CEO自戀與公司審計費用

許為賓，魏麗霞，喬朋華

(1.貴州大學 管理學院，貴州 貴陽 550025；2.昆明理工大學 管理與經(jīng)濟學院，云南 昆明 650031)

一、引言

公司審計費用的前置動因一直是審計研究領域關注的重要問題之一。已有研究主要考察了公司外部約束機制、內部治理機制以及CEO個體背景特征等對公司審計費用的影響。在外部約束機制方面，既有研究集中于媒體關注[1]、分析師預測[2]、社會關系[3]等對公司審計費用的影響。在內部治理方面，學者們關注了高管權力[4]、CEO薪酬[5]、員工持股[6]等對審計費用的影響。近年來，學者們開始關注CEO個體背景特征(如性別、年齡、學歷、任期等)對公司審計費用的影響[7]。

這些研究為理解公司審計費用的前置動因提供了有價值的解釋。但事實上，除了上述內外部治理因素的影響外，公司審計費用與審計工作的復雜程度和審計風險密切相關，而審計風險在很大程度上又受CEO決策行為的影響。心理學實驗表明，個體決策行為往往會受到其心理特質的影響[8]，因此，有必要從CEO心理特質出發(fā)來理解企業(yè)審計費用的前置動因問題。

在現(xiàn)代企業(yè)中，CEO處于公司科層組織結構體系的頂端，是企業(yè)戰(zhàn)略決策的主要制定者和執(zhí)行者，CEO的心理特質和行為方式會直接影響其做出的企業(yè)決策。在CEO個性與組織發(fā)展的研究中，自戀作為一種反映個體過度自信并極度渴求權力和贊賞的人格特征[9]，引起了學者們的廣泛關注。但現(xiàn)有研究尚未達成一致性結論，如紀煬等的研究認為自戀型的CEO有更高的風險承擔魄力，從而有利于組織創(chuàng)新[10]，而Foster和Trimm的研究則認為CEO自戀對組織發(fā)展具有破壞性影響，其風險偏好更高，在做決策時更喜歡冒險或存在更多的財務欺詐行為，對組織的經(jīng)濟后果具有消極甚至是破壞性的影響[11]。也有研究認為，自戀型CEO對企業(yè)經(jīng)濟后果的影響是不確定的[8]。

可見，雖然關于自戀型CEO對企業(yè)行為影響的研究取得了一些成果，但關于自戀型CEO如何影響公司審計費用的文獻尚不多見。同時，現(xiàn)有關于CEO自戀的研究主要是基于歐美發(fā)達國家情境展開的，可能存在變量測量方面的噪音和瑕疵。且囿于概念模糊性、數(shù)據(jù)可得性等因素，國內關于CEO自戀的文獻較為零散，尚處于概念引入和思辨研究階段，系統(tǒng)性的研究體系和實證分析相對缺乏。

為彌補上述研究不足，本文將采用2008—2018年我國A股上市公司的非平衡面板數(shù)據(jù)為研究樣本，探究在中國文化背景下，自戀型CEO是如何影響公司審計費用的，其作用邊界和作用機理是什么。本文可能的邊際貢獻有：一是擬基于高階梯隊理論，剖析我國資本市場中CEO自戀與審計費用的內在聯(lián)系，將CEO個體特征聚焦到自戀這一“隱性”特征層面，從人格特征角度補充和豐富關于CEO自戀研究的文獻，從實證方面提供CEO自戀對審計費用影響的經(jīng)驗證據(jù)。二是將進一步剖析CEO自戀對審計費用的影響機制和影響效應，這有助于拓展對CEO自戀影響機制的理解和對影響效應的邊界條件的認識。三是中國與歐美國家有著不同的文化和制度背景，各自對CEO自戀和管理風格的理解也不盡相同，若完全挪用西方的測量方法，易造成概念邊界的不一致，因此，本文將使用較為新穎的視頻打分法對中國公司的CEO自戀進行自戀調查，這有助于為后續(xù)該領域的研究提供可靠借鑒的測量方法。

二、理論分析與研究假設

(一)CEO自戀與審計費用

高階梯隊理論以人的有限理性為前提，認為異質性的領導者會做出不同的企業(yè)決策行為[12]。自戀的CEO通常有以下三個特征：一是對自己的能力非常自信，并且總能展現(xiàn)出一種有效領導者的形象[10]；二是高度在意他人的關注與崇拜，當無法獲得外部激勵時還會采取極端方式以滿足高度膨脹的自我觀[13]；三是控制欲強，希望能掌控一切[14]。這些特質會導致自戀的CEO更有可能做出與常規(guī)企業(yè)差異度較高的戰(zhàn)略決策。而高度差異化的戰(zhàn)略決策會使得審計師在對公司進行審計時耗費更多的資源投入和面臨更高的審計風險。因此，會計師事務所會索取更高的審計費用作為對審計投入和審計風險的補償，具體分析如下：

