基于政府指导价的审计溢价研究——基于A股2003-2012年研究数据

（暨南大学 广东广州510632）

一、引言

政府作为“守夜人”，一方面，努力遏制垄断，同时又打击恶性竞争，试图通过制定审计收费指导价来达到促进审计市场健康发展的目的。但是在客观上形成了审计收费的两种不同的价格，即政府指导价和市场交易价，两种价格的背离情况在不同的区域有不同的表现，在一些地方，政府指导价与交易价格基本一致，在一些地方政府指导价与市场价偏差比较大。

传统意义上的审计溢价或审计溢酬，是指审计收费超过平均审计收费的部分，是一种对高质量审计的回报，或是一些审计师凭借其垄断地位而获得的超额审计报酬。与一般传统意义的审计溢价概念不同，本文把这种市场交易价超过政府指导价也称为审计溢价。

虽然政府在制定审计指导价时，也出台了相关的处罚措施，确实也有一些处罚案例存在，市场为什么没有广泛接受政府指导价？市场交易价超过政府指导价的部分，即审计溢价，是如何形成的？带着这些问题，本文展开了讨论与分析。

二、文献回顾

国外有关审计定价的研究始于Simunic（1980），他的研究表明客户的规模、业务复杂程度和审计风险决定了审计定价的差异，这些因素与审计费用正相关，其中规模对审计定价差异的解释力达到57％。后来的研究不断有新的控制变量被加入到模型中，目前能查阅到的审计收费影响因素的国外研究文献，已有100多个解释变量用于解释审计费用的变化（张继勋等，2006）。但是主导变量几乎没什么变化，大多实证研究也表明其显著性，基本的审计费用模型在过去的几十年里也没有实质的改变。后来该模型还被广泛地应用于不同的国家、地区和不同时期、不同的细分市场（张奇峰等，2006）。

国内的有关研究则始于王振林（2002）。自此之后，国内大多数研究借鉴西方的研究成果和模型，检验了审计定价的影响因素在我国是否同样适用。从搜集到的我国审计定价经验研究结论的统计结果来看，与国外的研究相比，比较一致的结论是审计定价与客户规模、业务复杂程度、客户是否处于经济发达地区、审计师是否为国际“四大”显著正相关。

笔者认为，在我国独有的政治背景下，政府监管对审计定价的影响不容忽视。事实上从证券市场建立之初，国家相关部门提出审计收费的行业规范，很多省、直辖市有关部门更是对上市公司的审计定价实行指导价政策，并明确了审计收费的计费依据、计费费率以及上下浮动幅度。应该说政府监管，特别是政府的价格监管对审计定价有重要的影响，但目前国内有关审计定价的模型中并没有考虑政府的审计价格监管政策。这也为以后的研究提供了重要的思考依据。

三、研究假设

各地政府指导价的收费基数是以资产总额为主，如果存在审计溢价，那么以政府指导价为基础的审计溢价的形成原因之一可能来自于公司固有的审计风险。因此，提出假设：

假设1：审计溢价应当充分反映公司的固有风险，公司固有风险越大，其审计溢价越高。

宋衍德、殷德全（2005）研究发现，对盈余管理强烈的公司，注册会计师更倾向于以公司的盈余管理水平来衡量审计风险大小，并以此来调高收费水平。因此，提出假设：

假设2：盈余管理水平越高的公司，其审计溢价也越高。

资产负债率反映企业的财务风险，在一定程度上也反映了审计风险，客户财务风险越高，其经营失败的可能性越大，因此审计师面临的审计风险也越高，会计师事务所在具体的审计中应当考虑到财务风险的水平，因此，提出假设：

假设3：资产负债水平越高，审计溢价也越高。

张奇峰、张鸣、戴佳君（2006）统计了国内有代表性的11个回归模型和国外有代表性的36个回归模型，发现国内的研究有4个在5％的水平上审计收费与非标准意见显著正相关；而国外的研究中有11个在5％的水平上审计收费与非标准意见显著正相关。因此提出假设：

假设4：审计溢价与非标审计意见正相关。

高质量的审计意味着高的审计价格（Francis&Simon，1987），当审计师的审计质量高于其他审计师时，他可能获得较高的审计收费，或者审计质量溢酬。由于审计质量难以直接观察，国内外的许多研究者普遍采用虚拟变量来代替审计质量，如是否是由国际“四大”或国内“十大”来审计作为与其他事务所审计质量存在差异的变量。在我国，“四大”的审计收费明显高于本土事务所（漆江娜，2004），张铁铸（2003）研究发现，上市公司的规模以及会计师事务所的规模、品牌等是影响年报审计费用高低的重要因素。因此提出假设：

