信息披露质量审计风险与审计定价关系研究

　　作者简介：高万青（1968-），男，河南孟津人，河南财经政法大学金融学院讲师，主要从事资本市场、公司理财方面的研究。

　　中图分类号：F275文献标识码：A文章编号：1006-1096(2014)04-0150-06收稿日期：2013-02-16

　　

　　

　　引言

　　客户风险状况是审计师制定审计计划和执行审计程序的重要依据，对审计成本产生直接影响，同时，由于企业经营风险无法通过审计程序化解，审计师可能面临诉讼、行政处罚以及声誉损失等风险，审计师会索取风险溢价。审计风险与客户公司治理状况密切相关，公司治理影响客户财务报告重大错报风险、财务风险、经营风险。我国上市公司间治理水平差异较大，这为从公司治理层面研究审计风险并考察其对审计定价影响提供了机会。

　　中国证券市场审计定价研究主要关注公司财务特征以及特定风险如盈余管理、担保风险、监管风险等对审计定价的影响，研究发现大型审计师获得了品牌溢价，但公司治理层面的风险因素对审计定价影响、大型审计师在低风险客户是否也获得收费溢价这两个问题，还未给予充分关注。

　　公司治理优劣决定了信息披露质量，所以，信息披露质量可以从一个侧面反应公司治理水平。本文以深交所发布的公司信息披露质量考评结果代替公司治理的优劣，以深交所上市公司2001年~2005年作为研究样本区间，并采用IMR（逆米尔斯系数）和两阶段回归计量控制审计师自选择行为对审计定价的影响，研究公司治理、审计风险与审计定价的关系，并对不同规模事务所对风险的敏感差异进行了研究，发现信息披露质量评价结果越好，审计定价越低；大型审计事务所对基于信息披露质量的审计风险更加敏感，信息披露质量越高，审计定价越低，这种倾向在小型事务所中并不突出。

　　一、文献述评

　　（一）公司内部治理与信息披露质量

　　国内外研究表明，公司治理的改善能够提高信息披露质量，信息披露质量是公司治理的结果，信息披露质量体现了公司治理状况。公司内部治理主要包括股权结构和董事会构成及运作机制，而这两者与信息披露质量密切相关。

　　首先，研究发现股权结构是影响信息披露质量的重要因素（谢志华 等，2005）；其次，董事会构成会影响信息披露质量，越独立的董事会信息披露质量越好（Klein，2002）；再次，审计委员会作为董事会专业性的体现，对信息披露产生积极的作用（王雄元 等，2006）。

　　（二）独立审计与信息披露质量

　　独立审计与信息披露质量间可能存在两种关系。第一，信息披露质量是独立审计监督的后果，是对内部治理缺陷的一种平衡手段，它有利于降低代理成本（Watts et al,1983）。第二，信息披露质量差异导致不同的审计需求，即独立审计具有信号传递功能，优质公司会借用审计师品牌声誉，增强财务报告可靠性，提升公司价值（Toeh et al,1993），此时独立审计与其说具有监督功能，不如说是一种信号传导机制。鉴于上述两种理论解释差异，在考察信息披露质量与审计定价关系时，必须控制审计师自选择对审计定价的影响。

　　（三）审计风险与审计定价

　　1．西方审计风险定价模型及经验证据

　　（1）Simunic（1980）模型。Simunic（1980）从经济分析角度开创性提出了审计风险定价模型：

　　E(C)=cq+E(d)?E(Θ) （1）

　　审计定价包括审计资源成本（含正常报酬）和风险溢价两部分。E(C)表示审计费用，c表示审计资源单价（包括正常报酬），q表示客户购买的审计服务资源数量，E(d)表示审定财务报告给第三方带来损失的现值，E(Θ)表示审计师承担损失的概率。而且，??E(d)/??q<0，??2E(d)/??q2>0，即审计资源的投入会降低审计风险，但审计资源投入的边际效率递减。Simunic（1980）最早用经验数据验证了审计风险与审计定价的关系。

