公允价值与审计费用

公允价值与审计费用

Igor Goncharov Edward J.Riedl Thorsten Sellhorn

摘要：本文探讨公允价值报告及其属性对审计费用的影响。鉴于公允价值操作的独特性及其报告属性，文章选取了强制采用IFRS 的欧洲房地产公司作为样本。本文证明了以公允价值报告房地产资产比以折余成本报告的审计费用低，该差异主要是由于发生减值测试造成的。进一步发现，公司以公允价值计量的披露减低了审计费用，公允价值确认的复杂性增加了审计费用，采用公允价值在资产负债表中确认（相对于在报表附注中披露来说）增加了审计费用。本文对两种设置下的假设进行检验：将英美两国的房地产公司进行了对比和使用英国投资信托公司。总之，结果表明公允价值可能会导致监测成本降低。但是，审计费用的任何减少将会随着公允价值报告显著特征的不同而变化，这其中包括衡量的难度和财务报表的处理。

关键词：公允价值 审计费用 审计定价 房地产行业 IFRS

一、 引言

本文检验公允价值报告及其属性对审计费用的影响。Hay 等（2006）对影响审计费用的相关因素进行了调查研究。Easton 等人（1993）的研究发现公允价值报告是由股票市场决定的。结合上述文献，本文将探究公允价值报告及其多种显著属性的实现对审计服务定价的影响，其中审计服务定价费用是一种主要的监督成本（Jensen&Meckling 1976）。

本文样本为2001-2008年已在欧洲注册的房地产公司，采用该样本的优势如下：第一，统一行业内部设计拥有一些不变的因素，这些因素推动整个行业的审计费用的差异，从而帮助我们发现公允价值的影响。第二，欧洲房地产公司对房地产资产进行公允价值报告时发现大量的差异，在本文的分析中将会利用此差异。特别需要说明的是，欧盟委员会在2002年要求所有的欧盟国家的公司到2005年都要采用IFRS 。国内准则过去对财务报表中房地产的报告要求一直变化着，既可以采用公允价值计量，也可以采用折余成本计量。采用IFRS 之后，IFRS 要求必须以公允价值报告房地产资产，该事项可以在资产负债表中确认，也可以通过附注进行披露。第三，该设置对检测四种具体的公允价值属性提供了可能，这四种属性分别为以公允价值报告公司资产的比例，公允价值估计的难度，以公允价值报告资产的方式选择（确认还是披露），使用可替代的外部监控（外部估价师）提供公允价值估计的影响。没有其他的制度设置可以同时检验这些属性。

结果表明，在其他因素不变的前提下，相对于采用折余成本报告资产来说，采用公允价值报告资产显著地降低了审计费用。具体地讲，使用双重差分模型（DID ）后，我们发现一旦采用IFRS 或国内准则下的公允价值模式，之前以折余成本报告房地产资产的审计费用展现出很大程度的下降。为了验证这种争议性的不可预测的结果，我们采访房地产公司的审计合伙人。采访结果显示，具体的报告要求仅仅出现在折余成本条件下（特别是潜在的和实际的损失以及部件折旧），该报告要求可能是要求公司更高审计工作质量的重要来源。与上述预期一致，我们发现公司采用折余成本报告的减值损失对高额审计费用起着重要的推动作用。

欧盟强制要求采用IFRS 之后，继续关注欧洲房地产公司来检验公允价值实现的四种属性。以公允价值报告资产的比例处于行业平均水平之上的公司，其审计费用较低。因为以公允价值报告公司资产可以减少审计工作人员的工作量并且可以降低评估审计风险。进一步发现多部门资产投资组合（投资组合越复杂，估价和审计越困难）的审计费用会高，并且在资产负债表中以公允价值确认和通过附注进行披露（与2006年Libby 等人发表的文章“增量

审计工作的认可与披露项目”中的结论是一致的）的审计费用也会高。但是，没有找到证明聘用外部评估师削减审计费用的证据。

在两种可供选择的设置中确认上述发现。首先，为了消除实验结果可能会局限于欧洲市场这一担忧，本文通过使用倾向值匹配法比较英美房地产公司的审计定价，进而重新估计了报告模型与审计费用的关系。英国和美国拥有世界上最大和最发达的房地产市场，因而产生了一个较大的样本规模，同时也分离了在该行业中国家间财务报告模型的差异。具体地说，英国公司按照国内准则和IFRS 以公允价值报告房地产资产，而美国公司按照美国国内准则以折余成本报告房地产资产。而且美国比其他国家考虑更高的审计诉讼风险，在以前的研究并没有指出房地产行业是高风险的行业。与以前的结果一致，以公允价值报告资产的公司（英国公司）相对于以折余成本报告资产的公司（美国公司），其审计费用会显著降低，减值损失再次成为差异的主要推动力。

第二，通过使用英国投资信托公司的样本，重新估计了公允价值暴露的影响和公允价值计量的复杂性。把该分析限制于英国之内，这样可以消除国家间制度特征的差异，该差异可以作为审计费用中差异的潜在来源。进一步，该行业允许一个潜在的强大的评估困难来衡量公平价值通过利用公司的金融资产公允价值计算基于市场输入(1级公允价值) 与那些基于不可靠的估值输入（2级或3级公允价值）。与之前的研究结果一致，以公允价值报告公司暴露的资产降低了审计费用，但是如果难以用公允价值计量时（公允价值中第二和第三层级输入值），审计费用会增加。

总之，结果表明以公允价值报告资产平均降低了审计费用，而较高的审计费用主要来自折余成本的损失。然而，审计费用的降低是和折余成本相关的，折余成本取决于公允价值报告的几个突出特点：整体披露的公允价值资产，公允价值计量的复杂性和以公允价值报告的方式（在主要财务报表中确认，还是通过报表附注进行披露。）这些发现表明公允价值报告可以增强财务报告目标的契约效率。

本文结构如下：第二部分回顾了相关文献，研究的背景和提出了研究假设。第三部分提出了研究设计并进行了实证分析。第四部分对可选择的设置做了估计假设。第五部分是敏感性分析。第六部分是结论。

二、文献综述，背景，研究假设

（一）、文献综述

本研究建立在前人两类研究的基础上：一类是关于检验审计费用的决定因素，另一类是

关于检验公允价值报告的影响因素。Simunic （1980）最早提出有关决定监测成本因素的理论和实证证据，该研究提供了一个审计定价模型。Hay （2006）等人研究了决定审计费用的相关因素，实验结果表明在竞争激烈的审计市场中，决定审计费用的相关因素大致可化为客户属性，审计属性和具体审计业务特征。许多研究关注客户属性，并且研究发现审计费用将会增加在客户规模（Simunic 1980）、风险（Stice 1991）和复杂性（Hackenbrack 和Knechel 1997）等方面。

