都有削价,第四年恢复正常。但是,并没有表明初次审计削价的影响因素是什么。Ettredge & Greenberg1990)对Simon & Francis的研究进行扩展,研究影响初次审计削价的因素。Ettredge & Greenberg界定的原因包括:客户财务状况(Client financial health)、审计师类型变化(Change in auditor class)、技术效率(Technological efficiency)、行业专长(Industry expertise)和竞争的审计师数量(Number of bidding auditor)。Ettredge & Greenberg对这些与初次审计收费的关系分析如下:

★客户财务状况:根据DeAngelo1981)的研究, 初次审计削价程度是未来客户准租金的现值。根据这个理论,审计师如果预期与客户的持续时间越长,则削价程度越高。而审计师与客户持续与否的意愿是由客户的财务状况决定的,对于财务状况不好的客户,审计师的意愿期间可能较短,从而未来客户准租金的现值的现值就较低,从而初次审计削价的程度也较低。

★审计师类型变化:Big Eight具有产品差异化,并且可能会有溢价,从而审计收费高于非Big Eight。如果客户的审计师变量是Big Eight与非Big Eight之间发生的,则可能对初次审计收费的影响不同。

★技术效率:不同的会计公司可能技术效率不同,从而具有不同的审计成本,如果由较高审计成本的会计更换具有较低审计成本的公司,则初次审计降价幅度就不多,如果相反,则可能有较多的降价。

★行业专长:具有行业专长的审计师能提高审计效率,从而审计收费可能较低,当然,具有行业专长的审计师也可能会提高审计价格,因为这种会计公司的审计质量高。所以,如果客户的审计师变量是在具有行业专长和不具有行业专长的审计师之间发生的,则可能对初次审计收费降价幅度有影响。

★竞争的审计师数量:竞争的审计师数量越多,降价幅度越大。

Ettredge & Greenberg的变量设计如下:(1)依存变量:FEECUT是新任审计师削价比例,用原审计师最后一次收费减去新审计师收费的余额与原审计师最后一次收费之比表示。(2)解释变量:SCORE是客户财务困境预测指标,采用Zmijewski1984)的方法,根据客户流动资产、财务杠杆及资产报酬率等指标计算,这个指标与初次审计收费降价幅度负相关;CHGCLASS是不同审计师变更变量,如果是从非Big Eight变为Big Eight取值为1,从Big Eight变为非Big Eight取值为-1,其他情形的变更取值为0,根据上述赋值方法,这个变量与与初次审计收费降价幅度负相关;CHGEXP1CHGEXP2表示审计师行业专长变化情况,CHGEXP1等于新任审计师在客户所在行业的审计市场份额减去原来审计师在客户所在行业的审计市场份额,市场份额根据审计师的收入总额计算;CHGEXP2是客户管理者认可程度哑变量,如果管理者认为新任审计师有行业专长,则取值为1,其他为0;这两个指标与初次审计收费的关系不具有确定性;NBID表示参与竞争的审计师数量,这个指标与初次审计收费降价幅度正相关;CHGEFE审计师相对成本优势或劣势的变化,等于FEERESO减去FEERESNFEERESO表示原来审计师的相对成本优势或劣势,等于原来审计师费用模型中的误差项目与原审计师收费的自然对数之比,FEERESN新任审计师的相对成本优势或劣势,等于新任审计师费用模型中的误差项目与新任审计师收费的自然对数之比,原来审计师和新任审计师的费用模型相同,如公式(1)所示,只是分别用原来审计师亚样本和新任审计师亚样本分别估计,所以,误差项目不同。

公式(1)中,LOGFEE是审计费用的自然对数;LOGASSETS是客户总资产的自然对数;SQSUBS是客户子公司数量的平方根;FOREIGN是客户海外子公司占全部子公司的比例;INVREC是客户存货及应收账款占全部资产的比例;OPINION是审计意见类型哑变量,非标准审计意见取值为1,其他为0AUDITOR是会计公司类型哑变量,Big Eight取值为1,其他为0IND为行业变量,共有17个行业,所以,共有17个名义变量。误差项目u事实上是上述变量不能解释的因素,Ettredge & Greenberg将其界定为成本优势或劣势。根据上述变量设计,Ettredge & Greenberg提出的检验模型如公式(2)所示。

Ettredge & Greenberg的样本来自于Public Accounting Report 19831987年期间的审计师变量数据中,共有389例审计师变更有审计费用变化比例数据,这其中,163例有原来审计师最后一次收费和新任审计师收费数据。所以,Ettredge & Greenberg389例称为“全部样本”,将163例称为“全部数据样本”。用于公式(2)检验的样本是“全部数据样本”。

根据上述设计和样本,Ettredge & Greenberg进行统计分析的结果是,全部数据样本初次审计收费降价幅度为25%,对于全部数据样本进行回归分析的结果是,除了客户财务状况与降价幅度的关系不显著外,其他均显著相关。

 

关于初次审计是否有降价行为有两种不同的解释,DeAngelo1981)指出,由于交易成本(客户更换审计师的成本和审计师对新客户进行审计的初始成本),使用现任审计师具有特定客户准备租金,审计师为了获得这种准租金,初次审计会降价(low balling)。Dye1991)则指出,从审计费用能推测是否有准租金的存在,如果审计报告使用者发现审计费用中有客户特定准租金,则会认为审计师不独立,从而其审计报告不可信,如果审计费用公开披露,则会抑制准租金的存在,从而也会抑制审计时的降价行为。总之,DeAngelo认为初次审计有降价,而Dye则认为,如果审计费用是公开披露的,则初次审计没有降低。澳大利亚公司的审计费用要求公开,所以,Craswell & Francis1999)用澳大利亚公司的审计费用数据来检验上述两种理论。如果初次审计没有降价,则Dye的理论得到支持,如果有降价,则DeAngelo的理论得到支持。

在文献综述的基础上,Craswell & Francis提出的检验模型如公式(1)所示。公式(1)中,LAF是依存变量,用审计费用的自然对数表示;INITIAL是解释变量,按哑变量处理,初次审计取值为1,其他为0;其他变量都是控制变量,LTA是客户总资产的自然对数;SUBS是客户子公司数量的平方根;FOR是海外子公司占全部子公司的比例;CATA是流动资产占全部资产的比例;QUICK是速动比率;DE是长期负债与总资产之比;ROI是息税前资产报酬率;OPIN是审计意见哑变量,非标准审计意见取值为1,其他为0YE是审计时间哑变量,忙季取值为1,其他为0LOSS是客户前三年是否有过亏损,发生过取值为1,其他为0BIG 8是会计公司类型哑变量,BIG 8取值为1,其他为0e是误差项目。

 

1

 

  

Craswell & Francis的样本是Australian Stock Exchange 上市公司19851987年的1468组审计费用,其中1244组没有不是初次审计,244组是初次审计(审计师变更)。244组是审计师变更中,在BIG 8内部变量的40个,在非BIG 8内部变更的74个,从非BIG 8变为BIG 880组,从BIG 8变为非BIG 830组。

根据这个样本和上述模型,Craswell & Francis分别检验全部样本和按审计师变量的四种情况分别检验,统计分析的结果是,初次审计降价只发生在从非BIG 8变为BIG 8的审计师变更,Craswell & Francis认为,这可以由规模经济和服务质量来解释。Craswell & Francis的结论是,检验结果支持Dye的理论,即在审计费用公开披露的情况下,初次审计没有降价行为。

 

第三节 大型会计公司审计收费中的溢价

一、Simunic1980)的研究

大型会计公司是否因为垄断而提高审计收费呢?Simunic1980)建立了一个审计需求及定价模型,并检验用397家企业的数据检验了这个模型。Simunic的结论是,Big Eight并不存在垄断而提高审计收费的行为,普华会计公司的较高收费是产品差异化所致,不是垄断所致,因为在其他7Big Eight存在的情况下,普华会计公司无法垄断。

