章琳一

審計(jì)費(fèi)用與審計(jì)質(zhì)量：基于分位數(shù)回歸分析

章琳一

本文利用2001-2013年中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，采用分位數(shù)回歸方法，使用可操控性應(yīng)計(jì)絕對值表示審計(jì)質(zhì)量，考察審計(jì)費(fèi)用與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量之間不是一直存在顯著性的關(guān)系，當(dāng)審計(jì)質(zhì)量處于較低的分位數(shù)水平時(shí)，審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量無顯著關(guān)系，隨著審計(jì)質(zhì)量分位數(shù)水平的提高，即審計(jì)質(zhì)量的降低，審計(jì)費(fèi)用對審計(jì)質(zhì)量的影響逐漸顯著，而且該影響表現(xiàn)出“馬太效應(yīng)”：隨著審計(jì)質(zhì)量分位數(shù)水平提高，審計(jì)費(fèi)用對審計(jì)質(zhì)量的回歸系數(shù)值越來越大。考慮審計(jì)師規(guī)模后，與非十大事務(wù)所相比，十大事務(wù)所表現(xiàn)出的對審計(jì)質(zhì)量的敏感性更強(qiáng)，對較低的可操控性應(yīng)計(jì)容忍度更低，說明十大的審計(jì)質(zhì)量更高，其政策含義是事務(wù)所做強(qiáng)做大有助于提高審計(jì)質(zhì)量。

審計(jì)費(fèi)用審計(jì)師審計(jì)質(zhì)量容忍度

一、引言

財(cái)務(wù)報(bào)告的審計(jì)是公司和審計(jì)師共同努力的結(jié)果，它需要公司、審計(jì)師在審計(jì)過程中進(jìn)行協(xié)商、討價(jià)還價(jià)（Gibbins et al.，2001）。理解審計(jì)師在審計(jì)質(zhì)量上的妥協(xié)是學(xué)術(shù)界、實(shí)務(wù)界關(guān)心的重要議題。一個(gè)可能的解釋是審計(jì)師的聘用、審計(jì)費(fèi)用的支付依賴于公司。這種經(jīng)濟(jì)上的依賴降低了審計(jì)師獨(dú)立性，增加了審計(jì)師默許公司操控利潤的可能性。然而，屈服于公司的利潤操控要求是有成本的，它可能擴(kuò)大了整個(gè)事務(wù)所的法律因素風(fēng)險(xiǎn)，甚至導(dǎo)致審計(jì)師整個(gè)既有客戶群的喪失，如安然事件導(dǎo)致安達(dá)信客戶群喪失和自身的倒閉，這就需要公司補(bǔ)償審計(jì)師面臨的審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)，導(dǎo)致審計(jì)費(fèi)用溢價(jià)。另一方面，審計(jì)費(fèi)用可能存在低于正常水平的情況。公司具有較強(qiáng)的討價(jià)還價(jià)能力，只愿支付較少的審計(jì)費(fèi)用（Casterella et al.， 2004）。較少的審計(jì)費(fèi)用則會(huì)使得審計(jì)師減少審計(jì)投入，控制成本以獲得必要的利潤，這會(huì)導(dǎo)致審計(jì)質(zhì)量的下降。

對于審計(jì)費(fèi)用的研究，現(xiàn)有的國內(nèi)研究可謂是“汗牛充棟”，一系列的文獻(xiàn)研究了審計(jì)費(fèi)用的影響因素和審計(jì)費(fèi)用的經(jīng)濟(jì)后果。如劉運(yùn)國等（2006）發(fā)現(xiàn)，審計(jì)費(fèi)用在一定程度上和可操控性應(yīng)計(jì)正相關(guān)，審計(jì)師對調(diào)減收益的可操控性應(yīng)計(jì)給予更多的關(guān)注。方軍雄和洪劍峭（2008）、唐躍軍（2010）等也認(rèn)為過高的審計(jì)費(fèi)用會(huì)影響審計(jì)師的獨(dú)立性，降低審計(jì)質(zhì)量。然而，以上這些研究的結(jié)論是基于普通最小二乘回歸（OLS）得出的，它是一種“均值回歸”，易受極端值的影響，這種對于審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量之間關(guān)系的研究，一般只能得出線性關(guān)系，如正相關(guān)或負(fù)相關(guān)等。實(shí)際上，當(dāng)樣本數(shù)據(jù)出現(xiàn)厚尾或尖峰分布、存在顯著的異方差的情況下，普通最小二乘回歸得到的回歸系數(shù)不再是最佳線性無偏估計(jì)（BLUE）。分位數(shù)回歸則能夠刻畫不同水平下的因變量受到自變量的影響，而且它不需要像OLS一樣，要求正態(tài)分布、方差齊性等假設(shè)，能夠描述不同審計(jì)質(zhì)量水平下，審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量之間的真實(shí)關(guān)系。