关于检验公允价值报告的影响因素的文献有很多，这其中的一些文章分析了公允价值和股票价格的关系。早期的实证论文，例如 Barth (1994) 和Eccher (1996)，他们利用公允价值披露相关的公允价值，并且提供证据表明公允价值是价值相关的，即公允价值会反映在股票价格上。在一些非金融资产中也得到了相似的结果（Easton 1993）。其他的相关研究结合多方面的证据检验了公允价值对信息环境的影响。例如，Muller （2011）证明了如果欧洲房地产公司的房地产资产以公允价值进行披露，信息不对称的情况会降低。然而在银行业中，Riedl&Serafeim(2011)揭示了如果公允价值以隐形信息为基础，信息风险会比较高，并且Ball （2012）同样证明了如果公允价值在SFAS115（SFAS115——特定债务和权益工具投资的会计处理）原则下确认将增加信息不对称的情况。在为数不多谈及公允价值会计对合同影响的研究中，Barth （1995）的研究显示了如果应用评估银行的监管资本，公允价值会计可以比折余成本更早的解决金融机构陷入困境中的问题。Benston （2006）认为公允价值会计不适合作为核算型管理补偿的基础。

通过对上述文献的分析，文章将从两个方面研究公允价值对审计费用的影响。首先，各公司使用不同方式报告主要运营资产——公允价值或折余成本，故可以对比不同公司之间的审计费用。第二，利用公允价值实现的差异来确定审计费用可预测的差异。 1

（二）、背景：欧洲房地产行业

虽然准则制定者已在多个行业使用公允价值会计，但是确定一个单一的研究背景是很困难的，因为该背景设置需要满足下列条件：大部分公司的主营资产采用公允价值报告，同时满足公允价值报告的多样化属性。选择房地产公司作为研究对象主要有以下优势：第一，房地产行业的各公司的主营资产是相同的：房产。也就是说，房地产公司通过收购(通过购买、租赁或开发) ，管理，出售房产以租金收入、资本增值或两者兼有的方式获取利润。因此，样本公司中的主要资产是保持不变：以投资为目的的使用寿命有限的有形资产（投资性房地1遵循Jensen 和Meckling (1976)的观点，审计费用作为一种代理成本来自一个公司所有者和管理者之间的合同安排；也就是说，审计费用代表监测成本，参见Watts 和Zimmerman (1986)。

产）。此外，该行业的发展较为成熟。在该行业中拥有180多家上市公司，其中大部分公司的注册地都是在欧洲国家，它们的股票市值超过了1500亿欧元。

第二，房地产行业中，在强制采用IFRS 之前按国内准则报告房地产资产的方式存在很大的差异。主要有两种会计处理方法：成本模型和重估模型，见附录1。一些国家（澳大利亚、法国、德国、意大利、挪威和西班牙）选择成本模型。在这种模型下，投资性房地产以不动产、厂房、设备计价并且在估计的使用年限内进行折旧。任何的损失都在损益中报告。在大多数的国家中，监管要求或者行业惯例也会产生部件折旧法的应用，这样会产生额外的报告复杂性。其他国家（英国和丹麦）采用重估模型。在这种模型下，投资性房地产在资产负债表中以公允价值确认，未实现公允价值变动直接在股东权益（在重估储备中）中确认，没有减值损失的报告。还有一些国家（比利时、荷兰和波兰）允许公司对两种模型进行选择使用。强制采用IFRS 前后以公允价值报告投资性房地产间存在差异，公司根据相关国际会计准则(IAS)40—投资性房地产(IASB 2000) ，可能会在公允价值模式下（在资产负债表中以公允价值确认资产；在损益表中确认公允价值的变动）与以公允价值披露的成本模式（以折余成本确认资产，在报表附注中披露公允价值）之间进行选择。

第三，我们可以利用公司资产投资组合和报告选择的差异性。由于涉及非房地产资产，所以公司在以公允价值报告风险资产时会发生变化。另外，在很大程度上由于房地产资产组合间存在差异，所以不同组合间的公允价值计量的复杂性会发生变化，尤其是在零售、办公室、工业、和住宅这些部门。此外，使用外部监控获得公允价值估计的公司，其审计费用也会发生变化，例如：使用外部房地产评估师。

最后，其他的设置也有重要的公允价值报告（特别是金融服务行业），他们也显示出实质性的监管限制在财务报告要求以外。这些监管根据国家的变化、计量复杂性的差异、实证分析解释的不同而发生变化。 32

（三）、研究假设

首先，通过对比公允价值和折余成本，我们检验了报告模型对可观察的审计费用的影响。在房地产行业中，我们可以根据报告模型报告主营资产方式的不同把公司进行划分。从推理上说，以公允价值报告资产相对于以折余成本报告资产，其对审计工作、评估信誉和诉讼风2部件折旧包括：投资性房地产单独分离出的部分并且有各自的使用寿命的部件折旧（意大利和西班牙），单独的资本化和重要替代或者改进的折旧（德国），为将来维护和改进计提的准备，创建一个类似于折旧的费用模式（德国）。

3上述分类中几个例外需要关注一下。在瑞士，公司可以使用成本模型和公允价值模型，公允价值模型要求在损益表中报告公允价值变动损益。在芬兰、法国和瑞典，成本模式型是行业惯例，但是在一些特定情况下允许使用重估模型的特别应用程序。

险的影响并不明确。反对者（Watts 2010；Ramanna&Watts 2010）认为公允价值报告把大量的自由裁量权引入管理评估。其中增加的自由裁量权可以合成代理成本，从而会导致审计人员声誉风险以及相关的评估诉讼风险的提高。因此，可以通过审计人员的工作来验证公允价值估计。在像房地产这类行业中，声誉风险和评估诉讼风险可能会比较大，在该类行业中通常并不会使用相同资产的市场价格。在对房地产审计合伙人的采访中也证实了房地产资产的公允价值被视为第二层级的公允价值(与可用的市场价值类似，但不相同) 或第三层级公允价值(简单的贴现现金流分析) 。

另外，公允价值可能会减少审计人员对管理估计的依赖性和诉讼风险（如：从某种程度上说价值来源于隐形信息）。例如，对于房产出租多年的租约来说，常用的租金卷允许审计人员更加清楚地识别和支持未来现金流的管理预测，从而更加容易确定房产价格。此外，根据公允价值报告，公司必须建立一个估值的常规过程。这种估值过程一旦建立，审计过程就会聚焦于更新的假设和以价值估计为依据的投入，其中价值估计会随着房地产价值的波动而改变。

相比之下，以折余成本报告资产的方式有两个特征：部件折旧和减值测试。这些特征把潜在的复杂性和不确定性引入了房地产行业的审计过程中。在部件折旧中，房地产的折旧是按可分离部件的使用寿命为基础进行计量的。例如，对于一个建筑物来说，电气或管道组件有20年的使用寿命，屋顶有15年的使用寿命，地基或结构框架有50年的使用寿命。这些部件折旧增加了审计成本，但这些审计成本不会出现以公允价值报告的公司，因为这些公司不不需要记录折旧。其次，以折余成本报告资产所进行的减值测试也会产生较高的审计成本。以折余成本报告资产的估值估值过程相对于以公允价值报告资产估值过程来说，如果房产价值下降意味着存在潜在的损失，审计人员需要进行减值测试，既要评估公司的估值过程还要对非常规（可能有争议的）环境进行评估。此外，在可收回金额的概念中，该过程不同于作为减值损失锚的公允价值估计。可收回金额反映了低于成本价出售的较高的公允价值和公司特有的使用价值，其中后者比前者存在更大幅度地偏离并且涉及较高的自由裁量权管理。因此，潜在的损失产生强大的阻力，这样以折余成本报告资产的公司会产生更高的审计费用。

