管理者过度自信与审计费用——基于独立董事的调节效应

刘 澍，张新华

(长沙理工大学 经济与管理学院，湖南 长沙 410114)

一、引言

审计产生于对经济监督的需要，而现代企业的审计产生于委托代理理论所强调的所有权与经营权相分离。委托代理往往会带来逆向选择和道德风险，从而损害所有权人的利益。公司治理是解决委托代理问题的关键，但这远远不够，因此，独立于管理者和所有权人的审计是十分重要的。随着我国市场经济的不断发展，对审计的需求日益增加，随之而来的会计师事务所也不断增加，使得市场竞争十分激烈。“价格战”作为市场竞争中最重要的手段之一，审计这一项服务不可避免地参与其中。审计费用是会计师事务所与上市公司之间重要的经济纽带，与审计质量有着非常密切的关系。审计费用过高或者过低，都会对审计质量产生不利影响。审计费用过高，有可能是因为公司内部本身的原因，比如业务复杂，或可能是管理层出于自身利益的考虑而付出高额审计费用来购买虚假审计意见，影响审计的独立性，损害股东权益。审计费用过低，有可能是因为会计师事务所采取较低价格招揽客户，没有进行足够的风险测试，不利于审计师获取充分的审计证据以保障审计质量。因此，研究审计费用对审计质量及审计独立性的课题具有十分重要的意义。

本文可能的贡献在于：将行为财务理论中的过度自信应用于审计费用的研究，拓展了审计费用的影响因素及研究视域；将管理者过度自信、独立董事比例和审计费用整体纳入研究框架，考察了独立董事比例对管理者过度自信与审计费用之间的调节作用；从企业性质的角度进一步考察独立董事比例对管理者过度自信与审计费用之间的调节作用。

二、文献回顾

Simunic是最早对审计费用的影响因素进行研究的学者，他构建了审计费用模型，研究表明被审计公司的规模大小是决定审计费用的最主要影响因素；另外，子公司数量、公司所处行业、资产负债率和审计意见都与审计费用显著相关[1]。自此，国内外的研究者开始纷纷对这一领域展开研究。学者们大多从被审计单位和审计单位两个角度着手进行研究。从被审计单位角度来看，Taylor和Baker以英国市场为样本，研究表明，公司的规模以及业务的复杂性与审计费用存在显著的正相关[2]。曾春华等人研究发现，购买董事高管责任保险会增加公司的审计费用[3]。凌士显进一步研究发现，尽管购买董事高管责任保险将显著增加上市公司的审计费用，但审计费用的增加是因为保险人积极履行监督行为、追求更高的审计质量所引起的，而非其引致的机会主义行为所导致的[4]。Bedard等学者研究发现，当审计师发觉被审计单位存在盈余管理风险时，会增加审计程序，扩大审计范围，并要求更高的审计报酬[5]。王珣等人则进一步研究发现，盈余管理对管理层过度自信与审计收费关系起到中介作用[6]。赵瑞研究发现，企业的内部控制质量与审计收费存在负相关关系，诉讼风险与审计收费存在正相关关系，当企业内部控制良好但存在诉讼风险时， 诉讼风险会减弱内部控制对审计收费的负相关关系[7]。从审计单位角度来看，彭雯等人研究发现，会计师事务所国际化会使得审计收费显著提高，且在声誉较高的事务所中效应更为显著，审计师之所以提高收费是考虑到声誉成本以及审计成本[8]。冯银波等人研究发现，行业专长审计师比非行业专长审计师收取了相对较高的审计费用， 验证了审计定价中存在风险溢价和行业专长溢价的观点[9]。刘子瑶的研究结果表明，在两人一组的审计组合中，性别因素对审计收费有显著影响，女性组审计师与审计收费呈正相关关系，审计组中女性审计师数量与审计收费呈正相关关系，同时混合组审计师与审计收费呈正相关关系[10]。

近年来，开始有学者关注高管个人特征对审计费用的影响。如沈华玉等人认为，高管学术经历能够降低公司可操纵性应计盈余和提高公司会计稳健性，进而降低公司的固有风险及公司的审计费用[11]。申成锐等人的研究也得出相同结论，如果企业高管具有学术经历，事务所对其审计收费更低，且这种降低效应在小事务所中更显著[12]。Huang等人的研究结果表明，拥有女性CEO的公司与审计费用呈正相关[13]。以上学者都是从可以观察到的表象出发来研究审计费用的影响因素，忽略了管理者心理因素的影响，如管理者过度自信心理。国外学者Duellman等人的研究发现，对于缺乏强大审计委员会的公司，管理层过度自信与审计费用之间存在负相关关系，且过度自信的管理者不太可能使用行业专业审计师[14]。国内学者也对管理层过度自信与审计费用的关系进行了研究。刘猛等人的研究结果表明，管理层过度自信时，审计师会显著提高审计收费，以应对可能的审计风险，且这种效应在国有企业中尤其显著[15]。而张淑惠等人的研究得出相反的结论，即管理者过度自信与审计费用负相关，国有上市公司管理者过度自信对审计费用的影响较非国有上市公司更强[16]。学术界对于管理者过度自信与审计收费之间关系的研究尚未取得一致结论，二者之间的传导机制尚不明确，本文将以此为出发点展开研究。

