审计投入的产出效应分析

杨 英

一、前言

市场经济中，市场主体的经济活动都是将一定的资源投入转化为产出的过程，从而以最小的成本投入实现资源的最大产出价值。对于会计师事务所而言，审计服务也是一个投入与产出的过程，会计师事务所的经营目标就是在为企业的财务报告不存在重大错报或漏报提供合理保证的约束下，实现审计投入成本最小化。因此，审计投入与产出直接影响事务所的审计效率，乃至审计市场的发展。同时，审计投入与产出问题，也决定了审计的价值，审计质量是审计产出的重要内容，也即审计价值所在，审计投入是否能有效提升审计质量，是本文研究审计投入产出效应的一个重要问题。

审计费用也就是审计服务的价格，也是审计产出的一个方面。2014年，国家发改委颁布了《关于放开部分服务价格意见的通知》，放开了审计收费的价格管制，实行市场化定价模式。由此，我国审计收费从传统的政府定价转变为市场化定价模式，因此，厘清审计投入与审计收费之间的关系显得尤为重要，不但有助于审计市场参与主体更好地理解审计定价机制，也有利于会计师事务所更好地配置审计资源，从而提高审计服务市场的资源配置效率，进而提升注册会计师行业的影响力和市场地位。

已有文献主要关注哪些因素如何影响审计质量和审计收费，并且因为审计质量变量的选取不同而得出相反的结论，Lobo 和Zhao(2013)发现审计投入与审计质量正相关， 而Hribar等（2014）则认为审计投入与审计质量负相关。

本文的研究价值主要体现在：第一，本文利用审计工时来衡量审计投入，直观地对审计投入及产出效应的关系进行实证分析，为本文所研究的主题提供直接的证据。第二，将审计产出划分为质量与价格两个维度，全方面对审计投入与审计产出效应的关系进行考察，表明审计投入不仅影响审计质量，也影响审计费用，而且审计投入对审计收费的影响在不同规模事务所存在差异，规模较大的事务所的审计投入获得了更高的审计费用。

二、理论分析与研究假设

审计的价值主要是为了满足企业所有权与经营权分离所产生的的鉴证需求。审计过程中，如果企业管理层编制的财务报告存在重大错报问题，注册会计师会与企业管理层进行沟通，并要求管理层对财务报告进行核查做出调整，如果企业管理层拒绝做出调整，注册会计师就无法对公司财务报告出具标准审计意见。如果财务报表存在重大错报漏报或者存在财务舞弊时，注册会计师则会出具无法表示意见或者否定意见。审计质量是注册会计师发现并报告被审计单位会计错报和舞弊问题的联合概率，而发现错报和舞弊的概率很大程度上取决于审计投入，是否报告存在的错报和舞弊则主要取决于注册会计师的独立性（DeAngelo,1981）。因此，会计师事务所的审计投入直接影响着审计质量的高低。一般而言，审计投入越多，即注册会计师执行的审计程序越多，注册会计师发现上市公司财务报表错误及舞弊的概率也就越高，从而审计投入的产出——审计质量也就越高。国外学者Dye（1995）和Hillegeist（1999）对审计投入产出效应进行研究发现，审计师投入更多的努力时，更能发现企业财务报表存在的问题。Hansen（1997）运用博弈模型，研究在不同审计投入成本条件下，上市公司管理者进行盈余管理的方法，发现审计投入成本较低时，公司管理者进行盈余管理的程度较低，这说明当审计投入成本较低的情况下，审计师可能增加了审计投入，进而提升了审计产出，即提高了审计质量。

表1 变量名称及释义

表2 样本行业分布

此外，审计师发现上市公司财务报表错误及财务舞弊行为也与其自身的专业素养息息相关，具备行业专长的审计师拥有更深的专业知识，对相关行业具有更丰富的经验，能够做出更加准确的职业判断，从而提高了发现错误和舞弊的工作效率。不过，虽然专业素养和经验很重要，但是如果注册会计师没有投入足够的时间，即使具有行业专长也无法做出合理的判断。相反，如果上市公司的财务报告质量已经很高，或者审计质量已经很高的情况下，即使增加审计投入，也无法再提高审计质量，此时，审计投入与审计质量不存在显著的相关性。