通过上述推理我们得出了前两个假设：

H 1A 公司报告主营资产的方式不同，审计费用不同。

H 1B 对以折余成本报告主营资产的公司，减值损失产生较高的审计费用。

接下来，文章检验了公允价值实现的四种属性对审计人员的工作和审计费用的影响，这四种属性是：公司对公允价值报告的披露，公允价值计量的复杂性，公允价值的确认与披露，

公允价值计量过程中使用非审计人员进行外部监控。

首先，本文检验了公司对公允价值报告的披露。公司的经营资产比重较大时，由于需要额外的程序证实公允价值的可靠性，所以以公允价值报告需要增加审计的工作量。或者公司的经营资产比重较大时，因为不用进行部件折旧和减值测试，或者当公允价值被审计时（特定的公允价值估计），由于出现了规模经济，在上述两种情况中以公允价值报告资产都减少了审计的工作量。因此，产生了以下假设：

H 2A 公司以公允价值报告主营资产，经营资产的比例不同，审计费用不同。

第二，本文评估了公允价值计量复杂性的作用。它反映了评估过程所固有的挑战，比如使用一段时间的现金流进行估计或者近似公允价值基准点的可用性。这两个概念都适用于美国会计准则和IFRS 中的公允价值计量。与Hackenbrack& Knechel （1997）提出的研究结果一致，由于公允价值要求更复杂的评估程序，预计审计人员的工作量会增加。例如房地产多个部门的投资组合或者缺乏市场主导的价值评估投入都会增加公允价值计量的复杂性。因此，产生了第二个假设：

H 2B 公司以公允价值计量的难度越大，审计费用越高。

第三，本文评估确认和披露的作用，公司根据ISA40选择公允价值报告房地产资产的方式——确认或者披露。根据Libby （2006）等人的研究，我们预测以公允价值对资产进行确认相对于采用披露方式的公司，其审计费用较高。由于审计人员需要花费更多的时间去证实财务报表中已确认信息的真实性，所以其审计工作量增加，从而增加了审计费用。因此，产生了第三个假设：

H 2C 以公允价值报告资产的公司，在资产负债表中确认比在报表附注中披露所花费的审计费用更高。

最后，房地产行业的特别之处在于在公允价值计量的过程中会出现其他外部监控的角色——外部监控人员。审计准则识别这些类似专家的角色，国际审计标准（ISA ）500：审计证据（国际会计师联合会2010）规定审计人员可以把受雇于公司管理的专家们的发现作为适当的审计证据。这表明了一个替代作用：专家可以提供专业知识和见解，这可能减少审计人员为实现特定审计风险水平所作出必要的努力。与该观点一致，Cotter&Richardson（2002）和Muller&Riedl （2002）的研究证明了房地产公司雇佣外部评估人员可以减少信息不对称的情况。因此，我们预测公司雇佣外部评估人员作为公允价值报告过程的一部分时，会产生较低的审计费用：

H 2D 以公允价值报告资产使用外部监控相对于不使用外部监控的公司产生更低的审计费

用。

三、 研究设计和实证分析

（一）、报告模型对审计费用的影响：证据来源于强制采用IFRS 的欧洲房地产公司

首先，当欧洲房地产公司报告资产的方式从折余成本变为公允价值时，我们检验审计费用是否发生变化，使用在欧洲强制采用IFRS 的公司作为一个自然实验进行双重差分分析。我们比较了欧洲房地产公司在这两种方式下审计费用的变化。把在欧洲注册的房地产公司分为两组——实验组和对照组。实验组：以采用IFRS 前的国内准则为依据，公司采用折余成本报告房地产资产；对照组：以采用IFRS 前的国内准则或早期的IFRS 为依据，公司采用公允价值报告房地产资产。如果审计费用随公司报告模型的变化而变化（H 1A ），我们应该发现实验组（从以成本为基础的模型到以公允价值为基础的模型）的审计费用比对照组（保持以公允价值为基础的模型）的审计费用变化显著。然后，我们检验减值测试（仅仅存在于以折余成本报告资产的公司）是否会产生较高的审计费用（H 1B ）。

使用下列模型进行双重差分分析：

所有的变量定义见附录2。因变量为Logfees ，代表审计费用的自然对数。参照Hay （2006）的研究，因变量以自然对数的形式表示可以降低非线性关系的影响。

根据以前的研究，我们引入矢量CONTROL 获取公司层面控制变量的两个设置：审计客户和审计公司的特点。关于审计客户的特征，我们首先引入总资产的自然对数（LogTA ），审计工作量会随着客户规模的增大而增加（Simunic 1980），该预期符号为正。由于房地产行业是资产密集型的行业，所以总资产的自然对数这一变量对研究审计客户特征相关性显著。为了对审计复杂性进行量化考核，我们把海外资产比例（Foreign ）和经营部门数量（NSegm ）这两个控制变量引入模型中。房地产公司的海外资产越大，审计工作量越大，该预期符号为44正如在以前的研究提到的那样，LogFees 是以Thomson Reuters Worldscope数据项 01801为基础的，审计费用是审计人员对财务报表进行的法定审计以及其他服务所付出劳动的回报。然而，假设只属于法定审计费用。所以，我们利用来源于FAME 数据库的审计费用数据，该数据库提供了更精确的费用数据，该数据可以分为法定审计费用和非审计费用；对于一个设置简单的公司是可以利用的该数据的。我们注意到LogFees 和FAME 的法定费用的Pesrson 相关性是0.94, 表明两者之间有非常相似的结构。进一步发现当使用FAME 的数据重新对第四部分第二小节中英国投资信托公司进行分析时，推论不变，LogFees 是FAME 数据在公司样本中最大的代表。

正；房地产公司的经营部门的数量越多，审计工作量越大，该预期符号也为正。接下来，我们引入相关控制变量对公司风险进行量化，Stice （1991）证明了公司风险和审计费用存在着正相关关系。我们引入了两个衡量公司业绩的变量：一个连续变量，资产回报率（ROA ）；一个虚拟变量（Loss ），如果公司的净收入为负，则变量Loss 取1，否则取0。因为房地产公司持有适量来源于住户的应收账款，我们引入了应收账款比例（Receive ）这一变量。因为应收账款比例会受到较高错报风险的影响，预测他们之间的关系为正。因为房地产公司通常采用大量的杠杆，我们引入产权比率（Lev ）；因为杠杆作用越强的公司，其融资约束也越大，预期符号为正。接下来，我们又引入两个虚拟变量来评价公司业绩：所有者权益的账面价值（Distress ）和发表有保留的审计意见的情况（Qualified ）。因为公司的所有者权益为负或者审计师发表有保留的审计意见时，说明公司很可能已经处在困境中了，这时的业绩相对来说也不会太好，该预期符号为正。最后，我们引入每月的股票收益的标准差作为市场化措施的风险；因为股票的收益波动越大，公司的风险越大，该预期符号也为正。

第二组变量关于审计公司的特点，审计公司的特点会影响房地产公司的审计定价。我们把BigN 引入模型中去量化高品质认知度或者大型审计公司的声誉影响（参见Francis 1984“大型审计公司溢价”），预期符号为正。我们引入Yearend 这一变量表示当审计发生在限制审计资源期间（审计旺季）时审计费用会增加，预期符号为正。

