同时，王振林（2002）、李连军（2004）和漆江娜等（2004）研究发现，除了国际四大事务所（指四大与国内合作所，下同）外，国内十大事务所与国内五大会计师事务所都收取了一定的审计声誉溢价。国内事务所声誉的鉴别，从收入排名来判断，排名应当具有一定的稳定性和持续性，才能发挥质量鉴别的作用。在前10家事务所中，2002—2007比较稳定的排名有：上海立信（立信，国内5次第一，一次第二），岳华（连续6年国内前4名），中瑞华恒信（连续6次国内前6名），信用中和（连续6年国内前5），中审（连续6年国内前6），这5家事务所排名稳定，每年的声誉价值能够被客户较为稳定的评价。所以本文采用国内5大的声誉标准。10大内其他事务所排名波动较大，没有稳定性，声誉价值难以被客户所评价。如果收入排名没有稳定的预期，审计师的担保作用难以发挥，所以其他事务所不再进行专门考察。
这样，本文将考察的审计师声誉类别包括：国际四大（不含安永大华），国际四大（含安永大华），安永大华，国内5大，其他。
同时，Francis.J.and D.Wang（2008）认为国际四大的声誉具有其他事务所所不具有的特征，审计师声誉的四大与非四大的两分法具有其他划分方法所不能代替的作用。王鹏、王咏梅（2006）的研究发现，中国资本市场确实更认同信誉好的“四大”会计师事务所的审计质量。所以，本文为了更加稳健的考虑，在对审计师声誉划分了较多的审计师声誉类型的同时，将更重视对国际四大与国内事务所之间的声誉差异所产生的影响进行研究。
（三）代理成本
本文使用管理费用和销售费用之和与营业总收入的比值（OMR）来衡量代理成本。
Ang et al.（2000），Singh and Davidson（2003），and M Firth et al（2008）使用两个变量衡量代理成本，一是营业费用和管理费用之和与总收入的比值作为代理成本的替代变量。二是资产周转率。经营费用和管理费用有助于销售活动，组织和管理经营和生产，并包括董事会的相关费用。在经营管理费用项目下的额外的开支归因于管理者的决定，这种决定与代理成本正相关。因此，较高的代理成本导致较高的销售费用率。较低的资产周转率反映了资源和非生产性资产投资的低效率。由于两种代理成本比率与行业有着较大的关系，所以在模型中要使用行业变量作为控制变量。
吕长江，张艳秋（2002）用经营费用率（管理费用率、营业费用率）和总资产周转率作为计量代理成本的替代变量，并验证了上述变量在研究我国上市公司代理成本时的有效性。吕长江等将代理成本分为实物消费和闲暇消费两种形式。实物消费一般表现为购买高档消费品、装修办公室等方面的支出，由于这种支出通常被计入管理费用，这些费用的发生以及费用额度与实物消费行为密切相关，管理费用率越高，即代理成本越大。另一种代理成本形式是闲暇消费，闲暇消费是指经理人员用闲暇享受代替努力工作，这是一种代理人决策与使委托人福利最大化决策之间偏差所造成的委托人财富损失，导致同样资产规模下企业收人能力下降，总资产周转率越低，代理成本越大。
周泽将（2008）使用营业管理费用率和资产周转率研究了第一大股东持股比例对于代理成本的影响，结论显示在国有企业中，无论使用营业管理费用率还是资产周转率作为代理变量，第一大股东持股比例均与代理成本负相关，而非国有企业仅在以资产周转率为代理变量时有着显著的负相关关系。文章选用营业费用与管理费用之和占销售收入的比例作为代理成本的代理变量，认为管理费用包括了企业管理层的工资以及在职消费等实实在在的利益，而营业费用包括了广告等销售费用，管理层可以利用营业费用隐藏额外补贴，从而产生了代理成本。
宋力，韩亮亮（2005）认为营业费用一般包括运输费、装卸费和包装费等，与代理成本的关系并不密切，所以只使用管理费用率与总资产周转率来衡量代理成本。
作者比较认为同大多数的做法，除了管理费用之外，销售费用（营业费用）也包括了企业管理层可能的在职消费的成本，所以本文采用使用较多的管理费用和销售费用（营业费用在2006年新的会计准则之后称为销售费用）之和与营业总收入的比值（OMR）来衡量代理成本（AGENCY COSTS）。
