独立审计定价的现状

独立审计定价的现状（精选三篇）

独立审计定价的现状 篇1

自安然事件后, 美国国会、会计总署以及财务会计准则委员会等机构迅速做出反应, 颁布了《萨班斯法案》, 要求建立一个独立于上市公司的会计监管委员会即审计委员会。在我国, 《上市公司审计委员会工作制度》中规定, 审计委员会有权提议聘请或者更换其所属上市公司的外部审计机构并负责内部与外部审计的沟通。可见, 审计委员会在外部审计机构的选择及审计费用的确定方面有着特殊的地位。国内外学者对审计委员会特征与审计费用的关系做了相关研究, 研究表明, 审计委员会的存在与否、规模大小、成员的专业性、独立性、勤勉性与审计定价呈正向影响。他们认为, 审计委员会的各种特征, 尤其是其独立性是影响审计定价的重要因素。本文从影响审计委员会的独立性变量———独立董事入手, 研究独立董事个人特征对审计费用的影响。

2 文献回顾

从国外现有的研究成果来看, Lee Ho Young (2005) 、Jenny Goodwin-Stewart和Pamela Kent (2006) 的研究表明, 独立董事所占审计委员会的总人数比例越高, 说明审计委员会的独立性越强, 其独立性越强, 则越会增加公司的审计费用。Basioudis (2007) 认为, 上市公司聘请的独立董事如果正好也在其聘请的会计师事务所任职, 那么这种关联关系对审计定价的影响并不显著。Abbott、Parker and Peters (2003) 认为, 审计委员会如果完全由独立董事构成, 且独立董事中至少有一位财务背景的专家, 那么其审计委员会对审计费用有正向影响。

在国内, 李补喜、王平心 (2006) 认为, 独立董事的规模对审计定价呈显著的负向影响, 但其薪酬对审计定价影响不够显著。说明审计委员会中独立董事越多, 所追求的财务报告质量越高, 其更能显著改善公司的内控环境, 从而降低外部审计风险和审计费用。刘青妹 (2011) 认为, 有高校背景的独立董事与审计定价呈正相关性。因为教师一般做事认真谨慎、喜欢追求真理, 为了得到真实的审计意见, 他们往往会增加外部审计环节以及提高对外部审计师的要求, 从而导致审计费用的增加。这也说明有特殊背景的独立董事, 往往会带有因其背景所带来的性格特点, 对审计定价产生正向或反向的影响。张俊民 (2013) 认为, 有财务经验的独立董事有助于优化上市公司的内控系统, 从而有助于降低审计风险, 进而降低审计费用。

纵观国内外学者研究发现, 大部分学者的研究都是集中在审计委员会特征或董事会特征对审计费用的影响。其中, 他们的研究会涉及独立董事的个别特征对审计费用的影响, 但都没有全面系统地针对独立董事的相关特征对审计费用的影响做相关研究。

3 研究假设

独立董事的个人特征包括外部特征和内部特征两大类。外部特征包括性别、年龄、财务背景等, 内部特征包括个性、兴趣爱好、道德品质等。因为内部特征是不易观察且不公开的, 因此, 本文就独立董事外部特征与审计费用的关系进行实证研究。

3.1 独立董事性别与审计定价

在国外, 有人对董事会中的性别比例对公司的影响进行过研究。研究表明, 提高董事会中女性成员的比例对提升股东价值和企业业绩有着积极影响。在国内, 谢晓非 (2003) 认为, 相比女性而言, 男性具有更强的冒险性, 承担风险的能力也较强, 所以更倾向于对高质量财务报告的追求。

但目前还没有学者对审计委员会中独立董事性别与审计定价的关系做相关研究。本文认为, 在外部审计过程中, 由于女性独立董事心思缜密的性格特征, 对于审计质量中可能遇到的各种风险, 他们会以通过增加审计程序的方式来完成, 这样必然会增加审计费用。但从另一方面来看, 由于女性的性格特征, 其对内控的监督也会相应增强, 外部审计时会相对轻松, 由此会相应减少审计费用。据此, 提出第一个假设:

H1 (性别优势假设) :审计委员会的独立董事中女性人数的比例对审计定价有影响。

3.2 独立董事年龄结构与审计定价

在国内的研究中, 大部分学者研究的是关于董事会平均年龄结构对审计质量或审计定价的影响。如汪艳艳 (2007) 研究发现, 董事会年龄结构与审计费用率显著负相关。周水平、陈小林 (2009) 和崔云 (2010) 的研究表明, 董事会平均年龄与审计质量有显著的负相关性。

