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1、异常审计费用和审计质量Sharad C. Asthana and Jeff P. Boone,报告人：陈伏森 熊钟晗,摘 要,研究测试了低于正常的审计费用传达出审计与客户之间存在议价能力，这种议价能力可能会从根本上影响审计质量。我们发现随着负向异常审计费用的增加，审计质量（代理变量为可操纵性应计和达到或超过分析师盈余预测）下降，随着客户议价能力增加会放大这个效果。我们发现这种效果在萨班斯法案颁布之后的年份得到了抑制，表明萨班斯法案对于提高审计独立性是有效的。,目 录,一、简介二、理论框架和假设三、研究设计四、样本五、结果六、结论,一、简 介,理解导致审计师向审计质量妥协的因素是学者、投资者和监
2、管部门关心的重要问题。有显著的研究结果表明一个可能因素是审计与客户之间的经济联系。这些研究的基本观点是正向的异常审计费用反映审计与客户之间经济联系的程度，经济联系越大会通过削弱审计独立性来降低审计质量。基于这些前提检验了审计质量与正向异常审计费用的关联，研究结果表明为负相关。在本篇研究中，我们再检验异常审计费用和审计质量之间的关系，本文以这种方式提供两点重要贡献。,一、简 介,贡献一：我们的概念性框架包含：客户议价能力和先前的研究形成的概念框架经济联系。延伸框架来考虑议价能力和经济联系，允许我们提供新奇的预测，比起考虑单一的经济联系的框架更有意义。预测是：审计质量会随着负向异常审计费用增加而下
3、降，随着客户议价能力的上升，审计质量下降程度会被放大。关于审计与客户的经济联系的先前文献报告把研究焦点放在正向异常审计费用，预测负向异常审计费用和审计质量没有相关性，正向异常审计费用和审计质量负相关。,一、简 介,贡献二：我们研究的数据包括萨班斯法案颁布后（the post-Sarbanes-Oxley; SOX）(2004-2009年)和萨班斯法案颁布前（2000-2003年）。采用的数据包括萨班斯法案颁布前后的数据可以证实萨班斯法案的颁布是否可以增加审计的独立性或者增强审计的议价能力从而抑制异常审计费用和审计质量的联系，导致更高的审计质量。时至今日，少有实证证据讨论是否萨班斯法案的颁布增加
4、了审计质量。,一、简 介,和先前的研究(e.g., Choi et al. 2010; Hope et al. 2009; and Higgs and Skantz 2006)相一致的把总审计费用分解为正常部分和非正常部分，测试了审计质量和异常审计费用之间关系，划分异常审计费用的符号（高于正常的审计费用和低于正常的审计费用）。根据议价理论，预测发现审计质量随着负向异常费用的增加而下降，下降的效果会随着客户议价能力的增加而被放大。根据经济联系理论和先前的研究文献，预测审计质量会随着正向异常审计费用的增加而下降。我们的研究也划分了监管制度（a pre-SOX reporting period or
5、 a post-SOX reporting period）为了评估在两种制度下审计质量和异常审计费用的敏感性是否存在区别。审计质量的两个代理变量为可操纵应计和达到或超过分析师的盈余预测，客户议价能力的两个代理变量反映了客户对于国内事务所的重要性。,一、简 介,我们测试的结果和经济联系理论和议价理论所预测的结果相一致。与经济联系理论的预测相一致，发现可操纵应计和达到或超过盈余预测的概率都随着正向异常审计费用的增加而增加。与议价理论的预测相一致，发现可操纵应计DA和达到或超过盈余预测的概率都随着负向异常审计费用的增加而增加，该效果会随着客户议价能力的提升被放大。关于萨班斯法案颁布的效果，我们发现经
6、济联系和客户议价能力的效果都在萨班斯法案颁布之后得到了抑制，表明萨班斯法案能够有效地提高审计独立性。,一、简 介,本文提供的实证证据至少在两方面是重要的。首先，我们的结果表明投资者、监管者以及其他有兴趣评估审计报酬对审计的影响应该同时考虑高于正常水平和低于正常水平的审计报酬。高于正常水平的审计费用会通过增加审计员与客户的经济联系从而降低审计质量，这是公认的且得到广泛研究。少有意识到低于正常水平的审计费用的可能性是标志着在审计师和客户之间议价能力存在重要差别，这种议价能力可能根本上影响审计质量。因此，当评估审计质量时，本文研究强调考虑客户议价能力的重要性。,一、简 介,其次，我们的研究表明萨班斯