接下来开始转向对实验变量HC 、IFRS 、交互项HC*IFRS和Impair-D 的讨论。HC 、IFRS 和Impair-D 是二分变量，其中，HC 表示公司i 第t 年按照国内准则以折余成本报告房地产资产；IFRS 表示公司i 第t 年按照IFRS 报告资产（以公允价值确认或披露房地产资产），Impair-D 表示公司i 第t 年报告减值损失。HC 的相关系数表明在采用IFRS 之前，实验组（折余成本）相对于对照组（公允价值）的审计费用是不同的。IFRS 的相关系数表明对照组（在采用IFRS 之前，公司使用公允价值会计）在选择不同的准则时对审计费用的影响。HC*IFRS的相关系数表明从根据国内准则以折余成本报告资产到根据IFRS 以公允价值（确认和披露皆可）报告资产，这一变化前后审计费用的不同；这是我们感兴趣的主要变量，可以用α155检验H 1A 。符合Hay （2006）关于特殊项目增加审计费用的研究结果，也符合Ried&Srinivasan（2010）的研究结果关于冲减损失变成了特殊项目的重要组成部分，Impair-D 的相关系数5对客户特征权证讨论的其他几个控制变量。首先，以前的研究表明采用IFRS 增加审计费用，我们没有引入相关的控制变量，因为剔除了第一年采用IFRS 的公司，从而避免了由于实现新的会计框架增加审计的工作量。尽管如此，把过渡年和采用IFRS 控制变量引入到分析中，推论没有发生变化。第二，没有引入交叉上市的控制变量，是因为只有美国交叉上市的公司样本。第三，没有引入存货作为另一个风险控制变量，是因为房地产公司不能把握存货的原材料数量。但是，引入变量后，推论不变。最后，引入两个额外的控制变量获取基本表现：市场价值对账面价值的比例和股票回报为负时的变量，我们发现结果不变。

表明增加的审计工作量与在审计费用中报告减值损失是相关的，可以用α16检验H 1B 。

采用双重差分法分析有两个优点。首先，通过估计审计费用在实验组和对照组的不同对变量进行分析（参见Wooldridge2009，第451页），实验组的变化主要是从采用IFRS 前的国内准则以非公允价值报告到必须采用IFRS 后以公允价值报告的改变。第二，该设计控制了在IFRS 的制度结构下同时发生变化，假设这些实验组公司和对照组公司是相似的。其中，对照组的假设似乎更合理：（1）大部分其他相关规定可能是由欧盟监管的（2）鉴于房地产行业资产结构，强制采用IFRS 报告的影响可能很弱，与公允价值不相关。

表1表示了样本选择，样本包括了2001-2008年期间在欧洲经济区注册的所有的房地产公司。对因变量（LogFees ）进行了第1和第99百分位数上的缩尾检验，最终得到480个数据代表着172家公司。表2中的（1）列和（2）列分别代表样本的平均值和中位数，其中海外资产的平均比例为1.7%，经营部门的平均数量为1.9，净收入为负的平均百分比为24%，产权比率的平均数为1.6，使用大规模审计单位的平均比重为56.9%。

表3呈现了实证结果，该结果建立在稳健标准误差的数据之上（Petersen 2009;Gow2010）。从表3第（1）列的结果发现，审计费用与总资产（0.551，t=16.25），经营部门的数量（0.123，t=2.62），应收账款（1.763，t=2.72），股票收益的标准差（1.742，t=1.90），审计的季节性变化（0.263，t=1.90）呈正相关关系；审计费用与资产回报率（-0.472，t=1.95）呈负相关。

表3中第（2）列中的实验变量，HC 的相关系数是不显著的（0.043，t=0.16），这一结论符合该事实，采用IFRS 之前，审计费用在实验组和对照组之间没有差别。同样，IFRS 的相关系数（0.066 t=0.57）也是不显著的，通过比较对照组选择根据IFRS 使用公允价值会计前后的变化。然而，交互项HC*IFRS的系数呈显著负相关（-0.759，t=2.20），该结果表明实验组相比于对照组来说，采用IFRS 后审计费用出现了相对较大的减少，即从以折余成本报告资产到以公允价值报告资产后，审计费用显著减少，该结论支持了H 1A 。表3中的第（3）列表示减值损失对审计费用的影响；Impair-D 的相关系数是显著正相关的（0.259，69876结果对随机影响的估计进行了标准化处理，该处理类似于通过从时间序列平均和样本平均中获取差异的变量分析。

7处理异常值的方法和以前文献中对审计费用的处理方法是一致的（参见Srinidhi&Gul 2006;Francis&Wang 2008;Kim 2011）。使用可用的观测值或者对LogFees 进行1和99百分位的缩尾检验，推论不发生变化。 8注意到没有预测HC 系数的符号，该系数的符号可能为正（如果折余成本产生了额外的审计费用）也可能为负（在要求采用公允价值的国家中，如果制度差异不被控制变量控制会产生高额审计费用）。然而，表外单变量分析与前者一致，表明公司注册地所在国家要求采用折余成本时，公司的平均审计费用更高（t=2.44）。

9在一个对IFRS 执行力度不大的国家中，它不可能呈现出审计费用的降低。因为增加HC 与代码法律变量之间的相互作用并不改变表外结果。

t=2.12），这表明减值损失越大，审计费用越高（减值测试的步骤是与风险和审计工作量相关的，这可能对H 1A 的结论有帮助），该结论支持了H 1B 。 10

（二）、公允价值属性对审计费用的影响：证据来源于强制采用IFRS 的欧洲房地产公司

为了检验第二个假设, 我们使用欧洲房地产公司在采用IFRS 后这一时期(2005 - 2008)的数据。该样本中所有的公司都是以公允价值报告房地产资产，从而可以检验每一种公允价值属性之间所变现出来的差异，这四种属性分别为：暴露、复杂性、确认和披露、对可选择的外部监控的使用。因此，我们建立了以下模型：

模型（2）中的LogFees 和控制变量和模型（1）中的定义是一样的，在模型（2）中由于控制变量Distress 的数据没有差异，故该控制变量从模型（2）中剔除。

四个实验变量对应于H 2A 到 H2D 。引入变量FV-Exposure ，该指示变量表示公司以公允价值确认或披露的房地产资产的暴露情况高于整个行业的平均水平。如果资产以公允价值报告暴露的事项越多，审计人员的工作量（验证公允价值）也越大。也就是说，公司资产以公允价值报告暴露的事项越多，其审计费用越高。另一种情况预测暴露情况和审计工作量之间是负相关的，暴露的事项越多，审计工作量越小（通过简化程序验证公允价值或者通过减少审计程序的成本）。因此，该结论不能被预测，用β12检验H 2A 。接下来，引入变量Complex ，它表示公允价值计量的复杂性，该复杂性通过11个不同的房地产部门对资产投资组合差异性表现得出的。如果公允价值的复杂性越强，会产生更多的额外的审计工作，用β13来检验H 2B 。然后，引入变量Recog ，它表示在资产负债表中公允价值的确认，或者说是损益表中公允价值变动的确认。如果确认产生额外的审计工作量，则预期符号为正，用β14来检验H 2C 。最后，引入变量External ，它表示公司雇佣外部评估人员，因为外部评估人员向公司提供房地产资产的公允价值估计的工作，所以该公司的审计费用会发生变化。如果聘请外部评估人员减少了审计工作量，预期符号为负，用β15来检验H 2D 。

