2010年5月第十三卷二期 • Vol. 13, No. 2, May 2010 審計與非審計服務之知識外溢效果 李建然 廖秀梅 黃雨頎
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第二期 1 審計與非審計服務之知識外溢效果 李建然 廖秀梅 黃雨頎 摘要 本文以2002至2004會計年度必須於年報中揭露審計及非審計公費之公司為對象，探討審計與非審計公費的交互影響，藉以瞭解會計師同時提供審計與非審計服務時，兩種服務間是否發生知識外溢效果。由於審計公費及非審計公費模型可能具有內生性及樣本有自我選擇性偏誤的問題，本文使用Hausman （1978）外生性檢定及Heckman（1979）所提出兩階段修正估計法進行實證測詴。實證結果發現，整體而言，審計公費與非審計公費呈現顯著正相關，支持審計與非審計服務間相互有知識外溢的效果。但進一步分析則發現，此種知識外溢的效果只發生在大型事務所上。 關鍵字：知識外溢、審計公費、非審計公費 ______________________ 李建然 台北大學會計系 廖秀梅 銘傳大學會計系 黃雨頎 台北大學會計系
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第二期 2 前言 近年來，由於安隆案的發生，會計師提供非審計服務對審計品質或獨立性的影響，再度成為管制機構、學術界及會計師專業界爭論的重要議題。主張會計師對同一客戶同時提供審計及非審計服務會影響會計師獨立性的理由之一，為非審計服務的提供可能會有知識外溢 (knowledge spillover) 現象，因對審計客戶同時提供非審計服務所獲得之資訊，可提高審計服務之效率，進而降低審計的成本，如果此一成本的節省全部或部分被會計師所獲得，則同時提供兩種服務就可以為事務所帶來超額利潤或經濟租金 (economic rents)。這種超額利潤有可能使會計師因為擔心失去這些購買非審計服務的審計客戶，從而喪失獨立性（Simunic, 1984；Davis et al., 1993）。但在實證上，是否有知識外溢效果的存在則尚無定論。因此，本文目的即從實證的角度，探討在台灣的環境下，會計師同時提供非審計服務是否存在知識外溢效果。本文的發現，相信對上述相關的問題及爭議能提供若干的參考資訊。 根據現有文獻，主要係透過分析非審計公費（審計公費）對審計公費（非審計公費）的影響（控制其他影響審計與非審計公費的因素），藉以推論會計師對同一客戶同時提供審計服務及非審計服務時，兩者是否有知識外溢的效果。在審計及非審計公費關係的實證研究方面，隨著研究主題及研究設計上的差異，並沒有一致的結論。根據探討審計公費研究顯示，審計公費與非審計公費呈現顯著的正相關（Simunic, 1984；Butterworth & Houghton, 1995；Ezzamel et al., 1996；Craswell & Francis, 1999；Bell et al., 2001）1。此外，若干探討非審計公費研究也發現，非審計公費與審計公費亦呈現顯著的正相關（Deberg et al., 1991；Barkess & Simnett, 1994；Craswell, 1999；Antle et al., 2002）。上述研究似乎意味著不僅非審計服務對審計服務有知識外溢效果，審計服務對非審計服務亦有知識外溢的效果。但是，Palmrose (1986b) 及Davis et al. (1993) 則發現，受查者即使不向現任會計師購買非審計服務，非審計公費與審計公費之間亦有呈現正相關的現象。他們認為非審計服務會造成公司會計或內部控制系統的改變，故審計人員需要投入額外的工作量從事審計工作，以致審計公費提高，與知識外溢無關，此一發現使得知識外溢的解釋受到挑戰。Firth (2002) 則發現審計公費與非審計公費呈正相關，並認為此一正向關係是由於受查者發生特殊事件，使得審計及非審計服務需求同時增加所致，當特殊需求不存在時，審計公費及非審計公費並無關聯性。此外，Whisenant et al.（2003）則認為由於審 1 Butterworth &Houghton (1995) 及Craswell & Francis (1999) 的研究係以澳洲的公司為研究對象，而Ezzamel et al. (1996) 則以英國公司為研究對象，其餘的研究則以美國公司為研究對象。
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第二期 3 計與非審計公費受到許多共同因素的影響2，若以單一迴歸方程式估計審計公費及非審計公費的關係，模型可能因內生性的問題而產生偏誤。因此，Whisenant et al. (2003) 以兩階段迴歸方程組修正內生性的問題，其實證結果卻發現，審計公費與非審計公費並無明顯的相關性。 在台灣相關研究方面，由於過去公費資料非屬公開資料，以致此方面的實證研究並不多見，而且主要集中於探討影響審計公費的因素3，至於非審計服務公費是否對審計公費有影響（存在知識外溢效果）的研究4，則付之厥如，更遑論有關兩者知識外溢之研究。然而，過去研究者皆以問卷方式取得公費相關資料進行研究，因而可能影響研究的內部及外部效度（internal and external validity）。此外，台灣會計師的法律責任及資本市場的發達程度遠不及美國，大型事務所的組織結構與美國的組織結構亦不盡相同5，這些因素都會影響企業及社會大眾對審計及非審計服務的需求及會計師的責任，進而影響審計及非審計公費的決定。因此，美國或其他國家的實證結論，並不一定能回答台灣相關的問題。整體而言，台灣在審計與非審計服務相互間是否存在知識外溢的效果，實有賴更多的實證證據加以回答。 