利用中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，采用分位數(shù)回歸模型，本文實(shí)證分析了審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系。研究結(jié)論雖然和前人的結(jié)論一致，但也有不同之處：審計(jì)費(fèi)用對審計(jì)質(zhì)量的影響存在“馬太效應(yīng)”，隨著審計(jì)質(zhì)量的下降，審計(jì)費(fèi)用對審計(jì)質(zhì)量的損害越來越大。此外，也發(fā)現(xiàn)審計(jì)師規(guī)模不同，其對可操控性應(yīng)計(jì)的容忍程度不同，十大表現(xiàn)出更低的可操控性應(yīng)計(jì)容忍度，這證明十大的審計(jì)質(zhì)量更高，該結(jié)論政策含義是事務(wù)所做強(qiáng)做大具有必要性。

二、理論與文獻(xiàn)回顧

審計(jì)質(zhì)量是審計(jì)師的獨(dú)立性和專業(yè)勝任能力的聯(lián)合概率（Watts and Zimmerman，1981）。當(dāng)審計(jì)師都具備了專業(yè)勝任能力時(shí)，決定審計(jì)質(zhì)量高低的，主要是獨(dú)立性（劉峰和周福源，2007），它被稱為審計(jì)的靈魂。審計(jì)費(fèi)用是影響審計(jì)師獨(dú)立性的重要的因素，審計(jì)師對公司的經(jīng)濟(jì)依賴程度越大，受公司的影響也就越大，其在審計(jì)服務(wù)過程中的獨(dú)立性就受到的影響也就越大。DeAngelo（1981a）指出，審計(jì)師對客戶具有經(jīng)濟(jì)依賴性，維持與客戶的關(guān)系能夠獲得“準(zhǔn)租金”（Quasi-rents），高的審計(jì)費(fèi)用導(dǎo)致審計(jì)師獨(dú)立性下降，審計(jì)師對公司的盈余操控行為更容易妥協(xié)，損害審計(jì)質(zhì)量，這就導(dǎo)致審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量負(fù)相關(guān)。然而，Blankley et al.（2012）從成本角度考慮了審計(jì)費(fèi)用與審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系。他們認(rèn)為，審計(jì)師在實(shí)施審計(jì)活動(dòng)時(shí)，需要考慮審計(jì)服務(wù)的成本收益問題，較低的審計(jì)費(fèi)用迫使審計(jì)師減少審計(jì)投入，降低審計(jì)成本以保證一定的利潤率水平，因而審計(jì)費(fèi)用低，審計(jì)質(zhì)量也低，這就導(dǎo)致審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量正相關(guān)。DeAngelo（1981b）認(rèn)為，事務(wù)所規(guī)模越大，單個(gè)公司的審計(jì)費(fèi)用對其總的審計(jì)收入影響就小，如果因?yàn)槟S公司的利潤操控行為而遭受處罰，就會(huì)失去所有的客戶，因此事務(wù)所規(guī)模越大，其獨(dú)立性越強(qiáng)。DeAngelo（1981b）將事務(wù)所規(guī)模作為審計(jì)質(zhì)量的度量，審計(jì)師更高的收費(fèi)反映出了審計(jì)服務(wù)更高的質(zhì)量。對于“四大”之類的事務(wù)所而言，一方面，較高的聲譽(yù)使得“四大”審計(jì)費(fèi)用較高；另一方面，“四大”需要維持一個(gè)相同審計(jì)服務(wù)水平以保持聲譽(yù)，以收取審計(jì)服務(wù)溢價(jià)（Kreps and Wilson，1982）。另外，“四大”擁有統(tǒng)一的員工培訓(xùn)、同業(yè)復(fù)核、標(biāo)準(zhǔn)化的審計(jì)程序和技術(shù)，這也會(huì)提高審計(jì)質(zhì)量，這些表明審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量正相關(guān)。此外，高質(zhì)量的公司愿意通過聘請“四大”等聲譽(yù)高的事務(wù)所向外界傳遞信號，告訴投資者公司是高價(jià)值的，因而盈余質(zhì)量高的公司更愿意聘請高收費(fèi)的“四大”（Titman and Trueman，1986）提供審計(jì)服務(wù)。

