证券审计市场审计双方议价能力影响因素研究

王 涵,李 谦

(西南林业大学 会计学院，云南 昆明 650224)

2014年12月17日，国家发改委发布了《关于放开部分服务价格意见的通知(发改价格[2014]1437号)》，明确表示放开会计师事务所服务的收费价格。这意味着审计定价不再由政府进行管制，将完全由市场决定，审计市场迎来了事务所自主定价的新时期。放开审计服务价格后，审计定价的合理性不仅影响审计双方各自的利益，而且影响审计市场的有效性。

按照经典的审计定价理论，审计定价由审计成本、预期损失溢价、事务所声誉溢价组成[1-2]。但是，市场化的定价方式使得审计定价成为审计双方协商的结果[3]，并受到审计双方讨价还价的影响[4]。近年来，杨以文和周勤[5]、方红星和刘天纳[6]、罗付岩[7]通过测度审计双方的议价能力，分析了双方议价能力对审计定价的影响，发现在我国证券审计市场的定价过程中，事务所占有绝对的优势地位，事务所通过较强的议价能力使审计收费高于合理的收费标准，而审计双方的议价能力对审计定价的影响比重达到了70%以上，说明审计双方的讨价还价将对最终的审计定价产生重要影响。如此看来，目前的证券审计市场中，审计双方的议价能力差异导致审计定价偏离了合理的收费标准，从而加重了企业的负担，也损害了审计市场的有效性和公平性，不利于市场的有序发展。因此，如何平衡审计双方的议价能力、促使审计定价回归合理是目前亟须解决的问题，但是现有文献并未对影响双方议价能力的因素进行深入分析，也并未对如何平衡双方的议价能力提出建设性的建议。本研究将利用双边随机边界模型，在测度证券审计市场双方议价能力的基础上，实证分析影响双方议价能力的因素，弥补现有文献的不足，以期为缩小审计双方议价能力差异提供参考，也为提高审计市场的公平性和有效性提供借鉴。

一、相关基础理论分析与研究假设

议价理论属于博弈论的范畴，也称为讨价还价或谈判理论，在经济活动中很常见，指交易的参与者通过协商的形式进行最终交易价格的确定，各参与者为了获得更多的利益，存在双方或者多方博弈的过程。以色列经济学家Ariel Rubinstein[8]提出的轮流讨价还价模型是博弈论中讨价还价理论的经典模型。以双方交易为例，在定价谈判过程中，交易者A和B轮流出价，若交易者A给出的价格能被交易者B接受，那么双方达成一致，交易价格得以确定，若交易者B拒绝接受A给出的定价，并提出自己想要的价格，则出现了讨价还价，如此循环往复，直到达成一个双方都能接受的价格。根据经济人假设，买卖双方都以自身的利益最大化为目标，事务所在定价过程中会尽可能地提高价格，获取更大的利润，企业则希望降低价格，以此来减少支出。在这个博弈的过程中，由于双方信息不对称、议价参与者的谈判能力不同等，谈判双方的议价能力并不完全对等，从而导致议价能力出现差异，也就使最终的价格相对于合理价格(或是基准价格)来说会发生偏离。

审计双方的议价能力呈现此消彼长的状态，如果事务所议价能力高，企业的议价能力相应地就低。基于此，本研究将从企业特征、事务所特征、外部环境因素三方面探讨事务所相对议价能力的影响因素，以期为平衡双方议价能力提供帮助，达到提高审计市场有效性和公平性的目的。

(一)企业特征对审计双方议价能力的影响

根据高层梯队理论，企业高管作为企业决策的参与者，其过往的经历会影响所做出的决策[9]。若企业的高管团队拥有财务经历，对财务领域的信息较为敏锐，其较强的专业能力和风险识别能力就能帮助企业做出决策。因此，拥有财务经历的高管会比没有财务经历的高管更加熟悉审计的流程，能根据过往的经验衡量审计成本，从而对审计收费做出较为合适的预期判断[4]，由此提升企业在审计定价过程中的议价能力。

基于此，本研究提出假设1：若企业拥有财务背景的高管比例较高，则会显著提升企业在审计定价过程中的议价能力，事务所的相对议价能力将会被削弱。

根据《上市公司治理准则》的要求，审计委员会的职责之一是提议聘请或更换外部审计机构。可见,审计委员会的设立对会计师事务所的聘用产生重要影响。《上市公司治理准则》还要求审计委员会中必须有一位具备财务背景的成员，审计委员会中的财务专家将对审计委员会职能的实现提供专业指导，设立了审计委员会的企业可能会因为具有财务背景的审计委员的存在而在审计定价过程中具有较高的议价能力。