7、法案的颁布可以抑制经济联系和议价能力对审计质量的不利影响，因此可以提高审计质量。本研究的这两点可以更好的理解审计师向审计质量妥协的因素，因此本文可以引起会计学者，投资者以及监管者的兴趣。,二、理论框架和假设,会计师事务所不是一个单独的“审计员”，而是一个分权制组织，个体审计合伙人在事务所充当代理人(Liu and Simunic 2005)。合伙人的利益分享计划并不能有效的分配合伙人的利益，不可控制的道德风险问题的存在可能导致个人审计合伙人屈服于客户盈余管理的压力。这是由于这对于个体合伙人而言勉强同意客户需求是明显的预期收益，但是对于合伙整体而言是预期的成本(Trompeter 1994)。什
8、么因素可能导致审计合伙人向审计质量妥协？以下将从盈利性和客户议价能力两种可能因素进行解释。,二、理论框架和假设,2.1盈利性和经济联系审计启动成本和客户转换成本允许审计人员为服务进行定价，价格超过进行审计时可避免的成本，因此就能在现任审计人员与特定之间产生准租金(DeAngelo 1981a, 1981b)。特定客户的准租金进一步促成审计与客户之间经济上的联系，从而减少审计独立性，增加了审计勉强同意客户盈余管理需求的可能性。,二、理论框架和假设,2.1盈利性和经济联系然而屈服于客户存在风险，如果盈余管理被发现的话，就会使得事务所丧失部分或者全部的准租金，还会通过诉讼和政府惩罚等产生额外的经济损
9、失(DeAngelo 1981a, 1981b)。审计师会向审计真实完整性妥协只有当预期收入（特定客户保留的准租金）超过预期损失（丧失全部客户的准租金，诉讼成本和惩罚），因此是否经济联系会破坏审计质量取决于预期成本和收益的相关程度，这是一个实证的问题。,二、理论框架和假设,2.2 议价能力议价能力影响审计质量有以下的原因：审计的对象是财务报表，所以审计质量是审计师和客户共同努力的(Antle and Nalebuff 1991)且两者谈判进程产生的结果(Gibbins et al. 2001)。关于谈判的文献表明当谈判者在议价能力方面存在差异的，越强大的一方希望得到越大的让步(e.g., Pr
10、uitt and Carnevale 1993; Hornstein 1965; Michener et al.1975)，Barnes (2004)表明审计质量可能会随着客户议价能力的上升而下降。,二、理论框架和假设,2.2 议价能力在一个审计实验设置中，Hatfield et al. (2008)表明客户对被审计财务报表议价能力的效果取决于审计师的谈判策略，一个互惠的谈判策略会导致更加保守的财务报表。所以是否客户议价能力破坏了审计质量取决于是否审计员能够采取谈判策略来削弱议价能力较强客户的优势。,二、理论框架和假设,2.3 异常审计费用Simunic (1980)审计师预期向客户收取的费用
11、是由审计资源的单位消耗，这些资源的单位成本，以及审计师预期由合约产生的损失（例如诉讼损失，政府惩罚等）所驱使的。从实证来看，现存的研究模型将预期审计费用作为可观测因素的函数，代理变量为审计人员在执行审计时的成本，包括审计师的努力（例如消耗的资源和它们的成本），预期未来诉讼损失和正常利润。如果审计费用模型可以很好地描述，剩余的审计费用反映了审计契约中的异常盈利。在某种程度上，一些因素没有观测到（因此在审计费用模型中遗漏），剩余审计费用指标度量异常审计盈利能力存在错误。,二、理论框架和假设,2.3 异常审计费用异常审计盈利能力应该和客户议价能力和经济联系两者相关。关于前者，Casterella e
12、t al. (2004)表明客户议价能力的代理变量和行业专家获取的审计费用呈现负相关。他们的研究表明，在其他因素不变的情况下，低于正常水平的审计费用可能反映审计员由于客户的议价能力对其做出收费的让步。Kinney and Libby(2002)指出未预期费用可能也能够很好的捕捉审计所提供服务的盈利能力.经济联系更多潜在的影响可能是由于未预期的非审计费用和审计费用，更准确的来说是试图贿赂。,二、理论框架和假设,2.3 异常审计费用虽然少有证据表明异常低的审计费用和审计质量之间的关系，但是现在越来越多的文献研究异常高的审计费用（经济联系的代理变量）和审计质量之间的关系。DeFond et al.