1. 审计需求和定价模型

1)被审计单位综合财务报告系统总成本。Simunic认为,对于被审计单位(Auditee)来说,审计服务是一种经济品(economic),与一般的经济品一样,被审计单位对它的消费也是要达到边际效用与边际成本相等。同时,审计服务还具有替代性,被审计单位将审计服务作为其综合报告系统(overall financial reporting system)的组成部分,这个系统还包括被审计单位自身的会计系统(包括内部审计),这个系统的产出是财务报告,审计服务和会计系统之间有替代性,较强的会计系统可能消费较少的审计服务,相反,较弱的会计系统可能需要较多的审计服务。根据上述内容,被审计单位对这个综合财务报告系统的成本包括审计服务和会计系统,哪么,被审计单位从这个综合财务报告中的效用是什么呢?Simunic认为,可以设定为财务报告可能责任的避免(liability avoidance),如果被审计单位可能选择是否对外披露财务报告,如果被审计单位披露错误的财务报告不会此致责任,则被审计单位不会有审计需求,也没有必须建立较强的会计系统,被审计单位之所以有审计需求,之所以要建立较强的会计系统,其原因就是必须如实披露财务报告。所以,被审计单位的效用就是财务报告可能责任的避免,或者说是财务报告责任可能损失的避免(即由于错误的财务报告可能引致的财务报告使用者的诉讼而引致的损失)。如果将财务报告责任可能损失的避免看成一种成本降低,则被审计单位在综合财务报告系统中总成本包括会计系统成本、审计费用和财务报告责任可能损失,会计系统成本、审计费用之间具有替代性,它们二者与财务报告责任可能损失之间则存在负相关,所以,被审计单位的目标是总成本最低。

2)变量界定及基本关系。如果,a表示被审计单位投入会计系统的资源数量;q表示被审计单位消费的审计资源数量,也就是审计师提供的审计服务数量;v表示被审计单位投入会计系统的单位资源的价格,即内部资源单价;c表示从审计师角度出发的单位审计资源的价格(不是单位审计服务的价格,这是从被审计单位角度来考虑的审计价格);用p表示单位审计服务的价格,被审计单位的审计费用就是pq;用表示财务报告可能引致损失的现值,则于aq的投入决定,所以,,并且它们之间有如下关系式:

如果用θ表示审计师承担的财务报告引致损失比例,则,这个表达式的意思是,被审计单位和审计师联系并分别对财务报告使用者承担责任(Jointly and severally liable to financial statements users),也就是说,当二者都有能力承担责任时,各自承担自己份额的责任,但是,当一方由于财务困境而无法承担责任时,另一方面承担联带责任。

2)竞争市场下的审计需求。如果用TC表示被审计单位的总成本,由它包括三部分,一是被审计单位自身的会计系统投入,二是支付给审计师的审计费用,三是承担的财务报告可能损失,被审计单位当然期望总成本最低,用函数关系表达如公式(1)所示。

从审计师角度来说,其总成本包括两部分,一是投入资源的成本cq,二是承担的财务报告可能损失,所以,期望总成本如公式(2)所示。

在竞争环境下,审计师赚取零利润,所以,,将公式(2)公共秩序公式(1),得到公式(3),并化简为公式(4)。

  公式(4)是被审计单位的目标除数,对这个除数求导数,得到被审计单位总成本的最低条件如公式(5)所示,这个条件表示,被审计单位对审计服务的需求最优水平是单位审计资源的增加所带来的审计费用增加与单位审计资源所带来的财务报告可能损失降低相等的点。

 

5

 

3)垄断(非竞争)市场下的审计需求。在非竞争市场下,审计师赚取垄断利润,如果用m表示单位审计资源中垄断利润,则审计师的审计收费如公式(6)所示。将公式(6)代入公式(1),得到被审计单位的总成本函数如公式(7)所示,对公式(7)求导数,得到公式(8),

6

 

7

 

8

 

公式(8)表示,由于垄断提高了单位审计资源的价格,所以,被审计单位对审计的最优需求点也发生了变化,降低了审计需求。降低审计需求之后,与竞争环境相比,对于审计师来说,总审计费用并不一定降低,因为单位审计资源价格提高,即使被审计单位消费的审计资源数量减少,二者之乘积不一定减少,审计师的总审计费用是否降低取决于被审计单位对审计服务的需求弹性,如果需求弹性大,则可能引致较大幅度的审计资源需求降低,从而总审计费用降低,如果弹性不大,则可能是总审计费用不变甚至提高。市场当然只能观察到总审计费用的变化,并不能观察到变化的原因。降低审计需求之后,与竞争环境相比,对于被审计单位来说,如果不增加会计系统投入,则财务报告的质量会下降,从而财务报告可能损失会增大;如果增加会计系统投入,则一定程度上可以抵消审计资源减少所带来的财务报告质量下降,但是,会计系统与审计资源之间并不是完全可替代的,审计资源的减少并不能完全由会计资源的增加来弥补,所以,总的来说,被审计单位的财务报告质量会下降,从而财务报告可能损失会增加。如此一来,在垄断的情况下,被审计单位的总成本会增加。

4)审计师规模经济(production economy)的影响。当只有一个或少数审计师具有规模经济效应时,这个审计师能赚取经济租金,但是,当有较多的审计师达到规模经济的水平时,审计师之间的竞争会降低经济租金的水平,并且,被审计单位对审计的需求会偏向具有规模经济效应的审计师,所以,规模经济会降低被审计单位综合财务报告系统的总成本。

5)风险决定因素变化。如果财务报告可能损失的风险决定因素变得更为严厉时,被审计单位有四个选择,一是保持会计系统投入和审计需求不变,此时,财务报告可能损失会增加;二是增加会计系统投入,以降低财务报告可能损失;三是增加审计资源投入,以降低财务报告可能损失;四是同时增加会计系统投入和审计资源投入,以降低财务报告可能损失。无论是什么情形,被审计单位的综合财务报告系统的总成本都是升高。当如果财务报告可能损失的风险决定因素变得更为宽松时,则会发生相反方向变化,被审计单位的综合财务报告系统的总成本都是降低。

Simunic根据上述分析,以竞争市场为标杆,Simunic将垄断、审计师规模经济和风险决定因素变化对被审计单位综合财务报告系统总成本的影响归纳如表4所示。

 

4 非竞争环境下被审计单位综合财务报告成本变化方向

(与竞争环境可相比)

 成本项目

不同情形下的变化方向

 

垄断

规模经济

审计师承担的损失比例增加

可能的损失成本增加

 
 

不可观察成本

被审计单位承担剩余损失(财务报告可能引致损失)

 

单位审计服务价格(p

无影响

 

会计系统资源投入(a

无影响

 

审计资源需求(q

无影响

 

可观察成本

审计费用(pq

决定于价格弹性

 

会计系统成本(va

无影响

 

可观察成本合计(va+pq

 

★表示增加成本,◇表示降低成本

 

2.模型检验

1)检验的一个基本条件是确定竞争标杆,由于Big Eight的市场主要集中在大中型被审计单位,以小型被审计单位中的市场集中度较低,所以,可以认为,小型被审计单位是竞争市场,可以作为竞争标杆(competitive benchmark)。

2)审计收费中可能还包括审计师产品差异化的影响,即不同审计师提供的审计服务的质量不同,从而要求不同的价格。一般来说,大型会计公司的审计质量高,所以,大型会计公司的审计定价中可能包括产品差异化的因素。但是,与竞争市场相比,在大型会计公司垄断的审计市场,审计收费还受到垄断定价及规模经济的影响,所以,如果大型会计公司的审计收费与小型会计公司的收费不同,则原因可能较为复杂,需要将二者进行比较考验甄别出原因。Simunic的思路如下:根据审计定价模型中的分析,在非竞争市场中,影响被审计单位审计费用的因素包括垄断、规模经济、可能的财务报告损失及损失分担比例,Simunic将可能的财务报告损失及损失分担比例不能解释的审计费用(对被审计单位来说就是成本)称为成本剩余(cost residual),成本剩余的产生原因可能是垄断,也可能是规模经济,还可能是产品差异化所致(注:也可以理解为成本剩余是客户因素所不能解释的审计费用,也就是由会计公司原因造成的审计费用差异)。究竟是什么原因所致,要比较Big Eight和非Big Eight在大型被审计单位市场和小型被审计单位市场(竞争市场)中成本剩余之间的关系,才能得出结论。Simunic的比较方法如表5所示。