表1表明来自于样本公司手工收集的数据，包括159个公司年度值，代表96个公司的情况。表2中第（3）列和第（4）列代表了该样本的平均数和中位数。其中，房地产资产占10我们发现Impair-D 对HC*IFRS系数的影响很微弱，两者间负相关程度较弱（从-0.759到-0.756，0.003的非显著差异）。这与Impair-D 已报告减值损失（事后的）的情况是一致的，这可能低估了额外的审计程序与潜在的减值损失（事前的），因此有偏见反对H 1B 。

总资产的平均百分比是72.3%，以公允价值确认的公司平均占到81.1%，聘请外部评估人员的公司平均占到88.7%。在控制标量中，海外资产比重的平均值为9.7%，公司经营部门的平均数为2.7个，聘用大型审计公司的公司平均占到79.2%。

表4呈现了实证结果。我们使用稳健标准误差，因为大部分公司在该样本区间只有一个观测值，这样可以减轻序列相关的问题。表4中第（1）列呈现的是控制变量的结果，第（2）列结合了实验变量。正如前面预测的那样，总资产（0.653，t=13.38），应收账款（2.853，t=2.29），产权比率（0.158，t=3.07），每月股票收益的标准差（2.248，t=2.12），使用大型审计公司（0.322，t=1.90）和是否在忙时进行审计（0.522，t=2.81），我们发现上述项目都会增加审计费用。其余的控制变量都是不显著的。

在四个实验变量中，我们发现相关系数FV-Exposure 是显著负相关的（-0.413，t=2.28）。该结论支持了H 2A ，并且符合该假设——以公允价值报告房地产资产的比例越高，审计费用越低。第二，相关系数Complex 是显著正相关的（0.247，t=2.24）。该结论支持了H 2B ，并且符合该假设——资产投资组合估计越复杂，审计费用越高。第三，相关系数Recog 是显著正相关的（0.383，t=2.18）。该结论支持了H 2C ，并且符合该假设——资产以公允价值在财务报表中确认比在报表附注中披露的审计费用高。最后，相关系数External 的显著性较弱（0.025，t=0.14）。我们没有发现证据支持H 2D ——对外部监控的使用降低了审计费用。总之，审计费用会随着以公允价值报告公司总资产的比例的增加而减少，审计费用随公允价值计量难度的增加而增加，公允价值以确认方式报告比披露的方式产生更高的审计费用。当然，总审计费用的净效应取决于每种属性所占的权重。 11

四、可选择的设置

在本小节中，我们重新估计了主要分析的结果，通过分析两种可供选择的设置来检验我们的预测。首先，我们通过比较英国和美国的房地产公司去重新估计H 1A 和H 1B 。然后，使用英国投资信托公司的数据去重新估计H 2A 和H 2B 。

（一）、报告模型对审计费用的影响：证据来源于英国和美国的房地产公司

我们比较了英国和美国房地产公司在2001—2008年期间的审计费用，它提供了一个有利的可供选择的设置。第一，作为另一个行业内的设置，它维护了那些被检验的资产属性。第二，英国和美国都有相对成熟的房地产行业，在这两个国家中都存在着大量的已经上市的房地产公司。第三，对于更为多样化的欧洲国家的设置，国家间制度的差异可能显得已不是11方差膨胀因子(VIF)在所有变量中不超过四个，这表明不存在多重共线性的问题（Neter 1985）。

特别重要了。因此，该设置就利用了英国和美国房地产行业之间的主要差异：财务报告模型。具体讲，英国房地产公司在资产负债表中以公允价值报告房地产资产，在采用IFRS 之前，这是按照英国国内准则的要求或者是根据IAS40。相反，美国房地产公司以在资产负债表中以折余成本报告房地产资产，因为美国的准则禁止以公允价值报告有形资产（包括房地产资产）。此外，自愿以公允价值披露房地产资产的公司是极其罕见的（Kibel&Kozyr 2007;Liang&Riedl 2011）。然而，该设置有一个缺点：美国比包括英国在内的其他国家有一个更大的诉讼审计环境。在以前的研究并没有指出房地产行业是高风险的行业（参见Hogan&Jeter 1998;Shu 2000;Brown 2005），这表明在美国和英国之间，审计定价的差异可能主要来源于诉讼差异。

重新检验公允价值对审计费用的影响，我们重新构建了模型（1）：

12

和前面定义的因变量和控制变量一样。但是，引入了新的控制变量IFRS-Adopt ，该控制变量的含义为，如果在前两年财政年度中首次采用IFRS 的公司，该变量为1。因为该分析中包括了采用IFRS 过渡年度中的英国公司的数据。该分析中的实验变量是FV-UK 和Impair-D ，其中二分变量FV-UK 表示为在英国注册的房地产公司i 在资产负债表中以公允价值报告房地产资产，其中Impair-D 表示美国公司i 报告减值损失的情况。从表3中发现，如果以公允价值报告房地产资产（在英国）减少了审计工作量，预测相关系数FV-UK 为负，用γ14来检验H 1A 。此外，如果以折余成本报告资产的公司减值损失产生额外的审计工作，预

15测相关系数Impair-D 为正，用γ来检验H 1B 。

为了方便估计，我们选择英国和美国的公司采用倾向值匹配法，在模型（3）中，该方法使用了来自所有控制变量的概率回归的预测值。使根据控制变量进行的相似性配对实现最大化，导致了两个子样本的相似性在所有非公允价值维度中显示出对审计费用的影响。模型

（3）包含了影响审计定价的主要因素，倾向值匹配法减轻了国别特征的影响，该特征与所研究的问题不相关。

表1呈现了在匹配的过程中最终获得了623个英国公司的样本和616个美国公司的样本，这些样本代表着172个英国公司和152个美国公司。表2中的第（5）—（8）列呈现出了描述性统计。对英国的公司来说，美国的公司的规模相对比较大，海外资产和应收账款相12我们注意到审计公司可能评估所有美国客户的诉讼溢价，这是由美国的诉讼环境决定的（Seetharaman 2002）。即使在该特定行业中不出现诉讼溢价，但是这一大环境也会反映出较高的诉讼风险。

对较少，并且更喜欢在审计旺季实施审计。

表5呈现出了实证结果。结合实验变量，表（5）第（2）列中控制变量的结果与前面的实证结果一致。关于实验变量，其中FV-UK 的相关系数为负（-0.613，t=10.83），Impair-D 的相关系数为正（0.279，t=4.45）。表外结果中年度和资产的匹配或者估计充分作用模型，推论没有发生变化。总之，实验结果表明：在控制审计费用的其他因素中，以公允价值报告资产的英国房地产公司的平均审计费用比美国公司的低，符合前面对H 1A 支持的结果。另外，以折余成本报告资产的公司减值测试增加了审计费用，该结论支持了H 1B 。 13