13、(2002), Krishnan et al. (2005), Hoitash et al. (2007), and Hribar et al. (2010)测试了异常审计费用或合约费用（总费用，审计费用和非审计费用之和）和审计质量的线性相关性（审计质量和正向异常审计费用和负向审计费用的曲线斜率一致）。DeFond et al. (2002)发现2000-2001年异常合约费用和审计师的持续经营意见不存在相关性，然而Krishnan et al. (2005)发现在2001年随着异常审计合约费用的增加盈余反应系数（审计质量的直接指标）下降。,二、理论框架和假设,2.3 异常审计费用Hoitas
14、h et al. (2007)发现在20002007年异常审计合约费用和两种（相反的）审计质量指标（ the Dechow and Dichev (2002)应计质量指标和基于绩效调整的可操纵应计的绝对值）正相关。Hribar et al. (2010)发现在2000-2007年异常审计费用与会计舞弊、重述以及SEC comment letters正相关。,二、理论框架和假设,2.3 异常审计费用Larcker and Richardson (2004), Higgs and Skantz (2006), Hope et al. (2009), Mitra et al.(2009), and
15、Choi et al. (2010)测试了异常审计费用和审计质量呈非线性相关（审计质量与正向异常审计费用和负向异常审计费用的曲线斜率不同）。Larcker and Richardson (2004)选取2000-2001年的数据测算可操纵应计（审计质量的逆指标），发现审计质量随着异常合同费用的增加而下降。Higgs and Skantz (2006)发现2000-2002年有正向异常审计费用的公司其盈余反应系数（审计质量的直接指标）越大。,二、理论框架和假设,2.3 异常审计费用Hope et al.(2009)发现在2000-2003年，随着正向异常合约费用增加，权益折现率（审计质量的逆指标
16、）也增加，发现与负向异常合约费用没有相关。Mitra et al. (2009)发现2000-2005年正向异常审计费用与完全可操纵应计和增加收入方式的应计呈负相关，发现负向异常审计费用和可操纵应计不相关。Choi et al. (2010)发现在2000-2003年正向异常审计费用和完全可操纵应计正相关，当异常审计费用为负时不相关。,二、理论框架和假设,2.3 异常审计费用之前的证据表明审计质量和正向异常审计费用负相关，审计质量和负向异常审计费用不相关这与经济联系假设相一致。然而负向异常审计费用可能反映客户的议价能力从而可能降低审计质量客户议价能力越强审计质量下降程度越大。之前提到是否客户议
17、价能力破坏了审计质量取决于是否审计员能够采取谈判策略来削弱议价能力较强客户的优势。所以，是否客户议价能力影响审计质量仍然是一个开放性的实证问题，引导我们测试以下客户议价能力的假设。,二、理论框架和假设,2.3 异常审计费用假设：H1a：随着低于正常水平审计费用的增加，审计质量会下降。H1b：H1a预测的关系会被放大，随着客户议价能力的提升。出于完整性的考虑,我们还测试以下经济联系的假设:H2：随着高于正常水平审计费用的增加，审计质量会下降。,二、理论框架和假设,2.4 萨班斯法案颁布后的异常审计费用除了客户议价能力的问题外，另一个未解决的问题是审计质量和异常审计费用的关系是否会随着萨班斯法案的