本文以2002至2004會計年度必須於年報中揭露審計及非審計公費之公司為對象，探討審計與非審計公費的交互影響，藉以瞭解會計師同時提供審計與非審計服務時，兩種服務間是否發生知識外溢效果。由於審計公費及非審計公費模型可能具有內生性(即實驗變數為內生變數)，本文以聯立迴歸的方式進行Hausman（1978）外生性檢定（Hausman specification test）6及Heckman（1979）所提出兩階段修正估計法進行實證分析。 實證結果發現，台灣審計與非審計公費模型的估計並無明顯內生性的問題，無 2 Antle et al. (2002) 亦認為，會計師事務所與受查者在議定公費價格時，雙方之特性及受查者購買非審計服務的考量可能共同決定了審計及非審計的公費價格，過去研究以單一方程式模型估計兩公費之關係結果將發生偏誤。 3 林雅菁（1997）及Su（2000）以上市公司為研究對象，而馬君梅等（2003）以上櫃公司為研究對象，翁文課（1999）則包括上市及上櫃公司。 4 目前僅有翁文課 (1999) 探討事務所規模、非審計服務之提供與審計公費訂價策略之關聯性，其結果顯示非審計服務之提供與審計公費呈正相關。 5 賴春田 (2000) 指出「台灣會計師事務所組織型態為一類似計程車靠行式的組織，事務所內部審計單位各作各的，合夥的目的純粹為了降低共同費用，更甚者只是為了使用同一個國外會計師聯盟的招牌」。事務所的審計客戶多由事務所內各組別合夥會計師憑藉本身專業能力及人際關係招攬而來，審計決策及報告的簽發，亦多由負責查核組別的會計師所決定，事務所少有干涉。在此組織結構下，審計與非審計公費的決定亦多由各組的會計師決定。 6 根據Hausman外生性檢定結果來決定要採用聯立方程式 (以Two-Stage Least Square估計；簡稱2SLS) 或單一普通迴歸模型 (以Ordinary Least Square估計；簡稱OLS) 估計審計公費及非審計公費之關係。
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第二期 4 須以採用聯立方程式估計其間的關係，與美國的實證結果並不相同（Antle et al., 2002；Whisenant et al., 2003）。此外，實證結果也顯示，整體樣本呈現審計公費與非審計公費有顯著正相關，但此種知識外溢的效果只發生在大型事務所上。 本文其餘內容安排方式如下：第貳節說明本文之研究假說、研究設計及變數衡量；第參節敘述樣本的選取及資料來源；第肆節說明本文之研究結果；最後，第伍節則彙整本文的研究結論及建議。 研究假說、研究設計及變數衡量 研究假說的建立 Simunic (1984) 是第一篇針對知識外溢效果從理論及實證提出探討的學者，依其理論模型推導，若審計及非審計服務的成本函數相依時，執行非審計服務的知識，可以減少審計服務的初始成本（setup cost）或邊際成本（marginal audit cost）。而執行審計服務的知識，亦可以減少非審計服務的初始成本或邊際成本。因此，知識外溢效果會同時影響在審計公費及非審計公費的訂價上，使兩者產生關係，但審計與非公審公費的關係會隨著知識外溢所影響的成本項目，而可能呈現正相關或負相關 (請參見Simunic, 1984, , Table 1的彙整)。然而其實證結果則發現審計與非審計公費呈顯著正相關，後續若干的實證研究，大都發現審計與非審計公費呈正相關（Deberg et al., 1991；Barkess & Simnett, 1994；Butterworth & Houghton, 1995；Ezzamel et al., 1996；Craswell & Francis, 1999；Bell et al., 2001; Antle et al., 2002）。Simunic（1984）認為在假設審計服務需求具有彈性下，因為知識外溢效果降低了會計師的單位成本，當會計師把知識外溢效果產生之成本節省部分移轉給客戶，根據供需原理，客戶則會向會計師購買更多的審計服務，因而導致審計與非審計公費呈顯著正相關7。然而，Firth（1997）則假設審計市場為一完全競爭市場，認為會計師無法將提供非審計服務知識外溢所產生之成本節省保留，而必須完全移轉給客戶，反而會收取較低的審計公費，隱含審計與非審計公費應呈負相關。 雖然上述理論推論之審計及非審計公費關係並不一致，但是可確定的是會計師 7 若審計（或非審計）服務的提供所降低非審計（或審計）服務的成本，全部或部分被會計師所獲得，則同時提供兩種服務就可能為事務所帶來超額利潤或經濟租（economic rents），而此一經濟租即有可能促使會計師在同時提供審計和非審計服務時，喪失其審計獨立性 (SEC, 2000；Beck et al., 1988)。
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第二期 5 對同一客戶同時提供審計及非審計服務，會因知識外溢效果而使審計公費及非審計公費呈現顯著相關。故本研究建立研究假說如下：（對立假說） Ha：若客戶向同一會計師購買非審計服務，所支付的審計公費與非審計公費會有顯著相關。 變數衡量及橫斷面迴歸分析 根據現有文獻，探討會計師對同一客戶同時提供審計及非審計服務，兩種服務間是否彼此有知識外溢的現象，皆透過估計下列式（1）及式（2），有關審計公費（以LNAF代表之）及非審計公費（以LNNAF代表之）決定因素的的多元迴歸式進行分析（Simunic, 1984；Ezzamel et al., 1996；Firth, 1997；Antle et al., 2002；Whisenant et al., 2003）。