论文标题：Do auditors care about firm-level political risk?

中文标题：审计师是否关注公司层面的政治风险？

原文来源：Ma，C., T. Xu, J. Zhou, S. Fan. 2024. “Do auditors care about firm-level political risk? ”Journal of Accounting and Public Policy.

供稿：陈馨词

封面图片来源：Pexels

编者按：

文章研究了审计师对公司层面政治风险的客户风险管理。文章通过重新衡量公司层面的政治风险，发现政治风险较高的公司的审计费用更高，审计报告时滞更长，更有可能收到持续经营审计意见。然而，文章并未发现审计师更有可能从政治风险较高的公司辞职。文章通过研究先前未被检验的公司层面的政治风险，论证其对审计师决策的影响，从而为审计文献做出了贡献。文章的研究发现对会计师事务所、监管机构以及上市公司的经理和董事（特别是审计委员会成员）具有重要的启示意义。

一、引言

无论是上市公司会计监管委员会（PCAOB）还是美国注册会计师协会（AICPA），均要求审计师在进行审计风险评估时考虑公司包括政治环境在内的环境因素。近年来，来自美国的政治风险在全球范围内不断上升，例如2019年，Facebook公司面临四项单独的反垄断调查（Feiner and Rodriguez，2019）。因此，企业面临的政治风险具有异质性和时变性。

文章采用公司层面政治风险的测量工具来考察审计师对被审计单位政治风险的反应，通过对2002年至2017年上市公司季度盈余公告的文本分析，使用分析师与公司管理层之间围绕与政治事项相关的风险所进行的对话所占的份额来衡量政治风险（Hassan et al.，2019）。一方面，面对未来损失和诉讼的更大风险，审计师可能会采取措施进行规避。另一方面，政治风险并不是SAS No.107（AICPA 2006）规定的审计风险模型的关键组成部分，因此审计师在评估客户的风险水平时没有义务考虑政治风险，可能不会根据被审计单位的政治风险水平来调整决策。

文章的贡献如下：首先，文章通过使用经过验证的公司特定时间政治风险衡量标准来研究审计师如何应对被审计方的政治风险。尽管审计准则强调了审计师对相关行业、监管以及政治环境等其他外部因素的理解的重要性，但对审计环境因素影响的研究相对较少（DeFond和Zhang，2014），该文章填补了政治风险领域的空白。其次，文章的发现补充了有关被审计单位政治联系影响的现有研究。已有研究采用大股东、高管或董事与政党成员之间可识别的个人关系、游说费用和 PAC 捐款作为政治联系的主要衡量标准，但是政治风险不同于政治联系，该文章对政治风险的衡量反映了企业面临的剩余政治风险。最后，文章研究探讨了企业层面的政治风险对资本市场的影响。公司的政治风险对于资本市场的审计师具有重要性，因此企业管理者和其他利益相关者不应低估政治风险的影响。

二、假说提出

（一）客户相关风险

与客户相关的风险包括审计风险和业务风险。审计风险表示审计师在对财务报表进行充分的审计后，认为财务报表在事实上存在重大错报的可能性。AS1101（PCAOB 2010，第4段）指出，“审计风险是重大错报风险和检查风险的函数”。重大错报风险由以下两个成分构成（PCAOB 2010，第7段）：固有风险是指在考虑任何相关的控制之前，由于错误或欺诈可能导致的重大的、单独的或与其他错报相结合的错报的风险。控制风险是指由于错误或欺诈而导致的重大错报、重大错报、个别错报或合并错报，公司内部控制不能及时防范或发现的风险。检查风险是指审计师执行审计程序未能发现存在的、可能是重大的、单独的或与其他错报相结合的错报的风险（PCAOB 2010，第9段）。客户经营风险是指客户的经济状况在短期内或长期内恶化的风险（Johnstone，2000）。客户经营风险的来源包括但不限于诉讼风险和政治风险。虽然客户经营风险是审计人员无法消除的剩余风险（Bell et al.，2001），但是审计师却花费更多时间，从经营风险更高的客户获得更高的审计费用。

（二）概念框架

Johnstone和Bedard（2003）介绍了审计师如何评价客户的概念框架。审计师通过风险-收益权衡，综合考虑客户的审计和经营风险以及可能的审计费用。当风险-收益权衡处于可接受水平时，审计师会增加审计风险和经营风险较高客户的审计费用。当风险-收益的权衡处于不可接受的水平时，审计师会从客户辞职。文章对上述模型进行扩展，提出客户风险管理框架，考虑了四种客户风险管理策略：（1）增加审计费用，（2）增加审计投入，（3）发表持续经营意见，（4）辞职。