18、颁布而变化。随着一系列备受瞩目的财务报告丑闻的发现，2002年通过了萨班斯法案，SOX试图通过联邦政府强制性对审计的监管，加强审计委员会审计监督以及限制审计向客户提供非审计服务等提高公司治理和审计独立性(U.S. House of Representatives 2002美国众议院) 。如果此次改革实施以及效果充分突出，就应该证明萨班斯法案颁布后异常审计费用和审计质量的相关性相对于颁布前的相关程度会减弱。假设H3： post-SOX period与pre-SOX period相比，审计质量和异常审计费用的相关性减弱。,三、研究设计,为了检验我们的假设，我们需要计量异常审计费用和审计质量：异常审
19、计费用（ABNAFEE）=（客户付给事务所的实际审计费用-预测或正常的审计费用）/事务所审计客户的全部审计收入我们之所以用异常审计费用除以事务所的全部收入是为了获得一个相对盈利水平，之前的研究（Reynolds and Francis 2001）证明经济动机对审计质量的影响最好用当地办公室的水平而不是全国公司水平，比如说安然审计失败很大程度上源于安达信在休斯顿办公室的错误决策(Chaney and Phifipich 2002)。我们定义ABNAFEE的两个分离变量：如果ABNAFEE0，则HIABNAFEE = ABNAFEE，否则为0如果ABBAFEE=0,则LOABNAFEE = ABN
20、AFEE，否则为0.,设置分离变量可以让我们更好的区分高于或低于异常审计费用与因变量之间的关系。预测的审计费用则由审计费用模型依据现实研究估计。审计质量是不可观测的，和之前研究相似，我们定义审计质量为客户的盈余质量(Higgs and Skantz 2006; Lim and Tan 2008），所以我们运用两个通常使用的变量作为盈余质量的代理变量：可操纵性应计利润的绝对值（DACC）和达到或超过盈余预期的偏好（MBEX）。我们还用盈余反应系数（ERC）做了额外的检验，前两个变量是实际盈余管理的代理变量，后一个则与感知的盈余质量相关。为了文章的简洁，本文只报告了前两个代理变量的检验结果。,3.
21、1 DA模型,在公认会计准则（GAAP）中，可操纵性应计利润的水平已经被认为是管理层自由裁量权的代理。在一定程度上管理层运用可操纵性应计利润的组成部分来管理盈余，并且审计师会允许这种操作使得盈余不正确，所以DACC逆向反映了审计质量和盈余质量。操纵性应计可以用来增加或减少盈余，这完全取决于管理层的动机，由于我们并不是为了调查管理层的具体管理动机，所以我们不需要DACC的预测值，我们在下面的测试中只需要DACC的绝对值作为自变量。可操纵性应计（DACC）是运用修正后的横截面版本的琼斯模型（Jones 1991; Dechow et al. 1995），然后除以总资产，通过不同年度不同行业计量。,
22、根据Kothari et al. (2005)等人的建议，我们运用修正后的可操作性应计利润，根据Hribar and Collins (2002)的做法，我们运用净利润与经营活动现金流之间的不同除以滞后总资产作为我们总应计（TACC）的度量。第一步求TA：TACC=（IBC-OANCF）/Lag（AT）TACC：总应计利润IBC：净利润OANCF：经营活动产生的净现金流AT：总资产,第二步：利用普通最小二乘法回归得出四个系数的估计值SALE+RECCH：收入变化值加应收账款的减少PPEGT：固定资产净额ROA：资产收益率（IBC/AT）Lag（AT）：t-1年总资产error：误差项第三步，代
23、入当期值，求出非操纵性应计利润NACC第四步，求DACC=TACC-NACC,1、LOABNAFEE：如果ABBAFEE0，则HIABNAFEE = ABNAFEE，否则为0，即高于正常审计费用。3、LOFFIC：对事务所所有审计费用取自然对数。Reynolds and Francis (2001)证明面对更大的客户审计师报告得更加谨慎。4、INFLUENCE:客户的总体审计费用占事务所所有支出的比例5、TENURE：如果事务所审计某一公司小于或等于三年取1，否则为0.为了控制短期审计师与客户之间的关系对审计质量的潜在影响(Johnson et al. 2002; Carey and Simn