而目前鲜有学者就审计委员会中独立董事的年龄结构对审计定价的影响进行研究。随着独立董事年龄增大, 其工作经验及专业知识越丰富, 在上市公司遇到财务风险的时候, 能及时出谋划策来降低风险, 减少审计费用。因此, 本文的第二个假设是:

H2 (年龄结构优势假设) :上市公司审计委员会中独立董事年龄结构与审计定价呈负相关性。

3.3 独立董事薪酬与审计定价

介于声誉机制的影响, 为了避免由于审计质量出现问题所造成的声誉损失, 独立董事会付出更多的精力在审计质量的提升方面。而付出的精力程度取决于其报酬的多少, 报酬越多, 积极性就越高, 其就更能履行职责。Spatt (2006) 认为, 随着独立董事的报酬增加, 其对工作的态度也会随之发生变化。因此, 提出第三个假设:

H3 (报酬优势假设) :审计委员会中独立董事在公司中领取的报酬与审计定价呈正相关性。

3.4 独立董事财务背景与审计定价

外部审计师认为, 上市公司如果具有财务背景的独立董事, 那么公司内控环境会相对更可靠, 因为独立董事的专业背景会增强其与内部审计部门的沟通, 使得内控系统更加完善, 审计风险相应降低, 费用相应减少。因此, 本文的第四个假设是:

H4 (专业背景优势假设) :具有财务专业背景的独立董事对审计定价呈负相关性。

3.5 独立董事资源背景与审计定价

Kaplan和Reishus (1990) 认为, 独立董事的声誉资本取决于其身份数量的多少。数量越多, 越多公司聘请, 说明其声誉越好。Ferris (2003) 认为, 拥有多重身份的独立董事受声誉机制的影响, 他们会更加认真的完成自己的监督工作, 对财务报告质量的要求会更高, 因此审计费用会相应提高。但独立董事的多重身份背景是把“双刃剑”, 对审计质量的提升有其有利的一面, 同时也会有不利的一面。由于他们的多重身份背景, 使得他们时常都忙于奔波, 其工作质量会受到不同程度的影响。由此提出以下假设:

H5 (资源优势假设) :具多重董事身份的独立董事对审计定价有影响。

3.6 独立董事勤勉度与审计定价

根据我国《上市公司治理准则》规定, 包括独立董事在内的全体董事和股东必须勤勉地履行职责。由此可见, 独立董事的勤勉度直接影响到公司利益。本文认为, 勤勉度的衡量标准是独立董事的出勤率。其出勤率越高, 就意味着他们能更加勤勉更加认真地为提高审计质量, 优化审计环境, 降低审计风险, 从而减少审计费用, 做出自己的贡献。为此, 本文提出:

H6 (勤勉度优势假设) :独立董事勤勉度与审计定价呈负相关性。

3.7 独立董事的变更与审计定价

上市公司高管的变更分为正常变更和非正常变更。正常变更是其到达任期年限而发生的自然变更, 非正常变更是由于公司经营不善或财务舞弊等原因造成的被迫离职。Clive Lennox等 (2002) 发现, 若公司绩效不佳, 则将随之发生董事会成员的变动。李萃 (2011) 的研究表明, 董事长变更与非标准无保留审计意见呈正相关关系。

但国内外大部分学者只是对董事会成员或董事长的变更情况与公司业绩或审计质量进行研究, 并没有学者研究独立董事的非正常变更对审计费用的影响进行研究。本文认为上市公司审计委员会的独立董事发生非正常变更是由于公司财务状况存在很大问题, 为了避免这种风险对其声誉的影响, 独立董事会选择主动离开其公司。而这种非正常离职现象会让外部审计师提高警觉, 他们会增加审计程序来保证审计质量, 最终结果会导致审计费用的增加。因此本文提出第七个假设:

H7 (稳定性优势假设) :独立董事非正常变更与审计定价呈正相关性。

4 研究设计

4.1 模型构建与变量设定

为了检验独立董事特征的七条优势假设, 本文根据Simunic (1980) 的研究模型, 建立多元回归模型如下:

各变量的说明见表1:

4.2 样本选取与数据来源

本文选取了2010-2011年沪市A股上市公司为初选样本, 为实现研究目的, 对其进行了如下筛选:①剔除了2010-2011年没有在审计报告中披露或没有详细披露审计委员会成员资料的公司;②剔除审计费用有缺失值或异常值的企业;③剔除了同时聘请国内及国外审计机构, 但审计费用记录的是所有事务所费用的合计数的公司;④剔除了金融类公司;⑤剔除ST、PT公司;⑥剔除缺失所选变量数据的上市公司。在符合上市条件的情况下, 我们共得到758家上市公司, 独立董事共2134人。

上市公司中独立董事的人员名单及人员基本资料来源于CSMAR数据库, 审计委员会成员的具体信息来源于上海证券交易所。本文主要利用Excel对原始数据进行处理, 然后利用spss19.0软件进行实证分析。

5 实证检验

5.1 描述性统计

对因变量、自变量和控制变量进行描述性分析结果如表2所示。

从表2我们可以看出:

①我国2010-2011年沪市A股上市公司样本中, 审计收费的自然对数 (LNFEE) 的平均值为13.173, 最大值为15.728, 最小值为11.521, 说明不同公司的审计费用差距较大。

②审计委员会中独立董事为女性的比例最大值为100%, 最小值为0, 平均值为14.2%。说明审计委员会中独立董事大部分为男性, 女性所占的比例很少。

③审计委员会中独立董事的平均年龄最小值为38.016, 最大值为62.209, 均值为48.532, 由此说明上市公司中独立董事成员呈现中年化趋势。

④2010-2011年间独立董事的报酬相差悬殊, 最高报酬是最低报酬的30倍, 这是因为我国没有明确规定独立董事报酬的标准, 以至于上市公司都是按照自己公司有关规定确定独立董事报酬。

⑤独立董事中拥有财务经验的比例较高, 平均达到41.87%, 说明相对于没有财务经验的独立董事来说, 上市公司更愿意聘请有经验的独立董事, 真正达到公司内、外部的监督作用。

⑥每位独立董事平均在2.5家公司任职, 其中最多在5家公司任职, 由此说明存在独立董事的工作地点和其所任职的上市工作地点不一致的现象。

⑦独立董事的勤勉度均值为92.4%, 如此高的数值可以看出独立董事出席审计委员会会议的次数较多, 对会议的重视程度较高, 能认真履行自己的职责。

⑧独立董事的非正常变更, 均值达到24.1%, 其变更率不低, 此情况对审计费用有什么样的影响, 值得关注。

5.2 回归分析

对模型进行回归性统计分析的结果如表3所示。

注:*、**和***分别在1%、5%和10%的水平上显著。

从表3我们可以看出:

①独立董事中女性的比例与审计定价之间没有相关关系, 结果不显著, 说明本文假设一不成立。其原因可能是因为我国审计委员会人数比较少, 所以其中的独立董事也比较少, 大部分女性人数可能是0或者1, 由于比例过低, 可能其作用不是很明显。

②独立董事平均年龄与审计定价在1%的水平上显著负相关, 由此可得假设二成立。此结论在一定程度上说明年龄大的独立董事比年轻的独立董事有更多的社会经验, 更能有效应对上市公司内控中遇到的问题, 优化内控, 从而降低财务风险, 减少审计费用。

③在2010-2011年间, 上市公司中独立董事的平均报酬与审计定价的对数在1%的水平上显著相关, 由此假设三成立。这在一定程度上可以说明独立董事的薪酬越高, 其履行职责的积极性越高, 审计费用就越高。

④与本文假设预期一样, 拥有财务背景的独立董事其人数越多, 审计收费越低。这说明背景上更专业的独立董事从内部控制角度对降低了公司可能面临的风险, 从而降低了审计收费。

⑤在2010-2011年间, 独立董事最多在五家上市公司同时担任独立董事的工作, 但独立董事的这种多重身份并没有对审计定价造成影响。说明假设五不成立。造成这种情况的原因, 一方面, 可能是由于声誉机制对独立董事的正面影响。另一方面, 正是由于独立董事的多重身份, 让其不能保质保量的完成监督与协调沟通的作用。

⑥独立董事的勤勉度与审计定价在5%的水平上显著负相关。这在一定程度上说明独立董事出勤率越高, 其勤勉度越高, 他们就越能够对决策高层起到监督作用, 减少了审计风险, 从而使外部审计师降低对公司的审计收费。由此可知假设六成立。