5 成本剩余的原因判断

大型被审计单位

市场

小型被审计单位市场

CRE8CRE

CRE8CRE

CRE8CRE

CRE8CRE

Big Eight产品差异化

Big Eight垄断

Big Eight垄断和规模经济

CRE8CRE

Big Eight的产品差异化和非Big Eight对大型被审计单位的规模不经济

Big Eight没有规模经济

Big Eight垄断和规模经济

CRE8CRE

Big Eight的产品差异化和非Big Eight对大型被审计单位的规模不经济

Big Eight对大型被审计单位的规模不经济

Big Eight规模经济

说明:(1CRE8表示Big Eight的平均成本剩余,CREBig Eight的平均成本剩余;(2Big Eight和非Big Eight同时参与大型被审计单位市场和小型被审计单位市场,小型被审计单位市场是竞争市场,所以,没有垄断因素对价格的因素,但是,规模经济和产品差异化仍然存在。

  

3)检验模型及变量设计。表1中的不可观察变量无法检验,所以,只能检验可观察变量,即审计费用、会计系统成本和可观察总成本。Simunic分别设计了上述三个变量的检验模型及相应的变量。审计费用的检验模型如公式(9)所示,会计系统成本(作用内部审计人员的工资代替)的检验模式如公式(10)所示,可观察总成本(审计费用加内部审计人员工资)的检验模型如公式(11)所示。三个模型中的主要变量含义及预期方向如表6所示。公式(10)和公式(11)中的UTILITY表示公用事业行业,AUDITOR-PW表示普华会计公司,AUDITOR-7表示普华会计公司之外的其他7Big Eight,都按哑变量处理,将Big Eight作这种区分的目的是普华会计公司的审计收费及被审计单位的会计系统成本与显著高于其他7Big Eight,为了提高检验精度,所以,将普华会计公司单独作为变量。

 

9

 

 

10

 

 

11

 

 

11

 

 

 

 

 

6 变量及对综合财务报告成本的预期影响方向

变量类型

变量名称

变量界定

对综合财务报告成本

的预期影响方向

FEE

ICOST  

依存

变量

FEE

年度外部审计费用

 

 

ICOST

年度内部审计人员工资

 

 

解释

变量

AUDITOR

审计师类型,区分为Big Eight和非Big Eight,按哑变量处理,这个变量实际上表示的是平均成本剩余。

如表2所示

财务报告可能 损失控制变量

ASSETS

年末总资产

SUBS

子公司数量

DIVERS

所涉及的行业数量

FORGN

海外资产与总资产之比

RECV

应收账款与总资产之比

INV

存货与总资产之比

损失分担比例控制变量

PROFITS

净收益与总资产之比

无关

LOSS

前三年中,被审计单位有亏损,取值为1,其他为0

无关

SUBJ

如果是非标准审计意见,取值为1,其他为0

无关

审计效率控制变量

TIME

 

现任审计师对本企业审计年数

无关

◆被审计单位和审计师联系并分别对财务报告使用者承担责任,当二者都有能力承担责任时,各自承担自己份额的责任,但是,当一方由于财务困境而无法承担责任时,另一方面承担联带责任。所以,被审计单位的财务状况影响审计师是否需要分担被审计单位应该分担的部分,这些指标表示被审计单位的财务状况。

★表示增加成本,◇表示降低成本

 

4)样本。SimunicWho audits American数据库中选择小型被审计单位659家(其中Big Eight审计的333家,非Big Eight审计的326家),大型被审计单位548家(其中Big Eight审计的425家,非Big Eight审计的123家),对这些被审计单位进行问卷调查,获得有效问卷397份,其中大型被审计单位210份(Big Eight审计的172家,非Big Eight审计的38家),小型被审计单位187份(Big Eight审计的117家,非Big Eight审计的70家)。大型被审计单位指销售收入超过125million美元,小型被审计单位指销售收入小于过125million美元。

5)结果。根据上述设计和样本,Simunic进行统计分析的结果如表7所示,Simunic的结论是,Big Eight并不存在垄断而提高审计收费的行为,普华会计公司的较高收费是产品差异化所致,不是垄断所致,因为在其他7Big Eight存在的情况下,普华会计公司无法垄断。

 

7 检验结果

变量类型

变量名称

对综合财务报告成本

的预期影响方向及检验结果

FEE

ICOST  

依存

变量

FEE

 

 

ICOST

 

 

解释

变量

AUDITOR

预期如表2所示;检验结果:对于AUDITOR-7是竞争市场,无显著价格差异,对于AUDITOR-PW,有价格差异,但是这是产品差异化所致。

财务报告可能损失控制变量

ASSETS

★,Yes

★,Yes

SUBS

★,Yes

★,Yes

DIVERS

★,Yes

★,No

FORGN

★,Yes

★,No

RECV

★,Yes

★,No

INV

★,Yes

★,No

损失分担比例控制变量

PROFITS

◇,No

无关

LOSS

★,Yes

无关

SUBJ

★,Yes

无关

审计效率控制变量

TIME

 

◇,No

无关

★表示增加成本,◇表示降低成本,Yes表示预期得到支持,No表示没有得到支持。

 

 

  二、其他研究

关于Big Eight 是否有收费溢价,Simunic1980)和Francis1984)的研究结论恰好相反,Simunic1980)的结论是Big Eight没有溢价,Francis1984)的结论是Big Eight有溢价。Francis & Stokes1986Simunic的审计定价模型,以澳大利亚企业对对象,来检验Big Eight是否有溢价。根据Simunic1980)的审计定价模型,假定小客户市场是竞争市场,没有垄断因素,只有将大客户市场与小客户市场相互比较才能判断Big Eight是否有溢价,具体情形归纳如表8所示。

8 Big Eight和非Big Eight收费差异的原因

大客户市场

小客户市场

B8NB8

B8NB8

B8NB8

B8NB8

CP

M

MS

B8NB8

CPD

C

MS

B8NB8

CPD

CD

CS

B8表示Big Eight的审计收费,NB8表示非Big Eight的审计收费,C表示对大客户竞争定价,M表示对大客户垄断定价,P表示Big Eight产品差异化,S表示Big Eight规模经济,D表示非Big Eight规模不经济

  

Francis & Stokes的变量设计如下:(1)依存变量:审计费用。(2)解释变量:区分为Big Eight和非Big Eight,按哑变量处理,Big Eight取值为1,其他为0。(3)控制变量:使用Francis1984)的控制变量,客户规模,用总资产的自然对数表示;客户复杂性,用子公司的平方根表示;短期财务结构用速动比率表示;长期财务结构用权益与全部负债之比表示;资产类型,用存货加应收账款与全部资产之比表示;审计风险有三个指标,一是审计意见类型,标准审计意见用1表示,其他为0,二是客户盈利性,用息税前收益与总资产之比表示,三是前三年是否有亏损,如果有则取值为1,其他为0;审计时间是否是高峰期,按哑变量处理。

Francis & Stokes的样本是Australian Graduate School of Management Annual Report Data Files 1983年的数据,按总资产为标准,选择最大的100个和最少的100个上市公司为样本,由于有的公司数据不全,最终样本是最大的公司和最少的公司各96个。根据上述设计和样本,Francis & Stokes进行统计分析的结果是,在小客户市场中,Big Eight有溢价,在大客户市场中,Big Eight没有溢价。

 