三、理论分析及研究假设

根据Simunic的审计费用模型[1]，我们主要从审计师的审计成本以及对风险和预期损失的价格补偿两个方面来论述管理者过度自信对审计费用的影响。一方面，从审计师的审计成本角度来看，过度自信的管理者与理性的管理者不同，他们通常都会高估未来的收益而低估风险，从而作出不理性的决策。正如已有研究表明，过度自信的管理者会导致过度投资、采取激进的会计政策、采用盈余管理的手段调整财务报表等，这些都会导致企业经营风险的增加。当审计师感知公司具有较高的经营风险时，则需要扩大审计范围，收集更多的证据，以保证审计质量。因此，为补偿额外增加的工作量，必然要提高审计费用。另一方面，从对风险和预期损失的价格补偿来看，审计风险主要取决于重大错报风险和检查风险，预期损失主要包括因审计失败而面临诉讼风险时审计单位可能会遭受的损失。研究表明，过度自信的管理者不利于会计信息的稳健性，进而会降低会计信息质量，导致重大错报风险增加。这就使得审计师在进行审计时，会重点考虑到与公司财务报表有直接关联的审计风险，降低对财务报表的信赖程度。更进一步分析，如果一旦审计失败，审计师乃至事务所的声誉将会严重受损，同时也会面临诉讼风险。因此，为弥补由于管理者过度自信所导致的重大错报风险以及审计失败带来的声誉和诉讼风险，审计师会要求审计客户支付更高的审计溢价。基于上述分析，我们提出假设H1。

H1：管理者过度自信与审计费用呈正相关。

根据代理理论，在所有权与控制权高度分离的情况下，代理人可能为了自身利益而对股东利益造成损害。为了防止代理人出现“道德风险”和“逆向选择”的行为，则需要有监督机制[17]，而这一监督机制即为董事会制度，但董事会是否能够发挥对管理者的监督职能取决于其是否具有独立性。董事会的独立性体现在董事的独立性，尤其是独立董事的独立性。独立董事来自企业外部，与企业之间不存在其他利益关系，看似缺乏提升企业价值的动机，但其为了保护自身声誉免受损害，一般都不会屈服于管理者的不正当要求，能够保持较为独立客观的立场去监督管理者。独立董事的比例越高时，一方面，越能对管理者的激进行为进行监督，越能约束过度自信的管理者，降低他们进行盈余管理的可能性，提高会计信息的可靠性，进一步降低审计风险，从而减少审计师的工作量及审计费用；另一方面，独立董事能够从没有利益关系的第三方角度对管理者的决策进行建议，同时也能够及时纠正过度自信的管理者的错误行为和决定，减少由于管理者的过度自信造成的非理性决策，将管理者过度自信带来的不利影响降到最低。基于上述分析，我们提出假设H2。

H2：独立董事比例越高，越能有效抑制管理者过度自信与审计费用之间的正向关系。

国有企业是中国特色社会主义经济的“顶梁柱”。与发达国家成熟的资本市场相比，我国上市公司中的国有企业占比很高，政府行政力量在上市公司中具有较大的影响，尤其在国有企业中发挥着重要作用。国有控股上市企业的管理者基本都是由政府委派，相比于民营企业，国有上市企业具有很高的股权集中度，并且由于所有者缺位，导致管理者权力过大，更容易产生过度自信的心理。也恰恰因为这样的前提，国有上市企业董事会中的独立董事是由国资委直接任免的，不经过企业内部选择，避免了企业被内部人控制的问题，所以国有企业中的独立董事可以很好地发挥其监督职能，降低由委托代理关系引发的代理成本，进而对管理者过度自信与审计费用的关系进行调节。基于上述分析，我们提出假设H3。