⑦独立董事非正常变更这一变量与审计定价在5%水平上显著正相关。这说明独立董事的非正常变更引起了外部审计师的高度重视, 他们会增加审计程序来保证审计质量, 由此可知假设7成立。

⑧关于两个控制变量的分析结果中, 上市公司规模与审计定价在5%水平上显著正相关;而上市公司库存规模与审计定价在5%上显著负相关, 说明控制变量的影响也不可忽视。

6 研究结论与建议

本文通过检验独立董事个人特征与审计费用相关性的影响, 发现独立董事薪酬、独立董事的更换、上市公司规模与审计费用显著正相关;独立董事勤勉度与审计定价正相关但不显著;独立董事平均年龄、专业背景、上市公司库存规模与审计定价显著负相关;性别为女性的独立董事和有多重身份的独立董事与审计费用基本不相关。

独立审计定价的现状 篇2

指导老师要求我搜集证据，例如事务所与被审计企业勾结、被指使等确凿证据，以证明其独立性的缺失。

我愣了一下，调侃道，是不是把事务所项目经理的心理活动情况和个人自白书也放进去，这样效果更好。指导老师怫然而去。

独立审计定价的现状 篇3

一、研究假设的提出

1、盈余管理与审计定价

独立审计是上市公司用来降低代理成本的主要监督机制。大量研究表明公司具有管理其盈余的动机, 审计的价值则在很大程度上体现在其降低会计信息错报能力的高低。Watts和Zimmerman (1983) 将审计质量定义为侦测和报告财务报表错报的联合概率, 而该联合概率与审计独立性相关。Hanen和Watts (1997) 的研究表明审计质量可能在公司与审计师之间策略性的互动中形成。因此, 审计师的客观性和独立性可能影响到审计收费的高低。早期的文献已表明公司与审计师之间经济联系的强弱将对审计质量产生显著的影响。

现有证据表明在一个竞争性的市场上审计收费水平在一定程度上反映了审计师的努力水平以及法律风险的高低, 这就使得在公司盈余有可能被高估的情况下检验审计定价与审计质量之间的关系将变得非常困难, 在会计盈余可能被过度高估的中国资本市场上开展这一研究因而具有格外重要的意义。然而, Simunic (1984) 关于审计失败和声誉损失相关成本的发现表明与客户之间的社会性互动可能会妨碍审计师的公正性, 因此, 与客户的密切接触可能导致审计师产生“自我服务偏差”或者道德诱惑, 也就是说, 审计师与客户之间的密切互动以及共同经济利益的制度背景可能损害审计师的独立性。因此, 虽然上市公司可能存在盈余管理, 但它并不会对审计收费产生直接的影响。总之, 虽然在理论上和经验上有关审计定价和盈余质量之间关系的理解仍然存在着分歧, 但市场投资者以及政府监管部门已越来越多地关注这一关系。为了对这一关系做出进一步检验, 本文提出如下假设:

假设1:审计定价与盈余管理之间存在显著的正相关关系, 也就是说, 盈余质量更差的公司往往具有更高的审计收费。

2、董事会独立性与审计定价

高质量的董事会往往能够降低财务报告舞弊的发生概率, 以及针对上市公司的盈余操纵行为启动更为频繁的调查行动。许多早期的文献已发现更好的公司治理往往意味着上市公司具有更高的运营绩效和市场业绩, 也有经验证据表明董事会中的外部独立董事能够提高股东财富以及降低财务报告舞弊。Cotter et al. (1997) 提供的证据表明董事会独立性与股东利益之间正相关。Carcello et al. (2002) 认为董事会与审计服务之间的联系可能是正式, 也可能是非正式的。所谓正式的, 是指董事会和管理层根据股东会的决议来选择审计师, 并进一步评估审计范围以及审计收费的合理性。所谓非正式的, 是指高质量的董事会往往对审计师提出更高的要求, 审计师因此通过提供高质量的审计服务对此做出反应, 以便满足客户的要求。也有研究表明董事会通过购买高质量审计来保护其声誉资本, 从而避免因为公司业绩的低下而承担法律责任, 最终保护股东利益。因此, 高质量的董事会可以被看作是通过要求高质量的审计服务以保护自身和股东利益。