由于缺乏相关的审计投入数据，现有的文献主要是关注审计的产出，即审计质量和审计价格的影响因素。在少有的关于审计投入与产出的研究文献中，一般均将审计费用作为审计投入的替代变量。但是，审计费用实际上只是审计产出的价格，而并非是审计投入的成本，因此，现有文献得出了相反的结论，例如，Lobo等（2013）发现审计投入对审计质量具有正向的影响，即审计投入越多，审计质量越高；而Hribar（2014））等人则发现审计投入与审计质量存在负相关的关系，研究结论存在矛盾。基于以上分析，本文提出以下两个对立假设：

假设1：审计投入与审计质量呈正相关关系；

假设2：审计投入与审计质量呈负相关关系。

审计费用是对会计师事务所审计投入的补偿，同时，也是对于潜在诉讼风险给注册会计师带来的经济损失的补偿，由此，从补偿这个角度可以推断，审计投入越多，审计费用也就越高。正是由于审计费用与审计投入之间的正相关关系，现有文献大多采用审计费用作为审计投入的衡量指标，意味着审计费用和审计投入代表着同一个变量，因而也就无法再研究审计投入对审计费用的影响了。

从另一个角度看，审计投入越多也并非必然带来审计费用的增加。审计投入量是由会计师事务所决定的，审计价格市场化以后，审计收费是由会计师事务所和被审计单位协商而定的。会计师事务所在提供审计服务的过程中，如果审计效率发生变化，那么在保证审计质量的前提下，审计投入也会发生相应的变化，此时，如果会计师事务所将由于自身审计效率的提升而减少的审计投入，以降低审计收费的方式让利于被审计单位，那么审计投入与审计费用是正相关的；作为理性经济人，会计师事务所更可能自己保留这部分审计投入节约，并不让利于被审计单位而降低审计收费，那么审计投入的降低并不会降低审计收费。Gong等（2016）研究得出，会计师事务所因合并而带来的审计投入减少，并未带来审计费用的降低。根据以上分析，本文提出以下两个对立假设：

表3 描述性统计

假设3：审计投入与审计费用呈正相关关系；

假设4：审计投人与审计费用呈负相关关系。

三、研究设计

1.样本选取

本文所采用的审计投入审计工时数据来源于中国注册会计师协会发布的相关数据，其他数据来自于上市公司公布的年报及CSMAR数据库。由于审计工时的数据时间窗口为2008-2015年，本文首先以CSMAR数据库2008-2015年沪深两市交易所所有A股上市公司为样本，剔除金融类上市公司样本、剔除被ST及PT上市公司样本、剔除变量缺失的样本，最后得到11000个有效样本。为避免极端值对研究结果的影响，对连续变量进行了上下1% 的Winsorize处理。

2.研究变量

审计质量：根据Dechow（1995）的方法，用估计得到的操控性应计利润的绝对值来衡量；

审计投入：根据本文的研究设计，用审计工时的自然对数来表示；

控制变量：根据已有研究，本文选择以下变量作为控制变量：事务所类型（IBig4）、上市公司规模（Size）、资产负债率（LEV）、资产收益率（ROA）、上市公司亏损的虚拟变量（LOOS）、存货与应收账款占总资产比率（InvRec）、 当期的审计意见（MAO）、上期的审计意见（LMAO ）、上市公司股权性质（SOE）、避免亏损（SP）。此外还控制了上市公司行业固定效应和年度固定效应。

3.模型设计

根据Gong（2016）等人的研究，为了验证本文提出的假设1，建立以下模型：

其中，Audit Quality表示审计质量，根据Dechow（1995）的方法，用估计得到的操控性应计利润的绝对值来衡量；Effoyt代表审计投入，用审计工时的自然对数来表示。根据本文的假设1，审计投入与审计质量呈正相关关系，则预计为负数。根据假设2，审计投入与审计质量呈负相关关系，则预计不显著。

为检验假设3-4，根据Gong（2016）等人的研究，建立如下模型：

其中LAF代表审计费用，用审计费用的自然相对数来表示。公式中其他变量定义与公式1相同。根据假设3，审计投入与审计费用呈正相关关系，则预计为正数。根据假设4，审计投入与审计费用呈负相关关系，则预计不显著。为保证结论的可靠性，本文对所涉及的模型的标准误进行公司层面的Cluster调整。