以上理論分析可知，審計(jì)費(fèi)用可能由于經(jīng)濟(jì)依賴性降低審計(jì)師獨(dú)立性，從而損害審計(jì)質(zhì)量，導(dǎo)致審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量負(fù)相關(guān)；審計(jì)費(fèi)用也可能由于聲譽(yù)的存在，導(dǎo)致審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量正相關(guān)。實(shí)證研究上，也沒有形成統(tǒng)一的結(jié)論。Defond et al.（2002）利用審計(jì)師簽發(fā)持續(xù)經(jīng)營審計(jì)意見的傾向表示審計(jì)質(zhì)量，發(fā)現(xiàn)審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量沒有顯著的關(guān)系。Larcker and Richardson（2004）發(fā)現(xiàn)審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量正相關(guān)，審計(jì)費(fèi)用越高，用來表示審計(jì)質(zhì)量的應(yīng)計(jì)越少。Krishnan et al.（2005）采用盈余反映系數(shù)表示審計(jì)質(zhì)量，發(fā)現(xiàn)2001年美國上市公司中，審計(jì)費(fèi)用中的非審計(jì)服務(wù)收費(fèi)越多，審計(jì)質(zhì)量越低。Higgs and Skantz（2006）認(rèn)為公司通過支付高的審計(jì)費(fèi)用，作為公司盈余質(zhì)量高的信號，告知外部投資者，這會(huì)引起公司盈余市場反應(yīng)系數(shù)更大（審計(jì)質(zhì)量），他們的研究支持審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量正相關(guān)的觀點(diǎn)。Hoitash et al.（2007）利用2000-2007年的數(shù)據(jù)，利用Dechow and Dichev（2002）計(jì)算出來的盈余質(zhì)量和業(yè)績調(diào)整的應(yīng)計(jì)絕對值表示審計(jì)質(zhì)量，發(fā)現(xiàn)審計(jì)費(fèi)用越高，審計(jì)質(zhì)量越低，符合經(jīng)濟(jì)依賴觀點(diǎn)。Hribar et al.（2010）發(fā)現(xiàn)，審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量之間存在負(fù)相關(guān)的關(guān)系，審計(jì)費(fèi)用越高，公司的財(cái)務(wù)舞弊、重述的機(jī)會(huì)越大。Choi et al.（2010）利用美國審計(jì)市場數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)過高的審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量負(fù)相關(guān)，過低的審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量沒有顯著關(guān)系。Blankley et al.（2012）也發(fā)現(xiàn)，過低的審計(jì)費(fèi)用導(dǎo)致審計(jì)師降低審計(jì)投入，更容易導(dǎo)致財(cái)務(wù)重述。

筆者認(rèn)為，以上實(shí)證研究結(jié)論上的沖突可能和采用普通最小二乘回歸方法有關(guān)。普通最小二乘回歸假設(shè)審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量之間是簡單的線性關(guān)系，采用均值回歸的方式得出審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系，要么是審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量正相關(guān)，要么是審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量負(fù)相關(guān)。實(shí)際上，審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量很可能不是簡單的線性關(guān)系，在不同的審計(jì)質(zhì)量水平上，審計(jì)費(fèi)用對審計(jì)質(zhì)量的影響可能存在著差異，這是現(xiàn)有文獻(xiàn)忽視的地方。而且，從邏輯推理上看，當(dāng)審計(jì)師面臨不同程度的可操控性應(yīng)計(jì)時(shí)，其對可操控性應(yīng)計(jì)的容忍程度存在著差異的：當(dāng)審計(jì)師面臨輕微的可操控性應(yīng)計(jì)時(shí)，認(rèn)為該審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)較小，可能不會(huì)做出反應(yīng)，或者由于無法辨識該輕微的可操控性應(yīng)計(jì)是公司有意還是無意的，不對此做出反應(yīng)；當(dāng)審計(jì)師面臨嚴(yán)重的可操控性應(yīng)計(jì)時(shí)，可能不會(huì)容忍該行為或者要求公司支付更多的審計(jì)費(fèi)用補(bǔ)償其審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)?；谝陨戏治觯疚膶⒖紤]用分位數(shù)回歸的方式，考察審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源與篩選