24、ett 2006).,6、USLEADER:如果该事务所在该国该行业中有最高的审计费用为1，否则为0。为了控制审计行业专业技术的国家水平。7、CITYLEADER：如果该事务所在某市该行业中有最高的审计费用为1，否则为0。为了控制审计行业专业技术的市级水平。8、BUSSEG：在Compustat文件报告中的商业分部数量9、GEOSEG：在Compustat文件报告中的地区分部数量10、LOGMV：在财政年度末对权益市值取自然对数。为了控制所有和规模相关的影响，之前的研究发现LOGMV和DA负相关。11、SGROWTH：销售增长率，之前研究证明和DA正相关。12、SDSALES：计算t-4到t年
25、销售收入/总资产的标准差,13、CFFO：经营活动现金流/总资产，之前的研究发现CFFO和DA负相关。14、SDCFFO：计算t-4到t年经营活动现金流/总资产的标准差15、ICOPINION：SOX颁布之后在审计分析中报导的主要内部控制缺陷数量，Doyle et al. (2007)证明盈余质量可能与一个公司的内部控制质量之间存在函数关系。16、LEVERAGE：总负债/总资产，为了控制债务影响。17、LOSS：净利润为负数时取1，否则为018、DISTRESS：Zmijewskis (1984)财务危机指数19、B2M：账面市值比，代表成长机会，之前研究证明B2M和DA之间负相关。20、V
26、OLATILITY：CRSP记录的过去年度的每日回报，表明资本市场压力导致盈余管理上升的程度。,21、FINANCED：如果当年流通在外的股票增加了10%或长期负债增长了20%（表明有巨大融资行为）取1，否则为0，之前研究发现这个系数为正。22、ACQUIRED：公司有合并行为时取1，否则为0，之前研究发现这个系数为正。23、LAGROA：滞后的资产收益率，为了控制以前的业绩表现。24、BIG-N：事务所是四大或五大取1，否则为0。为了获得审计师规模的影响，Francis and Yu (2009)证明Big4更大的营业处有更高的审计质量。25、QUALIFIED：如果审计意见为保留意见时取1
27、，否则为0，为了获得保留意见对盈余质量的影响。26、LDELAY：对DELAY变量+1取自然对数，为了控制审计师额外工作对盈余质量的影响。27、RESTATEMENT：客户在当年重述报告取1，否则为028、I-MBEX：MBEX的工具变量，如果公司达到或超过盈余预期取1，否则为0.运用最近的I/B/E/S文件中可获得的分析师预测中位数。,3.2 达到或超过盈余期望模型,由于管理层会因为达到或未达到盈余预期而受到奖励或惩罚，所以这会导致管理层有动机去管理盈余，如果审计人员的动机是为了限制管理层管理盈余，那么随着异常审计费用的变化，达到或超过盈余预测和异常审计费用之间就存在一个函数关系。我们运用M
28、BEX模型来测试这个猜想。,在模型（3）中，F（）表示的是一个累计概率分布函数MBEX：如果公司达到或超过盈余预期取1，否则为028、I-DACC：DACC的工具变量29、SDFOR：分析师盈余预测标准差30、LNUMFOR：分析师预测数值取自然对数,3.3 额外的测试,为了检验H1b，我们用客户议价能力来代替LOABNAFE和HIABNAFEE，于是我们引入新的变量LARGEST和TOP10%INFL.LARGEST：当客户在事务所所有的业务中支付了最高的审计费用时取1，否则为0TOP10%INFL：当客户支付的审计费用占事务所总体审计费用大于10%时取1，否则为0为了检验H3，即SOX颁布