　　（2）Houston等（1999）模型。Houston等（1999）在模型（1）的基础上，将风险因素作了分解，模型为

　　E(C)=cq+［E(d)?E(γ)］+［E(f)?E(p)］ （2）

　　模型（2）将与审计定价相关风险分解为两块，即重大错报导致的诉讼风险以及与重大错报无关的非审计风险。E(C)、c、q的含义与模型（1）相同。E(d)表示财务报表重大错报预期给财务报告使用人造成损失的现值，E(γ)表示审计师承担该预期损失的概率；E(f)表示由非重大错报引起的预期损失现值，如企业经营失败可能导致针对审计师的诉讼，会给审计师带来直接经济损失和声誉损失，E(p)表示审计师承担该预期损失的概率。审计师应首先评估风险，然后确定最佳审计资源投入量q。由于审计资源投入边际效率递减，当投入的审计资源达到最佳点后，无法依靠增加审计资源投入来降低风险，因此，审计师无法通过增加审计资源投入来化解全部风险，最好选择就是对无法降低的风险收取风险溢价。Houston等（1999）采用实验方法验证了上述观点。

　　（3）Houston等（2005）模型。Houston等（2005）对模型（2）作了扩展，提出模型（3）：

　　E(C)=［cq+(E(d)?E(γ))］+［E(g)?E(l)］+［E(t)?E(z)］（3）

　　模型（3）中，cq、E(d)?E(γ)的含义与模型（2）相同，但模型（3）将非审计风险再分类，分为剩余诉讼风险和非诉讼风险。E(g)表示与财务报表重大错报无关的预期诉讼风险损失的现值；E(t)表示与当期财务报告有关的非诉讼因素引起的、影响审计师未来收益或损失的现值；E(l)、E(z)分别表示E(g)、E（t）发生的概率。根据模型（3），与审计定价相关的风险因素包括：传统的审计风险、剩余诉讼风险和非诉讼风险，Houston等（2005）用实验方法证实了上述风险因素在审计定价中都得到体现。

　　2.中国资本市场的经验证据

　　中国相关实证文献很关注公司财务状况对审计定价的影响（韩厚军 等，2003；张继勋 等，2005），而且发现大型事务所获得了品牌溢价（伍利娜，2003），公司盈余管理行为引起的风险影响了审计定价（宋衍蘅 等，2005；李补喜 等，2005），担保风险也影响审计定价（张继勋 等，2005），监管风险对于审计定价也具有影响（李爽 等，2004），有少量文献已关注到公司治理、代理成本与审计定价间的关系（蔡吉甫，2007；潘克勤，2008），而对信息披露与审计定价间的研究主要集中在内部控制信息披露上（周颖，2012）。

　　笔者认为，（1）上述文献虽研究了审计风险的某些特定方面对审计定价的影响，但源于公司治理的审计风险如何影响审计定价，还缺乏深入研究。现有的公司治理与审计定价关系的文献，都选择了分散的公司治理特征指标，作为公司治理的替代。（2）有关文献都发现大型事务所获得了收费溢价，按照风险导向审计原理，不同类型审计师对审计风险的敏感性应存在差异。是否无论客户公司治理和审计风险如何，大型事务所都向所有客户索取了高价？随着公司治理改善，审计定价是否会有一定程度下降？解读上述问题，对全面认识中国审计市场的审计定价机制是有益的。

　　二、理论分析及研究假设

　　（一）理论分析

　　1．风险导向审计模式、审计师规模与审计定价策略

　　风险导向审计与制度基础审计的区别在于审计工作重心前移，制度基础审计的重心在于公司内部控制风险，风险导向审计重心前移到公司外部环境和公司治理层面，而且认为公司治理缺陷是审计风险的集中来源。大型事务所具备实施风险导向审计的能力，其审计定价策略受审计模式影响应较大。第一，对于风险较低客户，大型事务所更能合理分配和节约审计资源。第二，不同规模事务所对公司治理风险敏感程度不同，风险溢价定价策略不同。

　　国际四大审计事务所及本土规模较大事务所接受风险导向审计理念应早于国内小所，上述猜测从参与中国注册会计师执业准则及指南的起草人名单中可看出，国际四大审计事务所以及国内大所是起草人中的重要力量，而小所的代表在起草人名单中很鲜见，说明大所对风险导向审计理念的掌握比小所好，大型审计师对源于公司治理的风险应更加敏感，并影响其审计定价策略。