（三）假说提出

文章认为客户政治风险对审计收费的影响是双向的。首先，政治风险影响审计风险。对于政治风险较高的公司，审计师需要进行更多实质性测试和控制测试，并投入更多资源来将审计风险降低至可接受的水平（Abbott et al.，2006；Arens et al.，2010），其审计投入程度与审计收费直接相关（Simunic，1980）。其次，对于无法通过增加审计投入来降低的剩余政治风险，审计费用发挥了审计师承接客户的保险作用。由于审计师声誉是保证高质量审计的重要抵押品（DeAngelo，1981），因此，审计师有动机增加审计费用以考虑政治风险，或者直接辞职。基于上述讨论，文章提出以下假设：

H1：对于政治风险越大的公司，审计费用越高。

文章概念框架第二部分是审计投入。一方面，审计师可能会花费更多的时间、资源投入在较高政治风险的客户上以限制风险。另一方面，审计师面临人员时间等资源约束。考虑到旺季的资源约束，当审计师对政治风险较高的客户付出更多审计投入时，审计师更有可能推迟审计报告的出具。据此文章提出以下假设：

H2：对于政治风险越大的公司，审计投入程度越高。

Krishnan和Krishnan（1996）研究发现较高的诉讼风险与较高的修改意见可能性相关。Kaplan和Williams （2013）发现审计师会向财务压力较大的客户出具持续经营审计意见以降低诉讼风险。综上，审计师往往通过发表持续经营审计意见等非标准审计意见来管理客户经营风险。因此文章提出以下假设：

H3：对于政治风险较大的公司，审计师更有可能发表持续经营审计意见。

最后，文章检验了客户的政治风险是否会导致审计师辞职。辞职是审计师管理客户风险的极端但并不罕见的策略（Elder et al.，2009）。基于此，文章提出以下假设：

H4：对于政治风险较大的公司，审计师辞职的可能性越大。

三、研究设计

（一）样本

文章从Audit Analytics获取审计收费、审计延迟、持续经营审计意见、审计师辞职等审计相关数据，其余数据均来自Compustat。样本包括2002年至2017年所有可获得数据的公司-年数据。样本起始时间为2002年，即政治风险测度可获得的第一年（Hassan et al.，2019）。样本剔除了市值低于100万的2139个观测值，账面市值比为负的7967个观测值，没有加速申报信息的观测值，以及审计延迟超过60天的观测值，最终样本包括28147个公司-年观测值。表1展示了分年度的样本分布。

表1 样本分布

（二）公司层面政治风险的度量

文章采用Hassan等（2019）企业层面的政治风险测度，该指标来源于对在美国上市的公司的季度盈余电话会议记录的文本分析。在这个过程中，基于美国政治学的大学本科生教材和美国报纸政治栏目的文章，作者对于八个政治专题的语料库进行训练以识别两个词语的组合。然后，作者统计了两词组合与“风险”或“不确定性”的同义词一起使用的实例数量，并除以会议电话的总长度，即与政治风险有关的对话所占份额为企业层面政治风险的度量。

（三）回归模型

1. 政治风险与审计收费

为了检验H1，文章利用OLS回归模型来检验审计费用与政治风险之间的关系。因变量为审计费用的自然对数（lnaf），自变量采用过去四个季度的平均公司层面政治风险来代表政治风险（risk）。回归模型如下：

在模型（1）中，i和t分别表示公司和年份指标，X为控制变量。根据 Krishnan等（2013）以及Wu和Ye（2020），文章包括以下公司特征变量：公司规模（size：股票市场价值的自然对数），账面市值比（btm：股票的市场价值与账面价值之比）、财务杠杆（lev：总负债比总资产）、海外交易（foreign：虚拟变量，如果客户有海外交易则等于1否则为0）、存货（inv：存货占总资产的百分比）、应收账款（ar：应收账款占总资产的百分比）、分部数量（segment）、加速申报（aclf：虚拟变量，如果公司该财年加速申报则等于1否则为0）、内部控制缺陷数量（ICW），损失（loss：虚拟变量，如果公司该财年亏损则等于1否则为0），重述（restatement：虚拟变量，如果公司在财年经历财务重述则等于1否则为0），销售增长（sgrow），可操纵性应计项目（dtacc：总应计对总资产的倒数回归后的残差，收入变动经应收账款、总资产、厂房和设备、经营活动现金流量变动调整后的残差；其中总应计定义为收入与经营现金流量的差额），非经常性项目（ei：虚拟变量，如果非常项的值为正则等于1否则为0），新筹资（nfinance：虚拟变量，如果公司发行新融资则等于1否则为0），盈利能力（roa：非经常性损益前的收入除以会计年度末的总资产）。