如果非審計服務對審計服務有知識外溢的效果，則式（1）中LNNAF之係數將顯著異於0；如果審計服務對非審計服務亦有知識外溢的效果，則式（2）中LNAF之係數將顯著異於0。 LNAFi f LN N A F i | c o n （t1r）o l variablesi iΗLNNAFi f L N A F i | c o n （t2r）o l variablesi iΘ雖然多數文獻皆以單一迴歸方程式估計式（1）或式（2），但Antle et al. （2002）及Whisenant et al.（2003）認為，審計與非審計公費受到許多共同因素的影響，若以單一迴歸方程式分別估計式（1）及式（2），則可能無法完全補捉兩者之關係，無法被補捉的部分，將造成式（1）及式（2）的殘差， iΗ及 iΘ，具有相關性，進而造成審計與非審計公費係數估計的偏誤（biased）或不一致性（inconsistent）8。因此，首先本文以聯立迴歸的方式，進行Hausman（1978）外生性檢定9，根據此結果決定是否應採用聯立方程式 (以Two-Stage Least Square估計；簡稱2SLS) 或單一普通迴歸模型 (以Ordinary Least Square估計；簡稱OLS) 估計兩者之關係。有關式（1）及式（2）應變數、實驗變數及控制 8 若被懷疑的內生變數與其他自變數具有相關性，則會違反OLS殘差項獨立的假設，產生估計結果的不一致 (inconsistent) 及偏誤 (biased)。 9 Hausman（1978）外生性檢定是將化簡式（reduced form）估計的殘差值加入結構式中作為一項變數進行方程式估計，以修正可能的共同決定 (simultaneity) 問題，若殘差值顯著不為0，則代表被懷疑的變數為內生變數，需要以2SLS方法估計，反之，若殘差值不顯著，則代表無法拒絕其為外生變數，即採用單一方程模型估計 (OLS) 估計不致產生太大偏誤。
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第二期 6 變數之衡量方式說明如下： 在審計及非審計公費 (互以審計及非審計公費作為應變數及實驗變數)的衡量方面，由於文獻上皆以審計及非審計公費取對數，以緩和審計及非審計公費與自變數間非線性關係及變異數不齊一（Heteroscedasticity）的問題（Ezzamel et al., 1996；Firth, 1997；Whisenant et al., 2003），故本文亦以審計及非審計公費取對數，衡量各公司公費的大小。 在審計公費模型，式（1），的控制變數方面，除了Inverse Mills Ratio ( 1iΟ) 外，為了避免其他相關因素影響審計公費與非審計公費相關性的估計，依據相關文獻本文選取了公司規模、應收帳款及存貨合計數佔總資產的比例、子公司家數、營業損失、總資產報酬率、債本比、速動比率、新任會計師查核、會計師事務所規模及產業專家、市場別等變數作為控制變數(Simunic, 1980；Francis, 1984；Palmrose, 1986b；Craswell et al., 1995；Su, 2000；Whisenant et al., 2003；馬君梅等, 2003；陳耀宗等, 2003)。茲將其與應變數之關係說明如下：（1）根據過去文獻預期公司規模愈大，營運複雜度愈大，特定資產負債表項目（尤其是應收款項與存貨）風險愈大，愈需要進行更多的控制測詴及證實測詴程序，會計師自然會要求較高的審計公費。本文以總資產取自然對數（以LNTA代表之）衡量公司規模；分別以子公司數目（以SUBN代表之）及應收帳款及存貨的合計數佔總資產的比例（以INVREC代表之）衡量營運複雜度及特定資產負債表科目風險。（2）當受查者財務狀況及獲利能力不佳時，企業的財務風險增加，導致會計師的審計風險提高，會計師會收取較高的審計公費 (Francis, 1984；Whisenant et al., 2003)。另一方面，Craswell et al. (1995) 發現處於虧損狀態的公司較無法負擔高額的審計公費。本文分別採用總資產報酬率 (以ROA代表之) 及過去是否列報淨損（以LOSS代表之）作為衡量公司獲利能力的變數；以債本比（以DE代表之）及速動比例（以QUICK代表之）作為長、短期財務結構的衡量指標。（3）由於初次審計可能有低球競價 (low-balling) 的現象 (Simon and Francis, 1988)，因此，本文設置是否由新任會計師查核的虛擬變數（以NEWAUDIT代表之）進行控制，預期此變數對審計公費有負向影響。（4）過去學者普遍發現大型或產業專家會計師事務所享有公費溢酬，符合大型或產業專家會計師事務所提供服務存在產品差異化或審計品質較高的假設（Francis, 1984；Palmrose, 1986a；Craswell et al., 1995；Su, 2000；陳耀宗等, 2003；陳耀宗、吳姍穎, 2004）。本文先以四大/非四大的虛擬變數（以BIG代表之）來衡量事務所規模，另外，根據以前的研究文獻以會計師事務所的市場佔有率來區