Palmorse1986)指出,关于大型会计公司(Big Eight)是否有收费溢价,存在三种不同的观点,第一种观点认为,Big Eight形成了卡特尔(cartel),垄断审计市场,收取高的审计费用;第二种观点认为,大型会计公司审计质量高,所以,审计收费也高,Big Eight的收费高于其他会计公司是因为Big Eight的审计质量高所致;第三种观点认为,大型会计公司规模大,由于规模经济的作用,这些会计公司的收费要低于其他会计公司。检验上述三种观点的方法是,如果发现大型会计公司与审计收费之间显负相关,则打拒绝第一种和第二两种观点,接受第三种观点,如果能发现大型会计公司与审计收费之间显正相关,则第三种观点可能拒绝,但是,无法区分第一种和第二两种观点。

Palmorse要检验会计公司规模与审计收费之间的关系。在文献综述的基础上,Palmorse提出的检验模型如公式(1)所示。

公式(1)中,ln表示取自然对数;Fee是审计收费;Assets是企业规模,用总资产表示;Reports是客户要求的报告数量;Locations是审计对象的分机机构分布的地点数;RAI由于客户的投入而减少的审计收费占全部审计收费的比例,由客户估计;O表示所有权结构,区分为公众公司和非公众公司;ST表示审计意见是否是标准审计意见;IS表示是否是行业专业会计公司,根据会计公司在特定行业的市场份额,区分为行业专业和非行业专业会计公司两种类型;B8表示是否是Big Eight,按哑变量处理;CI是客户所在行业;μ是误差项目。

根据Standard & Poor Register of Corporation, Directors, and Executives1981)和Who Audit American 1980)数据库中361个企业19801981年的审计收费数据,Palmorse进行统计分析的结果是,会计公司规模与审计收费显著正相关,未发现行业专业和非行业专业会计公司的审计收费之间的系统性差异。

 

有关会计公司规模与审计收费之间关系有不少的研究,根据这些研究(Simunic,1980; Palmorse,1985; Simon,1985; Mather et al ,1985; Francis,1984; Francis & Stokes, 1986)可以得出两点结论,一是对于大客户市场来说,会计公司规模与审计收费之间的关系并无明确结论;二是对于小客户市场来说,会计公司规模与审计收费之间的呈现正相关关系。Francis & Simon1987)以美国小客户审计市场对研究对象,检验在这个市场中,会计公司规模与审计收费之间的关系。

他们提出的检验模型如公式(1)所示,公式(1)中,LOGFEE表示审计收费,用收费金额的自然对数表示;LOGASSETS表示总资产的自然对数(表示客户规模);SQSUBS表示子公司数量的平方根(表示审计复杂性);FOREIGN表示海外子公司比例(表示审计复杂性);INVREC表示存货及应收账款占全部资产的比例(表示审计风险);OPINION是审计意见哑变量,如果是非标准审计意见则取值为1,其他为0(表示审计风险);AUDITOR区分为Big Eight、全国性会计公司和地方性会计公司三类,按哑变量处理。

1

 

  Francis & Simon界定销售收入小于125million美元的确定为小规模客户,根据这个标准,Francis & Simon根据Moody Industrial and OTC Industrial manuals220个公司1984年的审计收费数据进行统计分析的结果是,Big Eight与全国性会计公司和地方性会计公司相比,都有溢价。

 

Che-Ahmad & Houghton1996)指出,对于会计公司来说,产品具有差异化(product differentiation)就是指审计质量高(audit quality differential),关于大型会计公司的产品差异化原因有多种解释理论。DeAngelo (1981)认为,由于会计公司初始成本和客户变更审计师成本的存在,会计公司能够在审计业务的持续中获得客户特定准经济租金(client specific quasi economic rents),所以,会计公司希望保持现有客户。在保持客户方面,大型会计公司具有优势,因为规模大,不会因为个别客户的丧失而招致收入的大幅度下降,所以,在保持客户的同时,不会影响审计质量,并且更有激励通过审计质量来提高名誉以进一步保持客户。总之,审计质量是会计公司为获得客户特定准经济租金的副产品。这种理论称为客户特定准经济租金理论。Francis and Wilson (1988)认为,审计质量是会计公司的一种品牌投资(brand name investment)。通过审计质量,建立良好的品牌,从而获得较多的客户和较高的收费。这种理论称为品牌投资理论。Simunic and Stein (1987)提出一种需求基础模型(demand-based model),他们认为,对于公司最高管理者来说,审计服务有两个两方面的价值,一是对内公司控制,二是对外报告信用。对内公司控制是适应公司内部代理矛盾的需要,对外报告信用是适应外部代理矛盾和需要。对于对外报告信用来说,会计公司的品牌是非常重要的因素。

上述理论都说明,大型会计公司的审计质量高。Che-Ahmad & Houghton要检验的是,高审计质量能否带来高审计收费。

Che-Ahmad & Houghton设计的检验模型如公式(1)所示,公式(1)中,AFEE是审计收费,用收费金额的自然对数表示;Aud是会计公司规模变量,区分为Big EightNon Big EightSize是客户规模,用客户总资产的自然对数表示;Complex是客户业务复杂性,用客户下属单位个数加1表示,1表示客户的总部;Risk是客户系统风险,用β风险表示;Season表示客户的审计时间是否在忙的季节,按哑变量处理;Location表示会计公司所在地区,不同地区的会计公司可能收费也有区别,按哑变量处理;μ是误差项目。

1

 

Che-Ahmad & Houghton的样本由非Big Eight审计的42Times 1000中型企业,并为每个企业按行业和规模配对一个由Big Eight审计的企业,共84个企业组成。根据这个样本和上述模型,Che-Ahmad & Houghton进行统计分析的结果是,未发现Big Eight的审计收费中有溢价price premium),也就是说,未发现Big Eight与审计收费之间的正相关关系,但是,发现客户规模、客户复杂性和客户风险auditees’ size, complexity, and risk与审计风险显著正相关,也未发现会计公司位置auditor location与审计收费之间的关系。

 

Carson et al (2004)指出,关于大型会计公司是否有收费溢价有许多研究,Simunic1980)发现会计公司规模与审计收费无关,Francis (1984)发现对于小客户和大客户市场,Big 8都有溢价,Francis & Stokes (1986)发现对于小客户市场,Big 8 有收费溢价,但是,对于大客户市场无溢价。Carson et al 认为,因为小客户市场是大型会计公司和小型会计公司共同竞争的市场,而大客户市场主要是大型会计公司之间的竞争,所以,在小客户市场,大型会计公司应该收费溢价。

在文献综述的基础上,Carson et al 提出的检验模型如公式(1)所示。公式(1)中,ln(Fee)是审计费用的自然对数;ln(Assets)是总资产的自然对数;Subs是子公司数量的平方根;Foreign是国外子公司占全部子公司的比例;Mining是矿山行业哑变量,是矿山行业取值为1,其他为0CATA是流动比率,即流动资产与总资产之比;Quick是流动资产减去存货后的剩余与总资产之比;Leverage是长期负债与总资产之比;ROI是息税前盈利与总资产之比;Opinion是审计意见哑变量,非标准审计意见取值为1,其他为0YE是财务年度哑变量,不是6月份结束的取值为1,其他为0Loss是亏损哑变量,前三年中有一年发生过亏损的取值为1,其他为0ln(Other services)是审计之外的其他服务费用的自然对数;Big 6是会计公司类型哑变量,Big 6取值为1,其他为0

 

1

 

Carson et al 的样本来自澳大利亚的Who Audits Australia database数据库1995 to 1999的数据,全部样本包括795家公司,其中小客户200家,大客户200家。根据这个样本和上述设计,Carson et al 进行统计分析的结果是,在小客户市场中,五年的数据都发现Big 6与审计收费显著正相关,这说明在这个市场中,Big 6有溢价。在大客户市场中,未发现Big 6与审计收费的系统关系。

 

Cameran (2005)以意大利公司为对象研究二个问题,一是审计收费的决定因素,二是大型会计公司是否有收费溢价。在文献综述的基础上,Cameran提出的检验模型如公式(1)所示。

(1)

 