文章还控制了审计相关变量：审计师规模（Big4 ：虚拟变量，如果公司被一个四大会计师事务所的审计师审计则等于1否则为0）、审计师变更（change：虚拟变量，如果公司在年度内变更了其审计师则等于1否则为0）、审计师任期年限（tenure）和审计师专长（expert：当审计师为行业专家时则等于1否则为0）。此外，文章控制了宏观层面的变量，包括受管制行业（rindu：虚拟变量，如果公司处于政府部门严格管制的行业则等于1否则为0），经济政策不确定性度量的自然对数（lnEPU），以及总统选举年数（election：虚拟变量，当年为总统选举年时等于1否则为0）。最后，文章控制了年度、行业和州固定效应。

2. 政治风险与审计延迟

为了检验H2，文章使用OLS回归来检验政治风险对审计延迟的影响：

其中，因变量审计延迟（delay）采用公司SEC10 - K申请截止日期与其审计报告签署日期之间的天数衡量。根据已有文献（Knechel和Sharma，2012；Munsif et al.，2012），文章包括以下控制变量：公司规模（size），账面市值比（btm），财务杠杆（lev），海外交易（foreign），流动比率（cr），加速申报（aclf），分部数（segment），审计师规模（Big4），内部控制缺陷数（ICW），损失（loss），盈利能力（roa），审计师任期（lifetime），审计师变更（change）和EPS增长（depsfi）。宏观层面的控制变量和固定效应与模型（1）一致。

3. 政治风险与持续经营意见

为了检验H3，文章采用logistic回归来检验政治风险和持续经营审计意见之间的关系：

其中，因变量为持续经营审计意见的发生比（GC），若公司在财政年度收到持续经营审计意见，则GC等于1，否则为0。根据之前的文献（Francis和Yu，2009），我们包括以下控制变量：公司规模（size），财务杠杆（lev），账面市值比（btm），现金占总资产比率（cash），海外交易（foreign），存货（inv），应收账款（ar），重述（restatement），流动比率（cr），可操纵性应计利润（dtacc），审计师规模（Big4），内部控制缺陷数量（ICW）和销售增长（sgrow）。宏观层面的控制变量和固定效应与模型（1）一致。

4. 政治风险与审计师辞职

为了检验H4，文章采用logistic回归以检验政治风险与审计师辞职之间的关系：

其中，因变量为审计师辞职（resign）的发生率，若公司当年审计师辞职，则等于1，否则等于0。根据之前的文献（Burke et al.，2019），文章包括以下控制变量：公司规模（size），账面市值比（btm），财务杠杆（lev），海外交易（foreign），存货（inv），应收账款（ar），分部数（segment），审计师规模（Big4），审计师任期（lifetime），加速申报（aclf），内部控制缺陷数（ICW），损失（loss）和盈利能力（roa）。宏观层面的控制变量和固定效应与模型（1）一致。

四、实证分析

表2报告了自变量和因变量的描述性统计。文章对所有连续变量在1%和99%的水平上进行缩尾处理。由于不同的回归具有不同的控制变量，因此观察值的数量也不同。审计费用对数（lnaf）的均值为14.040，即平均审计费用为1251683美元。政治风险（risk）的均值和中位数分别为116.900和77.030。审计延迟（delay）的均值和中位数分别为-7.820和-5.000。持续经营审计意见（GC）的均值和中位数分别为0.084和0.000。辞职（resign）的均值和中位数分别为0.008和0.000。

表2 描述性统计

表3报告了各变量之间的Pearson相关性，其中面板A表示模型（1）中各变量之间的相关性，结果发现审计收费与政治风险的相关性显著为负。面板B显示了模型（2）中变量的相关性，结果发现审计延迟与政治风险的相关性不显著为零。面板C显示了模型（3）中变量的相关关系，其中持续经营审计意见与政治风险之间的相关关系显著为正。面板D表示模型（4）中变量的相关关系。审计辞职与政治风险之间的相关性为负但在统计上不显著。

