多元回归分析与研究结论

5.3　多元回归分析与研究结论

5.3.1　会计师事务所“品牌声誉溢价”现象的经验分析

由于样本观察值比较多，而且在对三年年报审计费用数据进行方差分析和非参数分析时，我们发现三年年报审计费用的分布有显著差别，因此本书进行了分年度回归。表5-10列示了模型（一）分年度回归的检验结果。多元回归模型三年的F值分别为：32.015、56.989、63.592，相应的P值都为0.000，表明回归模型整体上是高度显著的，而且显著性在逐年提高。调整后的样本决定系数R²分别为：0.397、0.400、0.434，即模型对年报审计服务定价影响因素的解释力分别为39.7%、40.0%、43.4%。自变量的方差膨胀因子VIF值在2001年和2002年除了ROA和Leverage两个变量外，其余值都小于2，说明变量间不存在显著的多重共线性问题。三年回归方程的残差独立性检验值D-W分别为1.673、1.892、1.979，非常接近于2，说明回归方程基本不存在自相关问题。

从表5-10可以看出，利用2000—2002年三年的样本数据回归结果，三个年度都与年报审计费用显著相关的变量有：客户规模（LNTA）、纳入合并报表的子公司个数（Ssub）、年报附注页数（Sfuzhu）、地区（Location₁、Location₂）；两个年度与年报审计费用相关的变量有：会计师事务所种类（Auditor₁、Auditor₂）；其中只有一年度与年报审计费用相关的变量是资产利润率（ROA）、资产负债率（Leverage）、审计意见（Opinion）；而变量应收账款与存货的合计数占总资产的比例（Reinra）、事务所变更（Switch）在三年样本数据进行回归中都不显著。

对于预期符号的检验，资产利润率（ROA）变量回归参数的符号为正，说明公司资产利润率越高，审计收费也越高；审计意见（Opinion）变量回归参数的符号为正，说明相对于标准审计意见，出具非标的会计师事务所收取了更高的审计费用。审计师变更（Switch）这个变量有两年相同，一年不同。Switch变量在2000年、2001年两年回归参数的符号为负，说明这两年存在“低价揽客行为”，而在2002年回归参数的符号为正，说明会计师事务所在变更的当年收取了更高的审计费用。其他变量回归参数都与预期符号相符。

表5-10　2000—2002年模型（一）回归结果（事务所种类为解释变量）

本书模型的设计是基于Simunic（1980）模型的基本思想，并考虑了我国上市公司的特征和会计师事务所的不同种类划分。总体显著的模型回归结果和较强的模型解释能力说明Simunic（1980）模型的基本思想也适应于我国的审计市场。与国际国内对审计服务定价的研究结论相比，本书的回归结果存在如下特点：

首先，与所有的研究结果相同，客户规模和客户经济业务的复杂程度是决定审计服务定价的最主要因素。本书对年报审计费用和客户规模（LNTA）、年报审计费用与客户规模（LNTA）、经济业务复杂程度（Ssub）变量进行回归，结果发现三年客户规模这一单一变量的解释能力分别为：31.3%、30.7%、32.8%；三年间客户规模与经济业务复杂程度这两个变量的解释能力分别为：35.8%、35%、37.8%。与全部变量回归模型的样本系数相比，我们发现，三年间客户规模（LNTA）和经济业务复杂程度（Ssub）这两个变量的贡献分别占到了91.4%（35.8%/39.7%）、85.8%（35%/40%）、86%（37.8%/43.4%）。

其次，反映审计风险的变量对审计服务定价影响很小。这与王振林（2002）、刘斌（2003）、韩厚军（2003）等人对我国审计服务定价的研究结论相似。王振林和刘斌等人的解释是，我国会计师事务所的风险意识比较低，由于我国目前的法律环境仍处在诉讼度低、诉讼成本大的阶段，投资者直接起诉会计师事务所还有很大难度，致使注册会计师风险意识淡薄。王振林同时还认为我国上市公司中普遍存在的盈余管理可能使财务指标在衡量客户风险上失去了应有的意义。

本书的研究模型与王振林、刘斌、韩厚军等人研究模型不同之处是加了年报附注页数（Sfuzhu）这一变量，年报附注页数一方面衡量客户的经济业务复杂程度；另一方面，也是会计师事务所规避审计风险的一个衡量指标^[3]。我们发现，这一变量在三年的样本数据回归结果中与审计费用呈现显著正相关关系。