　　2．信息披露质量、审计风险与定价策略

　　（1）信息披露质量、财务状况、经营风险与审计风险。笔者根据所研究的1624个样本对信息披露质量与对应公司财务状况、经营成果的各种主要指标进行了相关性分析，并根据信息披露质量的高低对各种指标进行了分组均值检验(限于篇幅，没有报告具体数据)，发现信息披露质量与资产负债率在0.01水平上显著负相关，与资产收益率、净资产收益率、经营活动产生现金净流量显著正相关。分组均值T检验发现，信息披露质量低的组，其资产负债率显著较高，资产收益率、净资产收益率、经营活动产生净现金流量显著较低。财务状况与经营成果在某种程度上反映了持续经营能力和经营风险，说明信息披露质量好的公司，其财务状况与经营成果相对较好，经营风险较低。

　　客户财务风险及经营风险很可能导致事务所的经营风险。围绕事务所诉讼案例的研究证实，当客户财务状况恶化时，审计师因审计契约遭受损失的可能性增加。同样，客户陷入财务困境使得客户将减少或不能支付审计费用，这将直接影响审计师获利水平，而且也可能导致审计师面临代价高昂的法律诉讼。

　　（2）信息披露质量、重大错报与审计风险。公司内部治理会在一定程度上遏制盈余管理和财务操纵行为，信息披露质量与公司治理存在内在联系，即公司治理越好，信息披露质量越好。为了降低审计失败和遭受监管部门处罚的风险，事务所可能需要投入更多的审计资源，甚至可能在签订审计契约时向上市公司索取风险溢价，这将导致审计定价上升。然而，公司治理水平提高能遏制上市公司的盈余管理及财务操纵行为，使审计风险下降，最终导致审计定价下降。

　　（二）研究假设

　　根据上述分析，笔者提出研究假设：

　　H1：信息披露质量考评结果越好，审计定价越低。

　　H2：相对于小型事务所，大型事务所对源于信息披露质量的审计风险更加敏感。

　　三、实证检验

　　（一）研究设计

　　1．样本选择

　　笔者以2001年~2005年期间在深交所上市的A股公司作为初选样本，根据研究目标，对初选样本执行筛选程序：剔除金融、保险类公司；剔除净资产为负的公司；剔除财务指标或数据缺失的公司；剔除年报审计费用不能确定的公司；剔除获得非标审计意见的公司，最后获得1624个样本公司。其中2001年308个，2002年265个，2003年357个，2004年335个，2005年359个。

　　2．数据来源

　　数据通过两个途径取得。一是数据库，财务数据、行业分类等来自于CSMAR数据库，上市公司是否属于民营、年报主审事务所、年报审计意见、上市公司注册地来自于CCER；二是手工查找，各年度各上市公司注册地物价指数通过国家统计局网站获取，信息披露质量考评结果通过深圳证券交易所网站获得，上市公司年报审计费用、合并报表包含子公司数目通过年度报告、中期报告整理获得。数据处理采用SAS 8.2统计软件。

　　3．研究模型

　　笔者使用审计定价模型和审计师选择预测模型。审计定价模型采用OLS回归方法，审计师选择预测模型采用Logistic回归方法。研究模型具体如下所示，模型中变量定义见表1。

　　表1变量定义

　　变量名称变量定义IQ-C信息披露质量等级变量，取值1、2、3、4，分别表示信息披露考评结果为不合格、合格、良好、优秀IQ-D信息披露质量二分变量，当信息披露考评结果为不合格、合格时IQ-D=0，为良好、优秀时IQ-D=1BIG15样本公司聘请了2002年被中国证监会赋予专项复核资格的事务所，则BIG15=1,否则BIG15=0LnFee年报审计费用的自然对数SIZE上市公司年末资产总额的自然对数SQSUBS样本公司纳入合并报表的子公司数目的平方根RECA年末应收款项/年末资产总额INVA年末存货/年末资产总额LEV年末负债总额/年末资产总额ROE本年净收益/年末净资产CHANGE如果样本公司更换了会计师事务所则CHANGE=1，否则CHANGE=0PINDEX上市公司注册地省份每年物价指数BH如果样本公司发行了B股或者H股，则BH=1，否则BH=0PC如果样本公司属于民营上市公司，则PC=1,否则PC=0Locatj哑变量，样本公司注册地为北京、上海、天津、广东或浙江，Locat1＝1，否则Locat1＝0；样本公司注册地为福建、江苏、山东或辽宁，Locat2=1，否则Locat2=0；样本公司注册地为黑龙江、吉林、新疆、海南、湖北或河北，locat3=1，否则locat3=0；样本公司注册地为安徽、四川、广西、重庆、湖南、江西、内蒙古、河南、山西、云南或西藏，locat4=1；否则locat4=0YRi哑变量，当数据所属年份为2001年时，YR1＝1，否则YR1＝0；当数据所属年份为2002年时，YR2=1，否则YR2=0；当数据所属年度为2003年时，YR3=1，否则YR3=0；当数据所属年度为2004年时YR4=1，否则YR4=0Induk哑变量，根据证监会对上市公司所处行业进行的划分