29、是否抑制了异常审计费用和盈余管理之间的关系，我们在模型2和模型3中增加了几个自变量DLOABNAFE*DSOX 和DHIABNAFE*DSOX。DLOABNAFE是当LOABNAFE=中位数时取1，否则为0DHIABNAFEE是当HIABNAFEE=中位数时取1，否则为0DSOX：数据在2004-2009期间取1，否则为0,四、样本,2000-2009年符合DACC模型的有18873个数据，符合MBEX模型的有14796个数据。,考虑到安达信公司的困境，审计师与客户之前的关系可能是不符合规则的,描述性统计,五、结果,支持H1a和H2,检验H1a和H2,在10%的显著性水平上，26个控制变量有1
30、4个是显著的。,在10%的显著性水平上，28个控制变量有21个是显著的。,检验H1b,在给定水平的LO上，对审计费用有更大影响的公司会有更高的议价能力并且有更多的自由管理盈余，支持H1b,不显著，议价能力体现在LO中（公司获得了折扣）而不是体现在HI中（公司支付了额外的费用）,检验H3,显著为负，SOX颁布后管理层盈余管理现象得到抑制，支持H3,不显著，异常审计费用和达到或盈余预期之间没有受到SOX颁布的影响。,but！DLO+DLO*DSOX和DHI+DHI*DSOX还是显著为正，说明SOX颁布没有完全消除影响。,ERC的附加分析,Lim and Tan (2008)运用ERC（盈余反应系数
31、）作为盈余质量和审计质量的代理变量，我们运用ERC模型中的UE（预期外盈余）和LOABNAFEE、HIABNAFEE回归，为了报告的简洁性我们没有报道细节的结果，但是UE*LOABNAFEE和UE*HIABNAFEE都是显著为负的，说明随着LOABNAFEE和HIABNAFEE的上升，审计质量会下降，这和模型2 DACC 和模型3 MBEX 的结果是一致的。,稳健性检验,进行稳健性检验的为了确保结果不是由于偏差或者模型误设所导致的。1.首先测试了在审计费用模型中可能给ABNAFEE的度量引入错误的内生性偏差。引入这个问题是由于Whisenant et al. (2003)表明审计和非审计费用都
32、是同时决定的，因此不是外生的。为了排除这个可能性，运行了Davidson and MacKinnons (1993)的内生性检验。没有内生性不拒绝原假设。,稳健性检验,2.不同于之前的研究，我们把审计费用收入作为影响审计质量的来源而不是非审计费用收入。有两点原因。首先,审计费用收入是一个反复出现的年金，扣除税收，而非审计费用收入不是。反复出现的约定比起非反复出现的约定，审计师更有动机妥协独立性。其次，2002年萨班斯法案的颁布明显减少了审计向客户提供非审计业务的范围，同时扩大了审计业务的范围。结合这两点，在当前环境下审计费用是审计质量的潜在重要决定因素。作为稳健性检验，我们用总合约费用（审计费
33、用和非审计费用之和）重复所有的测试，得到相似的结论。,稳健性检验,3.我们尝试另一种规范的模型。代替分开线性回归，使用由Freeman and Tse (1992)提出的arctan回归。这个规范模型得出有趣的结论。|DACC|和HIABNAFEE(LOABNAFEE)的关系是S型（反S型）。平滑曲线HIABNAFEE=LOABNAFEE=0表明只有当审计师从当前客户获得的正向异常费用，超过审计师能够从辞退目前的审计客户与新客户签订合约赚取的，这样才会影响审计独立性。从负向审计费用来看，审计师可能有啄食顺序。首先满足他们影响力的客户(议价能力)费用折扣，随着客户获得更多的议价能力，审计师可能会
