审计合谋、客户议价与审计质量

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　　【摘 要】 异常审计费用按审计合谋倾向和客户议价能力分类后，合谋倾向和议价能力的强度不同对审计质量的影响也会不同。2008—2017年1 292家上市公司实证研究结果表明，审计合谋强倾向、客户议价强能力与审计质量显著负相关，而审计合谋弱倾向、客户议价弱能力与审计质量不存在显著相关关系，并且强倾向、强能力组的盈余反应系数也明显低于对应弱倾向、弱能力组的盈余反应系数。结论进一步拓展了异常审计费用的研究，即审计费用的适度波动不会显著影响审计质量，过度异常才会影响审计质量和市场感知。这既可以弥补已有文献中异常审计费用高低“都不好”的研究缺陷，也有助于利益相关者正确决策。
　　【关键词】 异常审计费用; 合谋倾向; 议价能力; 审计质量
　　【中图分类号】 F239.44  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2019）09-0147-08
　　一、引言
　　自Simunic（1980）审计费用文献后，西方学者对审计费用的实证研究已经形成了不少经典之作。2001年12月中国证监会提出了上市公司审计费用的披露要求，也开启了我国审计费用的实证研究之门。究竟什么因素影响审计质量，进而影响资本市场对审计质量的感知呢？当然，研究目的不同，对审计质量影响因素的选择也会不同。在众多影响因素中，Blay et al.[1]认为对客户直接支付审计费用的管理才是提高审计质量的关键，因为有效管理可以抑制审计费用的过度异常。审计费用的过度异常可能与双方合谋倾向（Collision Orientation，CO，以下称审计合谋倾向）或议价能力①（Bargaining Power，BP，以下称“客户议价能力”）的强度密切相关，审计合谋②会损害审计独立性，议价过度可能导致审计师工作投入不足，进而引起审计质量的下降。可见，异常审计费用可以作为利益相关者判断审计质量的有价值信号。为此，以2008—2017年我国上市公司的财务信息、股价信息为研究对象，以异常审计费用为代理变量，进一步研究审计合谋倾向和客户议价能力强弱对审计质量和市场感知的不同影响。
　　财务信息从客户端的初始掌控到审计后的公开披露，经过了客户（信息来源）——审计师（信息担保）——利益相关者（信息使用）的传递链条。依据波特社会网络结构理论，可以这样理解财务信息传递的现实情形：客户与审计师之间、审计师与利益相关者之间分别存在信息链接强关系，而客户与利益相关者之间不存在信息链接强关系（或关系很弱），这就意味着客户与利益相关者之间存在网络结构洞，他们之间的信息传递被结构洞分离，导致了信息不对称，从而使占据结构洞的审计师具有了控制真实财务信息的优势。如果审计合谋、过度议价的行为存在，客户与利益相关者之间的信息不对称就得不到缓解。本文对异常审计费用的研究或许有助于缓解客户、利益相关者之间的信息不对称，有助于利益相关者从审计合谋倾向和过度议价角度来观测审计质量或盈余质量，强化客户与利益相关者的信息链接，弱化审计师对财务信息传递的限制。
　　本文研究的贡献在于：（1）理论方面。按数量大小细分异常审计费用，并与审计合谋倾向、客户议价能力的强度相结合观测审计质量，弥补异常审计费用先前研究的不足。虽然Asthana et al.[2]认为正向或负向异常审计费用③都会引起审计质量的显著下降，但是我们心存疑问：异常审计费用非正即负，以此来观测审计质量不是“两难”选择吗？收费的独立审计行业还有鉴证存在的意义吗？正、负向异常审计费用对审计质量的影响机制相同吗？细分异常审计费用能否得到符合实际的研究结果呢？为此，对正向或负向异常审计费用各自细分为两部分，分别代表审计合谋倾向的强弱和客户议价能力的强弱，并证明合谋强倾向、议价强能力与客户审计质量显著负相关，合谋弱倾向、议价弱能力与审计质量不存在显著相关关系，从而弥补已有文献中异常审计费用正负对审计质量都“不好”的研究缺憾，同时也能从侧面证明市场上还存在部分遵纪守法的客户或恪守独立性的审计师。