您现在的位置： 上市公司审计委员会的有效性研究
（一）样本
本文选取2003年和2004年新设立审计委员会的上市公司作为样本，剔除银行等金融类企业、ST公司以及审计信息披露不完全的上市公司，共获得169个样本，其中2003年有109家，2004年有60家。然后，按照同行业规模相近的原则为这些上市公司选取没有设立审计委员会的配对样本。因此，最终的数据集合共有338家上市公司的数据。本文的数据来自于Wind数据库和CSMAR数据库。
（二） 变量设计与回归模型
对于国内上市公司审计收费决定因素的问题，刘斌等（2003）的实证研究表明：上市公司的规模、经济业务的复杂程度以及上市公司所在地是影响我国上市公司审计收费的主要因素，而存货与资产总额之比、长期负债与资产总额之比、盈亏情况、审计任期和事务所规模对审计收费并不具有重要影响。韩厚军等（2003）对影响我国上市公司审计收费因素的实证分析结果表明，上市公司审计收费与公司总资产、子公司个数、资产负债率、审计意见类型等因素显著相关，与应收账款和存货之和与总资产的比率、净资产收益率不相关。伍利娜（2003）发现公司盈余管理的表现之一，即公司的净资产收益率（ROE）处于“保牌”区间，是年度财务审计费用的显著影响因素；此外，公司规模、是否由国际４大所审计显著正向影响年度财务审计费用。魏素艳等（2005）也有类似的发现。但是朱红军等（2003）以沪市公司为样本对审计费用的总体情况及影响审计费用的因素进行分析，发现事务所的规模、上市公司的规模、盈利情况等因素对审计费用具有显著影响。结合上述国内研究，并参考Keefe、Simunic和Stein（1994）提出的审计定价模型，本文将审计委员会的设立情况纳入了审计收费模型（1）：
Fee=α β1Asset β2Lev β3Stock β4Liquidity β5Comm β6Opinion β7Big4 ε
模型(1)中各变量的含义为：
Fee：审计费用的自然对数；
Asset：公司总资产的自然对数；
Lev：资产负债率；
Stock：存货与总资产之比；
Liquidity：流动资金与总资产之比；
Comm：虚拟变量，公司当年新设立审计委员会时，取值为1，否则为0；
Opinion：虚拟变量，公司年报的审计意见为非标准清洁意见时，取值为1，否则为0；
Big4：虚拟变量，当会计师事务所为国际四大事务所时，取值为1，否则为0。
为考察上市公司设立审计委员会对审计费用产生的动态影响，本文使用Logistic回归方法建立模型（2）：
Logit(ΔFee)=b γ1ΔAsset γ2ΔLev γ3ΔStock γ4ΔLiquid γ5ΔOpinion γ6Comm γ7ΔFirm ε
模型(2)中各变量的含义为：
△Fee：虚拟变量，审计委员会设立的当年与设立前一年，审计费用自然对数值（经行业均值调整）对审计费用进行行业均值调整是为了控制公司规模增长、通货膨胀等因素对审计费用增加产生的影响。之差如果为负，则取值为1，否则为0；
△Asset：审计委员会设立的当年与设立前一年，总资产自然对数值之差；
△Lev：审计委员会设立的当年与设立前一年，资产负债率之差；
△Stock：审计委员会设立的当年与设立前一年，存货与总资产比率之差；
△Liquid：审计委员会设立的当年与设立前一年，流动资金与总资产比率之差；
△Opinion：虚拟变量，如果审计意见从标准清洁意见变为非清洁意见，取值为1，否则为0；
Comm：虚拟变量，设立审计委员会，取值为1，否则为0；
△Firm：虚拟变量，公司更换会计师事务所，取值为1，否则为0。
（三）描述性统计
模型(1)变量的描述性统计如表1和表2所示。
描述性统计结果显示，设立审计委员会的上市公司平均审计费用为13.03211，显著低于未设立审计委员会的上市公司13.07226的审计费用水平（注：对两个样本组的平均审计费用之差进行显著性检验，后者大于前者的T统计值为3.0475。），前者的中位数也显著低于后者（注：T统计值为2.7824。）。考虑到两个样本组在资产规模方面并无重大差异，上述结果表明审计委员会的设立对上市公司的外部审计收费产生了显著影响。两个样本组中，其他变量如资产负债率（Lev）、存货与总资产的比率（Stock）、流动资金与总资产的比率（Liquidity）在描述性统计结果中并未显现出有重大差异。
模型（2）变量的描述性统计结果见表3和表4。
从上述结果可以看出，设立审计委员会的样本组，审计费用（经行业均值调整）比前一年平均下降了-0.00410，而对应的未设立审计委员会的样本组，审计费用（经行业均值调整）则平均上涨了0.01083，两个样本组审计费用的动态变化差异明显，显示审计委员会的设立产生了重大影响。值得注意的是，前者审计费用的平均值下降的幅度很小，原因是随着公司的正常经营，公司规模、负债等一般都是在不断增长的，再加上审计服务价格的“粘性”，在不考虑行业平均水平的情况下，审计费用有一定程度的增长是合理的，其他变量的统计结果支持这一结论。因此，审计委员会设立是否能显著影响审计费用的动态变化，还需要通过回归模型进行验证。
（四） 回归结果
模型⑴是对审计费用的静态比较。从回归结果（表5）来看，代表公司规模水平的总资产对审计费用有显著的影响，两者之间存在很强的正相关关系。而资产负债率、存货比率以及流动资金水平的影响并不显著，表明在我国审计市场，公司的规模大小是审计收费的关键定价因素，这一结果与其他研究相一致。本文所关注的审计委员会变量（Committee）与审计费用之间存在负的相关关系，变量系数为-0.0435，T统计值的绝对值为1.9665，接近于2的显著临界值，因此可以认为审计委员会对审计费用的影响是显著的。系数的符号为负，说明设立审计委员会的公司，支付的审计服务费在统计上显著小于未设立审计委员会的公司，这与描述性统计结果一致。可以合理地推断，外部审计师在对上市公司进行审计时，对公司审计委员会的存在给予了一定程度的信赖。需要指出的是，变量Committee的系数只有-0.0435，对审计费用的影响虽然在统计上显著，但是产生的影响很小，是否成立审计委员会还不能成为审计收费的重要定价因素。此外，审计意见（Opinion）的系数并不显著，这可能与样本选择偏差有关。而公司聘任的会计师事务所是否是国际“四大”事务所则有显著的影响，这表明如果不考虑审计质量问题，国际“四大”所的审计收费要显著高于国内会计师事务所。
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