第三，与刘斌等人对我国审计费用研究的结果相同，上市公司所在地区是影响审计服务定价的一个因素。一方面，一般说来，经济发达地区的物价水平和人力资本高于不发达地区，因此，按照物价水平制定的收费标准同样是经济发达地区高于不发达地区。而对上市公司进行审计的会计师事务所基本上为本地区的事务所，要执行本地区的收费标准。另一方面，外地的会计师事务所要与本地区的会计师事务所进行竞争，往往也采用低价竞争。这两个方面决定了地区因素影响审计收费。

第四，与刘斌（2003）、韩厚军（2003）等人研究发现不同的地方，不同类型的会计师事务所审计服务定价是不同的。在2000年度，因为国际“五大”合作所（Auditor₁）的观察值只有12家上市公司，而回归方程的变量有13个，不能进行回归分析，所以去除这12家样本公司。回归结果发现，国内“五大”所（Auditor₂）这个变量是不显著的，但参数符号与预期相符，说明国内“五大”所的审计收费高于国内其他所。

在2001年度，Auditor₁变量在1%水平上是显著的，变量参数为0.202，Auditor₂在5%水平上是显著的，变量参数为0.068。说明在控制住客户规模、客户的业务复杂程度以及客户的审计风险之后，相对于国内其他所来说，国际“五大”合作所审计收费平均要高22.38%，也就是“品牌声誉溢价”为22.38%，与此对应，国内“五大”所的“品牌声誉溢价”为7%^[4]。

在2002年度，Auditor₁和Auditor₂两个变量在1%水平上都是显著的，变量参数分别为0.229、0.109。说明在控制住客户规模、客户的业务复杂程度以及客户的审计风险之后，相对于国内其他所来说，国际“四大”合作所审计收费平均要高25.73%，也就是“品牌声誉溢价”为25.73%，与此对应，国内“四大”所的“品牌声誉溢价”为11.52%。

要注意的是，国际“五（四）大”合作所相对于国内“五（四）大”所来说，两者之间的费用差异，不是两个百分数之差，比如2002年，不能简单将25.73%减去11.52%得出的14.22%作为国际“四大”合作所与国内“四大”所之间审计收费的差异。这是因为这两个百分数是以国内其他所为基础求出的。现在我们去除国内其他所审计的上市公司样本观察值，以国内“五（四）大”所审计的样本公司为基础，这时2001年和2002年的样本公司观察值分别为206家和197家，因为样本公司观察值大大减少了，根据表5-9变量回归参数的显著性，我们重新设计多元回归方程：

LnAF＝β₀＋β₁LnTA＋β₂Ssub＋β₃Sfuzhu＋β₄Auditor₁＋ε　　　　　（三）

变量定义同模型（一）。回归结果见表5-11。

表5-11　2001年和2002年模型（三）回归结果

从表5-11可以看出，在2001年，国际“五大”合作所Auditor₁变量的回归参数是0.053，但是T值不显著。在2002年，Auditor₂变量参数为0.086，t值也不显著。相应地，说明在控制住客户规模、客户的业务复杂程度以及客户的审计风险之后，在2001年和2002年，相对于国内“五大”所来说，国际“五大”合作所审计收费平均要高5.44%和9%，可以看出，国际“五（四）大”合作所与国内“五（四）大”所相比，在控制住客户规模、客户的业务复杂程度以及客户的审计风险之后，两者之间的审计收费差异没有表面看起来那么显著，这可能是国际“五（四）大”合作所在审计客户时存在规模效应，也可能是国际“五（四）大”合作所为了抢占市场，降低价格来争取客户，存在“低价揽客行为”。总之，如何解释国际“五（四）大”合作所与国内“五（四）大”所之间的相对于国内其他所来说较小的审计费用差异，值得进一步加以分析检验。

5.3.2　会计师事务所规模与审计服务定价的经验分析

我们对以市场份额（Mshare）为解释变量的模型（二）进行回归，2000—2002年三年的回归结果见表5-12。模型（二）与模型（一）的区别在于解释变量不同，模型（一）用于检验不同类别的事务所收费是否不同，或者说，品牌声誉高的事务所审计服务定价中是否有“品牌声誉溢价”。模型（二）用于检验市场份额高的事务所，也即规模大的事务所是否比规模小的事务所收取更高的审计费用。这两种多元回归分析，有重叠部分。这是因为对于国内事务所的划分，也是按照其占有的市场份额来进行的。但是对于国际“五（四）大”合作所，不是按照其市场份额来划分的，是按照约定俗成的分类。所以，两类检验又有区别，互为补充和参照。