假设5：事务所的品牌（规模）越大，其获得的审计溢价越高。

大多数的国内外实证研究都支持审计收费与审计客户注册地处于经济发达地区存在正相关关系的结论。因此，提出假设：

假设6：客户公司处于市场化发育程度越高的地区，其审计师能获得更高的审计溢价。

四、研究设计

（一）研究模型

为检验上述假设，本文建立以下模型：

fee/price=α0+α1complex+α2da+α3lev+α4opinion+α5big4（or big10）+α6region+α7year+α8industry

变量计算及说明如下：

1.Fee/price。Fee/price是上市公司年报审计费用与政府指导价的比，即基于政府指导价的审计溢价。如果该指标的值大于1，则表明该公司的审计师获得了审计溢价，即获得了超过政府指导价的审计溢价，如果该变量的值小于1，则表明公司的审计师收费没有超过政府指导价，如果该变量的值等于1，则表明审计收费与政府指导价严格一致。

本文手工收集了我国各省、直辖市自2003年至2012年实施审计政府指导价政策的情况，并严格按各地实施政府指导价文件所规定的实施时间、计费基数、计费标准手工收集并计算了2003年至2012年共6 864个样本公司的政府指导价，再计算该变量的值。

2.complex。complex反映客户公司的固有风险。以往的研究中对企业固有风险的测量采用的指标主要有存货与应收账款的比重、存货的比重、流动资产的比重、应收账款的比重、对外担保额等。为了避免该指标与资产的共线性问题，本文把公司存货与应收账款之和占总资产的比率作为客户公司的固有风险衡量指标。

3.da。在以往的研究中有三种所谓主流的方法对企业的盈余管理水平进行测量。第一种方法是应计利润分离法，代表模型是Jones模型，该方法把企业的应计利润分为可操纵应计利润和不可操纵应计利润，实证分析时只用可操纵应计利润来衡量企业的盈余管理水平。但是一些中外学者认为这种测量方法不适用于我国的现状，因为我国企业的盈余管理主要是通过营业外收支净额、其他业务利润、投资收益和补贴收入等方式进行。第二种方法是用上市公司的ROE是否处于保配、保牌的区间来衡量，一些学者认为这种方法的科学性有待研究和证明。第三种方法是用非经常性损益的绝对值来衡量盈余管理的程度。本文采用第三种方法来衡量公司的盈余管理水平，其取值为公司其他业务利润与营业外收支净额的绝对值的自然对数。

4.lev。lev为客户公司的资产负债率，是公司的总负债与总资产的比率。

5.opinion。opinion是审计意见的类型，当审计意见是标准无保留意见时取值1，其他意见则取值0。

6.big4（big10）。big4或big10取值为1表示提供审计服务的事务所是国际“四大”或国内“十大”，而提供审计服务的为其他事务所时则取值为0。在我国，国际“四大”或国内“十大”不仅代表事务所的品牌与规模，也代表了高质量的审计服务。本文也把国际“四大”或国内“十大”作为高审计质量的替代变量。

7.region。region是上市公司所在地的市场化指数。市场化指数采用 《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011 年报告》（樊纲、王小鲁、朱恒鹏，2011）。

8.year为年度哑变量。

9.industry为行业哑变量

（二）数据来源和样本选择

本文以2003年到2012年A股上市公司的数据为研究对象。数据来自于国泰安CSMAR数据库，剔除了金融行业数据和数据缺失的样本，共得到了6 864个样本。本文使用Winsorize（1％）方法对变量的极端值进行了处理。行业按21类进行分类。

五、实证研究

（一）主要变量描述性统计

表1 主要变量的描述性统计

表2 主要变量间相关系数

从表1可以看出，fee/price的均值为2.657，表明上市公司的年报审计费用是政府指导价的2.657倍，标准差为2.378，最小值为0.2，最大值为14.14，可见即使通过极值处理，年报市场上的审计费用与政府指导价的比，即审计溢价的差异也比较大。complex的均值为0.279，最小值为0，最大值为0.78。标准差为0.176。da的均值为15.61，标准差为2.04，最小值为9.98，最大值为20.11。lev的均值为0.52，说明样本公司的资产负债率普遍较高，财务风险较大，最小值为0.07，而最大值为1.84。Big4的均值为0.0436，说明样本公司中有4.36％的公司接受了国际“四大”的审计，big10的均值为0.301，说明样本公司中30.1％的公司选择了国内“十大”和国际“四大”作为审计事务所。Region的均值为8.663，最小值为 3.25，最大值为 11.80，标准差为 1.996，说明我国地区间的市场化差异比较大。