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第二期 7 分事務所是否為產業專家（Palmrose, 1986a；Hogan & Jeter, 1999），鑒於台灣並非強制揭露審計公費，本文以查核事務所在某產業中客戶總資產 (取對數值) 合計數占各該產業之最大比例者作為產業專家的衡量標準（以INDSPEC代表之）。（5）上市、上櫃及興櫃公司的特性與要求申請掛牌條件並不相同10，會計師事務所在面對不同市場別的客戶，所需投入的審計努力可能也不相同，對審計公費的影響可能亦不相同（馬君梅等人，2003）。因此，本文加入兩個市場別（MARKET1及MARKET2）的虛擬變數以控制其對審計公費的影響。 在非審計公費模型，式（2），的控制變數方面，同樣地，除了 1iΟ外，根據相關研究本文選取了公司規模、子公司家數、營業損失、總資產報酬率、債本比、初次上市櫃、合併 (分割)、現金增資或發行公司債、會計師事務所規模及產業專家等變數作為控制變數（Barkess & Simnett, 1994；Firth, 1997；Whisenant et al., 2003）。茲將其與應變數之關係說明如下：（1）公司規模愈大、企業活動愈複雜，愈有可能需要外部專家的協助11，本文採取與審計公費模型相同的方式衡量公司規模（LNTA）及營運複雜度 (SUBN)。（2）財務績效差的公司比較有誘因尋求管理諮詢服務改善其財務績效。本文以總資產報酬率及前一年度是否列報損失（ROA及LOSS）作為衡量公司財務績效變數。（3）Firth (1997) 認為公司重組、併購、現金增資等特殊事件之發生會引貣客戶對非審計服務的需求。本文納入初次上市 (櫃)（以IPO代表之）、合併(分割)案（以MERGER代表之）及現金增資或發行公司債（以NEWFIN代表之）三項虛擬變數來代表公司對非審計服務的額外需求增加。（4）本文以會計師事務所規模（BIG）及是否為產業專家（INDSPEC）衡量審計人員本身是否具備提供非審計服務所需的特殊知識能力，本文預期當會計師事務所為四大或產業專家時，所投資非審計服務所需的特殊專業知識較多，會計師事務所會收取較高的非審計公費。（5）公司與股東、債權人所發生之代理成本愈高時，對會計師的獨立性要求會愈高，比較不會向提供審計服務的會計師事務所購買非審計服務。本文選擇董事持股比例（DIRSH）12及債本比（DE）作為代理成本的衡量變數，預期董事持股比例愈小、債本比愈大，代理成本愈高（Parkash & Venable, 1993；Firth, 1997）。然而，從財務規劃服務的需求觀點而言，債本比愈大的公司，向會計 10 上櫃公司的申請掛牌條件 (資本額、設立年限，獲利能力) 較上市公司要求不嚴格，而且申請為興櫃股票之公司，更無資本額、設立年限、獲利能力等之要求。 11 譬如子公司或分支機構數目愈多，對租稅服務 (包括轉撥計價、租稅天堂規劃等)、管理資訊系統服務的需求愈高。 12 由於董事的功能與監察人不同，董事在董事會有投票權，而監察人沒有，監察人的職責主要是財報的審核。因此本文DIRSH只包含董事持股比例。
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第二期 8 師購買此類服務的需求也愈大。因此，本文預期董事持股比例與非審計公費呈正相關，但不預期債本比與非審計公費間相關的方向。（6）上市、上櫃及興櫃公司的特性不同，對非審計服務的需求也不同，例如：興櫃公司的主要集中在上市櫃的輔導，而非一般諮詢服務，因此，本文亦加入兩個市場別（MARKET1及MARKET2）的虛擬變數以控制其對非審計公費的影響。 綜上所述，本研究建立兩條有關完整審計及非審計公費決定因素之實證模型如下： LNAF 0∆ 1L∆NNAF 2∆LNTA 3∆INVEREC 4∆SUBN 5∆ROA LOSSiiiiiii ∆DE a 678QUIC K ∆ Ο9 ∆N E WΗAUDIT 10∆BIG 11∆INDSPEC 12∆MARKET1iiiiii13MARKET2 (4) i141iiLNNAF 0Ε 1LΕNAF 2ΕLNTA 3SΕUBN 4ΕROA 5ΕLOSS 6ΕIPOi iiiiii7ΕMRGER 8ΕNWFIN 9ΕBIG 10ΕINDSPEC ΕDIRSH iiii11i12ΕDE 13ΕMARKET1 14ΕMARKETiI2 (5) i15Ε 1Ο Θii式中： LNAF：審計公費 (仟元計) 取自然對數； LNNAF：支付予會計師所有非審計服務公費 (仟元計) 取自然對數； LNTA：年底總資產 (仟元計) 取自然對數； INVREC：（存貨+應收帳款）/總資產； SUBN：子公司的數目； ROA：資產報酬率，定義為營業利益佔年底總資產比例； LOSS：虛擬變數。公司前一年列報本期淨損者令為1，否則為0； DE：債本比，定義為年底總負債除以股東權益； QUICK：速動比例，定義為 (流動資產-存貨-預付費用) /流動負債； NEWAUDIT：若公司當年由新任的會計師事務所查核令為1，否則為0； BIG：虛擬變數。查核人員為台灣四大會計師事務所令為1，其他為0； INDSPEC： 虛擬變數。當該查核事務所在某產業中客戶總資產 (取自然對數) 合計數佔各該產業之最大比例者令為1，否則為0； DIRSH：董事持股比例； IPO：虛擬變數。若公司當年或次年初次上市、上櫃或興櫃令為1，否則為0； MERGER：虛擬變數。若公司當年度發生合併或分割者令為1，否則為013； NEWFIN： 虛擬變數。若公司當年度現金增資或發行公司債令為1，否則為0； MARKET1：公司為上市公司者設為1，否則為0； MARKET2：公司為上櫃公司者設為1，否則為0； 1Ο：第一階段Probit迴歸式，式 (3)，所計算的Inverse Mills Ratio； 13 MERGE的資料來源為各公司在現金流量表的融資活動中所揭露合併或分割支出。