（2）实践方面。以异常审计费用代理审计合谋倾向和客户议价能力，并区分了强、弱倾向，强、弱能力，检验了审计质量。这样或许为监管者、投资者或其他利益相关者利用异常审计费用评判审计质量提供一种新途径，即合谋强倾向与议价强能力可能会损害审计质量;合谋弱倾向与议价弱能力可能并不損害审计质量。与以往研究不同，本文认为审计费用过度异常（审计合谋强倾向、客户议价强能力）与审计质量显著负相关，合谋倾向、议价能力的强与弱对审计质量的影响可能存在显著差别，这从侧面证明审计费用极可能存在一个不影响审计质量的正常波动范围。
　　二、文献回顾和理论分析
　　本文认为审计费用可以分为广义和狭义两类。广义审计费用（总审计费用）既包括审计业务费用，又包括非审计业务费用;狭义审计费用仅指审计业务费。从表面看，两类审计费用都可以认为是客户因接受审计服务而支付的对价，是对审计师工作投入的补偿。从本质看，两类审计费用都是在风险评估、谈判让步基础上，客户与审计师预期利益博弈均衡的结果。与Blay et al.[1]经济契约基础的广义审计费用研究不同，本文从狭义审计费用角度对异常审计费用进行研究。
　　（一）文献回顾
　　1.客户议价能力、审计合谋倾向与异常审计费用产生
　　对客户异常审计费用起因的研究回顾，有助于我们从审计合谋倾向、客户议价能力角度正确确定异常审计费用。Higgs et al.[3]认为客户实际支付的审计费用可以分为正常审计费用和异常审计费用两部分。正常审计费用反映的是审计师的工作成本和潜在风险损失，由客户资产规模、业务风险和复杂程度决定，也与事务所品牌相关。Choi et al.[4]认为异常审计费用反映的是客户与审计师之间特殊的经济契约关系，由客户特殊需求决定。在契约框架下，客户高额付费存在诱导审计师出具有利报告的嫌疑，经济谈判的强势方（即客户议价能力）期望有更多的费用折扣（即负向异常审计费用）[5]。客户议价能力、审计合谋倾向是客户与审计师特殊经济契约达成的关键因素，正、负向异常审计费用可作为审计合谋倾向、客户议价能力适合的代理变量。 　　2.客户议价能力、审计合谋倾向与审计质量
　　审计费用与审计质量关系的早期研究多集中于非审计业务费、审计业务费两个方面，已有文献多以财务重述、审计诉讼、融资制约、盈余操纵等“不利后果”研究审计质量与审计费用的关系。与低付费客户相比，审计师纵容了高付费客户的盈余管理，这也暗示了正向异常审计费用可能损害审计质量。
　　审计独立性是现有文献对正向异常审计费用与审计质量关系研究的出发点[6]。有学者认为正向异常审计费用可以使客户与审计师的关系更加密切，导致审计合谋倾向增强，进而影响审计独立性，降低审计质量。具体表现为：正向异常审计费用与客户向上盈余管理、未来业绩的下降、资本成本的提高、财务重述的发生概率、盈余反应系数的下降存在显著相关关系。
　　议价谈判是现有文献对负向异常审计费用与审计质量关系研究的出发点。负向异常审计费用应与客户议价能力高度负相关，客户议价能力的增强可能引起审计质量的下降。然而，Mitra et al.[7]对异常审计费用进行了研究，发现审计质量虽然与正向异常审计费用显著负相关，但是与负向异常审计费用相关关系不显著。当然，研究时间或地域的变化，审计费用与审计质量的关系也会发生变化。
　　总之，国内外为数不多的异常审计费用与审计质量关系的文献，还只是异常审计费用正负方向对审计质量影响的理论研究或实证研究，并且对审计质量的影响尚存在争议，争议的根源可能为没有按异常审计费用强度细分研究。或许限于异常审计费用的确定方法或研究目的，迄今尚未发现从审计合谋倾向或客户议价能力双重角度研究异常审计费用强度与审计质量关系的实证文献，这使我们有了进一步研究的空间。
　　（二）理论分析