（二）、公允价值属性对审计费用的影响：证据来源于英国投资信托公司

使用英国投资信托公司作为样本，重新检验公允价值披露事项（H 2A ）和公允价值计量复杂性（H 2B ）对审计费用的影响。该设置有以下几个优点：第一，限制了英国公司的样本，缓解了审计费用在不同国家间不一样的差异，该差异主要源于机构特征和公允价值属性。第二，该行业通过给公允价值的层级划分，从而为检验公允价值属性复杂性提供了便利，公允价值层级分为一级公允价值、二级公允价值和三级公允价值。

因此，我们用下面的模型重新检验公允价值属性对审计费用的影响：

1514

FV-TA-IF （可用FV-INV 做替代）反映了以公允价值报告投资信托公司披露的总资产（投资资产）的情况，FV2/3反映了这些被披露的资产采用公允价值计量复杂性的情况。如果审计费用因公司以公允价值报告资产的比例的增加而减少，我们预测FV-TA-IF 或者FV-INV 的相关系数为负，用δ12来检验H 2A 。同样，如果审计费用因公允价值计量的复杂程度（以二级或三级公允价值报告披露的资产）的增加而增加，我们预测FV2/3的相关系数为正，用δ13来检验H 2B 。其他所有的变量和前面的定义是一样的。相对于模型（1），我们从控制变量中剔除了Distress 和Qualified ，在些控制变量在模型（4）中不存在差异。 13为了防止提出其他可能的解释，我们需要注意以下内容：第一，美国更多的诉讼特性会对其支持高审计费用产生影响。然而，以前的研究证明了诉讼溢价的范围在18%-30%（参见Seetharaman 2002）上述情况会使真实情况低于表5中证明出的结果。第二，在强制采用IFRS 之后，对于英国公司的制度差异来说，审计费用会降低，这不仅仅是由于公允价值报告所产生的。然而，年度回归显示在所有样本中系数FV-UK 是显著的，包括那些之前采用IFRS 的公司。当联合起采用IFRS 之前和之后的数据，我们得到了相似的结果。这些额外的研究结果表明表5的结果不太可能由诉讼风险的差异或变化影响，其中制度设置符合强制采用IFRS 的情况。

14由于缺乏数据，没有检验披露和确认（H 2C ）或者对外部监控的使用（H 2D ）对审计费用的影响 15在美国，SFAS157：公允价值计量（FASB2006）区分了公允价值报告的三个层次：第一层次，反映了公允价值在活跃市场上的报价；第二层次，类似于第一层次，但不完全相同，市场价值作为公允价值估计的输入值；第三层次，通过不可观察到的输入值报告公允价值。类似于IFRS 已经做出的指导（参见IASB2011）。

表1呈现出了样本量。由于手工收集数据的成本较大，我们仅仅收集了1993-2008年间一部分英国投资信托公司的数据，最终得到236个样本。2005年之前，英国投资信托公司采用国内准则合并报表，2005年后开始采用IFRS ；在整个样本期间，仅仅那些未合并的账户应用英国准则。表2中第（9）和（10）列表示FV-TA-IF 的平均值为90.6%，FV-INV 的平均值为96.2%，FV2/3的平均值为8.5%。

表6呈现了多变量的结果。第（1）列的数据是控制变量回归的结果，与以前的结果是相同。第（2）列是实验变量，我们发现FV-TA-IF 显著负相关（-0.316，t=2.14）。这表明以公允价值报告被披露资产的比例越高，审计费用越低，为H 2A 提供了额外的支持。另外，FV2/3显著正相关（1.109，t=3.35）。这表明以公允价值计量被披露资产的难度越大，审计费用越高，为H 2B 提供了额外的支持。在第（3）列中，由FV-INV 代替FV-TA-IF 时，结果保持一致。FV-INV 对FV-TA-IF 进行了改进，以公允价值报告被披露的资产通过持有资产类型常数作为投资。总之，结果符合我们以前的发现。 1716

五、稳健性检验

（一）、对于制度差异和国别差异的额外控制

由于在表3、4和5中存在国家间的研究设计，所以我们检验了结果的稳健性来确定控制国别间的差异。以前的研究表明在审计质量方面国家间的差异取决于制度特征，例如：审计服务的需求和责任标准的水平（Francis&Wang 2008;Andre 2011）。我们使用股票总市值（MCap ）来获取审计服务要求的情况，借用La Porta（2006）的研究中提到的举证责任指数（Bdn-Proof ）来反映责任标准的情况（利益相关者追回资金的程序复杂性）。表3中第（4）列的结果显示在分析欧洲房地产公司时引入变量MCap 和Bdn-Proof ，控制变量和实验变量的推论没有变化。同样的，表4中第（3）列的结果显示欧洲房地产公司采用IFRS 后，引入变量MCap 和Bdn-Proof ，出现了同样的结果。在表5中第（3）列的结果显示，在分析英国和美国的房地产公司时，引入变量MCap ，实验结果与先前的结果一致（没有引入变量Bdn-Proof ，是因为举证责任指数的数据只有一年的并且它与FV-UK 高度相关）。总之，国家间制度的差异这些额外的控制变量并没有改变实验推论的结果。

我们针对表3和表4中的主要分析进行了稳健性检验，进一步控制在检验中没有获取的16为了获得和公司申请合并报告相关的可能的平均差异，我们重新估计了表6中的分析，引入一个变量，对于仅仅申请父级报告的14个公司，其变量等于1。结果没有改变。

17通过引入模型（4）中的变量来获取公司间特征的复杂性分析数据。然而，变量FV-TA-IT 和FV-INV 可以获得其他公司之间的差异（复杂性和投资风险）与在公允价值报告中的预期披露。为了消除这一影响，我们引入了两个公司层级的变量：HC-Volatil(标准偏差在以折余成本为基础计量金融工具价值的改变) 和FV-Volatil(标准偏差在以公允价值为基础计量金融工具价值的改变) 。推论没有发生改变。

制度差异。我们进行以下五种可供选择的敏感性分析。第一，我们引入Djankov （2008）研究中的抗自我交易指数来反映法律保护水平的情况。第二，我们引入国家层面的收益波动的具体标准来控制相关风险和投资组合的构成。第三，我们引入国家指标变量来反映不同国家间制度特征的平均差异情况。第四，由于国家间审计市场规则的不同，这其中最明显的是法国与其他国家的审计定价方法不同（Andre 2011），所以我们的实验数据不包括在法国注册的房地产公司。最后，我们又从实验分析中剔除一部分采用国际会计准则39的英国公司。在这些敏感性分析中推论结果没有发生变化。

（二）、关于审计师类型的内生性分析

Chaney （2004）证明了审计师的选择与公司的特征是相关的，不对审计师的选择加以控制可能影响对审计费用的决定因素的估计。对于审计师的选择，控制的失败可能影响审计费用的估计。因此，我们进行了两种敏感性分析。第一，排除变量BigN 后，我们估计了模型

（1）—（4）。第二，我们估计一个两级处理效应模型来控制自我选择的偏见，在第一阶段选择审计人员类型作为因变量，在第二阶段审计费用作为因变量，第一阶段的逆米尔斯比率在第二阶段作为自我选择偏见的控制变量。分析中的表外结果相比前面的分析结果没有发生实质性的变化。