H3：与非国有上市企业相比，在国有上市企业中独立董事比例的调节作用更强。

四、研究设计

(一)样本选择及来源

本文以2012-2018年沪深A股上市公司作为样本，剔除金融保险类公司、ST和PT公司以及数据不全的公司，最终获得考察样本11 813个。针对主要连续型变量，我们进行了1%和99%百分位winsorize处理。本文的研究数据来自国泰安数据库，并利用EXCEL和统计软件StataSE15.0对数据进行处理分析。

(二)变量定义与模型构建

1.变量定义

被解释变量为审计费用，即上市企业公布的支付给会计师事务所审计公司年度财务报告酬劳。解释变量为管理者过度自信，过度自信是一种无法直接对其进行观察和度量的认知偏差，现有的替代指标主要有以下六种：企业景气指数、公众媒体对管理者的评价、管理者持股状况、企业盈余预测偏差、管理者实施并购的频率、管理者的相对薪酬。出于数据的可获得性，我们借鉴姜付秀等人所提出来的“薪酬最高的前三名管理者薪酬之和/管理者的薪酬之和”这一相对比值来衡量管理者过度自信水平[18]。调节变量为独立董事比例，参考已有研究，我们将独立董事人数与董事会总人数的比例作为独立董事比例。关于其他控制变量，我们参考王珣[6]、刘猛[15]、张淑惠[16]等学者研究时选取的控制变量，选取资产负债率、公司规模、盈利能力、国际四大审计、亏损状态、应收帐款比重、存货比重以及行业和年度作为控制变量。主要变量的定义如表1所示。

表1 主要变量定义表

2.模型构建

为了验证假设H1，我们设定模型(1)如下：

LnFee=α0+α1OC+α2Lev+α3Size+α4ROA+α5Big4+α6Loss+α7Rec+α8Inv+ΣInd+ΣYear+εt

(1)

为了验证假设H2，我们参考温忠麟等人对调节效应的检验方法[19]，在模型(1)的基础上，加入独立董事比例(Indep)设定为模型(2)如下：

LnFee=α0+α1OC+α2Indep+α3Lev+α4Size+α5ROA+α6Big4+α7Loss+α8Rec+α9Inv+ΣInd+ΣYear+εt

(2)

再加入管理者过度自信(OC)与独立董事比例(Indep)的交互项设定为模型(3)如下：

LnFee=α0+α1OC+α2Indep+α3OC×Indep+α4Lev+α5Size+α6ROA+α7Big4+α8Loss+α9Rec+α10Inv+ΣInd+ΣYear+εt

(3)

为了验证假设H3，我们将模型(3)以产权性质作为分组依据进行分组回归。

五、实证分析

(一)描述性统计

主要变量的描述性统计结果如表2所示。从表2可知，审计费用(LnFee)的均值为13.880，最大值为19.400，最小值为11.510，说明审计师事务所对不同公司收取的审计费用差异较大，该结果与张淑惠等人的统计结果基本吻合。管理者过度自信(OC)的均值为0.463，说明管理者过度自信在我国较为普遍。公司规模(Size)的平均值和标准差分别为 22.420和 1.347，说明我国上市公司总体规模差异不大。

表2 主要变量的描述性统计结果

(二)相关性分析

在描述性统计的基础上，我们利用皮尔森相关系数和方差膨胀因子检验两种方法对模型(1)中的变量的相关性进行了分析。其中，表3反映模型(1)主要变量间的相关系数，表4反映了模型(1)的方差膨胀因子检验结果。各主要变量的相关系数均小于0.800，方差膨胀因子均小于2，说明回归模型中各变量之间不存在严重的多重共线性问题。

表3 模型(1)主要变量的相关性分析结果

表4 模型(1)方差膨胀因子检验结果

(三)回归分析

1.管理层过度自信与审计费用

回归分析的结果如表5所示，从表5中的结果可知，在控制了其他变量的前提下，管理者过度自信(OC)与审计费用(LnFee)的回归系数为0.046，T值为5.680，在1%的置信水平上显著为正，说明管理者过度自信的公司往往承担更高的审计费用，当管理者过度自信程度增加一个百分点时，企业的审计费用增加4.6%，验证了假设H1。模型的调整R2为0.678，说明模型的拟合程度较高，回归结果比较可信。对于控制变量的回归结果，与以往研究大体一致，例如，公司规模(Size)越大，审计费用(LnFee)越高；公司财报公示亏损(Loss)越大，审计费用(LnFee)越高；由国际四大会计师事务所(Big4)进行审计的公司，审计费用(LnFee)更高。

表5 管理者过度自信对审计费用的影响的回归结果

2.管理层过度自信、独立董事比例与审计费用

在上述回归分析的基础上，进一步将独立董事比例(Indep)加入模型，并将管理者过度自信(OC)与独立董事比例(Indep)的交叉项也加入模型，以此来检验独立董事比例(Indep)的调节效应。表6列示了主效应模型和调节效应模型的实证检验结果。