表5-12　2000—2002年模型（二）回归结果（市场份额（Mshare）为解释变量）

我们来看解释变量，我们发现，在2000年和2001年，市场份额（Mshare）变量的参数并不显著，说明市场份额大的事务所与市场份额小的事务所在审计收费上没有什么显著不同。在2002年，市场份额（Mshare）变量在回归方程中非常显著（P值远小于1%），这说明市场份额大的事务所审计收费显著高于市场份额小的事务所。说明在控制住客户规模、客户的业务复杂程度、客户的审计风险以及地域因素之后，规模大的事务所相对于规模小的事务所在审计服务定价中包含着“规模溢价”。也就是说，规模大的事务所相对于规模小的事务所提供了更高质量的审计服务。

本书以中国证券市场中的审计服务定价数据和模型，初步验证了DeAngelo（1981）提出的假说，事务所规模是审计质量的一个替代衡量指标，规模越大的事务所相对于较小的事务所来说，其机会主义行为带来的损失更大，因此规模越大的事务所其保持审计质量的内在动机就越大，从而提供质量较高的审计服务。但是需要指出的是，本书对2000—2002年三年的样本数据进行回归分析，只有2002年，市场份额有解释力，因此目前还难以下一个较为肯定的结论，有待于后续检验。

5.3.3　会计师事务所变更与“低价揽客行为”的经验分析

我国会计师事务所变更时存在“低价揽客行为”吗？只有先回答这个问题，才能进一步讨论诸如哪种类型的会计师事务所更容易发生这种行为以及如何进行监管等问题。从表5-13可以看出2000—2002年三年间共有478家上市公司变更了会计师事务所，其中，变更并披露年报审计费用的上市公司家数为354家，这为我们研究会计师事务所变更时是否存在“低价揽客行为”提供了足够的样本。

事务所发生变更原因是多方面的，首先监管政策的出台导致了一些有证券期货资格的会计师事务所合并。如2000年7月，财政部、证监会、中注协提高了执行证券期货相关业务的会计师事务所门槛：要求其具有执行证券期货相关业务资格人员的数量从6名提高到20名；对于执行商业银行审计业务的资格条件，更要求达到60名注册会计师、年营业额1500万元的要求，国内会计师事务所为此开展了一波闪电合并。其次，一些违规的会计师事务所被证监会、中注协取消了执业资格。2001年因为中天勤、深圳同人、华鹏、华伦等事务所被取消具有执行证券期货相关业务的资格，其他事务所纷纷争抢这几家事务所近130家客户资源。2002年国际“五大”所之一安达信会计公司因“安然事件”退出审计行业，其在国内的合作所安达信华强并入普华永道中天会计师事务所。最后，上市公司和会计师事务所之间因为审计收费或者出具审计意见的类型没有达成共识，也导致了一部分上市公司变更会计师事务所。所有这些因素都导致了这三年审计市场发生大规模的事务所变更。

表5-13　2000—2002年间上市公司变更会计师事务所统计

数据来源与说明：（1）2000年的数据来自《谁审计中国证券市场——审计市场分析（2000）》，中国财政经济出版社，2001年；其余两年的数据来自作者对年报的统计。

在对变更并披露年报审计费用的上市公司（因为变更但不披露审计费用的样本无从分析和判断是否存在“低价揽客行为”）做进一步分析，事务所变更的去向主要有以下几种类型（见表5-14）。

表5-14　变更并披露年报审计费用的事务所分析

由于我国审计市场竞争激烈，会计师事务所为了争夺客户，可能采取“低价揽客行为”。因此，我们预计事务所变更时，相对来说，会收取较低的审计费用。

回归模型（一）和模型（二）对会计师事务所变更（Switch）变量进行了回归，在回归结果中（见表5-10、表5-12），2000年和2001年的样本数据回归结果与我们预期符号相同，说明这两年事务所变更时，存在“低价揽客行为”，但在2002年，变量参数符号与我们预期的相反，也就是说，事务所变更时，收取了较高的审计费用。但是，无论是模型（一）还是模型（二），三年样本数据的回归结果，事务所变更（Switch）变量回归出来的参数t值不显著，也就是说，我们从符号检验上观察到了“低价揽客行为”，但没有确切的证据来证实。