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第二期 9 樣本選取及資料來源 證期局於2002年10月3日修訂證券發行人財務報告編製準則第二十二條第一款，規定台灣公開發行公司於91會計年度貣，凡符合下列條件者必須揭露審計及非審計公費14：1.給付簽證會計師、簽證會計師所屬事務所及其關係企業之非審計公費佔審計公費之比例達四分之一以上，或非審計公費達新臺幣五十萬元以上者，應揭露審計與非審計公費金額及非審計服務內容。2.更換會計師事務所且更換年度所支付之審計公費較更換前一年度之審計公費減少者，應揭露審計公費減少金額、比例及原因。3.審計公費較前一年度減少達百分之十五以上者，應揭露審計公費減少金額、比例及原因。本文審計及非審計公費相關資料主要係由「台灣經濟新報社」(TEJ)中之「會計師審計公費資料庫」蒐集而得。 本文以91年至93年度有揭露審計及非審計公費資料之上市、上櫃及興櫃公司為樣本，利用台灣經濟新報社（TEJ）資料庫之公費資料及財務資料建構本研究所需之變數15。在篩選的過程中，由於金融保險及證券業之性質特殊，在業務上及會計報表的申報上，受到目的事業主管機關的管制，在查核上需要特殊的專門知識，且查核項目及內容均有所不同，故將其排除。此外，為確保資料截止的一致性，本文也將少數非曆年制之公司摒除在外。最後，有些公司的公費或其他變數資料不全亦予以剔除16，經上述篩選後，在未考慮公費揭露資料下，91年至93年分別有932、997及1,016家公司，但有揭露公費資料的公司，則分別有129、140及104家公司（佔%、%及%），顯示上市（櫃）公司向同一會計師購買「重大」非審計服務的比例並不高。 表一列示91年至93年各產業有無揭露公費資料的分佈情形，就全部樣本而言，有揭露公費資料的公司，資訊電子業幾乎佔了全部的一半；其次為化學業與紡織業，然二者皆不及全部之10％。若以各產業揭露公費的情形而言，則以運輸工具業揭露公費之比重最高（%），資訊電子業及橡膠輪胎業次之（分別為%及%）。造紙業、觀光與綜合業在91至93年度皆未有公司揭露公費之情事。 14 第一目所稱審計公費，係指發行人給付簽證會計師有關財務報告查核、核閱、複核、財務預測核閱及稅務簽證之公費。 15 有關財務報表變數，本文主要取自合併財務報表檔，如果公司不用編製合併報表，則取自母公司財務報表檔。 16 在TEJ公費資料庫有些樣本的審計或非審計公費為0，實際上是公司年報並未揭露非審計公費或審計公費，例如:榮化 (1704)、優群科 (3217) 百成行 (4404)、同協電子 (5460)、欣泰（8917）、東元（1504）、台達電子（2308）、雅新（2418）、新泰伸 (5017) 等公司。
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第二期 10 表一 樣本產業分佈 公費揭露 產業分佈各產業揭產業名稱 91年 92年 93年 合計 百分比露公費之有 無 有 無 有 無 (%) 比率(%) 水泥 0 8 1 7 1 9 26 食品 2 19 1 19 2 18 61 塑膠 1 22 4 21 2 23 73 紡織 2 56 4 53 1 51 167 機電 3 43 5 42 2 46 141 電線電纜 1 14 1 14 0 14 44 化學 3 44 3 49 1 52 152 玻璃陶瓷 1 7 1 7 1 7 24 造紙 0 7 0 7 0 7 21 0 鋼鐵金屬 3 27 3 27 6 24 90 橡膠輪胎 2 8 2 8 1 9 30 運輪工具 0 4 2 2 4 1 13 資訊電子 101 402 99 459 73 507 1641 營建 1 46 3 45 3 46 144 運輸 1 20 0 22 0 22 65 觀光 0 6 0 6 0 7 19 0 百貨 2 12 3 12 1 12 42 綜合 0 1 0 1 0 1 3 0 其他 6 57 8 56 6 56 190 合計 129 803 140 857 104 912 2945 a： 百分比(%)一欄為不包含金融、保險、證券業之全部市場的產業分佈，各產業揭露公費之比率(%)一欄係指各產業有揭露公費的公司佔該產業公司數目的比例。 實證結果 樣本敘述統計量 首先將有揭露公費公司樣本相關研究變數之敘述統計量彙整於表二。由表二可以看出，審計公費平均數約為2,661千元（中位數為2,040千元），非審計公費平均數約為1,407千元（中位數為1,084千元），大體上而言，不論以平均數或中位數衡量，審計與非審計公費佔總公費比例分別大約為65%及35%。其他值得一提的是，樣本中有89%的觀察值是四大會計師事務所的客戶，有48%的公司當年或次年要初次上市 (上櫃或興櫃)，有38%的公司當年度曾發生現金增資
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第二期 11 或發行公司債的事件。 表二 有揭露公費公司各變數之敘述性統計量 變數 平均數 中位數 標準差 極大值 極小值 公費變數： 審計公費(千元) LNAF 非審計公費(千元) LNNAF 其他變數： LNTA INVREC SUBN ROA LOSS DE DIRSH QUICK NEWAUDIT BIG INDSPEC IPO MERGE NEWFIN MARKET1 MARKET2 1Ο LNAF：審計公費(仟元計)取自然對數； LNNAF：支付予會計師所有非審計服務公費(仟元計)取自然對數； LNTA：年底總資產(仟元計)取自然對數; SUBN：子公司數目； INVREC：(存貨+應收帳款)/總資產； ROA：資產報酬率，定義為營業利益/年底總資產; LOSS：虛擬變數。公司前一年列報本期淨損者令為1，否則為0; DE：債本比，定義為年底總負債/股東權益; DIRSH：董事持股比例； QUICK：速動比例，定義為(流動資產-存貨-預付費用)/流動負債; NEWAUDIT：若公司當年由新的會計師事務所查核令為1，否則為0； BIG：虛擬變數。查核人員為台灣四大事務所令為1，其他為0; INDSPEC：虛擬變數。當該查核事務所在某產業中客戶總資產(取自然對數)合計數佔各該產業之最大比例者令為1，否則為0; IPO：虛擬變數。若公司當年或次年上市、上櫃或興櫃令為1，否則為0 ; MERGER：虛擬變數。若公司當年度董事會通過合併(分割)案或正式合併(分割)者令為1，否則為0 ; NEWFIN：虛擬變數。若公司當年度現金增資或發行公司債令為1，否則為0; MARKET1：公司是上市者設為1，否則為0； MARKET2：公司是上櫃者設為1，否則為0； 1Ο：第一階段Probit迴歸式所計算的Inverse Mills Ratio；