　　实证研究模型中变量自身性质的改变或外界冲击可以引起各变量之间关系的结构性变化，实证研究中忽视这一变化会降低模型的精确度并可能导致错误的估计或结论。已有审计质量研究忽视异常审计费用强度的变化，仍用强度变化前后的数据进行混合回归分析，存在一定的研究缺陷。李子奈等[8]认为模型结构性变化或变量自身性质改变可能会影响模型中回归系数的稳定性，而邹氏突变点检验是判断回归系数稳定性的一种较为简单的方法。为此，可以按照以下路径（见图1），分离异常审计费用，以正、负向异常审计费用为审计合谋倾向、客户议价能力的代理变量，并验证正、负向异常审计费用各自的中位数为审计质量模型邹氏突变点，进而分析审计合谋倾向、客户议价能力强弱对审计质量的影响。如果审计合谋强倾向和客户议价强能力与低审计质量存在显著负相关，那么两种情况下审计师出具低质量审计报告应存在不同的动机。合谋倾向转化为审计合谋的动机源于审计师对超额经济利益（过度正向异常审计费用）的刻意追求，减少工作投入成本是审计师对客户议价能力强势（过度负向异常审计费用）的无奈抗拒。
　　1.审计合谋倾向与审计质量
　　在客户与审计师之间的经济契约中，正向异常审计费用（审计合谋倾向）向来是审计师保持独立性的重要障碍。因为正向异常审计费用的持续获得会增加审计师对客户的财务依赖，导致审计师与客户之间经济契约的产生[1]，紧密的经济契约会降低审计质量。Choi et al.[4]认为正向异常审计费用是审计合谋倾向下审计师的期望收益，与出具低质量审计报告相关的潜在经济诉讼或声誉损失是审计合谋倾向下的期望成本。如果以所有客户正向异常审计费用的中位数作为审计合谋倾向下的期望成本，那么合谋倾向下审计师的期望净收益（超额经济利益）可以用期望收益与期望成本之差来表示（见图2），期望净收益越大，審计合谋的经济动机越大。当期望净收益大于零时，即客户异常审计费用落入强倾向区，审计师存在追求超额经济利益的动机，合谋倾向更容易转变为审计合谋;当期望净收益小于等于零时，即客户异常审计费用落入弱倾向区，不存在超额经济利益，合谋倾向不易转变为审计合谋。可见经济利益的驱动容易引发审计师的道德危机，容忍客户特殊需求（过度盈余管理或财务舞弊），形成真实审计合谋。
　　以分离出的正向异常审计费用作为审计合谋倾向的代理变量，正向异常审计费用越高，审计合谋倾向越高，审计合谋达成的概率也越高。已有文献表明正向异常审计费用（审计合谋倾向）可能会损害审计质量[9]。在此基础上，把年度正向异常审计费用的客户认定为具有审计合谋倾向，以该组客户异常审计费用的中位数作为审计合谋倾向强度的划分标准，客户异常审计费用在中位数以上（大于）为审计合谋强倾向，中位数以下（小于等于，下同）为审计合谋弱倾向。以可操控性应计绝对值为审计质量的代理变量（反向指标），对审计合谋倾向强弱与审计质量的关系进一步检验。基于文献和理论分析，在其他条件不变的情况下，提出假设1、假设2。
　　H1：对于合谋倾向总样本，审计合谋倾向与可操控性应计绝对值显著正相关，即与审计质量显著负相关。
　　H2：对于合谋倾向总样本，审计合谋倾向中位数之前（弱倾向）与之后（强倾向）审计质量模型的回归系数存在显著差异，即审计合谋倾向中位数是影响审计质量的邹氏突变点。
　　H2a：对于合谋强倾向子样本，审计合谋强倾向与可操控性应计绝对值显著正相关，即审计合谋强倾向与审计质量显著负相关。
　　H2b：对于合谋弱倾向子样本，审计合谋弱倾向回归系数的T值显著小于审计合谋强倾向回归系数的T值。
　　2.客户议价能力与审计质量
　　虽然议价能力受到契约双方谈判经验、关系稳定度、市场状况等多种因素的影响，但是由于当前审计市场竞争激烈，审计服务供给相对过剩，结果是客户的议价能力远远高于审计师的议价能力;尤其因审计质量不易直接观测或辨别，有学者认为经济理性且议价强势的客户更愿意选择成本较低的审计师[2]，结果导致负向异常审计费用的出现。尽管借助谈判技能，经验丰富的审计师可能采取强硬的谈判立场，缓解客户的强势，然而效果却微乎其微。因此，受审计成本的制约，当客户议价过度存在时，经济理性的审计师有意减少工作投入成了唯一的选择，后果是审计质量降低。 　　对于审计师来说，负向异常审计费用绝对值是客户议价能力下的期望损失（见图3），如果把所有客户负向异常审计费用绝对值的中位数作为客户议价能力强势下审计师对单个客户的期望可忍受目标损失，那么对于审计师来说，当客户异常审计费用绝对值落入强能力区（过度议价区），期望损失大于期望可忍受目标损失，审计师可能存在减少工作投入（成本节约）的强烈动机，以使期望损失不高于期望可忍受目标损失;当客户异常审计费用绝对值落入弱能力区（适度议价区），期望损失小于等于期望可忍受目标损失，审计师可能不存在减少工作投入的强烈动机。