   公式(1)中,LnFEE是审计费用的自然对数;LnASSETS是总资产的自然对数;RECV是年末应收账款数;INV是年末存货数;LIQ流动资产减去存货后的余额与流动负债之比;BIG是会计公司规模哑变量,大型会计公司取值为1,小型取值为0TEN是已经过去的审计合约年数;EYAR是审计费用支付时间哑变量,当年支付取值为1,其他为0MAND是审计原因哑变量,法定要求取值为1,其他为0U是误差项目。

Cameran的样本是1995–2000期间的338例审计业务(其中法定审计171例)。根据上述模型和样本,Cameran进行统计分析的结果是,客户规模、客户复杂性和审计风险是影响审计收费的主要因素,Big Six中,只有KPMG有收费溢价,其他均没有溢价。

 

第四节 公共部门审计定价

有些国家的公共部门也可以由会计公司审计。本节对公共部门审计收费的相关研究做一简要概述,包括以下内容:影响公共部门审计收费的因素,收费方式对审计费用的影响,垄断对审计收费的影响,审计师招标对审计收费的影响。

 

一、影响公共部门审计收费的因素

在美国,有些政府机构也由会计公司进行审计,从而形成一个政府部门审计市场。Rubin1988认为,Simunic1980)的私营部门审计定价模型用于政府部门审计市场可能不完全适用,要做些修改。Rubin的目的是以Simunic1980)的私营部门审计定价模型为基础,检验影响政府部门审计费用的影响因素。

Rubin对审计公共部门审计定价的因素分析如下:(1)被审计单位规模(auditee size):规模越大,需要付出的审计努力越多。对于政府部门的规模,Rubin用的管辖地区的公民人数表示,并取自然对数。(2)被审计单位风险(loss exposure):如果被审计单位风险较大,则审计师面临的风险增大,从而要求较高的审计费用。Rubin用两个指标量度政府部门的风险,一是人均负债(per capita debt),即政府负债总额与管辖地区的公民人数之比;二是政府债券评级,评级越低,风险越大。(3)被审计单位复杂性(entity complexity):政府的复杂性由基本服务之外的服务决定,基本服务包括警察、消防和市政管理,衡量指标是服务指数(service index),这个指数变量基本服务之外的服务的数量,每一种服务得分为1,全部基本服务之外的服务得分之和就是服务指数,这些服务包括:教育、图书馆、健康、公用设施、福利和住房等。被审计单位复杂性与审计费用正相关。(4)报告复杂性(report complexity):Rubin用三个指标政府部门报告复杂性衡量,一是分别编制的审计报告份数,用自然对数表示;二是财务报告种类哑变量,政府的财务报告分为两种,一是General Purpose Financial Statement (GPFS),二是Comprehensive Annual Financial Report(CAFR)CAFR除了包括GPFS的全部内容外,还包括其他一些内容,所以,CAFRGPFS要复杂,所以,Rubin要区分被审计单位是采用CAFR还是GPFSCAFR取值为1,其他为0;三是审计意见哑变量,越是非标准审计意见,审计师的风险越大,所以非标准审计意见取值为1,其他为0。(5)审计师留任与选择(auditor retention and selection):招标对审计费用有降低效用,初次审计可能有降价,同时,审计次数增加后会有学习效用,从而会降低审计成本,这种成本的降低会一定程度上由被审计单位分享,所以,Rubin设计了二个变量来量度审计师留任与选择,一是审计师招标哑变量,采用招标方式的取值为1,其他为0;二是审计师任期哑变量,经常更换审计师的取值为1,其他为0。(6)审计成本(audit production cost):有两个变量,一是审计时间,如果是高峰期,则审计成本较高,所以,按哑变量处理,高峰期取值为1,其他为0;二是被审计单位CFO任职时间,CFO任职时间越长,则与审计师的合作可能越好,从而能降低审计成本。(7)审计师规模(auditor size):有的实证研究表明,Big Eight有溢价,Rubin区分Big Eight和非Big Eight,按哑变量处理,Big Eight取值为1,其他为0

根据以上分析,Rubin提出的检验模型如公式(1)所示,公式(1)中,ln(FEE)是审计费用的自然对数;ln(POP)是被审计单位规模,用人口的自然对数表示;ln(DEBT)是人均负债的自然对数;RATING是政府债券评级哑变量,如果评为非投资等级,则取值为1,其他为0; INDEX是服务指数;ln(REP)是分别编制的审计报告份数的自然对数;CAFR是被审计单位财务报告哑变量,如果是CAFR则取值为1,其他为0MOD是审计意见哑变量,非标准审计意见取值为1,其他为0TENBID是审计师选择哑变量,招标的被审计单位取值为1,其他为0TENNOBID是审计师任期哑变量,不经常更换的取值为1,其他为0BUSY是审计时间哑变量,11月至3期间的取值为1,其他为0FOTEN是被审计单位CFO类型哑变量,任期较长的取值为1,其他为0SB8LNB8LB8的审计师与城市规模结合变量,SB8表示小城市由Big Eight审计,取值为1,其他为0LNB8表示大城市由非Big Eight审计,取值为1,其他为0LB8表示大城市由Big Eight审计,取值为1,其他为0u是误差项目。

1

 

  Rubin的样本是美国189个城市1982年的审计费用数据(这些城市都是由会计公司审计),根据这个样本和上述模型,Rubin进行统计分析的结果是:被审计单位规模是审计费用的相关性最强,被审计单位风险与审计费用显著正相关,被审计单位复杂性与审计费用显著正相关;招标和审计师更换与审计费用显著负相关;审计时间(忙季)与审计费用显著正相关;被审计单位CFO任期与审计费用显著负相关;未发现其他变量与审计费用的系统关系。

 

Rubin1988)建立的政府审计部门审计费用模型中考虑的因素包括被审计单位规模、被审计单位风险、被审计单位复杂性、报告复杂性、审计师留任与选择、审计成本和审计师规模。Ward, ElderKattelus1994Rubin1988)的模型进行扩展,增加以下因素对政府部门审计费用的影响:审计经验(auditor experience),指审计师是否具有政府部门审计经验;调整数量(number of adjusting entries):即审计师建议的会计调整项数;保留意见(qualified opinions):即审计意见是保留意见,不是无保留审计意见;代理成本(agency cost):政府官员和公民之间有代理成本,政府官员掌握的资源越多,代理成本越高,代理成本与审计费用正相关;政治成本(political competition):正常之间的竞争程度可能对审计影响责任政府的行为,从而影响审计费用。

根据以上分析,结合Rubin1988)确定的变量,Ward, ElderKattelus提出政府部门审计费用的解释变量及预期方向如表9所示。

9 影响政府部门审计费用的变量

 种类

变量

符号

预期方向

客户规模

收入的自然对数

LREV

+

审计和报告复杂性

独立基金数量

SFUNDS

+

独立审计的基金数量

COMB

+

综合财务报告

CAFR

+

CFO任期

FITEN

调整分类账笔数

AJE

+

关于固定资产保留意见

FAQUAL

关于其他项目的保留意见

OTQUAL

+

审计师选择和成本

招标选择审计师

BID

审计师任期

AUDTEN

+

审计时间在忙季

BUSY

+

Big 6 审计

BIG_6

+

审计师政府审计经验

EXPAUD

+

客户风险

人均负债

CAPDEBT

+

政府债券评级

BONDRATE

+

代理成本

财产税占全部收入的比例

REVPER

+

财税税率

TAX

+

城市治理方式

MGR

不一定

城市所有权形式

TYPE

不一定

政治成本

官员任期

TURNOVER

+

小数党席位数量

MINPAR

+

  

  根据上述设计,Ward, ElderKattelusMichigan 地区86个城市、79个镇和6个村庄1988年的审计费用数据进行统计分析的结果是:审计师政府审计经验与审计费用正相关;调整分类账笔数与审计费用正相关;未发现保留意见与审计费用之间的系统关系;代理成本与审计费用正相关;未发现政治成本与审计费用之间的系统关系。

 