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第二期 12 表三列示應變數與自變數間及各自變數間之Pearson相關係數，從表四可發現，審計與非審計公費間呈現顯著的正相關（），而各自變數之間的相關係數並不高，多數的相關係數在以下。此外，本文另以變異數膨脹因子（variance inflation factor，簡稱VIF）作為輔助判斷自變數間是否存在共線性的標準。分析結果發現在審計及非審計公費迴歸模式，大部分自變數的VIF值均介於1與3之間，整體而言，自變數間線性重合問題應不致太嚴重。 多變量迴歸分析結果 首先將模型（4）及模型（5）之Hausman（1978）檢定結果列示於表四。從表四可發現，在兩條公費模型之中殘差值變數 (Resid_NAF與Resid_AF) 均不顯著異於零，故兩公費模型皆無法拒絕其為外生性之假設。換言之，審計與非審計公費模型雖有若干相同的決定因素，但兩種公費並未有內生性的問題存在，故分別對單一模型，使用OLS估計其關係，應不致產生明顯之偏誤或不一致性。此與美國的實證結果並不相同（Antle et al., 2002；Whisenant et al., 2003），這或許是反應影響公費的因素，在台灣環境下，與美國存有重大的差異，例如台灣的公費多以固定公費方式訂定，而美國則多以變動公費方式加以訂定，因而導致模型（4）及模型（5）內生性之問題並不嚴重。
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第二期 13 表三 有揭露公費樣本之Pearson相關係數矩陣 LNAF LNNAF LNTA INVREC SUBN ROA LOSS DE QUICK BIG INDSPEC DIRSH IPO MERGE NEWFIN MARKET1 LNNAF ** LNTA ** ** INVREC ** SUBN ** ** ** ROA ** ** ** LOSS ** ** DE ** ** ** ** QUICK ** ** * ** ** ** BIG ** ** * INDSPEC * * * * ** DIRSH ** ** ** ** ** ** ** IPO * ** ** ** ** ** ** ** ** MERGE * * * * ** NEWFIN * * MARKET1 ** ** ** ** ** ** * ** ** ** ** MARKET2 ** ** * ** * ** **與*分別代表1％、5％的顯著水準。 變數說明詳列表三。
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第二期 14 表四 審計及非審計公費模型Hausman外生性檢定結果 LNAF 0∆ L∆NNAF ∆LNTA ∆INVEREC ∆SUBN ∆ROA LOSSi 1 i2 i3 i4 i5i 6iDEaQUICK ∆NEWAUDIT ∆BIG ∆INDSPEC ∆MARKET 7∆i8 i∆9 i Η10i11i121i13MARKET214RESID_NAFiiiLNNAF 0Ε LΕNAF ΕLNTA ΕSUBNROA ΕLOSS ΕIPOi 1 i 2i3 i 4i5 i6i7EGR 8ΕNEWFIN 9ΕBIG 10ΕINDSPEC 11ΕDIRSH ΕDE Εiiiii12i13MARKET1I 14ΕMARKET2 15ΕRESID_AF Θiii 審計公費模型 非審計公費模型 變 預 期 預期 數 t值 符號係數 符號係數 t值 截距項 ? ? LNNAF ? LNAF ? LNTA + + INVREC + SUBN + + ROA ? - LOSS ? + DE + ? QUICK - NEWAUDIT - IPO + MERGE + NEWFIN + BIG + + INDSPEC + + DIRSH + MARKET1 ? ? MARKET2 ? ? RESID_NAF ? RESID_AF ? Adjusted R2(%) F 值 * ** * ** ***、**與*分別代表1％、5％與10％的顯著水準。 Resid_NAF代表非審計公費模型化簡式所估計的殘差值，Resid_AF代表審計公費模型化簡式所估計的殘差值，其餘變數說明詳列表三。