表6 管理者过度自信、独董比例与审计费用关系的回归结果

由表6可知，无论是主效应模型还是调节效应模型，管理者过度自信(OC)对审计费用(LnFee)的影响皆在1%的置信水平上显著为正，表明过度自信的管理者可以显著提高企业的审计费用。我们的假设H1再次经实证检验通过。管理者过度自信(OC)与独立董事比例(Indep)的交叉项回归系数为-0.407，在1%的置信水平上显著为负，即独立董事比例(Indep)能够抑制管理者过度自信(OC)与审计费用(LnFee)的正向关系，假设H2得到验证。

3.区分产权性质后管理层过度自信、独立董事比例与审计费用

在上述回归分析的基础上，本文对模型(3)以产权为分组依据将研究样本分为国有企业与非国有企业进行分组回归分析，以此验证假设H3。由表7可知，在国有企业一组中，管理者过度自信(OC)与独立董事比例(Indep)的交叉项回归系数在1%的置信水平上呈显著负相关，在非国有企业这一组中，其回归系数并不显著。研究结果表明，在不同的产权性质下，独立董事比例(Indep)对管理者过度自信(OC)与审计费用(LnFee)的调节效应存在差异。在国有上市企业中，独立董事比例(Indep)对管理者过度自信(OC)与审计费用(LnFee)的调节效应较显著，而在非国有上市公司中这种效应则较弱。这验证了假设H3：与非国有上市企业相比，在国有上市企业中独立董事比例(Indep)的调节作用更强。

表7 区分产权后管理者过度自信、独董比例与审计费用关系的回归结果

(四)稳健性检验

为了使本文的研究结论更加具有可靠性，本文通过减少样本量进一步做稳健性的检验，回归结果显示与前文的结果大体一致(如表8所示)。在回归结果中，模型(1)与模型(2)的变量系数的显著性与前文相比皆未发生变化；在加入调节变量的模型(3)中，虽然管理者过度自信(OC)与独立董事比例(Indep)的交叉项不显著，但其T值为-1.540接近-1.650，而其余变量的显著性则未发生变化；在模型(3)的基础上区分产权性质后，在国有企业组中管理者过度自信(OC)与独立董事比例(Indep)的交叉项依旧显著，在非国有企业组中管理者过度自信(OC)与独立董事比例(Indep)的交叉项依旧不显著。通过以上检验可知，总体结论未发生明显改变，表明研究结论具有较好的稳健性。

表8 所有模型的稳健性分析结果

六、研究结论和建议

(一)研究结论

本文的研究结论主要体现在以下三个方面：首先，管理者过度自信与审计费用显著正相关，即管理者过度自信的心理偏差会使得企业的审计费用上涨。究其原因，过度自信的管理者可能会由于心理偏差而导致会计信息的不稳健，也可能会出于自身利益的考量而粉饰报表购买审计意见，从而使得审计费用增加。其次，独立董事比例能够在管理者过度自信与审计费用之间起到调节作用，即独立董事比例越高，越能有效缓解由于管理者过度自信而导致的审计费用增加问题。独立董事比例越高，越能有效约束管理者过度自信的心理偏差，越能消除由于管理者过度自信心理带来的不良后果，从而降低审计风险，最终缓解管理者过度自信导致审计费用增加的负面影响。最后，与非国有企业相比，尽管国有企业由于所有者缺位会使得管理者更容易出现过度自信的心理，但国有企业的独立董事由国资委直接任免，因此国有企业中独立董事比例对管理者过度自信与审计费用调节效应更显著。

(二)政策建议

一是建立管理者心理特征评价体系。根据本文数据可知，管理者过度自信的心理偏差是普遍存在的，企业应当认识到这一点，在管理者的选择或评价过程中，应当建立一个管理者心理素质评价体系，如必要时可采用常用的人格测验和心理评定量表进行测量，根据测量结果对管理者的心理进行及时调控和疏导，避免管理者由于过度自信作出不利于企业的决策。

二是完善内部治理结构。完善企业内部治理结构有助于加强对管理者的监督，抑制其过度自信的心理。研究发现，独立董事能够负向调节管理者过度自信与审计费用的关系，即独立董事的监督作用越强，越能够缓解因管理者过度自信而导致的审计费用增加问题。加强独立董事制度的建设，重视独立董事在监督过程中发挥的积极作用，如扩大独立董事在董事会中的比例；对独立董事的选拔过程进行公示，保证独立董事的独立性等。