　　LnFee=Iq+Auditor+Bh+Pc+Top1c+Top1s+Size+Sqsubs+Reca+Inva+Lev+Roe+Change+PIndex+∑4j=1Locatj+∑19k=1Induk+∑4i=1Yri(4)

　　Auditor=Iq+Bh+Pc+Top1c+Top1s+Size+Reca+Inva+Lev+Roe+∑4i=1Yri+∑19k=1Induk+ε(5)

　　（二）研究结果

　　1．单变量分析

　　由表2可见，65%样本公司信息披露质量在良好以上，信息披露考评结果中位数为3（表示良好）；有20%（319个观测）样本公司聘请了曾被证监会赋予专项复核资格的事务所；样本公司平均ROE接近0，中位数5%；有7%公司发行了外资股，有23%（367家次）样本公司属于民营上市公司。

　　由表3可见，IQ??C和IQ??D与LnFee显著正相关，IQ??C和IQ??D与SIZE显著正相关，说明信息披露质量较高公司规模较大，较高审计定价是由资产规模引起的，IQ??C和IQ??D与LnFee间的关系需通过多元回归分析才能确定。此外，民营上市公司信息披露质量较差，外资股公司信息披露质量较好；信息披露质量越好公司，财务状况和盈利情况也越好，而且信息披露质量越好，越不倾向于改聘会计师事务所；第一大股东持股比例越高，信息披露质量越好。

　　2.多元回归分析

　　（1）基本回归分析。表4是审计定价多元回归分析，因变量是Lnfee，考察变量是IQ??C。回归1发现IQ??C显著为负。回归2是小所组回归结果，发现IQ??C为负，但不显著；回归3为大所组回归结果，发现IQ??C显著为负。另外，在回归1中Big15显著为正；PC在回归1和2中显著为正，说明民营上市公司因缺乏政府支持背景，审计风险相对较高，支付了较高审计费用；Change显著为负，说明市场竞争较激烈，低价竞争行为较严重。其他财务指标回归系数与预期和以前研究发现是一致的，不再赘述。

　　表2主要变量描述性统计分析

　　变量名称平均数中位数最小值最大值标准偏差总和IQ-C2.723140.67―IQ-D0.651010.481061BIG150.200010.40319LNFEE12.8812.9011.6114.850.46―SIZE21.1221.0717.9224.230.85―LEV0.470.480.010.980.18―RECA0.200.180.000.760.12―INVA0.150.12-0.020.900.14―ROE0.000.05-11.563.340.57―BH0.070010.26121PC0.230010.42367SQSUBS2.512.45011.921.21―表3主要变量间的相关性分析

　　变量名称BIG15IQ-CIQ-DLNFEESIZESQSRECAINVALEVROEPCBHPINDCHANTOP1CBIG151.14**.11**.18**.12**.07**-.10**-0.02-.09**.16**-.06*.23**-0.020.050.05IQ-C.15**1.93**.10**.23**.11**-.19**.07**-.11**.31**-.10**.11**-0.05-.07**.09**IQ-D.11**.87**1.08**.19**.10**-.16**.06*-.08**.26**-.09**.07**-.06*-.08**.06*LNFEE.21**.12**.09**1.56**.35**-0.040.04.17**.07**-0.03.08**-.06*-0.050.02SIZE.14**.25**.20**0.58**1.32**-.17**.07**.22**.19**-.21**.15**-.06*-0.00.18**SQS.08**.11**.09**.41**.37**1.07**.15**.15**0.01.08**.10**-.08**-0.01-.15**RECA-0.09*-.20**-.16**-0.03-.16**.05*1.16**.21**-.25**.13**-.11**-0.03-0.01-.13**INVA0.02.09**.08**0.03.09**.15**-0.001.27**-0.040.030.010-0.04-0.03LEV-.11**-.13**-.09**.16**.20**.15**.24**.27**1-.11**.08**-.08**-0.04-0.01-.10**ROE.05*.12**.11**-0.00.08**0.00-.13**0.01-.20**10.02.05*.05*0.03.08**PC-.06*-.10**-.09**-0.03-.22**.09**.12**.06*.09**0.021-.09**-0.05-0.01-.32**BH.23**.12**.07**.11**.18**.12**-.10**0.04-.08**0.02-.09**1-0.01.074**-.11**PIND-0.01-.08**-.11**-0.02-0.04-.08**-0.01-.05*-.07**0.02-.09**-0.001.19**0.04CHAN0.05-.05*-.08**-0.040.000.00-0.01-0.03-0.010.02-0.01.07**.16**10.01TOP1C.05*.09**.06*0.04.20**-.16**-.12**-.07**-.10**0.05-.31**-.11**.07**0.011注:（1）上三角中为SPEARMAN相关系数,下三角为PERASON相关系数;（2）**、*分别表示在0.01、0.05水平上显著(均为双尾检验的结果)