基于此，本研究提出假设2：若企业设立了审计委员会，则会显著提升企业在审计定价过程中的议价能力，事务所的相对议价能力将会被削弱。

会计师事务所在接受业务委托之前，会对客户存在的风险进行预判，再决定要不要承接业务。风险预判的结果不仅会影响事务所在基准定价中所收取的风险损失溢价，而且会影响企业在议价过程中的地位。若企业上一年被出具了非标准的审计意见，或是诉讼和违规的事件过多，就会使事务所预判的风险加大，那么企业在谈判过程中就处于弱势地位。

基于此，本研究提出假设3：若企业上一年被出具了非标准审计意见，则会显著降低企业在审计定价过程中的议价能力，事务所的相对议价能力将会显著提高。

另外，本研究提出假设4：若企业上一年的诉讼和违规事件较多，则企业在审计定价过程中的议价能力就弱，事务所的相对议价能力就强。

(二)事务所特征对审计双方议价能力的影响

根据产业组织理论中的SCP假说，市场结构、市场行为及市场绩效之间存在如下关系：市场结构决定了市场行为，市场行为又决定了市场绩效。因此，在集中度高的审计市场中，会计师事务所做出的行为会影响审计市场的绩效。审计市场集中度的提高会导致垄断行为的发生，具有寡占或垄断地位的事务所会在审计定价过程中获取超额利润[10]，从而损害市场竞争和市场绩效(产生效率损失)。集中度的提高降低了会计师事务所对客户流失的恐惧，提高了事务所的议价能力和确定审计服务价格的能力[11]。庄飞鹏和李晓慧[12]也认为，事务所拥有较高的市场份额时，才有条件主动选择客户，才有决定审计定价的话语权。

基于此，本研究提出假设5：事务所市场地位越高，其相对议价能力越强，企业相对议价能力将会被削弱。

(三)外部环境因素对审计双方议价能力的影响

在资本市场中，企业不是一个单独的个体，其生存和发展还受到外部环境的影响。我国的审计市场起步较晚，根基薄弱且发展不成熟，加之社会审计的经济属性已经从私人产品过渡到准公共产品[13]，因而注册会计师的审计服务会受到多方面的管制。

我国的证券审计一直存在着市场准入门槛。无论是审计市场集中度的变化还是会计师事务所的变化，都呈现出政策推动的特点[12]。可以说，政府对审计市场的干预对其产生了重大的影响。政府对审计市场的干预，促进了审计资源的合理配置，拒绝了低质量事务所的进入，也在一定程度上规制了事务所的定价行为。因此，政府的干预会对事务所的议价起到监督和管制的作用。

基于此，本研究提出假设6：政府干预程度越高，事务所的议价能力越弱，企业相对议价能力越强。

我国是一个社会主义法治国家，一切都需要做到有法必依。因此，法治水平的高低也必将影响企业经营决策能力的强弱。我国地区间的发展差异较大，各地区的法治水平也不尽相同。法治水平较高的地区，法律制度较完善，司法效力也较强，能更有效地对事务所的违法违规行为进行监督并惩戒。事务所做出不合理的定价时，会受到更大力度的处罚，事务所的违法成本较高，因而会削弱事务所在审计定价过程中的议价能力。

基于此，本研究提出假设7：事务所所处的地区法治水平越高，事务所的议价能力越弱，企业相对议价能力越强。

二、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本研究选取2015—2018年沪深A股非金融类上市公司为研究对象，剔除了*ST企业、ST企业及数据不全的样本，最终得到10500个样本观测值，其中2015年2270个，2016年2462个，2017年2680个，2018年3088个。财务报表审计费用、内部控制指数来源于DIB内部控制与风险管理数据库；政府与市场的关系指数、市场中介组织的发育和法律制度环境指数来源于《中国分省份市场化指数报告(2018)》；其余数据均来自CSMAR数据库。数据筛选、整理所使用软件为Excel 2007，实证分析采用Stata 13.1软件计算。

(二)模型设计与变量定义

为验证假设1至假设7，建立多元回归模型为

ni=β0+β1background+β2committee+β3litigation+β4last+β5cr8+β6gm+β7law+β8year+β9ind+ε。

(1)

1.被解释变量

我国证券审计市场的现状是事务所议价能力更强[5-7]，在讨价还价过程中，双方议价能力此消彼长。为同时衡量事务所议价能力和企业议价能力，本研究将从双方议价能力差异的角度，选取事务所相对议价能力(ni)作为被解释变量。若事务所相对议价能力(ni)为正，则表示事务所在议价能力方面强于企业;若事务所相对议价能力(ni)为负，则表示事务所在议价能力方面弱于企业。如果某因素对事务所相对议价能力(ni)产生正向的显著性影响，则表明该因素提高了事务所的议价能力，降低了企业的议价能力；反之，如果某因素对事务所相对议价能力(ni)产生负向影响，则表明该因素降低了事务所的议价能力，提高了企业的底价能力。本研究采用Kumbhakar等[14]提出的双边随机边界模型来进行事务所相对议价能力(ni)的测度，测度方法如下：