本文利用中國CSMAR數(shù)據(jù)庫收集上市公司2001-2013年財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和審計(jì)相關(guān)數(shù)據(jù)，執(zhí)行以下篩選程序：（1）剔除2001-2013年某一年度資料不全的上市公司。（2）剔除同時(shí)發(fā)行B股或H股的上市公司，這些公司的行為可能因受到多重監(jiān)管而產(chǎn)生異化。（3）剔除某一年度或數(shù)年ST、PT類上市公司。（4）剔除指標(biāo)異常的公司。本文的控制變量包含了是否為十大事務(wù)所的虛擬變量，通過手工查詢中注協(xié)發(fā)布的事務(wù)所排行榜獲得。最終樣本數(shù)為15050個(gè)。

（二）回歸模型

對于審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量關(guān)系模型，本文借鑒Asthana and Boone（2012）、謝盛紋和閆煥民（2013）等做法，采用模型（1）檢驗(yàn)二者之間的關(guān)系。由于分位數(shù)回歸表示的是因變量不同水平上自變量對其影響程度，在后面的回歸中，采用分位數(shù)回歸的方式，揭示不同的審計(jì)質(zhì)量水平上審計(jì)費(fèi)用對審計(jì)質(zhì)量的影響。

變量定義如表1所示。

四、描述性統(tǒng)計(jì)與單變量分析

表2是變量的描述性統(tǒng)計(jì)，采用可操控性應(yīng)計(jì)絕對值表示的審計(jì)質(zhì)量|Da|，其最大值為1.4099，最小值為0；相應(yīng)地審計(jì)質(zhì)量|PEM|的最大值為2.4612，最小值為0。可以看到，采用業(yè)績匹配后的可操控性應(yīng)計(jì)的波動(dòng)幅度要比原始的可操控性應(yīng)計(jì)大。其它變量中，波動(dòng)幅度最大的是流動(dòng)比率，其標(biāo)準(zhǔn)差為1.9150，審計(jì)費(fèi)用的波動(dòng)幅度也較大。表3是審計(jì)質(zhì)量的差異性檢驗(yàn)，根據(jù)審計(jì)費(fèi)用Lnfee的中位數(shù)，將樣本分為高審計(jì)費(fèi)用Lnfee子樣本、低審計(jì)費(fèi)用Lnfee子樣本，并比較兩個(gè)子樣本的差異性。高審計(jì)費(fèi)用子樣本的審計(jì)質(zhì)量均值和中位數(shù)均比低審計(jì)費(fèi)用子樣本的指標(biāo)要高，T檢驗(yàn)和Wilcoxon檢驗(yàn)均是顯著的，這說明較高的審計(jì)費(fèi)用伴隨的是較高的|Da|，即較低的審計(jì)質(zhì)量。同樣，這一現(xiàn)象也在審計(jì)質(zhì)量|PEM|中存在。