　　以分离出的负向异常审计费用绝对值作为客户议价能力的代理变量，绝对值越大，客户议价能力越强，审计师减少审计工作投入的概率越高。已有文献表明负向异常审计费用（客户议价能力）可能会损害审计质量[2]，在此基础上，把具有负向异常审计费用的客户划入客户议价能力组，以该组客户异常审计费用绝对值的中位数作为客户議价能力强度的划分标准，客户异常审计费用绝对值在中位数以上为客户议价强能力，中位数以下为客户议价弱能力。以可操控性应计绝对值为审计质量的代理变量（反向指标），对客户议价能力强弱与审计质量的关系进一步检验。基于文献和理论分析，在其他条件不变的情况下，提出假设3、假设4。
　　H3：对于议价能力总样本，客户议价能力与可操控性应计绝对值显著正相关，即与审计质量显著负相关。
　　H4：对于议价能力总样本，客户议价能力中位数之前（弱能力）与之后（强能力）审计质量模型的回归系数存在显著差异，即客户议价能力中位数是影响审计质量的邹氏突变点。
　　H4a：对于议价强能力子样本，客户议价强能力与可操控性应计绝对值显著正相关，即客户议价强能力与审计质量显著负相关。
　　H4b：对于议价弱能力子样本，客户议价弱能力回归系数的T值显著小于客户议价强能力回归系数的T值。
　　三、样本选择和研究设计
　　（一）样本选择与数据来源
　　1.样本选择
　　本文选取了2008—2017年我国A股上市公司为研究对象，样本选取的条件如下：（1）时期选择。这一时期是我国经济比较稳定的时期。（2）公司选择。一是样本仅限非金融上市公司;二是样本公司中不包括2008年及以后年度的上市公司，目的是避免2008—2017年期间新上市公司审计费用的不稳定;三是在2017年正常上市交易的公司，相当于剔除了当年被特别处理的上市公司。最终得到1 292家样本公司12 628个年度观测值，其中审计费用有效观测值12 024个（审计合谋倾向组5 528个，客户议价能力组6 496个），数据分析采用Stata 11软件。
　　2.数据来源
　　本文所用数据包括上市公司基本信息、股价信息、审计费用信息、审计意见信息、财务信息、违规信息、地区经济发展信息、事务所基本信息、事务所审计收入信息、事务所人员信息。其中，上市公司基本信息、股价信息、审计费用信息、审计意见信息、财务信息、违规信息、地区经济发展信息来自于CSMAR数据库，并对部分数据利用RESSET数据库进行了交叉比对。事务所基本信息、事务所审计收入信息、事务所人员信息来自于中国注册会计师协会网站。
　　（二）研究设计
　　1.异常审计费用分离的计量
　　在实证研究中，异常审计费用通常用审计费用的线性回归模型计算得出，利用以下模型按年度估计的残差作为异常审计费用，并把存在正向异常审计费用的客户划入审计合谋倾向样本组，存在负向异常审计费用的公司归入客户议价能力样本组。
　　2.审计合谋倾向、客户议价能力与审计质量关系的模型设计
　　盈余质量常作为代理变量衡量审计质量，其中常用指标可操控性应计绝对值越大，审计质量越低[10]。因此，也以修正琼斯模型按年度计算的可操控性应计绝对值作为审计质量的代理变量，在文献分析的基础上，利用模型2检验审计合谋倾向（CO）、客户议价能力（BP）对审计质量的影响。
　　根据李子奈所述计量经济学邹氏检验原理，对模型2的邹氏突变点进行判断，即对模型2回归方程系数的稳定性进行判断。把审计合谋倾向、客户议价能力全样本以各自中位数为界分别划分为强、弱两个子样本，利用模型2分别对全样本、强弱子样本进行回归，并获得三次回归的残差平方和，通过以下F检验判断中位数是否为邹氏突变点：