由于总资产周转率在审计定价的研究中，又可以作为审计努力程度的替代变量（Chaney，et al，2004），在相同的资产的情况下，资产周转率越高，业务复杂程度高，会计信息处理的工作量较大，审计业务工作量也较大，所以资产周转率越高审计费用越高。由于资产周转率对审计费用同时具有两方面的作用，该变量中的增加审计业务量而增加审计费用的作用没有办法加以控制或者区分，所以本文不适用资产周率来衡量代理成本与审计定价之间的关系。
（四）投资者监督能力
本文使用股权制衡指标表示。
投资者监督指的是股东对公司管理层提供的会计信息的质量进行的监督。考虑到我国的实际情况，股权相对比较集中（样本中将近80%的上市公司第一大股东持股比例在25%以上），这些股权相对集中的公司的第一大股东拥有对管理层较大的控制能力。由于第一大股东对公司拥有更多的信息，信息不对称主要表现在外部股东的信息缺乏。这些信息缺乏的“外部股东”（除第一大股东之外的其他股东或者中小股东）投资者便对会计报表信息有着较大的依赖性，并有动机监督会计信息质量，形成对包括审计质量在内的会计信息质量的监督。因此，本文所说的投资者监督监督主要是指第一大股东之外的投资人对与管理层或者管理层—股东的监督。
Alchain和Demsetz（1972）指出，所有权分散提高了对管理政策施加影响、特别是更换管理层所需的代理权的转让成本，因此，所有者对管理层行为的约束与所有权分散度成反比例关系。Fama（1980）认为，上市公司股权的分散对风险分散的资产配置是有益的，但是结果造成了证券持有者过于多样化的拥有许多企业的产权债券，以至于对某个个别企业没有多少兴趣。因此，持股比例过小的外部股东参与公司审计质量监督的动力不足，本文主要考察2—5大股东对第一大股东以及相应的管理层的监督，即主要从2—5大股东的股权制衡度方面进行考察。
近年来有不少对股权制衡相关的研究。
王奇波，宋常（2006）通过对国外股权制衡相关文献进行综述后认为，股权制衡有助于限制大股东对小股东的掠夺行为，减少控制权溢价，对企业的绩效有正面的影响。
王跃堂，朱林，陈世敏（2008）认为在具有股权制衡结构的公司，其他大股东可以有效地对第一大股东发挥监督制衡作用。并认为一般来说，持股比例较大的第二至第五大股东除非与第一大股东勾结，没有能力去攫取小股东利益，同时也是第一大股东的剥削对象。因此，在一定的有利股权结构下（股权相对分散），他们有参与监督的激励机制。同时，由于持股相对来说较多，有可能进入董事会，从而有机会参与监督管理。该文章采用虚拟变量作为股权制衡的替代变量，当样本公司第一大股东的的持股比例与后四大股东的持股比例的比值超过行业中位数时取值为1，否则为0.该指标为1表明公司缺乏制衡。
徐莉萍，辛宇，陈工孟（2006）则考察了外部大股东对第一大股东的制衡，该文“外部大股东”是指直接或者间接持有上市公司发行在外股份的5%或者以上的上市公司股东。
文芳（2008）对公司，也采用第二至第五大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值，作为股权制衡度指标之一。
本文认为王跃堂，朱林，陈世敏（2008）的方法比较全面，考虑了不同行业对股权制衡的影响，不同行业的公司的集中度不一样，股权制衡度也有着不同的特点。本文采用王跃堂，朱林，陈世敏（2008）文章中的股权制衡度的衡量方法。BALD=1，当样本公司后四大股东的持股比例与第一大股东的的持股比例的比值超过行业中位数时取值为1，否则为0。同时，将后四大股东的持股比例与第一大股东的的持股比例BAL作为备选指标。
（五）法律环境指标
法律环境的完善程度指标，借鉴樊纲、王小鲁和朱恒鹏（2006）编制的《中国市场化指数》中各地区的“市场中介组织和法律制度环境”指标。