表3 Pearson相关系数矩阵

表4列示了审计费用与政治风险关系的回归结果。第（1）列中的结果表明系数显著为正，表明审计费用与政治风险正相关。从经济意义上看，政治风险每增加1个标准差，审计费用增加1.765%，相当于43959美元。第（1）列中控制变量的结果与已有研究中的结果一致（Hsieh et al.，2020）。Hassan等（2019）将政治风险分为八个政治主题：经济政策和预算、环境、贸易、机构和政治进程、医疗保健、安全和国防、税收政策以及技术和基础设施。作为分组检验，第（2）列至第（9）列展示了政治风险的八个组成部分对审计费用的影响。回归结果显示，除医疗保健以及技术和基础设施相关的政治风险外，所有类型的政治风险都与审计费用呈正相关。上述结果支持了假说1，即政治风险越大的公司审计费用越高。

表4 审计费用与政治风险的回归结果

表5显示了审计延迟与政治风险关系的回归结果。第（1）列中政治风险系数显著为正，与假说2客户的政治风险增加审计延误一致。从经济意义来看，政治风险每增加一个标准差，审计延迟就会延长27.22%，相当于2.13天。控制变量显示的结果与已有研究结果类似（Chan et al.，2016）。第（2）列至第（9）列呈现了政治风险八个组成部分对审计延误影响的回归结果。回归结果显示，机构和政治进程、医疗保健、安全和国防相关的政治风险与审计延迟呈正相关。上述结果支持了假说2，即政治风险较大的公司审计延迟时间较长。

表5 审计延迟与政治风险的回归结果

表6展示了持续经营审计意见与政治风险关系的回归结果。第（1）列显示，政治风险系数显著为正，与假说3一致，即持续经营审计意见的发生率与客户政治风险正相关。从经济意义来看，政治风险每增加一个标准差，持续经营审计意见的可能性增加了8.43%。控制变量的结果与先前研究类似（Francis和Yu，2009）。第（2）列至第（9）列展示了政治风险八个组成部分的回归结果。除了医疗保健以及技术和基础设施相关的政治风险之外，政治风险的所有组成部分都与持续经营审计意见呈正相关。上述结果为假说3提供了支持，即当公司的政治风险较高时，公司更有可能获得持续经营审计意见。

表6 持续经营审计意见与政治风险的回归结果

表7列出了审计师辞职与政治风险之间的回归结果。第（1）列显示了审计师辞职的系数为负但不显著，结果表明客户的政治风险并不是审计师辞职的关键因素。第（2）列至第（9）列展示了政治风险八个组成部分的回归结果，所有系数均不显著且为负。因此，假说4不成立。

表7 审计师辞职与政治风险的回归结果

五、进一步分析

（一）横截面分析

首先，文章测试审计师特征是否会调节政治风险对审计费用的影响。前提条件为规模较大的审计事务所和任期较长的审计师由于经验更为丰富，对客户的政治风险更加敏感。表8的面板A显示，四大会计师事务所分组的政治风险对审计费用的影响比非四大会计师事务所更为明显，任期较长的审计师分组的政治风险对审计费用的影响比任期较短的审计师更为明显。上述结果表明，四大会计师事务所和任期较长的审计师更有可能通过增加审计费用来规避客户的政治风险。

其次，先前研究表明，当投资者情绪较高时，管理机会主义也较高（Brown et al.，2012），即投资者情绪较高时审计风险较高。政治风险增加了审计风险，从而对审计师调整定价和审计决策提出更高的要求。据此，文章预计政治风险的影响将在投资者情绪高涨时期更为显著。基于此，文章使用Baker和Wurgler（2006）的投资者情绪指数测试政治风险在投资者高情绪时期与投资者低情绪时期的影响。表8的面板A的结果表明，当投资者情绪高涨时，政治风险对审计费用的影响显著，反之不显著，与预期一致。

再次，文章对审计延误进行横断面分析，结果如表8的面板B所示。由于不同申报人状态的公司有不同的申报截止日期，可能会增加审计延误结果的复杂性，文章按照申报状态分样本以解决上述问题。分组结果表明，政治风险的影响对于大型加速申报者和非加速申报者较为显著。文章还按审计师类型对审计延迟分析进行分组，结果发现政治风险在四大会计师事务所样本中是审计延迟的重要决定因素。文章根据投资者情绪进一步对样本分组，结果发现政治风险对审计延误的影响在投资者情绪高涨时显著。最后，文章根据审计师任期对样本进行分组，结果发现当审计师任期较短时，政治风险是审计延误的显著决定因素。