  二、收费方式对审计费用的影响

Thorne et al (2000)以会计公司对美国北卡罗来纳州(North Carolina)地方政府机构的审计为对象,研究审计收费方式对审计费用的影响。审计收费有两种主要方式,一是固定收费合约(fixed fees contracts),二是成本付还合约(cost reimbursement contracts)。在固定收费合约下,审计师向客户收取有审计费用是审计前事先约定好一个固定数字,事后并不改变,并且不考虑审计师事后实际投入的资源(当然,在合约谈判时会已经考虑这些因素)。在成本付还合约下,事先没有约定好审计费用总额,但是,约定好不同审计人员投入审计时间的单价,总的实际审计费用由实际投入的种类审计人员的时间及相应的单价来确定。可以预期,不同收费方式下,审计人员的行为方式可能会不同,从而总的审计费用可能不同。Palmrose1989)对上市公司的研究发现采用固定收费方式时,审计费用较低,但是,并没有发现审计收费方式与审计时间的系统关系,这说明固定收费方式在降低审计费用的同时并没有带来审计师审计投入的降低。根据Palmrose的结论,Thorne et al预期,在会计公司对公共部门的审计中,固定收费方式下的审计费用会低于成本付还合约下的审计费用。但是,为什么审计师对不同的客户会采取不同的审计收费方式呢?Raman & Wilson1992)对上市公司的研究发现,当审计师认为客户风险较大时,会通过增加审计程序的方式来降低自己的诉讼风险。所以,Thorne et al预期,在公共部门审计中,当客户的财务状况不好时,审计师可能选择成本付还合约。此外,还有的研究发现,审计师行业专长和客户专门知识也影响审计收费方式,越是具有行业专长的审计师的效率越高,越是偏好固定收费方式,对客户越是了解的审计师的审计效率越高,从而越是偏好固定收费合约。

具体来说,Thorne et al在文献综述的基础上,提出的研究假设如下:假设1:固定收费合约下的审计收费低于成本付还合约下的审计收费;假设2:随着客户的财务风险的增加(降低),选择成本付还合约(固定收费合约)的可能性增加;假设3:随着审计师行业专长的增加(降低),选择固定收费合约(成本付还合约)的可能性增加;假设4:随着审计师对特定客户专长的增加(降低),选择固定收费合约(成本付还合约)的可能性增加。

Thorne et al的检验设计如下:根据上述四个假设,实际上有两类检验,一是不同合约方式对审计收费是否有影响(假设1),二是影响合约方式的因素有哪些(假设2至假设4)?Thorne et al分别设计检验模型。(1)不同合约方式对审计收费的影响:检验模型如公式(1)所示,公式(1)中,Ln(FEE)是依存变量,用审计费用的自然对数表示;CONTRACT是解释变量,固定合约取值为1,其他为0;其他变量都是控制变量,GOVTYPE是客户类型,县(郡)政府取值为1,城市政府取值为0PCDEBT客户的人均负债,即政府总负债与管辖的人员之比;BDRATE是客户的政府债券评级,A级及其以上取值为1,其他为0LN(POP)客户管辖区的人口的自然对数;INDEXP是审计师行业专长变量,用审计师在美国北卡罗来纳州的政府客户数量表示;CLIEXP是审计师特定客户专长变量,用现任审计师对本客户已经审计的次数表示;QUALITY是审计质量哑变量,事后美国财政部所属机构复核确定为完全合格的取值为1,其他为0;下标t表示年度。

 

1

 

2)不同合约方式的选择:检验模型如公式(2)所示,由于本年度的合约方式是由上年度的客户和审计师相关特点所决定的,所以,检验本年度的合约选择方式要用上年年度的数据,公式(2)中的下标t表示当年,下标t-1表示去年。公式(2),中ProbabilityCONTRACTt)是依存变量,表示第t年的合约方式,按哑变量处理,固定费用合约取值为1,其他为0;其他变量的含义与公式(1)相同,只是数据用t-1年的数据。显然,公式(2)只能采用逻辑回归方法。

2

 

 

Thorne et al的样本是美国北卡罗来纳州99个县和87个城市19961995年的数据,其中1995的数据用于检验合约方式的选择。根据上述样本和检验设计,Thorne et al进行统计分析的结果是,假设1和假设3得到支持,假设2和假设4没有得到支持。

 

  三、垄断对审计收费的影响

1991年开始,Australian National Audit OfficeANAO)对于公共部门的审计实行收费制度,对于具有企业性质的政府公司(government corporations),经过主管部门主(不是ANAO)批准后,可以聘用会计公司进行审计,法人化的联邦法定机构也可以聘请会计公司进行审计。所以,ANAO对不同的公共部门的垄断程度是不同的,对政府部门的垄断程度最强,对政府公司的垄断程度最弱,对联邦法定机构的垄断程度处于二者之间。Shailer et al (2004)认为,对于不同垄断程度的公共部门,ANAO可能采取歧视性定价,垄断程度越高,定价越高。

Shailer et al的变量设计如下:(1)依存变量:审计费用,用年度审计费用的自然对数表示。(2)解释变量:ANAO对该类公共部门的垄断程度,设置三个变量,分别表示政府部门、联邦法定机构和政府公司。(3)控制变量:在这种垄断的市场中,ANAO本身的特点对审计收费的影响可以不考虑了(会计公司对客户的审计中,必须考虑会计公司本身的特点),所以,客户复杂性(包括风险)和规模是影响ANAO收费的主要因素。Shailer et al将有关私营部门的复杂性和规模量度方法归纳如表10所示,将有关公共部门的复杂性和规模量度方法归纳如表11所示。在此基础上,Shailer et al将澳大利亚的公共部门分为三种类型,一是联邦法定机构(Commonwealth Statutory Authorities , 二是政府部门(department),三是政府公司(Government Business Enterprises ),在此基础上,分别提出这三类客户的复杂性和规模量度方法如表12所示。

根据上述设计,Shailer et al提出的概念模型如公式(1)所示,公式(1)表达的意思是,审计费用是客户规模(loss exposure)、客户复杂性及风险(complexity/risk)和ANAO垄断能力(monopoly power)的函数,其中ANAO垄断能力是解释变量,而客户规模和客户复杂性及风险是控制变量。

 

 

1

 

根据上述设计,以19921994年期间由ANAO审计的198个客户的收费数据为样本,Shailer et al进行统计分析的结果是,ANAO对公共部门的定价存在歧视行为,垄断程度与定价水平正相关。

 

10 影响审计收费的复杂性和规模(私营部门)

研究

客户复杂性/风险

客户规模

复杂性

某种资产占全部资产的比例

Simunic(1980)

子公司数量

行业数量

海外资产

 

Taylor& Baker(1981)

子公司数量

 

总资产

Francis(1984)

 

子公司数量

流动资产

总资产

Simon(1985)

子公司数量

流动资产

总资产

Francis & Stokes(1986)

子公司数量

存货

应收账款

总资产

Palmrose(1986)

 

地理颁布数量

报告份数

 

总资产

Francis & Simon(1987)

 

子公司数量

海外资产

存货

应收账款

总资产

Simon & Francis (1988)

 

子公司数量

海外子公司占全部比例

存货

应收账款

总资产

Haskins & Williams  (1988)

子公司数量

 

总资产

净收益

总收入

Gist  (1992)

审计地点数量

子公司数量

 

总资产

总收入

Chan, Ezzamel, & Gwilliam (1993)

子公司数量

所有权分期状况

 

总收入

Anderson & Zeghal (1994)

海外子公司数量

存货

应收账款

总资产

Pong & Whittington (1994)

子公司数量

 

总资产

总收入

Butterworth & Houghton (1995)

子公司数量

 

总资产

Jubb, Houghton & Butterworth (1996)

子公司数量

存货

应收账款

总资产

 

11 影响审计收费的复杂性和规模(公共部门)

研究

复杂性

规模

Baber, Brooks, & Ricks (1987)

 

人口数量

Rubin,(19881992

服务指数

服务种类

客户收入

人口数量

Copley, 19891991

服务种类

人口数量

Sanders, Allen, & Korte (1995)