34、允许进行盈余管理。平曲线正常费用的极端偏离，表明审计师存在可容忍水平的盈余管理，随着公司试图报告极高水平的可操纵应计，审计师就会开始抵抗。,稳健性检验,4.由于审计费用数据可获得是在Audit Analytics in 2000，可能质疑在2000年投资者如何运用的“正常”的审计费用评估审计质量。我们重新进行分析（没有2000年的数据），定性结论不变。对于Model (2), LOABNAFEE 和 HIABNAFEE的系数分别为0.0251 (p=0.0049) 和 0.0316 (p=0.0136); 对于Model (3), LOABNAFEE和HIABNAFEE 的系数分别为1.990
35、0 (p0.0001)和 1.2004 (p=0.0004)。,稳健性检验,5.由于公司治理的质量可能影响审计质量，作为敏感性分析在我们的回归中加入了 Gompers et al. (2003)的公司治理指数，得到相似的结果。我们没有把他们作为主要结果报告，是由于与Gompers数据库合并后样本规模相当小。6.在某种程度上,前几年审计和客户的关系可能是非典型，我们的测试排除了第一个三年的新客户。定性结果不变。对于Model(2), LOABNAFEE和HIABNAFEE的系数分别为 0.0153 (p=0.0016)和0.0233 (p = 0.0011); 对于 Model (3), LOA
36、BNAFEE和HIABNAFEE的系数分别为 1.3200 (p=0.0002)和 0.3991 (p=0.0813)。,稳健性检验,7.公司一致的正向或负向的异常费用公司可能有不同的动机从这两类异常费用之间切换。我们将样本公司分为五年或以上异常审计费用符号相同的和那些不同的。我们假设两个子集,这表明我们的结果适用于两类公司。8.我们尝试对任期变量进行不同截取,看结果是否对任期敏感。我们也尝试五年和两个虚拟变量三年或以下和超过9年。我们的主要结论不受影响。,稳健性检验,9.大型上市公司（ acceleratedfilers ）审计业务的定价可能不同于非大型上市公司（ non-accelerat
37、edfilers ）,因为大型上市公司可以有更高的审计费用由于更多的内部控制工作。重大缺陷的定价也可能不同。如果规模变量在审计收费模型中无法控制这些影响,结论可能存在偏差。2005年以前SEC将美国上市公司按照公司普通股总市值分为两类：acceleratedfilers和non-acceleratedfilers，2005年12月SEC对此分类又增加了个新的类别largeacceleratedfilers，其中普通股总市值大于7亿美元的的上市公司称为largeacceleratedfilers；普通股总市值大于7500万美元且小于7亿美元的上市公司称为acceleratedfilers；普通股
38、总市值小于7500万美元的上市公司称为non-acceleratedfilers）为了确保大型上市公司和非大型上市公司的结果不存在差异，我们将两个类别规模的公司分别测试，没有发现是任一规模的公司导致这个结果。例如，在Model (2) 对于大型上市公司,LOABNAFEE和HIABNAFEE的系数分别为0.0095 (在1%水平下显著)和0.0054(在10%水平下显著); 对于非大型上市司,LOABNAFEE和HIABNAFEE的系数分别为0.0147 (10%水平下显著)和0.0202(5%水平下显著).,稳健性检验,10.与任何比例一样,事务所的异常审计费用在总收入中的缩小，相同的分子可
39、能会对小(大)会计师事务所引入膨胀(紧缩)。为了确定这个比例是否影响我们的结果,我们重新运行所有的测试,使用未缩小过的异常审计费用。对于模型(2)和(3)，LOABNAFEE和HIABNAFEE的系数继续为正，且在5%水平或更好的显著。11.先前的研究（例如Bedard and Johnstone 2004; Johnstone and Bedard 2001, 2003）表明，用于现存研究的审计风险代理变量可能是不充分的。可能需要高于正常水平的努力来防止盈余操纵风险和公司治理风险(Bedard and Johnstone 2004)，这些在审计费用模型中都无法捕捉到。这额外的努力可能导致异常