相对较少的文献关注到审计定价和公司治理特征之间的关系。现有研究表明在公司治理特征与审计定价之间存在正相关关系, 这也许是因为更强公司治理的需求往往表明上市公司对于高质量审计也有着类似的强烈需求。关于董事会的独立性与审计收费之间正相关关系的经验证据, 表明独立的董事会往往倾向于购买更好的审计服务。然而, Tsui et al. (2001) 认为这一关系也许并不是单向的, 他们提供了二者之间存在着负相关关系的经验证据, 从而表明更好的公司治理降低了对于审计质量的需求。为了对这一关系做出更深入的检验, 本文提出如下假设:

假设2:审计定价与董事会独立性之间存在显著的正相关关系, 也就是说, 董事会的独立性越强, 审计收费越高, 从而审计质量也就越高。

二、回归模型与数据来源

为了检验上述假设, 本文采用最小二乘法 (OLS) 估计一个线性回归模型。回归模型被设定如下:

上式中:AF表示审计收费;DAC表示可操控性应计项目, 为盈余管理 (即盈余质量) 的代理变量;BoDIND表示独立董事比例, 为董事会独立性 (即公司治理) 的代理变量;SIZE是公司总资产的自然对数, 为公司规模的代理变量;AUD表示审计师身份, 为哑变量:若为四大会计师事务所, 取1, 否则取0;ListAGE为公司的上市年限;SqSUB是子公司数量的平方根, 为组织复杂性的代理变量;PO为哑变量:如果公司当年增发新股, 取1, 否则去0;LEV为长期负债与股东权益之间的比率, 为财务杠杆的代理变量;ROA为总资产收益率;YEARS为年度哑变量;MANU为行业哑变量:若为制造业取1, 否则取0;SER V为行业哑变量:若为服务业取1, 否则取0。

为了对盈余质量做出度量, 本文采用Defond和Jiambalvo (1994) 修正后的Jones (1991) 模型对变量DAC做出估计:

上式中:ACC为应计项目总额;△Sales为销售收入的一阶差分;PPE为长期资产的规模;TA为公司年末的总资产。盈余质量的代理变量可操控应计DAC被定义为上式的残差, 也就是根据下式预计而来:

上式中的参数α、β和γ均采用回归方程 (2) 中相应的回归系数估计值。

本文将2008—2010年深沪两市的上市公司作为研究样本。在剔除金融行业以及数据缺失 (主要是公司治理数据缺失) 的样本之后, 本文最终得到3385个样本观测值。研究数据来源于WIND数据库, 模型回归采用Stata 10.0统计软件。

三、实证结果

表1列示了回归模型中所涉及的连续性变量的描述统计结果。

针对全样本的回归结果列示在表2中。回归结果表明, 每个变量的VIF值都不到1.722, 说明回归模型的设定不存在严重的多重共线性问题。回归模型的调整R2为49.6%, 意味着审计收费总体方差的49.6%能够为自变量所解释, 说明回归模型具有显著的解释力。盈余质量DAC的回归系数符号为正, 不过仅在10%的水平上统计显著, 从而只在一定程度上支持了研究假设1。作为一个稳健性测试, 我们将应计项目与经营性现金流的相对规模 (即二者的比率) 取代DAC作为盈余质量的代理变量, 并重新进行回归分析, 结果与将DAC作为解释变量基本一致。董事会独立性的代理变量BoDIND的回归系数在5%的水平上显著为正, 表明治理机制更完善的公司往往愿意花费更高的审计费用以购买高质量的审计服务, 从而支持了假设2。作为稳健性测试, 我们将CEO与董事长是否两职合一作为董事会独立性的代理变量, 回归结果与将外部独立董事比例BoDIND作为代理变量基本一致。

(注:***表示显著性水平为1%, **表示显著性水平为5%, ***表示显著性水平为10%。下同。)

与现有文献相一致, 公司规模SIZE和审计师类型AUD均是解释审计定价的重要变量。二者回归系数的符号方向符合预期, 并且均在1%的水平上统计显著。此外, 具有与预期相的符号方向并且统计显著的控制变量还有公司上市年限ListAGE以及组织复杂性的代理变量SqSUB, 这意味着审计风险和组织复杂性被反映在审计定价中。此外, 我们也通过该模型测试了盈余质量和董事会独立性之间的交互效应以及董事会独立性与审计风险之间的交互效应。为避免模型产生严重的多重共线性问题, 我们仅向模型中添加交互项, 而略去各个独立变量。回归结果表明董事会独立性与盈余管理之间的交互效应在10%的水平上显著, 董事会独立性与审计风险之间的交互效应则未能统计显著, 其他变量的回归结果则基本保持不变。