五、回歸分析

（一）審計(jì)費(fèi)用與審計(jì)質(zhì)量

在進(jìn)行回歸過程中，為了更加清楚了解審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系，考慮了可操控性應(yīng)計(jì)正負(fù)性，分樣本進(jìn)行回歸。表4是Da大于0部分樣本公司的審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量的回歸結(jié)果，被解釋變量為Da的絕對值| Da |。由于本文采用可操控性應(yīng)計(jì)的絕對值表示審計(jì)質(zhì)量，它是審計(jì)質(zhì)量的逆指標(biāo)，可以看到，回歸（1）中解釋變量審計(jì)費(fèi)用Lnfee的回歸系數(shù)為0.0009，但不顯著，其結(jié)果表明，較高的審計(jì)質(zhì)量水平上，審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量無關(guān)?；貧w（2）是25%分位數(shù)水平上的回歸結(jié)果，解釋變量審計(jì)費(fèi)用Lnfee的回歸系數(shù)為0.0022，較為顯著，說明審計(jì)費(fèi)用越高，審計(jì)質(zhì)量越低，證實(shí)了DeAngelo （1981a）的經(jīng)濟(jì)依賴觀點(diǎn)。回歸（3）、回歸（4）、回歸（5）中，審計(jì)費(fèi)用Lnfee的回歸系數(shù)均是顯著的，相應(yīng)的系數(shù)值分別為0.0055、0.0135、0.0286，說明審計(jì)費(fèi)用對審計(jì)質(zhì)量存在顯著的影響，而且從系數(shù)值大小看，隨著分位數(shù)水平的提高，審計(jì)費(fèi)用的回歸系數(shù)值增大，這表明審計(jì)費(fèi)用對審計(jì)質(zhì)量的影響存在“馬太效應(yīng)”，隨著審計(jì)質(zhì)量的降低（即可操控性應(yīng)計(jì)水平的提高），審計(jì)費(fèi)用對審計(jì)質(zhì)量的影響越來越大。它意味著，審計(jì)師收取的審計(jì)費(fèi)用越高，對公司的經(jīng)濟(jì)依賴越強(qiáng)，其獨(dú)立性越弱，就導(dǎo)致了審計(jì)質(zhì)量越差。回歸（1）至回歸（5）中的Lnfee回歸系數(shù)大小、顯著性水平的差異表明，審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量之間并不是一直存在顯著性關(guān)系：審計(jì)質(zhì)量較低的分位數(shù)水平上，審計(jì)費(fèi)用與審計(jì)質(zhì)量無關(guān)；隨著被解釋變量審計(jì)質(zhì)量分位數(shù)水平的提升，即審計(jì)質(zhì)量的下降，審計(jì)費(fèi)用對審計(jì)質(zhì)量產(chǎn)生影響逐漸顯著，并且表現(xiàn)出“馬太效應(yīng)”?；貧w（6）為普通最小二乘回歸結(jié)果，審計(jì)費(fèi)用的回歸系數(shù)是顯著的，這一結(jié)果與Hoitash et al.（2007）、Hribar et al.（2010）等研究結(jié)論一致，也與分位數(shù)回歸結(jié)果一致。

表1　變量的定義

表2　描述性統(tǒng)計(jì)

表3　不同標(biāo)準(zhǔn)下的審計(jì)質(zhì)量差異性檢驗(yàn)

其他控制變量中，事務(wù)所變更Change的回歸系數(shù)顯著性水平在不同的分位數(shù)上有差異，這說明只有在較高的分位數(shù)水平上，事務(wù)所變更對審計(jì)質(zhì)量具有顯著影響；流動(dòng)比率Cr的回歸系數(shù)在所有的分位數(shù)回歸中均是不顯著的，只有在OLS回歸中顯著；虧損Loss的回歸系數(shù)在所有的分位數(shù)回歸中顯著為負(fù)，由于表4中的樣本公司為可操控性應(yīng)計(jì)為正的樣本，意味著虧損公司的正向可操控性應(yīng)計(jì)更少；現(xiàn)金流Cashf的在回歸（1）中不顯著，但從回歸（2）開始，一直到回歸（5）均是顯著為負(fù)，這說明現(xiàn)金流和審計(jì)質(zhì)量正相關(guān)，現(xiàn)金流越多，審計(jì)質(zhì)量越高；財(cái)務(wù)杠桿Lev的回歸系數(shù)只有在90%的分位數(shù)上顯著，說明當(dāng)公司審計(jì)質(zhì)量較差時(shí)，財(cái)務(wù)杠桿才能對審計(jì)質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)面作用，即財(cái)務(wù)杠桿越高，審計(jì)質(zhì)量越差；公司資產(chǎn)報(bào)酬率Roa的回歸系數(shù)只在回歸（4）中顯著，在其他回歸中不顯著，說明在審計(jì)質(zhì)量75%分位數(shù)上，公司盈利能力對審計(jì)質(zhì)量具有顯著影響。

表5是Da小于0部分樣本公司的審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量的回歸結(jié)果，被解釋變量為Da的絕對值|Da|?；貧w（1）、（2）、（3）中，Lnfee的回歸系數(shù)均不顯著?；貧w（4）、（5）中，Lnfee的回歸系數(shù)是顯著的。從顯著性上看，隨著分位數(shù)水平的提高，審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量之間逐漸顯示出顯著相關(guān)關(guān)系；從回歸系數(shù)大小看，隨著分位數(shù)水平的提高，審計(jì)費(fèi)用的回歸系數(shù)值逐漸增大，意味著審計(jì)費(fèi)用對審計(jì)質(zhì)量的影響也逐漸增大，也表現(xiàn)出“馬太效應(yīng)”。其結(jié)論與表4中的結(jié)論一致，只不過表5中的審計(jì)質(zhì)量是用負(fù)的可操控性應(yīng)計(jì)絕對值形式表示的。其它控制變量中，事務(wù)所變更Change的回歸系數(shù)不顯著；現(xiàn)金流Cashf的回歸系數(shù)均是顯著的；虧損Loss的回歸系數(shù)在回歸（1）至回歸（4）中是顯著的，說明虧損公司會(huì)實(shí)施更多的負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)；流動(dòng)比率Cr的回歸系數(shù)在較低水平的分位數(shù)上顯著，說明當(dāng)公司審計(jì)質(zhì)量較高時(shí)，流動(dòng)比率與其正相關(guān)；而財(cái)務(wù)杠桿Lev、資產(chǎn)報(bào)酬率Roa則是在較高的分位數(shù)水平上其回歸系數(shù)才是顯著的，這說明審計(jì)質(zhì)量很差時(shí)，財(cái)務(wù)杠桿Lev、資產(chǎn)報(bào)酬率Roa才能夠?qū)ζ洚a(chǎn)生顯著性的影響。