　　其中，RSS为全样本回归的残差平方和，RSS1和RSS2为两个子样本回归的残差平方和，N为样本数，K为所估计参数的个数。若F值大于显著性水平下的F临界值，则中位数是邹氏突变点，突变点前后回归方程的系数显著不同;反之，中位数不是邹氏突变点，突变点前后回归方程的系数不存在显著不同。
　　各变量定义见表1。
　　四、实证结果
　　（一）审计合谋倾向、客户议价能力强度与审计质量的回归分析
　　1.邹氏突变点检验
　　利用模型2，分别求出审计合谋倾向、客户议价能力全样本、强弱子样本的残差平方和，利用F检验来判断中位数是否为邹氏突变点、突变点前后回归方程系数是否存在显著不同。由表2检验结果可知，审计合谋倾向、客户议价能力中位数为回归方程的邹氏突变点，突变点（中位数）前后回归方程的系数显著不同（验证了H2和H4），即审计合谋倾向、客户议价能力的强度对审计质量具有显著不同的影响。
　　2.回归分析
　　在合谋倾向强度分组的基础上，以可操控性应计绝对值为审计质量代理变量，回归分析了合谋倾向总样本，强、弱倾向子样本中审计合谋倾向与审计质量的关系，方差膨胀因子均小于10表明自变量之间多重共线性程度较低。全样本实证结果表明（见表3）审计合谋倾向（正向异常审计费用）与可操控性应计绝对值显著正相关，即审计合谋倾向与审计质量显著负相关（验证H1），结论与已有文献一致。然而，审计合谋强倾向和弱倾向组的细分检验展示了有趣的研究结果：强倾向组研究结果表明审计合谋强倾向与可操控性应计绝对值显著正相关，即审计合谋强倾向与审计质量显著负相关（验证H2a）;结合邹氏突变点检验（H2）与强、弱倾向组回归结果可知，审计合谋弱倾向的回归系数T值1.08显著小于强倾向回归系数T值1.68（验证H2b），同时也可以看出审计合谋弱倾向与审计质量不存在显著相关关系。可见，仅以正向异常审计费用的符号来观测审计质量（全样本）是不全面的，应该进一步以审计合谋倾向的强度来观测审计质量。因为与审计合谋弱倾向相比，强倾向下存在可供审计师追逐的超额经济利益，审计合谋的动机更强，更易达成审计合谋，导致审计质量降低。 　　以存在年度负向异常审计费用的样本公司为客户议价能力组（N=6 496），对客户议价能力采用与审计合谋倾向相同的分组办法，把客户议价能力全样本划分为议价强能力（n=3 248）、议价弱能力（n=3 248）子样本（见表4）。全样本实证结果表明，客户议价能力与可操控性应计绝对值显著正相关，即与审计质量显著负相关（验证H3），结论与已有文献一致。然而，对议价强能力组和议价弱能力组分别检验后，发现强能力组客户议价强能力与可操控性应计绝对值显著正相关，即客户议价强能力与审计质量显著负相关（验证H4a）;结合邹氏突变点检验（H4）和强、弱能力组回归结果可知，客户议价弱能力的回归系数T值-1.14显著小于强倾向回归系数T值1.91（验证H4b），同时也可以看出客户议价弱能力与审计质量不存在显著相关关系。可见，仅以负向异常审计费用的符号来观测审计质量（全样本）同样存在一定的缺陷。因为与客户议价弱能力组相比，客户议价强能力可能会使审计师产生减少审计工作投入的动机，导致审计质量下降。
　　（二）稳健性测试
　　通过改变解释变量计量方式和样本范围进行稳健性检验。（1）对审计合谋倾向、客户议价能力取自然对数（Ln CO、Ln BP）替换原绝对数（CO、BP）;（2）从全样本中剔除2008年和2009年的数据，代入模型2，对四组子样本进行回归分析，分析结果仍然支持本文的所有假设。
　　五、进一步研究
　　（一）审计合谋倾向、客户议价能力强度与ERC关系的理论分析
　　Nkemjika et al.[11]认为审计费用与盈余质量紧密相关，其中盈余反应系数（Earnings Response Coefficient，ERC）经常用于投资者对（客户）盈余质量反应的研究。识别市场对审计费用信息的反应，也是审计质量实证研究探索的重要方向。如果表征审计合谋倾向、客户议价能力强度的异常审计费用信息能够被投资者有效解读，那么与之对应的投资回报就会存在显著不同，盈余反应系数也会存在明显差别。