40、高的审计费用以及导致更高的审计质量。扩展这个论点,低于正常水平的审计费用可能代表审计的努力不足,并不是客户议价能力，导致更差的审计质量。,稳健性检验,11.由于业务时间和人员数据的不可获得，我们利用财政年底到发布审计报告之间的天数作为审计工作努力的代理变量。我们包括这个变量,变量的平方和变量的自然对数在我们的审计收费模型,控制审计师的努力是为了应对遗漏的审计风险因素。我们的所有结论都和之前一致。此外,除了遗漏的审计风险指标与议价能力相关,客户的议价能力和审计质量的细微变化(记录在面板表4C)给我们的结果额外的可信度。然而,在某种程度上,在模型中我们无法控制审计风险,上述因素继续作为我们研究的局
41、限性。,稳健性检验,12.在表4Panels B, C和D，我们使用二分变量的MBEX连同交互项一起进行logistic回归。Norton et al. (2004)注意到由于logistic回归是非线性模型，交互项必须用不能的方式解读。他们表明,两个交互变量的边际效应都改变不等于仅仅交互项边际效应的变化。他们建议应用Stata的INTEFF函数估算正确的交互项的边际效应。作为一个稳健性检查,我们运行INTEFF函数正如Norton et al. (2004)描述的。我们的结论是不变,表明报道在面板B,C和D的结果是稳健的。INTEFF过程的一个限制是,它只适用于一个交互项。在面板D,SOX测
42、试,我们有两个交互项。所以我们运行INTEFF对每个交互项进行两个独立的测试。,稳健性检验,此外,为了说明我们对交互作用的解释是正确的,我们运行上述回归用MBEX替换为连续变量,超额收益定义为报告每股收益减去分析师预测。因为这个因变量不是二分变量,我们不再需要使用逻辑回归。我们可以复制之前报告的所有结果。这进一步提供了保证，我们对交互项的解释可靠的。,六、结 论,审计师由他们的客户聘用和提供报酬,这在两者之间创建了一个经济纽带。是否这种经济联系最终导致审计质量下降仍然是一个重要的公共政策问题和先前研究的主题。我们扩展这项研究通过检查除了经济联系还有客户议价能力的作用作为审计质量的决定因素。在我
43、们的研究中,我们检查异常审计费用和两个审计质量代理变量之间的关系:(1)异常可操纵应计和(2)达到或超过分析师一致的盈余预测。高于正常水平的审计费用表明准租金源于高利润的审计业务,而低于正常水平的审计费用表明客户有很强的议价能力（因此能够谈判计费优惠)。两个因素准租金和客户议价能力可能会导致审计人员屈从于客户盈余管理的压力。因此,完全异常的审计费用反映存在这些影响独立性的潜在因素,是我们感兴趣的变量。,六、结 论,正如假设,我们发现审计质量下降随着实际审计费用背离“正常”的费用水平。我们发现,审计质量下降随着正异常的审计费用增加，与先前的研究一致。新文献我们发现审计质量下降随着负异常的审计费用
44、增加,下降的大小随着客户议价能力代理变量增加而增加。我们也检查是否审计质量和异常审计费用的关系会随着萨班斯法案颁布而改变,和使用该测试是否萨班斯法案能有效提高审计师的独立性。我们找到证据证明这个关系在post-SOX时代好过pre-SOX时代。因此,萨班斯法案改革增加了审计屈从于客户压力和妥协审计质量的风险，其收益也会减少。,六、结 论,由于数据的限制我们不能调查包括审计团队组成(例如合伙人、经理以及员工之间审计时间的相对配置),年中和年终之间审计工作分配,内部审计援助的影响,客户财务报告系统的相关质量,个体审计事务所有差别的生产函数。因此,当解释我们的证据时读者应该对这个限制保持注意。总的来说,我们的研究增加了可能导致审计人员对审计质量妥协的因素理解,因此我们的论文应该会引起会计学者、投资者和监管机构的兴趣。,Thanks,