辛宇、徐莉萍（2007）认为指数中的法律制度环境和司法效率相关。并认为我国是一个中央集权的国家，各地区适用统一的法律，单纯从法律制度差异上没有办法刻画各地区之间的投资者保护程度的差异。该文章认为各地区市场化程度的不同、政府治理和投资环境的差异导致了各地区执法有效性的差异，而执法有效性是我国法制建设的关键所在。
刘爱松（2008）用该指标衡量各地法律环境的差异对审计师的影响，通过实证检验认为法律环境指数对较大的9大的实际审计质量有着一定的影响。
参照上述文章作法，本文采用用该指标来衡量中国上市公司所属省份的法律环境的完善程度。
6.2.3控制变量
根据Simunic（1980）的模型，审计定价包括审计资源成本和风险溢价两个部分，所以审计定价模型都把资产规模作为审计资源成本（即审计师的审计工作量）作为重要的变量，以控制审计工作量对审计定价的影响。
同时，上市公司面临的经营环境或者监管环境可能会因为不同的行业或者年份而不同，这些都会对上市公司的重大错报风险产生影响，从而影响到审计师的审计定价。所以本文将年度变量和行业变量作为控制变量。
我国现阶段审计收费方法主要有两种：计件收费和计时收费。使用这两种方法计算审计收费时所采用的标准表现出了地区之间、事务所之间以及审计人员之间的差异。如：北京市1000万元以下划为一个档次，而安徽省1000万元以下划为三个档次；北京市1亿元以上划为三个档次，而安徽省1亿元以上只划为一个档次；深圳和厦门主任会计师的收费标准是每小时400元，福建只有每小时160元（《会计师事务所审计收费监管问题研究》课题组，2005）。所以审计定价与地区之间的关系很大。张继勋，徐奕（2005）的文章认为，由于我国各地经济发展不平衡，地域因素可能对审计收费有明显的影响。经济发达地区审计收费可能会比较高，而经济欠发达地区审计收费可能会比较低。该文章的实证检验验证了地域因素确实会影响审计定价，而且在1%水平上显著。本文采用同样的方法，以年人均国内生产总值由高到低的顺序排列，最高者为1，最低者为31，以控制地域因素对审计定价的影响。在国内研究审计定价的文章中，很多都控制了上市公司所处的地域对审计定价的影响，如李爽，吴溪（2004）采用公司是否属于样本公司注册地为北京、上海、天津、广东（含深圳）或浙江则地域变量为1，但是该文章该变量不显著，可能因为该文章的衡量方法过于简单。说明地域变量的衡量方法也是很重要的。张继勋，徐奕（2005）的地域变量的衡量方法李爽，吴溪（2004）更为精确的方法，并且得到了实证检验的证实，本文按照张继勋，徐奕（2005）的方法进行衡量。
第三节样本选取和描述性统计
（一）样本收集
由于审计收费的公开披露时间是从2001年开始的，所以样本涉及的时间段为2001开始。考虑数据的可得性，选取2001—2007年这一时间段的数据。
由于境内外审计中，如果同为一家事务所进行审计，有可能会降低审计成本；同时审计师面临A股以外的双重上市的公司进行审计，面临的监管环境和法律风险是不同的，为了降低检验的复杂性，仿照李爽，吴溪（2004）的做法，本文样本剔除双重上市公司数据。
与第五章的原因相同，剔除金融类上市公司样本。
在代理成本相关检验中，剔除管理费用和销售费用合计小于或者等于0的样本，去掉1%的两端异端值。
（二）描述性统计
可以看到，非标准审计意见的比例占到10.6%，三种非标审计意见中，无保留意见加强调事项段的占到5.53%，其次是保留意见，占3.38%，无法表示意见、或者否定意见、或者拒绝表示意见的审计报告，占1.68%。审计报告中，被审计师提及持续经营疑虑的公司比例占4.23%。
在审计师类别中，国际四大（含安永大华）为4.26%，国际四大（不含安永大华）为2.62%，国内五大样本占比10.36%。
衡量市场价格波动程度的β系数平均为1.05%，说明样本公司的稍微高于总体样本。样本公司现金流量为负值的公司比例占到21.11%，净资产收益率低于4%的公司占到37.52%，总资产收益率为-33.01%（剔除上下1%极端值之后平均为2.506%，本章的回归剔除上下1%极端值后，检验结果不影响基本结论）。