第一，根据Simunic[15]的经典审计定价模型，审计定价可表示为

(2)

其中，α为待估计的参数向量，xi为影响正常审计定价的因素，ε为审计费用残差。在双边随机效应模型下，原本的审计费用残差可分解为会计师事务所通过掠取企业的剩余来提高审计定价的部分wi、企业通过获得会计师事务所的剩余来降低审计定价的部分ui，以及一般意义上的随机干扰项vi。因此，审计定价变为

(3)

第二，为了测度审计服务双方获取的议价剩余部分，首先要确认合理的审计收费μ(xi)。合理的审计收费由审计成本、预期损失溢价、事务所预期利润组成[1-2]。参考HASSAN和NASER[16]、冯银波和叶陈刚[17]、李秉成和祝正芳[18]、权小锋和陆正飞[19]、冯延超和梁莱歆[20]、汪健等[21]的研究，采用资产规模(lnsize)、存货占总资产的比重(inv)、应收账款占总资产比重(rec)、其他应收款占总资产的比重(other)来衡量审计成本，采用内部控制指数(lnic)、研发投入(lninn)、管理费用率(mfr)、关联方交易(lnrpt)、总资产报酬率(roa)、产权性质(soe)、财务状况(qr)作为预期损失溢价的代理变量，采用会计师事务所规模(big4)来衡量事务所预期利润，具体变量定义见表1。审计定价的双边随机边界模型(SFA2tier)为

表1 审计定价的双边随机边界模型的变量定义

lnfee=α0+α1lnsize+α2inv+α3rec+α4other+α5lnic+α6lninn+α7mfr+α8lnrpt+α9roa+α10soe+α11qr+α12big4+α13year+α14ind+w-u+v。

(4)

第三，采用最大似然估计方法(MLE)对审计定价的双边随机边界模型进行估计，即可同时测度参数向量、事务所获取的剩余和企业获取的剩余。本研究采用事务所剩余和企业剩余之差即净剩余来衡量事务所相对议价能力(ni)，若事务所剩余高于企业剩余，则净剩余为正，表明事务所在讨价还价的过程中获取了更多的剩余，事务所在议价能力方面强于企业。反之，事务所在议价能力方面弱于企业。

2.解释变量

本研究将从企业特征、事务所特征、外部环境特征三个方面探讨事务所相对议价能力(ni)的影响因素，解释变量的选取及具体定义见表2。

表2 解释变量及其具体定义

3.控制变量

为消除年份和行业因素对于回归结果的影响，本研究同时控制年份(year)和行业(ind)因素。此外，由于每个企业的情况不同，可能有遗漏变量，存在着个体效应，故选择固定效应模型进行回归分析。

三、实证检验

(一)描述性统计

根据表3列示的描述性统计的结果，在样本量为10500时，事务所相对议价能力(ni)的均值为2.38，即平均而言事务所在议价能力方面高于企业，致使最终的审计定价高于合理收费2.38%；标准差为18.52，说明在议价过程中各样本所显示出的议价能力差异具有很大的不同。高管财务背景(background)的均值为0.02，说明有2%的企业其高管有50%以上具有财务背景。审计委员会设立(committee)的均值为0.99，说明有99%的企业设立了审计委员会。诉讼与违规状况(litigation)的均值为0.35，标准差为0.69，说明我国企业面临诉讼和违规的情况比较普遍，不同企业之间也存在着一定的差异。上年审计意见(last)的均值为0.02，标准差为0.13，说明有2%的企业被出具了非标准的审计意见，企业间虽然存在差异,但是差异较小。总体来说,企业被出具非标准审计意见的概率较小。事务所市场地位(cr8)的均值为0.58，说明有58%的审计业务被市场集中度为前8的事务所占有。政府干预程度(gm)的均值为6.13，标准差为1.46，说明不同地区的事务所受到的政府干预程度有一定的差异。地方法治水平(law)的均值为16.13，标准差为4.01，说明事务所所处的地区之间的法治水平存在较大的差异。

表3 变量描述性统计

(二)多重共线性检验

为避免各变量之间存在多重共线性，本研究做了解释变量间的多重共线性检验。根据表4所列示的检验结果，各变量的VIF值皆为1.2以下，VIF均值为1.04，不超过10，说明各解释变量之间不存在多重共线性，通过了多重共线性检验。