报告数量种类

人口数量

 

12 三类公共部门复杂性和规模量度指标

客户

复杂性和风险

规模

政府

部门

1.流动资产与全部资产之比;2.审计意见类型,非标准审计意见取值为1,其他为03.服务种类数。

1.部门费用;2.总资产

联邦法定机构

1.流动资产与全部资产之比;2.审计意见类型,非标准审计意见取值为1,其他为03.服务种类数;4.附属单位数量;5.是否是法人组织,按哑变量处理。

1.部门费用;2.总资产

政府

公司

1.流动资产与全部资产之比;2.审计意见类型,非标准审计意见取值为1,其他为03.附属单位数量;4.是否是法人组织,按哑变量处理。

1.部门费用;2.总资产

在运用模型分析时,部门费用总额、总资产及审计费用都取自然对数

 

  四、审计师招标对审计收费的影响

澳大利亚NSWNew South WalesLocal Government Act 1993规定,NSW地方政府的审计服务必须以招标的方式选择审计师compulsory audit tendering,引入了强制审计招标制度,每六年为一期every six years,现任审计师可以参加第二期的投标。Boon et al (2005)研究这种审计服务招标制度能否带来审计费用的降低。在文献综述的基础上,Boon et al提出如下假设:假设1:强制审计招标制度后,审计费用会降低。假设2:伴随审计招标制度降低审计费用后,在招标后一个较长的时期内,审计费用不会发生变化。

1993年的法令颁布之后,1994年为过度时期,第一期间招标(the first tender)包括的时间范围是1995-2000,第二期间招标(the second tender)包括的时间范围是2001-2007。第一期的招标之前的数据是19931994这两年的数据,招标之后的数据是19952001年这6年的数据。126NSW地方政府招标前2年应该有252组审计费用数据,招标后6年应该有756组审计费用数据,但是,由于有些数据不全,所以,最终样本是988组数据。对于第二期招标,Boon et al选择招标前1年(2000年)及招标后一年(2001年)的数据,126NSW地方政府共252组数据。

在文献综述的基础上,Boon et al提出的检验模型如公式(1)所示,公式(1)中,LnIndAF是年度审计费用的自然对数;PrePOST 分为两个变量PrePOST1PrePOST2,分别测试,PrePOST1是年度哑变量,招标后取值为1,招标前取值为0PrePOST2是年度变量,共8年,第一年为基年,从第二年开始,按年度顺序分别取值为28LnIndRev是客户总收入的自然对数;Auditor size是会计公司规模哑变量,大型会计公司取值为1,其他为0NCA/TA是非流动资产与全部资产之比,这个指标表示客户复杂性;NCL/TA是非流动负债与全部资产之比;Opinion是审计意见哑变量,非标准审计意见取值为1,其他为0;上述两个指标表示审计风险;Locn是客户类型哑变量,大城市(metropolitan)取值为1,其他为0Rotators是审计师是否轮换,轮换取值为1,其他为0Specn是审计师是否是政府审计专业会计公司,用会计公司在政府审计市场中的市场份额表示;ε为误差项目。

 

(1)

 

根据上述样本和模型,Boon et al进行统计分析的结果是两个假设均得到支持,第一期招标带来审计费用降低40-45%,并且招标之后的6年间基本保护不变。Boon et al的结论是,强制审计招标能降低审计费用,招标带来的审计费用节约能持续一个较长时期。

 

本章参考文献

AICPA(American Institute of Certified Public Accountants), Commission on auditor responsibilities: Report, conclusion, and recommendation, 1978.

Abdel-khalik, A.R. (1990). The jointness of audit and demand for MAS: self selection analysis. Contemporary Accounting Research, Vol. 6, No. 2, pp. 295-322.

Anderson, T. & Zeghal, D. (1994), The pricing of audit services: evidence from the Canadian Market. Accounting and Business Research, 24(95), pp. 195– 207.

Baber, W. R., Brooks, E. H. & Ricks, W. E. (1987), An empirical investigation of the market for audit services in the public sector. Journal of Accounting Research, 25(2), Autumn, pp. 293–305.

Boon,K., Crowe, S., McKinnon1,J., and Ross, P. Compulsory Audit Tendering and Audit Fees: Evidence from Australian Local Government. International Journal of Auditing. 9: 221-241 (2005).

Butterworth, S. & Houghton, K. A. (1995), Auditor switching: the pricing of audit services. Journal of Business Finance and Accounting, 22(3), April, pp. 323–344.

Beck, P. J., Frecka, T. J., & Solomon, I. (1988). A model of the market for MAS and audit services: Knowledge spillovers and auditor–auditee bonding. Journal of Accounting Literature, 50–64.

Brinn,T., Peel, M.J., Roberts, R. Audit fee determinants of independent & subsidiary unquoted companies in the UK-an exploratory study. British Accounting Review (1994) 26, 101-121.

Copley, P. A. (1989), The determinants of local government audit fees: additional evidence. Research in Government and Nonprofit Accounting, 5, pp. 3–23.

Copley, P. A. (1991), The association between municipal disclosure practices and audit quality. Journal of Accounting and Public Policy, 10, Winter,

pp. 245–266. pricing in the small-client segment of the US audit

Chan, P., Ezzamel, M. & Gwilliam, D. (1993), Determinants of audit fees for quoted UK companies. Journal of Business Finance & Accounting, 20(6), November, pp. 75–86.

Chou, W. L., Lee, D, S-Y.  Cointegration Analysis of Audit Pricing Model: A Panel Unit Root Test Approach. Journal of Business Finance & Accounting, 30(7) & (8), September/October 2003.

Cooke, T. E. and R. S. O. Wallace. 1990. ``Financial Disclosure Regulation and its Environment: A Review and Further Analysis.'' Journal of Accounting and Public Policy, 9: 79110.

Cohen Commissioncommission on auditor responsibility, Report, conclusion, and recommendation. New York: commission on auditor responsibility, 1978.

Craswell, A.T., Francis, J.R. Pricing initial audit engagements: a test of competing theories. The Accounting Review, Vol. 74, No. 2 (Apr., 1999), 201-216.

Carson, E., Fargher,N., Simon, D.T., and Taylor, M.H. Audit Fees and Market Segmentation – Further Evidence on How Client Size Matters within the Context of Audit Fee Models. International Journal of Auditing 8: 79–91 (2004).

Cameran, M.  Audit Fees and the Large Auditor Premium in the Italian Market. International Journal of Auditing. 9: 129–146 (2005).

Che-Ahmad, A., Houghton, K.A. Audit Fee Premiums of Big Eight Firms: Evidence from the Market for Medium-Size U.K. Auditees. Journal of International Accounting & Taxation, 5( 1):53-72,1996.

DeAngelo, L.E. 1981. Auditor size and audit quality. Journal of Accounting and Economics 3(3):183-189.

DeAngelo, L..E. Auditor independence, low balling, and disclosure regulation. Journal of Accounting and Economics 3 (1981) 113-127.

Dye, R. 1991. Informationally motivated auditor replacement. Journal of Accounting and Economics 14: 346-374.

Deberg, C. L., Kaplan, S. E., & Pany, K. (1991). An examination of some relationships between non-audit services and auditor change. Accounting Horizons, 5, 17– 28.

Ettredge, M., Greenberg, R. Determinants of fee cutting on initial auditing engagements. Journal of Accounting Research, Vol. 28, No. 1 (Spring, 1990), pp. 198-210.

Elmer, P. and Borowski, D. Autumn 1988. An expert system approach to financial analysis: The case of S & L bankruptcy. Financial Management 17(3):66-77.

Francis, J. Aug. 1984. The effect of audit firm size on audit prices: A study of the

Australian market. Journal of Accounting and Economics 6(2):133-151.

Francis, J. and Simon, D. Jan. 1987. A test of audit pricing in the small-client

segment of the U.S. audit market. The Accounting Reuiew 62(1):145-157.