表4　審計(jì)費(fèi)用與審計(jì)質(zhì)量的分樣本（Da大于0）回歸結(jié)果

表5　審計(jì)費(fèi)用與審計(jì)質(zhì)量的分樣本（Da小于0）回歸結(jié)果

總的來看，表4、表5的回歸結(jié)果表明，審計(jì)費(fèi)用降低了審計(jì)質(zhì)量，而且審計(jì)費(fèi)用對審計(jì)質(zhì)量的影響存在“加速”增大的情況，即“馬太效應(yīng)”。而且，審計(jì)費(fèi)用對審計(jì)質(zhì)量的影響并不是一直存在，較低的分位數(shù)水平上，審計(jì)費(fèi)用對審計(jì)質(zhì)量沒有顯著影響?？紤]可操控性應(yīng)計(jì)的正負(fù)性后，審計(jì)師對正的、負(fù)的可操控性應(yīng)計(jì)的態(tài)度是不一樣的。對于負(fù)的可操控性應(yīng)計(jì)上，審計(jì)師對其容忍程度更強(qiáng)，只有較高水平的負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)才會(huì)引起審計(jì)師注意，要求更多的審計(jì)費(fèi)用予以補(bǔ)償其審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)。但是，表4、表5的回歸結(jié)果和劉運(yùn)國等（2006）研究結(jié)果存在差異，他發(fā)現(xiàn)審計(jì)費(fèi)用對正的可操控性應(yīng)計(jì)不存在顯著影響，而本文發(fā)現(xiàn)審計(jì)費(fèi)用對正的可操控性應(yīng)計(jì)具有顯著性影響。

（二）考慮審計(jì)師類型的審計(jì)費(fèi)用與審計(jì)質(zhì)量

表6是十大的審計(jì)費(fèi)用與審計(jì)質(zhì)量的回歸結(jié)果?；貧w（1）中，審計(jì)費(fèi)用Lnfee的回歸系數(shù)為0.0011，顯著性水平較低，這說明10%的分位數(shù)水平上，審計(jì)費(fèi)用能夠影響審計(jì)質(zhì)量。從回歸（2）的25%的分位數(shù)水平開始，一直到回歸（5）的90%的分位數(shù)水平上，審計(jì)費(fèi)用Lnfee的回歸系數(shù)顯著性水平較高；而且Lnfee回歸系數(shù)的顯著性水平逐漸增強(qiáng)，從回歸系數(shù)值大小看，回歸系數(shù)值逐漸增大。這說明，對于十大審計(jì)師而言，其審計(jì)費(fèi)用越高，相應(yīng)的審計(jì)質(zhì)量也越低，而且審計(jì)費(fèi)用對審計(jì)質(zhì)量的影響存在加速現(xiàn)象，即“馬太效應(yīng)”，隨著審計(jì)質(zhì)量的下降，審計(jì)費(fèi)用對審計(jì)質(zhì)量的影響更加強(qiáng)烈。其他控制變量中，流動(dòng)比率Cr對審計(jì)質(zhì)量的影響不顯著；虧損虛擬變量Loss對審計(jì)質(zhì)量的影響不顯著；現(xiàn)金流Cashf的回歸系數(shù)不顯著；資產(chǎn)收益率Roa的回歸系數(shù)不顯著；只有財(cái)務(wù)杠桿、事務(wù)所變更在某些分位數(shù)回歸中是顯著的。