　　

　　表4信息披露质量与审计定价基本回归分析

　　变量回归1（全样本）系数T值回归2（小所组）系数T值回归3（大所组）系数T值INT6.2818.94***6.3117.58***7.388.07***IQ-C-0.03-2.04**-0.02-1.42-0.08-2.16**BIG150.166.93***BH-0.04-1.07-0.02-0.46-0.12-1.88*PC0.052.08**0.062.25**0.020.35TOP1C-0.07-1.22-0.04-0.6-0.20-1.3TOP1S-0.67-2.17**-0.71-1.98**-0.93-1.4SIZE0.2720.01***0.2617.27***0.299.09***SQSUBS0.089.22***0.088.23***0.073.58***RECA0.070.810.151.65*-0.20-0.86INVA-0.22-2.65***-0.21-2.35***-0.17-0.85LEV0.101.75*0.040.670.332.09**ROE-0.03-1.73*-0.03-2.20**0.241.13CHANGE-0.07-2.52***-0.06-1.96**-0.06-0.94PINDEX0.002.28**0.013.03***-0.01-1.34行业年度地域控制控制控制N16241305319Adj-R20.460.440.49F（Pr>F）34.91***(P<.0001)26.16***(P<.0001)9.96***(P<.0001)注：（1）变量定义见表1；（2）***、**、*分别表示在0.01、0.05、0.10水平上显著。

　　

　　（2）控制审计师自选择影响的多元回归分析。控制审计师自选择对审计定价影响后的回归结果，其大多数变量回归结果及显著程度与表4基本一致。结果表明预期选大所且实际选大所的客户支付了显著高的审计定价，预期选大所而实际未选大所的客户并没有明显节约审计费用，预期不选大所而实际选了大所的客户也支付了显著高的审计费用。

　　（3）其他稳定性测试。为了检验结论的可靠性，笔者作了如下稳定性测试：（1）采用IQ??D作为信息披露质量的指标。（2）采用2001年~2006年在中国股票市场平均审计市场份额（以审计客户资产总额排序为标准）处在前10和前15的会计师事务所作为大型审计师的替代变量。（3）剔除OLS回归后残差超过3个标准差的样本公司。笔者在作了上述重新回归分析后，发现原来的结论没有改变。

　　四、研究结论

　　笔者采用2001年~2005年深市上市公司信息披露质量考评结果及其主审会计师事务所的数据，考察了信息披露质量、审计风险与审计定价的关系。在控制了财务变量、审计业务复杂程度、物价变动影响、审计师变更、股权结构和股权性质等因素后发现，信息考评结果越好，审计定价越低，而且这种现象在大型事务所中更为突出，说明大型事务所对审计风险更为敏感，可能原因是大型事务所较早地接受并运用了风险导向审计理念，更加关注客户公司治理层面的风险。这一发现对已有文献中关于大型审计师获得审计收费溢价的结论做了局部修正。

　　上述发现说明，审计事务所尤其是小型事务所及其审计师的风险意识应该加强。国内审计市场竞争激烈，审计师面临生存压力，风险意识整体不高；不同类型事务所的风险识别能力及敏感程度存在差异。随着法律制度的完善，投资者为保护自身利益，上市公司经营失败、股票价格异常波动都可能导致审计师遭受诉讼，从而造成相应损失。为此，审计师需要提高风险意识，在客户接纳、审计定价过程中更多关注各种风险因素，并采取放弃客户、加大审计投入、索取风险溢价等手段加以应对。

　　

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