（二）相关性检验

表2为主要变量之间的相关性检验，从表中看出，fee/price与complex负相关，并在1％的水平上显著，说明公司固有的风险高，审计溢价反而越低，有待进一步分析。Da与fee/price负相关，且在1％的水平上显著，初步说明客户盈余管理程度越高，其审计溢价反而越高。Lev与fee/price呈正相关关系，且在1％的水平上显著，初步说明公司的资产负债率越高，审计师获得的审计溢价也越高。Opinion与fee/price正相关，并在1％的水平上显著，说明审计师的审计意见为非标意见时，其获得的审计溢价高。Big4与fee/price正相关，且在1％水平显著，说明国际“四大”获得的审计溢价比其他类型的事务所高。Region与fee/price正相关，且在1％的水平上显著，说明事务所获得的审计溢价与地区的市场发达程度相关，市场越发达，审计师获得的审计溢价也越高。其他变量两两之间的相关系数较小，最大的为0.427，说明变量之间共线性问题并不严重。

表3 回归结果

表3为模型的回归结果，引入变量big4时，调整后的R2值为0.2939，说明模型的拟合程度比较好。回归结果显示，complex与fee/price为负相关，系数为-0.308，并在 1％的水平上显著，说明公司的固有风险越大，审计师收到的审计溢价越小，不支持假设1，回归结果从另一个侧面也支持了审计收费与客户的固有风险高度负相关的结论，说明不仅是政府在制定政府指导价时没有充分考虑公司的固有风险，而且市场交易价对此也没有充分的反映，在审计市场上缺乏对高质量的审计需求。

Da与fee/price呈负相关关系，系数为-0.173，且在1％的水平上显著，说明审计师获得的审计溢价与客户的盈余管理水平呈相反的方向变化，不支持假设2，可能的原因是：在上市公司对高质量的审计需求普遍缺乏的情况下，客户盈余管理迹象所蕴藏的审计风险主要表现在审计意见中（李爽、吴溪，2003），虽然实证分析表明审计收费与客户的盈余管理水平高度正相关，但审计师所获得的审计溢价与非标准意见正相关，而对客户盈余管理迹象所表现出来的审计风险反映不足，审计师并没有从客户的盈余管理风险审计中获得审计溢价。

Lev与fee/price正相关，系数为0.271，并在1％的水平上显著，支持假设3。通过分析发现，客户的资产负债水平与政府的审计指导价呈不显著的负相关关系，政府指导价对客户的资产负债水平所包含的风险估计不足，在审计收费与客户的负债水平显著正相关的情况下，基于政府指导价的审计溢价提高是显而易见的。

Opinion与fee/price呈正相关关系，系数为3.227，且在1％的水平不显著，支持假设4。

Big4与fee/price的系数为1.364，且在1％的水平上显著正相关，说明作为高审计质量替代变量的国际 “四大”比其他类型的事务所获得更高的审计溢价，支持假设5。在前面的分析中得知，在年报审计市场中，国际“四大”凭借其较高的市场集中度获得了高额的审计收费，政府的审计定价并没有额外“关照”国际“四大”，回归系数在5％的水平上负相关，表明政府的定价在客观上抑制了国际“四大”的高收费，但是在现实交易中，国际“四大”获得了超额的审计溢价，造成现实的审计收费与政府指导价的严重背离。

Region与fee/price的相关系数为0.084，并且在1％的水平上显著，支持假设6。说明在市场化程度高的地区，事务所更容易获得高额的审计溢价，反映了在市场化程度比较发达的地区，现实的审计收费与审计的政府指导价背离的程度高，市场的作用比较明显，而政府的监管力度明显弱化，制定审计指导价政策的初衷在市场中没有得到体现，政策目标在市场化程度高的经济发达地区没有实现。

六、研究结论

一般意义上的审计溢价，也称审计溢酬，是指一些事务所凭借其审计质量高、专业特长、高市场集中度等优势获得比其他事务所更高的审计报酬。本文所称的审计溢价则主要是指一些事务所凭借其优势地位，获得高出政府指导价的超额审计费用，以此来评判政府对审计定价监管的市场效率。

1.在现实的交易中，由于审计市场对高审计质量的需求不足，以及客户盈余管理迹象所蕴藏的审计风险主要表现在审计意见中（李爽、吴溪，2003），审计溢价或者说审计收费与政府指导价的高比价不能反映公司的固有风险和盈余管理水平。

2.与审计质量和公司盈余管理水平很难直观测量相比，公司的资产负债率却是十分容易获得的，实证分析表明，公司的资产负债率越高，其审计费用越高，审计溢价也越高。可见，审计收费和审计溢价对高资产负债率所反映的公司可能存在的审计风险有一个充分的估计。

3.进一步证明了审计溢价与非标意见呈正相关关系。

4.市场越发达的地区，市场力量也越强，审计溢价（或者称市场价与政府指导价的偏离）也越大，表明政府的管制在这些地区可能更加弱化。