（三）、公允价值披露的条件

为了进一步完善我们的推论，在表3和表5中我们检验了不同报告方式间审计费用存在的差异，我们检验审计费用是否存在差异在以公允价值报告资产的公司中和以折余成本报告资产的公司中，在表3和表5的分析中公允价值计量披露的结果更加明显。该关系进一步为H 1A 提供了支持，因为观测到的审计费用的差异确实是由报告模型的不同产生的，而不是其他因素。我们使用公司的不动产、工厂和设备占总资产的比例（PPE-Exposure ）来表示以公允价值报告公司披露的投资性房地产的情况。结果很明显，在房地产公司中，投资性资产是总资产（中位数=82.3%）和PP&E（中位数=98.3%）中的主要部分。此外，PPE-Exposure 和手工收集的关于以公允价值确认的资产占总资产的比例之间显著相关（Spearman 相关系数=0.88）。PPE-Exposure 的运用需要一个广泛的观察数据，这些数据在获取公允价值属性的分区变量中使缺乏的，因此，允许我们复制表3和表5中的表外结果。 1818注意我们不能直接评估在表3中披露和复杂性的相对重要性，因为这些数据不能直接得到。然而，初步分析该问题，我们做了以下处理：（1）表3中所有公司年度数据在采用IFRS 前以历史成本报告（N=78）。

（2）以平均值作为界限，我们把观测值划分为NSegm-High 和NSegm-Low ，以此得出复杂性的差异。当既存在高度相关性也存在高度有用性时，我们使用该变量。（3）估计LogFees =β0+β1IFRS+β2NSegm-High +β3IFRS*NSegm-High+ε, 发现IFRS(-1.580，t= -4.57)； NSegm-High (0.807，t = 1.28)；

IFRS*NSegm-High(1.899，t = 2.27)。该结果表明和H 1A 一致采用IFRS 的公司部门复杂性越低审计费用越低。然而，结果也表明消除公司的复杂性，审计费用会降低。

参照表3，我们比较了子样本中PPE-Exposure 的最低和最高四分位数。我们发现审计费用的减少受限于样本中PPE-Exposure 的最高四分位数的公司。以最高额度披露PP&E资产的公司，交互项HC*IFRS的系数为-1.062（t=2.17），以最低额度披露PP&E资产的公司，交互项HC*IFRS的系数为0.241（t=0.53），-1.302（t=2.11）的显著差异。也就是说，采用公允价值报告的公司，审计费用的减少集中出现在那些以公允价值计量披露在外资产较多的公司，该结果和表4中对FV-Exposure 的发现是一致的。

参照表5，同样地，我们比较了子样本中英国公司和美国公司PPE-Exposure 的最低和最高四分位数。具体讲，我们用FV-High 和FV-Low （变量的含义分别表示英国公司PPE-Exposure 的最低和最高四分位数）代替了原始变量FV-UK （变量的含义是指在英国注册的公司）。该系数反映了不同公司间以公允价值计量披露资产的比例不同。FV-High 和FV-Low 的相关系数是显著负相关（FV-High=-0.59，t=7.18; FV-Low=-0.256，t=2.97），该结果与前面关于英国公司（以公允价值报告）的审计费用比美国公司（以折余成本报告）低的结论是一致的。另外，-0.335的差异是显著的（t=3.22），这表明英国公司以公允价值报告披露的资产比例越大审计费用相对较低。

（四）、以IAS40为标准的报告模型

从表4可以得到Recog 表现为显著正相关，表明在采用IFRS 后以IAS40（公允价值模式和成本模式的披露）为标准的报告模型下的审计费用是不同的。从表3中可以得到HC*IFRS的相关系数为显著负相关，这是由于以IAS40为标准的报告模型导致的，而不是因为IFRS 。我们控制了这些因素，在以前的研究中表明在些因素与公司使用公允价值模型是相关的（Quagli&Avallone 2010）。我们的主要检验为金融市场的发展提供了一个代理人。为了获取报告激励，我们又引入变量Smooth （测量公司i 的收益标准差落后于总资产的比例；来源于Thomson Reuters Worldscope）。根据这一规范的表外结果所产生的推论相对于表3中的分析没有发生改变。

（五）、排除2008年金融危机的影响

我们的主要数据来源于2001-2008年间的房地产公司。和大部分公司一样，在2008-2009年间，房地产行业也受到了全球金融危机的影响。对评估结果进行稳健性检验，在模型（1）-（4）中我们剔除了2008年的样本数据。表外结果和我们主要的分析结果是一致的。

（六）、采访房地产行业审计合伙人

为了验证我们的期望，我们对房地产行业的审计合伙人进行了电话采访。受访者主要来自四大会计事务所和欧洲地区的审计事务所。所有的审计合伙人都来自欧洲。他们最初的预

期是公允价值将会导致审计费用的增加，采访的结果表明经验显示并非如此。上述采访进一步确认了我们的预测，复杂性产生了更多的审计工作，公允价值确认产生了更多的审计工作，使用外部评估人员减少了审计工作量（因为来自评估人员的工作质量较高）。

六、结论

本文以审计费用的决定因素和公允价值报告的影响这两篇文献的研究为基础，探究了公允价值对审计费用的影响。我们既检验了应用于主营资产方面报告模型的影响，也检验了公允价值实现的四种属性：以公允价值确认和披露资产的情况、公允价值计量的复杂性、公允价值的计量方式是确认还是披露、是否使用外部评估人员。

本文研究的样本主要来自欧洲房地产公司，最终我们得到了以公允价值报告资产的公司比以折余成本报告资产的公司的审计费用低。另外，我们发现那些使用折余成本的公司，减值损失是他们产生高额审计费用的主要原因。随后，我们证明了采用公允价值计量公司的披露降低了审计费用，公允价值计量的复杂性增加了审计费用，确认比披露产生了更高的审计费用。以上结果在两个可选的设置中得到了证实。首先，我们得出英国（公允价值）房地产公司的审计费用比美国（折余成本）的低，减值损失是美国公司产生高额审计费用的主要原因。第二，我们发现在英国投资信托公司中，对于那些以公允价值报告披露在外的投资资产比例越高的公司，其审计费用越低；对于那些投资计量较复杂的公司，其审计费用较高。

总之，结果表明以公允价值报告更多披露在外的资产可以降低监控成本，如审计费用。然而，这些发现强调了公允价值报告的显著特性（公允价值的复杂性和是否在财务报表中确认）可能减弱或者甚至主导着利益。这些结果帮助准则制定者在发表审议意见时对通用财务报表中的公允价值报告作出评价，他们表明公允价值报告既可以提高决策的有用性也可以加强实施财务报表的有用性，从而有可能促进财务报告两个目标的实现。同时，这也为美国准则的制定者关于以公允价值报告房地产公司的资产问题提供了一些见解。

虽然我们使用不同的设置来加强我们研究结果的有效性，但是我们注意到结果可能不能推广，特别是在那些视公允价值为二级重要的公司及该公司的审计人员，在这些公司中公允价值计量属性的横截面数据的差异较弱。我们也注意到，尽管审计费用可以代表主要的监测和合约成本，但是这项研究的结果并不足以解决其他非审计合约的影响。因此，公允价值计量对财务报告的合约作用的影响仍然是将来一个值得研究的领域，在该领域的研究结果也将是富有成效的。

参考文献：

Andre ´, P., Broye, G ., Pong, C., & Schatt, A. (2011). Audit fees, big four premium and institutional settings: the devil is in the details! Working paper, ESSEC Business School, Paris. Ball, R., Jayaraman, S., & Shivakumar, L. (2012). Mark-to-market accounting and information asymmetry in banks. Working paper, University of Chicago, Washington University, and London Business School.