表7是非十大的審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量的回歸結(jié)果。從回歸（1）至回歸（5），所有的分位數(shù)水平上的Lnfee回歸系數(shù)均是不顯著的，這說明非十大審計(jì)師的審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量之間不存在顯著關(guān)系。只有在OLS回歸中，審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量存在顯著關(guān)系。其他控制變量的回歸結(jié)果與表6類似，這里不再展開敘述。表7的回歸結(jié)果表明，對于非十大審計(jì)師而言，較高的審計(jì)質(zhì)量水平（即較低的可操控性應(yīng)計(jì)水平）上，審計(jì)費(fèi)用對審計(jì)質(zhì)量不能產(chǎn)生顯著性影響。從另一個(gè)角度看，這說明非十大的審計(jì)師對可操控性應(yīng)計(jì)水平具有較高的容忍度。對比表6和表7結(jié)果可以看到，十大對可操控性應(yīng)計(jì)容忍度較低，非十大較高，也就是說，大所的審計(jì)質(zhì)量比小所高，說明事務(wù)所做強(qiáng)做大有助于提升審計(jì)質(zhì)量。

表6　十大的審計(jì)費(fèi)用與審計(jì)質(zhì)量回歸結(jié)果

表7　非十大的審計(jì)費(fèi)用與審計(jì)質(zhì)量回歸結(jié)果

六、穩(wěn)健性分析

（一）基于業(yè)績配對的檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，借鑒Kothari et al.（2005）思想，計(jì)算業(yè)績匹配后的可操控性應(yīng)計(jì)水平，用其絕對值形式表示審計(jì)質(zhì)量。同時(shí)，區(qū)分了可操控性應(yīng)計(jì)的方向，分樣本進(jìn)行回歸分析。其它控制變量，其結(jié)果與前面類似，不再展開敘述。

（二）內(nèi)生性問題

審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量之間可能存在雙向因果關(guān)系：一方面，高的審計(jì)費(fèi)用降低審計(jì)師獨(dú)立性，降低審計(jì)質(zhì)量；另一方面，當(dāng)審計(jì)師面對較高的可操控性應(yīng)計(jì)時(shí)，要求提高審計(jì)收費(fèi)予以補(bǔ)償審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)?；诖耍瑢⒔忉屪兞俊獙徲?jì)費(fèi)用滯后一期，重新執(zhí)行回歸，發(fā)現(xiàn)回歸結(jié)果仍然支持實(shí)證結(jié)果。此外，采用工具變量法，將審計(jì)費(fèi)用滯后一期作為工具變量，重新執(zhí)行回歸，回歸結(jié)果沒有顯著性改變。限于篇幅，這里不展示回歸結(jié)果。

七、結(jié)論與不足

利用2001-2013年中國上市公司經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，本文采用分位數(shù)回歸方法，研究了審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，隨著被解釋變量審計(jì)質(zhì)量的分位數(shù)水平的提高，審計(jì)費(fèi)用對審計(jì)質(zhì)量的影響從不顯著到顯著，而且，其影響力大小呈現(xiàn)出“馬太效應(yīng)”：審計(jì)費(fèi)用的回歸系數(shù)越來越大?？紤]審計(jì)師規(guī)模差異后，發(fā)現(xiàn)十大、非十大對可操控性應(yīng)計(jì)的容忍度存在差異。在審計(jì)質(zhì)量較高時(shí)（可操作性應(yīng)計(jì)較低）時(shí)，十大的審計(jì)費(fèi)用與審計(jì)質(zhì)量的關(guān)系顯著，而且隨著可操控性應(yīng)計(jì)水平的提高，審計(jì)費(fèi)用對審計(jì)質(zhì)量的損害增強(qiáng)；非十大的審計(jì)師則對可操控性應(yīng)計(jì)的容忍度較高，只有當(dāng)可操控性應(yīng)計(jì)水平較高時(shí)，審計(jì)質(zhì)量的回歸系數(shù)才顯著。本文研究結(jié)果表明，審計(jì)費(fèi)用和審計(jì)質(zhì)量之間關(guān)系體現(xiàn)了審計(jì)師對公司的經(jīng)濟(jì)依賴性，符合DeAngelo （1981a）提出的經(jīng)濟(jì)依賴說觀點(diǎn)。也意味著事務(wù)所做強(qiáng)做大具有必要性。本文也存在不足，限于數(shù)據(jù)可得性，沒有考慮非審計(jì)服務(wù)收費(fèi)對審計(jì)質(zhì)量的影響，這可能會(huì)影響研究的正確性。

作者單位：江西財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院

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