最后，文章在面板C中对持续经营审计意见进行了横截面分析。结果表明，政治风险是投资者情绪高涨的公司以及审计师任期较长的公司的重要解释变量。

表8 横截面分析

（二）变化分析

为了解决潜在内生性问题，文章进行了变化分析以排除未观测到的公司特征对因变量的混合影响，其中审计费用的变化与公司层面政治风险的变化有关。表9列出了审计费用变化模型的结果。控制变量与模型（1）相同，不同之处在于使用连续变量的变化值而不是绝对值。与假说1一致，文章发现公司层面政治风险的变化与审计费用的变化呈正相关，表明当政治风险发生变化时，审计师会提高审计费用。

表9 审计费用的变化分析

（三）稳健性测试

表10展示了稳健性测试的结果。第一，公司层面政治风险指标按季度记录，而文章的主要回归中使用该指标的年平均值。考虑到第一季度的政治风险比其他三个季度对审计师行为的影响更大，与审计季节的关系更密切（Hackenbrack et al.，2014）。面板A第（1）列、面板B第（1）列到第（3）列、面板C第（1）列分别将当年第一季度的政治风险与审计费用进行回归，将次年第一季度的政治风险与审计延迟、持续经营审计意见进行回归，结果显示审计费用与持续经营审计意见的系数符合预期。

第二，Hassan 等（2019）认为，特定主体的政治风险会随着时间的推移而变化。审计师可能更关心客户在行业风险横截面分布中的位置，而非风险的时间序列变化。在敏感性测试中，文章用行业排名指标（risk_rank）代替了公司层面政治风险的原始指标，结果如面板A第（2）列、面板B第（4）列到第（6）列、面板C第（2）列所示，审计费用、审计延迟、持续经营审计意见的结果依然显著。

  第三，面板A第（3）列将年平均政治风险替换为年平均政治风险的对数（lnrisk），结果依然稳健。此外，文章控制了CEO的政治贡献（Bhandari et al.，2020）和地方腐败（Jha et al.，2021）以验证政治风险对审计费用的影响是否受到政治关联的影响。CEO政治贡献数据来自美国联邦选举委员会（FEC）网站手工收集，地方腐败数据来自美国司法部腐败定罪数据。表10的面板A第（4）列结果显示，控制政治关联的变量后，政治风险与审计费用呈正相关，表明政治联系不是回归结果显著的决定因素。

第四，鉴于审计费用通常在实际审计前一年确定，文章政治风险和其他控制变量进行滞后一期处理，结果依然稳健。

第五，我们在审计费用、审计延迟和持续经营意见的回归模型中将政治风险进行滞后一期处理，结果依然稳健。

表10 稳健性测试

六、结论

文章研究了审计师针对公司层面政治风险的客户风险管理。研究结果发现，审计师在实践中考虑了公司层面的政治风险。具体而言，政治风险较高的公司被收取较高的审计费用，并且审计延迟时间较长，更有可能收到持续经营审计意见。文章通过使用公司特定时间政治风险衡量标准来研究审计师如何应对被审计单位的政治风险，为审计文献做出了贡献。研究结果拓展了被审计单位的政治关系（Gul，2006；Guedhami et al.，2014）和商业风险（Bell et al.，2001；Lyon 和Maher，2005）影响的现有研究。审计师对政治风险的反应关系到资本市场的运作，因而研究结果对会计师事务所、监管机构以及上市公司的经理和董事（尤其是审计委员会成员）具有重大影响。

Abstract:

We study auditors’ client risk management with regard to firm-level political risk. While prior research relies mainly on economy-wide proxies for political risk (such as the economic policy uncertainty index), Hassan, Hollander, van Lent, and Tahoun (2019) suggest that a substantial part of political risk plays out at the firm level. Using a new measure of firm-level political risk, we find that higher political-risk firms are charged with higher audit fees and associated with longer audit report delay. Higher political-risk firms are also more likely to receive going concern opinions. However, we do not find that auditors are more likely to resign from higher political-risk firms. We contribute to the auditing literature by studying previously unexamined firm-level political risk and demonstrating that it affects auditor decisions. Our findings have significant implications for accounting firms, regulators, and managers and directors (especially audit committee members) of public companies.