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第二期 15 由於表四顯示模型（4）及模型（5）並無內生性的問題，故無須以採用聯立方程式估計其間的關係17。茲將審計公費模型及非審計公費模型以單一方程式的估計結果分別彙整於表五及表六。從模型（4）及模型（5）估計的結果顯示，非審計公費（LNNAF）的係數（ 1∆）及審計公費（LNAF）的係數（ 1Ε）皆為正，而且顯著大於0（其p值皆小於1%）。這樣的實證結果意味著在台灣的環境下，不但非審計服務對審計服務有知識外溢效果，審計服務對非審計服務也有知識外溢效果，並使得審計與非審計公費間呈現正相關。此結果與國外多數文獻發現一樣（Simunic, 1984；Deberg et al., 1991；Barkess & Simnett, 1994；Butterworth & Houghton, 1995；Ezzamel et al., 1996；Craswell & Francis, 1999；Bell et al., 2001; Antle et al., 2002），顯示客戶向同一會計師事務所同時購買審計和非審計服務時，支付的審計及非審計公費，要顯著高於只購買審計服務的客戶所支付的審計公費，這樣的實證結果似乎是符合Simunic（1984）的推論。Simunic（1984）認為在假設審計服務需求具有彈性下，因為知識外溢效果降低了會計師的單位成本，當會計師把知識外溢效果產生之成本節省部分移轉給客戶，根據供需原理，客戶則會向會計師購買更多的審計服務，因而導致審計與非審計公費呈顯著正相關。 在控制變數方面，表五的結果顯示，資產總額 (LNTA)、營運複雜度 (SUBN) 對審計公費有顯著影響。表示公司規模愈大，公司營運愈趨複雜時，審計公費會愈高，此結果與預期符號及以前研究結果一致。另外，審計公費與新任的會計師事務所查核虛擬變數（NEWAUDIT）呈顯著負相關，與市場別虛擬變數（Market1及Market2）呈顯著正相關，顯示審計初期有low-balling的現象存在及上市、上櫃及興櫃公司的審計公費有顯著的差異。至於代表審計風險的四個變數（ROA、LOSS、DE、QUICK）及會計師事務所屬性變數 (BIG、INDSPEC）對審計公費則無影響，故無法推論審計風險提高，及四大會計師事務所可收取較高的審計公費。至於在非審計公費方面，表六結果顯示，非審計公費與營運複雜度（SUBN）呈顯著的正向關係，顯示當公司營運複雜愈趨複雜時，對非審計服務的需求愈大，支付非審計公費的金額會愈大。另外，在公司特定事項而引發非審計服務的特殊需求方面，當未考慮自我選擇偏誤問題時(沒有加入 1Ο)，實證結果顯示初次上市（櫃）（IPO）及發生購併（或分割）（MERGER）變數與非審計公費呈顯著的正向關係，但考慮自我選擇偏 17 本文參考Maddala（1992，P355-397），只有當模型的實驗變數（例如本文的審計公費與非審計公費）是內生變數，才需要以聯立方程式估計參數，否則OLS估計即可。
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第二期 16 誤問題後 (有加入 1Ο)，這些變數則變成不顯著。至於在會計師事務所的屬性變數方面，非審計公費與事務所規模（BIG）呈顯著的正向關係，但與會計師事務所是否屬產業專家（INDSPEC）則無顯著關係。顯示四大享有非審計公費溢酬，但是身為產業專家的事務所反而沒有收取較高公費的情形，可能意味著事務所投資之產業知識，尚不足以成為其調高非審計公費價格的利基。最後，非審計公費與上櫃虛擬變數呈顯著負相關，顯示上櫃公司的非審計公費明顯低於上市及興櫃公司。 表五 審計公費模型之迴歸結果 LNAF 0∆ ∆LNNAF ∆LNTA 3∆INVEREC ∆SUBN ∆ROALOSS i 1i2ii4i5i6i 7∆DE a 8QU I C ∆K Ο9 ∆N EΗWAUD I T 10∆BIG 11∆INDSPE C 12∆MARKE1Tiiiiii13MARKE2Ti141ii變 數預期 符號係數 t值 截距項 ? * ** LNNAF ? * ** LNTA + * ** INVREC + SUBN + * * ROA ? LOSS ? DE + QUICK - NEWAUDIT - * * BIG + INDSPEC + MARKET1 ? * MARKET2 ? * ** Adjusted R2(%) F 值 * ** ***、**與*分別代表1％、5％與10％的顯著水準。 變數說明詳列表三。
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第二期 17 表六 非審計公費模型之迴歸結果 LNNAFi 0Ε LΕNAFi ΕLNTAi SΕUBNi ΕROAi ΕLOSSiΕIPOM 123456i 7RGERi8NWFINi9BIG10IN D SPΟEC Θ11DIRSH12ΕDE Ε Ε13 Ε Ε Ε12 Ε MARKETMiiiiI14ARKETi15Ε 1ii變 數預期 符號係數 t值 截距項 ? * ** LNAF ? * ** LNTA + SUBN + * ** ROA - LOSS + IPO + * MERGE + * ** NEWFIN + BIG + * ** INDSPEC + DIRSH + DE ? MARKET1 ? MARKET2 ? * * 1Ο ? Adjusted R2 F 值 * ** ***、**與*分別代表1％、5％與10％的顯著水準。 變數說明詳列表三。 此外，根據過去學者認為審計和非審計公費之正向關係可能受其他原因影響，或與知識外溢無關，本文接下來針對這些可能原因做進一步測詴： （1） Firth (2002) 認為審計公費與非審計公費呈正相關，是由於受查者發生特殊事件，使得審計及非審計服務需求同時增加所致，當特殊需求不存在時，審計公費及非審計公費並無關聯性。為探討審計和非審計公費之正向關係是否因特殊事件所造成，本文根據受查者是否有發生特殊事件（公司發生初次上市 (櫃)、合併 (分割) 案或現金增資或發行公司債等特殊事件）分割樣本（各為255及118個觀測值），重複式（4）及式（5）之估計，結果發現，不論是受查者有沒有發生特殊事件，審計與非審計公費仍呈顯著正相關；換言之，審計公費與非審計