Barth, M. E. (1994). Fair value accounting: Evidence from investment securities and the market valuation of banks. The Accounting Review, 69, 1–25. Barth, M. E., Landsman, W. R., & Wahlen, J. M. (1995). Fair value accounting: Effects on banks’ earnings volatility, regulatory capital, and value of contractual cash flows. Journal of Banking &Finance, 19, 577–605.

Benston, G. J. (2006). Fair-value accounting: A cautionary tale from Enron. Journal of Accounting andPublic Policy, 25, 465–484.

Brown, S., Hillegeist, S. A., & Lo, K. (2005). Management forecasts and litigation risk. Working paper,University of British Columbia.

Chaney, P. K., Jeter, D. C., & Shivakumar, L. (2004). Self-selection of auditors and audit pricing inprivate firms. The Accounting Review, 79, 51–72.

Cotter, J., & Richardson, S. (2002). Reliability of asset revaluations: The impact of appraiser independence. Review of Accounting Studies, 7, 435–457.

Djankov, S., La Porta, R., Lopez-de-Silanes, F., & Shleifer, A. (2008). The law and economics of self-dealing. Journal of Financial Economics, 88, 430–465.

Easton, P. D., Eddey, P. H., & Harris, T. S. (1993). An investigation of revaluations of tangible longlived assets. Journal of Accounting Research, 31, 1–38.

Eccher, E. A., Ramesh, K., & Thiagarajan, S. R. (1996). Fair value disclosures by bank holding companies. Journal of Accounting and Economics, 22, 79–117.

Financial Accounting Standards Board. (2006). Statement of Financial Accounting Standards No. 157,Fair value measurements. FASB, Stamford, CT.

Francis, J. R. (1984). The effect of audit firm size on audit prices: A study of the Australian Market.Journal of Accounting and Economics, 6, 133–151.

Francis, J. R., & Wang, D. (2008). The joint effect of investor protection and big 4 audits on

earnings quality around the world. Contemporary Accounting Research, 25, 157–191.

Gow, I. D., Ormazabal, G., & Taylor, D. J. (2010). Correcting for cross-sectional and time-series dependence in accounting research. The Accounting Review, 85, 483–512.

Hackenbrack, K., & Knechel, W. R. (1997). Resource allocation decisions in audit engagements.Contemporary Accounting Research, 14, 481–500.

Hay, D. C., Knechel, W. R., & Wong, N. (2006). Audit fees: A meta-analysis of the effect of supply and demand attributes. Contemporary Accounting Research, 23, 141–191.

Hogan, C. E., & Jeter, D. C. (1998). Industry specialization by auditors. Working paper, Owen Graduate School of Management. International Accounting Standards Board. (1999). International Accounting Standard 39, financial instruments: Recognition and measurement. London, UK: IASB. International Accounting Standards Board. (2000). International Accounting Standard 40, investment property. London, UK: IASB.

International Accounting Standards Board. (2011). IFRS 13: Fair value measurement. London, UK:IASB.International Federation of Accountants. (2010). Handbook of international quality control, auditing, review, other assurance, and related services pronouncements (part I). New York, NY: IFAC.

Ireland, J. C., & Lennox, C. S. (2002). The large audit firm fee premium: a case of selectivity bias?Journal of Accounting, Auditing and Finance, 17, 73–91.

Jensen, M. C., & Meckling, W. H. (1976). Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics, 3, 305–360.

Kibel, P., & Kozyr, E. (2007). Key ratios for rating REITs and other commercial property firms. New York: Moody’s Investors Service.

Kim, J.-B., Simunic, D. A., Stein, M. T., & Yi, C. H. (2011). Voluntary audits and the cost of debt capital for privately held firms: Korean evidence. Contemporary Accounting Research, 28, 585–615.

La Porta, R., Lopez-de-Silanes, F., & Shleifer, A. (2006). What works in securities laws? Journal of Finance, 61, 1–32.

Liang, L., & Riedl, E. J. (2011). The effect of fair value versus historical cost reporting model on analyst forecast accuracy. Working paper, Syracuse University and Boston University.

Libby, R., Nelson, M. W., & Hunton, J. E. (2006). Recognition v. disclosure, auditor tolerance for

misstatement, and the reliability of stock-compensation and lease information. Journal of Accounting Research, 44, 533–560.

Muller, K. A., & Riedl, E. J. (2002). External monitoring of property appraisal estimates and information asymmetry. Journal of Accounting Research, 40, 865–881.

Muller, K. A., Riedl, E. J., & Sellhorn, T. (2011). Mandatory fair value accounting and information asymmetry: Evidence from the European real estate industry. Management Science, 57, 1138–1153.

Neter, J., Wassermann, W., & Kutner, M. H. (1985). Applied linear statistical models. Homewood, IL: Irwin. Petersen, M. A. (2009). Estimating standard errors in finance panel data sets: Comparing approaches. Review of Financial Studies, 22, 435–480.

Quagli, A., & Avallone, F. (2010). Fair value or cost model? Drivers of choice for IAS 40 in the real estate industry. European Accounting Review, 19, 461–493.

Ramanna, K., & Watts, R. L. (2010). Evidence on the use of unverifiable estimates in required goodwill impairment. Working paper, MIT and Harvard Business School.

Riedl, E. J., & Serafeim, G . (2011). Information risk and fair values: An examination of equity betas. Journal of Accounting Research, 49, 1083–1122.

Riedl, E. J., & Srinivasan, S. (2010). Signaling firm performance through financial statement presentation: An analysis using special items. Contemporary Accounting Research, 27, 289–332. Seetharaman, A., Gul, F. A., & Lynn, S. G. (2002). Litigation risk and audit fees: Evidence from UK firms cross-listed on US markets. Journal of Accounting and Economics, 33, 91–115.

Shu, S. Z. (2000). Auditor resignations: Clientele effects and legal liability. Journal of Accounting and Economics, 29, 173–205.

Simunic, D. A. (1980). The pricing of audit services: Theory and evidence. Journal of Accounting Research, 18, 161–190.

Srinidhi, B. N., & Gul, F. A. (2006). The differential effects of auditors’ nonaudit and audit fees on accrual quality. Contemporary Accounting Research, 24, 595–629.

Stice, J. D. (1991). Using financial and market information to identify pre-engagement factors associated with lawsuits against auditors. The Accounting Review, 66, 516–533.

Watts, R. L. (2006). What has the invisible hand achieved? Working paper, Massachusetts Institute of Technology.

Watts, R. L., & Zimmerman, J. L. (1986). Positive accounting theory. Englewood Cliffs, NJ: Prentice-Hall.

Wooldridge, J. M. (2009). Introductory econometrics: A modern approach (4th ed.). Mason: South-Western.