表4 变量间的多重共线性检验

(三)回归分析

回归结果如表5所示，F检验的p值为0.000，固定效应的FE检验优于混合回归，允许每个个体拥有自己的截距项，即存在个体效应，采用固定效应模型进行回归较为合适。从表5可知，高管财务背景(background)的回归系数为-1.559，在5%的水平上显著为负，说明若企业高管有50%以上拥有财务背景，将会增强企业在谈判过程中的议价能力，使得事务所在定价过程中所获取的剩余减少，而审计定价平均降低1.559%，降低了事务所的相对议价能力，假设1成立。审计委员会设立(committee)的回归系数为-1.128，虽然与预期回归系数符号相同，但是回归系数不显著，说明目前我国上市公司审计委员会的设立并未显著提高企业在审计定价过程中的议价能力，假设2不成立。诉讼与违规状况(litigation)的回归系数为0.747，在1%的水平上显著为负，说明企业上一年度的诉讼与违规事件的发生将会显著降低本年的议价能力，使得事务所在定价过程中拥有更多的话语权，获取更多的剩余，假设3成立。上年审计意见(last)的回归系数为1.527，在10%的水平上显著为正，说明企业若上一年被出具了非标准的审计意见，将会削弱企业在本年的议价能力，使得事务所获取更多剩余，审计定价平均提高1.527%，假设4成立。事务所市场地位(cr8)的回归系数为1.359，在1%的水平上显著为正，说明事务所若是市场集中度为前8的会计师事务所，会使得事务所议价能力更强，在定价过程中拥有更多的话语权，占据优势地位，审计定价平均提高1.359%，假设5成立。政府干预程度(gm)的回归系数为-0.372，在5%的水平上显著为负，说明政府干预程度越高，对事务所的威慑作用越大，显著降低了事务所的相对议价能力，假设6成立。地方法治水平(law)的回归系数为-0.161，在5%的水平上显著为负，说明事务所所处的地区法治水平越高，监管力度越强，越能有效减少事务所的不合理定价行为，假设7成立。

(四)稳健性检验

为保证结论的稳健性，本研究进行如下的稳健性检验：为避免极端值存在而对回归结果产生影响，先对所有连续型变量进行上下1%的缩尾处理，再进行模型的回归检验；将双边随机边界模型中的总资产收益率替换为净资产收益率、速动比率替换为资产负债率，对事务所相对议价能力(ni)进行重新估计，再进行模型的回归检验。两个稳健性检验的结果如表5所示，高管财务背景(background)、政府干预程度(gm)、地方法治水平(law)显著降低了事务所的相对议价能力，诉讼与违规状况(litigation)、上年审计意见(last)、事务所市场地位(cr8)显著降低了事务所的相对议价能力，而审计委员会的设立(committee)对事务所相对议价能力的负向影响不显著，与回归结果相同。因此，研究结果较为稳健。

表5 回归结果及其稳健性检验

四、研究结论与建议

本研究选取2015—2018年沪深A股主板非金融类上市公司为研究对象，共得到10500个样本观测值，利用双边随机边界模型对审计双方议价能力差异进行测度，从企业特征、事务所特征、外部环境因素三个方面探讨了影响双方议价能力的因素。利用固定效应模型对构建的回归模型进行实证分析和稳健性检验后发现：高管财务背景、政府干预程度、地方法治水平对事务所的议价能力起到了显著的负向影响，即高管财务背景、政府干预程度、地方法治水平提升了审计定价中企业的议价能力，削弱了事务所的议价能力；诉讼与违规状况、上年审计意见、事务所市场地位对事务所的议价能力产生了显著的正向影响，即诉讼与违规状况、上年审计意见、市场集中度削弱了审计定价中企业的议价能力，提高了事务所的议价能力；审计委员会的设立并不能显著降低事务所的议价能力，即审计委员会的设立并未提高企业的议价能力，也未削弱事务所的议价能力。

根据研究结论，为缩小审计双方议价能力差异、提升审计市场的公平性和有效性，本研究提出如下建议：在审计定价谈判的过程中，企业应当选取具有财务背景特别是具有审计从业经验的高管作为谈判人员，以提高企业对于审计信息的掌握程度和议价能力，并充分发挥审计委员会在审计定价过程中的作用；企业应加强内部控制、公司治理层面的建设，减少诉讼和违规事件，降低企业被出具非标准审计意见的概率，以保证企业在定价过程中拥有更多的话语权；有关部门应加强对事务所定价行为的监督和管理，完善相关法律法规，提高事务所不合理收费的违规成本，并督促事务所落实审计服务明码标价制度，以减少审计定价中的不合理收费；政府应进一步开展证券审计市场的市场化改革，鼓励更多服务水平高的事务所进入证券审计市场，促进市场的公平竞争，从而减少事务所因市场占有率过高而获取超额利润的现象。