四、实证结果分析

（一）描述性统计分析

表2描述了样本的行业分布特征，制造业样本有6891个，占据总样本的54.51%，与我国上市公司的行业分布相一致。

根据表3变量的描述性统计可知， 的平均值达到了8.564，最小值为4.956，最大值为12.895，说明在不同行业类型的上市公司中，审计投入的差异较大；AbsDA的平均值为0.078，中位数为0.486，LAF的平均值为14.561，中位数为16.323， 与的平均值分别为0.089以及0.469，说明在审计市场中，8.9%的上市公司由国际四大会计师事务所所审计，46.9%的上市公司是由国内十大会计师事务所所审计的，MAO与LMAO的平均值分别达到了0.032与0.026，这说明了在样本中有3.5%的上市公司收到了非标审计意见的审计报告。其他变量的描述性统计与以往的研究基本一致。

表4 审计投入与审计质量回归结果

（二）回归分析

根据表4所示，表4的第一列回归分析只加入了Effort，未加入任何控制变量，也未对年度固定效应和行业固定效应进行控制。Effort的系数为-0.004，T值为-3.45，并在1%水平上显著，这表明审计投入的增加显著降低了上市公司管理层的盈余管理程度，即审计投入与审计质量表现为正相关关系，本文的假设1得到验证。表4中第2列到第4列分别加入了其他控制变量的因素及行业和年度固定效应，Effort的系数并未发生改变，表明本文所估计的结果是稳健的。对于其他控制变量，IBig4与DBig10的系数为负数，并且显著，表明国际四大和国内十大会计师事务所的审计质量要比其他小型事务所的审计质量较高；SIZE的系数为正，并且在1%水平上显著，说明了上市公司规模与盈余管理表现为正相关关系；MB的系数为正，并在1%水平上显著，表明上市公司的市值账面比与盈余管理正相关；InRec的系数为正，并在1%水平上显著，这说明了上市公司应收账款与货存量越多，上市公司的盈余管理越大；SOE的系数为负，并在1%水平上显著，说明国有上市公司审计质量相对较高。

表5报告了审计投入与审计费用之间的回归结果。表5的第一列中，只加入了Effort，未加入控制变量，也未对年度和行业固定效应加以控制。Effort的系数为0.234，T为23.45，并在1%水平上显著，说明了审计投入的增加显著提高了审计费用，本文的假设3得到了验证。第2列至第4列分别加入了其他控制变量及行业和年度固定效应，Effort的估计系数分别为0.094（t为14.21）、第三列系数值为0.098（t为15.12）、第四列系数值为0.094（t为14.36），并且均在1%水平上显著，表明本文的回归结果是稳健的。其他控制变量中，IBig4与DBig10的系数为正数，且均显著，表明国际四大及国内十大会计师事务所的审计费用要显著高于其他中小型事务所；SIZE的系数为正，并在1%水平上显著，说明了上市公司的规模与审计费用正相关，上市公司规模越大，会计师事务所需投入更多的审计资源，则会要求更高的审计回报；MB的系数为正，并在1%水平上显著，表明上市公司的市值与审计费用正相关，即上市公司市值越大，会计师事务所的审计投入越大，审计费用也更高。其他变量的系数与已有文献一致。

表5 审计投入与审计服务费用回归结果

（三）稳健性检验

为了验证以上结论的可靠性，本文进行以下稳健性检验。

（1）用其他变量衡量审计质量

参考Chan和Wu（2011）、DeFcmd和Zhang（2014），本文采用财务重述以及非标审计意见作为审计质量的替代变量。如果样本上市公司当年发生财务重述，或者当年财务报告审计意见为非标审计审计意见，则MAO等于1，否则MAO等于0。另外，按照操控性应计利润的符号划分为向上和向下盈余管理两个子样本进行回归。回归结果表明（限于文章篇幅，稳健性回归结果略），审计投入的增加能够显著降低发生财务重述的概率，审计师出具非标审计意见的概率显著提高，并且可以抑制正向和负向的盈余管理。表明本文的结论是稳健的。

（2）采用两阶段最小二乘法回归模型

为了缓解内生性问题，本文采取两阶段最小二乘法回归模型重新进行回归分析。因为审计工时具有持续性，上一期审计工时与下一期审计工时密切相关，同时上期审计工时与下期盈余管理和审计费用不相关，本文选择上一期的审计投入工时作为工具变量。在两阶段最小二乘法估计中，在第一阶段用上一期审计工时来估计本期审计投入，再用估计的审计工时带入第二阶段回归，回归结果表明，审计工时与盈余管理负相关，与审计费用正相关，与上述研究结论一致。表明本文的研究结论具有稳健性。