Firth, M. Spring 1985. An analysis of audit fees and their determinants in New

Zealand. Auditing: A Journal of Practice and Theory 4(2):23-37.

Firth, M. The provision of non-audit service and the pricing of audit fees. Journal of Business Finance and Accounting 24 (3), April 1997.

Francis, J., and E.R. Wilson. 1988. Auditor changes: A joint test of theories relating to agency costs and auditor differentiation. The Accounting Review 63(4): 663-682.

Francis, J.R., Stokes, D.J. Audit prices, product differentiation, and scale economies: further evidence from Australian market. Journal of Accounting Research, Vol. 24, No. 2 (Autumn, 1986), pp. 383-393.

Francis,J.R., Simon, D.T. A test of auditing pricing in the small client segment of the U.S. audit market. The Accounting Review, Vol. 62, No. 1 (Jan., 1987), 145-157.

Francis, J. The effect of audit firm size on audit prices: a study of the Australian market. Journal of Accounting and Economics (August 1984) : 133-51.

Gul,F.A., Tsui, J.D.L. A test of the free cash flow and debt monitoring

hypotheses: Evidence from audit pricing. Journal of Accounting and Economics 24 (1998) 219–237.

Gist, W. E. (1992), Explaining variability in external audit fees. Accounting and Business Research, 23(89), pp. 79–84.

Haskins, M. E. & Williams, D. D. (1988), The association between client factors and audit fees: a comparison by country and by firm. Accounting and Business Research, 18(70), pp. 183–190.

Hill,J.W., Ramsay,R.J., and Simon, D.T.  Audit Fees and Client Business Risk During the S & L Crisis: Empirical Evidence and Directions for Future Research. Journal of Accounting and Public Policy, 13. 1855203 (1994).

Jensen, M. C. & Meckling, W. (1976), A theory of firm: managerial behavior, agency costs and ownership structure, Journal of Financial Economics, 3, pp. 305–360.

Jensen, M.C., 1986. Agency costs of free cash flow, corporate finance and takeovers. American Economic Review 76, 323–329

Jensen, M. C. (1989), Eclipse of the public corporation, Harvard Business Review, 5, pp. 61–74.

Jeong, S.W., Jung, K., Lee, S-J. The effect of mandatory auditor assignment and non-audit service on audit fees: Evidence from Korea. The International Journal of Accounting 40 (2005) 233– 248.

Jubb, C. A., Houghton, K. A. & Butterworth, S. (1996), Audit fee determinants: the plural nature of risk. Managerial Auditing Journal, 11(3), pp. 25– 80.

Karim, A.K.M.,W., and  Molzer, P. Determinants of Audit Fees in Bangladesh. The International Journal of Accounting, Vol. 31, No 4, pp 497-509,1996.

Maher, M., Broman, A., Colson, R. and Tiessen, P. 1986. Pricing of audit services: Additional evidence. Working paper, University of Michigan.

Maher, M., Broman, A., Colson, R., Tiessen, P. Pricing of auditing services: additional evidence. Working paper (University of Michigan, 1985).

Maher, M.W., Tiessen, P., Colson, R., Broman, A.J. Competition and audit fees. The Accounting Review, Vol. 67, No. 1 (Jan., 1992), 199-211.

Metcalf committeeSubcommittee on report, accounting and management of the commission on government operations, U.S. senate.The Accounting Establishment: a

 Staff study. Washington, D.C. 1977.

Nikkinen,J., and Sahlström,P.  Does Agency Theory Provide a General Framework for Audit Pricing? International Journal of Auditing, 8: 253–262 (2004).

Pong, C. M. & Whittington, G. (1994), The determinants of audit fees: some empirical models. Journal of Business Finance & Accounting, 21(8), December, pp. 1071–1095.

Palmorse, Z-V. (1986). The effects of non-audit service on the pricing of audit service: further evidence. Journal of Accounting Research, Vol. 24 ,pp.405-411.

Palmrose, Z-V. The relation of audit contract type to audit fees and hours. The Accounting Review 64 (3), 488-499, 1989.

Palmorse, Z.V. Audit fees and auditor size: further evidence. Journal of Accounting Research, Vol. 24, No. 1 (Spring, 1986), pp. 97-110.

Palmorse, Z. Fixed fee versus cost-reimbursement contracting: the effect on audit fees and the acquisition of audit evidence. Working paper (University of California-Berkeley, 1985).

Raman, K., Wilson, W. An empirical investigation of the market of single audit services. Journal of Accounting and Public Policy 11 (4), 271-295, 1992.

Rubin, M. A. (1992), Municipal selection of a state or external auditor for financial statement audits. Journal of Accounting and Public Policy, 11, pp. 155–178.

Rubin, M.A. Municipal audit fee determinants. The Accounting Review, Vol. 63, No. 2 (Apr., 1988), 219-236.

Simon,D. The audit service market: additional empirical evidence. Auditing: a Journal of Practice and Theory (Fall 1985),pp. 71-78.

Simon, D. and Francis, J. April 1988. The effects of auditor change on audit fees:

Tests of price cutting and price recovery. The Accounting Review 63(2):255-269.

Simunic, D.A. The pricing of audit service: theory and evidence. Journal of Accounting Research, Vol. 18, No. 1 (Spring, 1980), 161-190.

Simunis, D.A.1984. Auditing, consulting, and auditor independence. Journal of  Accounting Research, Vol. 22 ,pp.679-702.

Simunic, D.A., and M. Stein. 1987. Product Differentiation in Auditing: A Study of Auditor Effects in the Marketfor New Issues. Research monograph, No. 13: The Canadian Certified General Accountants’ Research Foundation).

Seetharaman,A., Gul,F.A., Lynn, S.G. Litigation risk and audit fees: evidence from UK firms cross-listed on US markets. Journal of Accounting and Economics 33 (2002) 91-115.

Schatzberg, J.W. A laboratory market investigation of low balling in audit pricing. The Accounting Review, Vol. 65, No. 2 (Apr., 1990), 337-362.

Simon, D.T., Francis, J.R. The effects of auditor change on audit fees: tests of pricing cutting and price recovery. The Accounting Review, Vol. 63, No. 2 (Apr., 1988), 255-269.

Simon, D. T. (1985), The audit services market: additional empirical evidence. Auditing: A Journal of Practice and Theory, 5(1), Fall, pp. 71–78.

Shailer,G., Cummings,L.,  Vatuloka, E., and Welch, S.  Discretionary Pricing in a Monopolistic Audit Market. International Journal of Auditing, 8: 263–277 (2004).

Sanders, G., Allen, A, & Korte, L. (1995), Municipal audit fees: has increased competition made a difference. Auditing: A Journal of Practice and Theory, 14(1), Spring, pp. 105–114.

Taylor,M.H., Simony,D.T. Determinants of Audit Fees: The Importance of Litigation, Disclosure, and Regulatory Burdens in Audit Engagements in 20 Countries. The International Journal of Accounting, Vol. 34, No. 3, pp. 375- 388, 1999.

Thorne, J., Holmes, S.A., McGowan, A.S., Strand, C..A., Strawser, R.H. The relation between pricing and audit contract type: a public sector analysis. Journal of Accounting and Public Policy 20 (2000) 189-215.

Taylor, M. E. & Baker, R. L. (1981), An analysis of the external audit fee. Accounting and Business Research, 12(45), Winter, pp. 55–60.

Willekens,M., Achmadi,C.  Pricing and supplier concentration in the private client segment of the audit market: Market power or competition? The International Journal of Accounting 38 (2003) 431–455.

Watts, R. and J. Zimmerman, 1980, The markets for independence and independent auditors, Unpublished manuscript (University of Rochester, Rochester, NY).

Ward, D.D., Elder, R.J., Kattelus, S.C. Further evidence on the determinants of municipal audit fees. The Accounting Review, Vol. 69, No. 2 (Apr., 1994), 399-411.

Zmijewski,M. Methodological issues related to the estimation of financial distresss prediction models. Journal of Accounting Research (Supplement 1984): 59-82.