　　为进一步检验审计合谋倾向、客户议价能力的强度对投资者市场感知（盈余反应系数）的不同影响，以前述相同的分组办法，通过哑变量（DUM）区分审计合谋倾向、客户议价能力的强度，通过模型4检验全样本下合谋倾向、议价能力强度不同是否引起盈余反应系数显著的不同;通过模型5分别计算不同子样本组盈余反应系数的大小，并加以比较。
　　（二）审计合谋倾向、客户议价能力强度与ERC关系的实证检验
　　一般来说审计合谋可能导致审计费用增加。Hackenbrack et al.[12]认为审计谈判中增加审计收费的行为与客户股票价格之间存在负效应的可能性会增加，客户的盈余反应系数越低，表明投资者可以通过异常审计费用判断盈余质量（或审计质量），推测客户未来经营状况。审计合谋倾向实证检验结果表明：合谋倾向全样本、强与弱倾向子样本的盈余反应系数（X的系数）分别为2.901、2.389和3.647。由结果可知，审计合谋强倾向组盈余反应系数低于弱倾向组，并且全样本组哑变量DUM系数显著为负（p<0.05），即审计合谋强倾向组的盈余反應系数显著低于弱倾向组的盈余反应系数（进一步解释了H2、H2a、H2b）。可见，目前投资者可以利用公开披露的审计费用（异常）信息感知审计质量，用于投资决策。
　　客户议价能力取决于谈判双方契约地位与谈判策略，客户议价能力越强审计费用越低，可能影响审计工作投入，使审计报告与盈余质量不符，误导投资者决策，导致盈余反应系数降低。客户议价能力实证检验结果表明：议价能力全样本、强与弱能力子样本的盈余反应系数（X的系数）分别为4.352、4.123和4.685。由检验结果可知，全样本组哑变量DUM系数显著为负（p<0.1），表明客户议价强能力组的盈余反应系数显著低于弱能力组（进一步解释了H4、H4a、H4b）。
　　六、结论与展望
　　Knechel et al.[13]认为仅以异常审计费用符号方向研究审计质量的文献，其结论导致了审计质量“不能赢”的局面，陷入了审计费用高低“都不好”的困境。这可能与没有按异常审计费用强度进一步细分研究有关。为克服已有研究的不足，以文献分析为基础，按照现行收费标准优化了审计费用模型，合理分离了异常审计费用，从审计合谋倾向和客户议价能力双重角度，在强度细分层面上研究了异常审计费用与审计质量、市场感知的关系，得出了以下两点结论：
　　1.审计合谋倾向、客户议价能力的强度不同对审计质量的影响存在显著差别。审计合谋强倾向、客户议价强能力与审计质量显著负相关，而审计合谋弱倾向、客户议价弱能力回归系数的T值显著小于强倾向、强能力回归系数的T值，并且实证结果同时表明审计合谋弱倾向、客户议价弱能力与审计质量不存在显著相关关系。所以，审计费用一定范围内的合理波动对审计质量没有显著影响，只有审计费用过度异常才与审计质量显著负相关。
　　2.投资者对审计合谋倾向、客户议价能力的不同强度存在市场感知的显著差别。尽管全样本检验结果为审计合谋倾向、客户议价能力与市场感知显著负相关（或无显著相关），然而子样本研究结果表明：审计合谋强倾向组、客户议价强能力组的盈余反应系数显著低于弱倾向、弱能力组。投资者可以通过获取公开披露的审计费用信息，从审计合谋倾向、客户议价能力的强度出发，识别审计质量或盈余质量，做出正确的投资决策。
　　尽管监管部门高度关注客户议价能力的极端表现（事务所低价揽客现象），然而缺乏低价揽客影响审计质量的实证证据;虽然审计合谋损害了审计质量，但是无法直接观测，存在后知后觉。可见，目前审计质量领域还存在不少令人困扰的问题，期望本文的研究结论有助于相关部门解决这些问题，规范审计费用信息的披露，加强审计质量的监管，提高投资者的市场回报。
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