五、进一步研究

由于不同的会计师事务所的市场竞争力和品牌效应不同，本文认为其审计投入的产出效应也存在一定差异。因此为了检验审计产出效应在不同的会计师事务所之间存在是否存在差异，下文的进一步研究中，在模型中加入审计工时与会计师事务虚拟变量的交叉项，即Effort＊IBig4与Effort＊DBig10，变量含义与上述相同。回归结果如表6所示，第一列中，Effort的系数为-0.005，t值为-3.07，说明中小会计师事务所增加审计投入在一定的程度上能够提高审计质量；Effort＊IBig与Effort＊DBig10系数分别为-0.002和0.002，说明国际四大会计师事务所和国内十大会计师事务所与国内中小会计师事务所在审计投入对于审计质量的影响不存在显著的差异。第二列中，Effort的系数为0.073，t值为10.22，说明中小会计师事务所增加审计投入提高了审计费用，Effort＊IBig与Effort＊DBig10的系数分别为0.112和-0.051，说明增加审计投入带来审计费用提升的效应，国际四大和国内十大比中小所更显著，其主要原因在于，相较于中小会计师事务所，大型会计师事务所的审计议价能力和品牌溢价效应更强。

由于我国特殊的市场特征，企业产权性质的不同，会计师事务所也会采取不同的审计策略，因而审计投入的产出效应在国有企业与非国有企业之间也应存在差异。因此，本文在下文的回归分析中加入了审计工时与企业产权性质的交叉变量，即Effort＊SOE，若样本属于国有企业，则SOE为1，否则为0。表6中第3与第4列回归结果显示，Effort的系数为-0.005，t值为3.37，说明非国有企业中审计投入的增加能够提高审计质量；Effort＊SOE估计系数值为0.003，t值为1.83，说明审计投入对审计质量的影响在非国有企业比国有企业更显著。第4列中，Effort的系数为0.077，t值为7.31，说明在非国有企业中增加审计投入能够提高审计费用；Effort＊SOE系数为0.031，t值为2.31，国有企业中审计投入增加带来审计费用上升的效应比在非国有企业中更加显著，其主要原因在于，国有上市公司的财务报告质量普遍较高，增加审计投入来提高审计质量的空间相对较小，同时，国有企业中特殊的代理问题，又可以使会计师事务所的审计投入获得更高的审计费用。

表6 进一步回归结果

此外，本文还研究了在不同规模的上市公司之间，审计投入的产出效应是否存在差异。在回归模型中加入审计工时与公司规模变量的交叉项，即Effort＊SMALL，当上市公司规模小于样本的中位数时，则SMALL取1，反之取0。如表6中第5、第6列所示，Effort的系数值为-0.004，t值为-2.73，说明在规模大的样本组中，增加审计投入可以提高审计质量；Effort＊SMALL系数值为-0.017，t值为-1.55，说明审计投入对审计质量的影响方面，大公司与小公司并没有显著的差异。第6列中，Effort的系数为0.167，t值为14.87，说明对于规模相对较大的上市公司，增加审计投入能够提高审计费用；Effort＊SMALL系数为-0.066，t值为-4.73，审计投入增加带来的审计费用上升效应，规模较大的上市公司与规模较小的上市公司相比，后者明显弱于前者，其主要原因可能在于，上市公司规模较小，在面对法定审计要求时，其议价能力相对较弱。

六、结论

本文运用我国审计工时数据，实证分析了审计投入的产出效应。研究结果发现，增加审计投入可以显著提高审计质量，也能显著提高审计费用，即审计工时与审计质量和审计费用均存在正相关关系。稳健性检验中，采用多种变量衡量审计质量及多种模型归回时，研究结论依然成立，说明本文的研究结论具有稳健性。在进一步的研究中发现，审计投入对审计费用的影响程度在不同规模的事务所中存在差异，在规模较大的事务所比小所影响更明显；审计投入的产出效应在不同规模和不同产权性质企业中也存在显著的差异性。本文的研究结论为会计师事务所的审计投入与产出提供了理论与经验支持，也为会计师事务所提高审计效率提供了重要的参考意义。据此，会计师事务所可以根据不同审计项目以及客户的不同需求，合理安排审计投入，在合理保证审计质量的前提下，收取与审计投入相符合的审计费用。