考虑到盈余质量回归结果未能强烈的支持研究假设1, 我们借助Larker&Richardson (2004) 的方法, 试图通过调查更具有同质性的子样本以便更清楚地观察研究变量之间的相互联系。由于已有文献显示规模效应的存在 (Larker&Richardson, 2004) , 因此, 我们根据公司规模变量SIZE的中位值将总体样本分为规模较大和规模较小两个子样本, 并分别进行回归分析, 实证结果被报告在表3中。

调整R2以及F值表明两个模型都具有显著的解释力, 并且也不存在严重的多重共线性问题。进一步分析可以发现两个子样本的回归结果有着较大的不同。盈余质量的代理变量DAC仅在小规模公司组中统计显著, 显著性水平为1%, 而董事会独立性的代理变量BoDIND仅在大规模公司组中统计显著, 显著性水平为1%。在两个模型中同时具有统计显著性的变量分别是审计师类型和组织复杂性。回归结果同时表明服务业在两个样本中审计定价偏低。总体上, 回归结果意味着虽然我国大公司倾向于与发达资本市场上的公司具有类似的表现, 但小公司却表现出与发达资本市场上的公司完全相反的关系方向。

四、研究结论

本文的主要目的是在中国资本市场的制度背景下检验审计定价、盈余质量和董事会独立性的关系。研究结果显示治理机制更完善的上市公司往往采取倾向于进一步的监督措施, 以获得更好的审计服务。更高质量的审计服务既可能由于对股东利益的保护, 也可能是由于董事会对其自我利益的保护。关于董事会独立性的回归结果足够强烈, 意味着将审计定价和审计独立性联系起来的任何问题都可能与公司治理的特征有关。因此, 在盈余操纵盛行的制度环境下公司治理机制的完善能够有效地防止上市公司的财务舞弊。本文关于盈余质量和审计收费之间关系的证据就总体样本而言并不强烈。为此, 我们通过将样本在公司规模和董事会独立性的基础上分为两个子样本, 从而进一步探讨了这个问题。研究结果表明在小规模的样本公司中盈余质量与审计收费之间存在着显著的正相关关系。

摘要：在中国的制度背景下, 本文实证检验了盈余质量以及董事会的独立性对于审计定价的影响。实证检验结果表明董事会独立性与审计定价之间存在着显著的正相关关系, 而盈余质量与审计定价之间的正相关关系仅存在于规模较小的样本公司中。本文的研究结果在总体上意味着更完善的公司治理往往伴随着上市公司对于更高质量审计服务需求的上升, 因而公司治理机制的改善将有助于提高独立审计的质量。

关键词：审计定价,盈余质量,董事会独立性

参考文献

[1]Carcello, J., Hermanson, D., Neal, T., &Riley, R.Board charac-teristics and audit fees[J].Contemporary Accounting Research, 2002 (2) .

[2]Cotter, J.R., Shivdasani, A., &Zenner, M.Do independent di-rectors enhance target shareholder wealth during tender offers?[J].Journal of Financial Economics, 1997 (2) .

[3]Defond, M., &Jiambalvo, J.Debt covenant violation and ma-nipulation of accruals:accounting choice in troubled companies[J].Journal of Accounting and Economics, 1994 (1) .

[4]Hansen, S.C., &Watts, J.S.Two models of the auditor-client interaction:tests with United Kingdom data[J].Contemporary Accounting Research, 1997 (2) .

[5]Jones, J.Earnings management during import relief investiga-tions[J].Journal of Accounting Research, 1991 (2) .

[6]Lacker, D.F., &Richardson, S.A.Fees paid to audit firms, accrual choices and corporate governance[J].Journal of Ac-counting Research, 2004 (3) .

[7]Simunic, D.A.Auditing, consulting and auditor independence[J].Journal of Accounting Research, 1984 (4) .

[8]Tsui, J., Jaggi, B., &Gul, F.CEO domination, discretionary ac-cruals and audit fees[J].Journal of Accounting, Auditing and Fi-nance, 2001 (2) .