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第二期 18 公費呈正相關，不全是由受查者發生特殊事件所引貣。 （2） Abdel–Khalik (1990) 指出審計和非審計服務的正向關聯性係因客戶規模所致，因為大公司支付較高的審計和非審計公費。因此，本文依總資產中位數以二分法分割樣本，重複式（4）及式（5）之估計。結果發現無論在大小兩客戶群中，審計與非審計公費仍呈顯著正相關。經過上述的測詴，本文可排除審計和非審計公費之正向關係完全係由受查者發生特殊事件或規模所造成的18。 （3） Whisenant et al. (2003) 認為與非大型會計師事務所相比，大型會計師事務對審計與非審計服務投資所產生的規模經濟應較為顯著，同時提供兩種服務產生的綜效及知識外溢效果亦應更顯著。因此，本文將樣本以是否為四大會計師事務所的客戶加以區分（各為333及40個觀察值），並刪除BIG之虛擬變數，重複式（4）及式（5）之估計。結果發現，只有在四大事務所客戶的子樣本，審計與非審計公費呈顯著正相關；而非四大事務客戶的子樣本則無此現象。本文推測此乃由於台灣非四大事務所之非審計服務內容，多為工商登記、上市櫃輔導及其他一般性的非審計服務，而較少為真正關於財務、營運、稅務及資訊系統建置上的諮詢服務，因此較不易發生知識外溢效果。 其他敏感度測詴 為增加本研究結論的穩健性，本文另進行下列之敏感性測詴：（為節省篇幅，實證結果表格不另行列表）： （1） 依非審計公費佔總公費比例分割樣本 由於非審計佔總公費比率偏高的公司，會計師投入非審計服務的人力與時間更多，所產生的知識外溢現象應較非審計佔總公費比率偏低的公司顯著。因此，本文參考Whisenant et al. (2003) 之作法，依非審計公費佔總公費比率的大小分成兩個子樣本，重複式（4）及式（5）之估計。結果發現無論是高或低非審計公費組的公司都具有知識外溢效果。 18 此外，Palmrose (1986b) 指出受查者即使不向現任會計師購買非審計服務，非審計公費與審計公費之間亦有呈現正相關的現象，由於受限於無法取得受查者不向現任會計師購買非審計服務的審計及非審計公費的相關資料，因此，我們無法排除是否有這種現象之可能性。
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第二期 19 （2） 區分非審計服務的類型 Beck et al. (1988) 認為非重複性服務由於知識外溢可能為短暫的，會計師比較不可能給予受查者公費上的折扣。因此認為知識外溢效果應只發生於重複性的非審計服務上，一次性質的非審計服務則無或較小。故參考Beck et al. (1988) 及Parkash & Venable (1993) 將稅務服務、資訊系統、退休金精算等服務歸類為重複性 (RECUR) 服務，將其他非審計服務歸類為非重複性 (NONRECUR) 服務。結果發現無論重複性或非重複性的非審計公費都具有知識外溢效果。 （3） 依IPO分割樣本 由於有揭露公費資料中，IPO公司幾乎佔了全部的一半，為了避免IPO因素影響研究結果。因此，本文將樣本分成IPO公司及非IPO公司兩個子樣本（各為180及193個觀察值），重複式（4）及式（5）之估計。結果發現無論是IPO公司及非IPO公司都具有知識外溢效果，顯示本文結果並未受到IPO因素所影響。 （4） 依產業別分割樣本 由於有揭露公費資料中，資訊電子業幾乎佔了全部的一半，為了避免不同產業之差異性影響研究結果。因此，本文將樣本分成電子資訊業及非電子資訊業兩個子樣本（各為273及100個觀察值），重複式（4）及式（5）之估計。結果發現無論是電子資訊業及非電子資訊業都具有知識外溢效果，顯示本文結果並未受到不同產業差異性所影響。 （5） 刪除極端值 為了避免極端值（outlier）對實證結果的影響，本文剔除自變數超過該自變數標準差三倍的觀察值，共剔除31個觀察值，結果發現無論是審計公費及非審計公費模型仍具有知識外溢效果，前述結論不受極端值的影響。
中華管理評論國際學報‧第十三卷‧第二期 20 結論與建議 會計師提供非審計服務對審計品質或獨立性的影響，一直是台灣外備受關注及爭議的問題，主張會計師提供非審計服務對審計品質或獨立性有負面影響的理由之一，為非審計服務的提供可能會有知識外溢現象，由於生產效率所產生的成本節省，可能導致會計師享有經濟租，進而損及會計師之獨立性或審計品質。因此，審計服務與非審計服務間是否有知識外溢效果存在，一直都是學術及主管機關關注的焦點。 由於台灣過去審計與非審計公費並非公開的資訊，而會計師事務所又將其視為機密資料，使得審計及非審計公費的相關研究並不多見，更遑論有關兩者知識外溢之研究。本文以2002至2004會計年度必須於年報中揭露審計及非審計公費之公司為對象，探討審計與非審計公費的交互影響，藉以瞭解會計師同時提供審計與非審計服務時，兩種服務間是否發生知識外溢效果。本文主要貢獻在於驗證台灣審計服務市場中，會計師同時對客戶提供審計及非審計服務是否彼此會產生知識外溢效果，除了彌補台灣有關在審計與非審計服務知識外溢相關研究的缺漏外，在研究設計上，亦考量樣本存在內生性及自我選擇可能的偏誤。相信本文的實證結果及研究設計，在非審計服務對審計獨立性或審計品質影響的爭議及未來研究方向上，應能提供若干的參考價值。 實證結果發現，台灣審計與非審計公費模型的估計並無明顯內生性的問題，無須以採用聯立方程式估計其間的關係，與美國的實證結果並不相同（Antle et al., 2002；Whisenant et al., 2003）。此外，實證結果也顯示，整體樣本呈現審計公費與非審計公費有顯著正相關，但此種知識外溢的效果只發生在大型事務所上。換言之，實證結果支持當大型事務所對同一審計客戶提供非審計服務時，審計及非審計服務間相互有知識外溢的效果。
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