其一，從CEO自戀影響審計風險的角度來看：自戀的CEO更喜歡向外界展示自己，會傾向于選擇具有差異性的戰(zhàn)略行動，以引起人們的關注，從而導致企業(yè)的戰(zhàn)略差異度較高[14]。現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，戰(zhàn)略差異度較高的企業(yè)具有更高的財務報告重大錯報風險[15]。因為差異化的戰(zhàn)略決策通常會引起企業(yè)內部組織結構的調整，以適應戰(zhàn)略發(fā)展的需要，但這容易引發(fā)企業(yè)內部控制體系出現(xiàn)混亂，加劇內部控制風險，同時，也會增加公司利潤和現(xiàn)金流的分布情況以及會計計量的復雜性，從而增加審計失敗的風險[16]。因此，為了彌補因減少風險而額外付出的工作量，審計師會要求更高的審計收費作為補償。

其二，從CEO自戀影響審計投入的角度來看：審計成本逐年降低必須以公司環(huán)境基本穩(wěn)定和對某個客戶持續(xù)審計為前提[15]。當戰(zhàn)略變化時，審計師需要實施更多的審計程序分析這種變化的影響，以及判斷相關的內部控制是否仍然有效[17]。如前文所述，CEO自戀更有可能導致企業(yè)戰(zhàn)略差異性較高，而較高的戰(zhàn)略差異度提高了企業(yè)業(yè)務復雜程度，這使得審計師難以參照對常規(guī)企業(yè)的審計經(jīng)驗對其進行判斷。為此，審計師為了降低審計失敗帶來的訴訟風險和聲譽風險，便會投入更多的審計時間和精力以出具公允合理的審計報告，如做額外的審計工作、委派更有經(jīng)驗的審計師、增加更多的審計程序等，即更明顯的表現(xiàn)是收取更高的審計費用來彌補審計風險的提高[17]。

綜上所述，CEO自戀會導致企業(yè)戰(zhàn)略差異度較高，這增加了審計師的審計風險和審計投入，為此會計師事務所會增加審計費用作為對審計投入和審計風險的補償。由此，本文提出如下假設：

H1：CEO自戀程度越高的公司審計費用越高。

(二)機構投資者持股的影響效應

近年來，機構投資者逐漸成為資本市場中重要的公司治理要素。機構投資者對資本市場的影響力會隨著其持股比例的擴大而不斷加強，即機構投資者持股比例越高，其越有動機對企業(yè)的經(jīng)營活動進行監(jiān)督和治理，并會促使企業(yè)聘請規(guī)模較大、聲譽較好的會計師事務所[18]。這在一定程度上提高了企業(yè)的審計質量，為企業(yè)構建了良好的內部控制環(huán)境，有助于對自戀型CEO的風險行為形成有效制約。

首先，機構投資者投資目光長遠，關注的是企業(yè)的長期價值而非短期收益[18]，因此具有較強的動機和意愿對企業(yè)的經(jīng)營活動進行監(jiān)督。如Fung等研究表明，機構投資者能積極參與公司的經(jīng)營管理和戰(zhàn)略決策，通過約束高管的自利行為來緩解公司內部委托代理問題，進而提升企業(yè)績效[19]。其次，機構投資者持股水平越高，其對公司的控制權和監(jiān)督力度越大，對CEO的風險決策行為起著有效的糾正作用，進而對持股企業(yè)的盈余管理有顯著的抑制作用[20]。最后，相較于個體投資者而言，機構投資者具有更專業(yè)的業(yè)務分析能力和信息捕捉能力，能糾正信息不對稱帶來的CEO決策偏差，進一步制約CEO的風險決策行為。即機構投資者的治理作用，可以降低上市企業(yè)的代理成本和審計風險，進而降低審計費用[20]。

綜上，機構投資者對CEO風險決策行為形成了有效制約，降低了對審計師所承擔的審計風險和額外審計投入的補償，進而降低了審計費用?；谝陨戏治?，本文提出如下假設：

H2：在機構投資者持股較低的公司中，CEO自戀與審計費用之間的正向關系更顯著。

(三)董事會監(jiān)督的影響效應

董事會監(jiān)督作為公司治理的有效機制，代表股東監(jiān)督高層管理者的經(jīng)營決策，有助于約束高管的機會主義動機行為，以降低企業(yè)的委托代理成本[21]。在董事會監(jiān)督作用下，CEO的非理性決策行為可以受到一定程度的約束，促使CEO更多地實施有助于企業(yè)長遠發(fā)展的決策，緩解CEO自戀對企業(yè)產(chǎn)生的負面影響。

此外，研究表明，董事會監(jiān)督力度越大，對自戀型CEO的決策行為抑制作用越明顯，CEO在決策中受到的阻力就越大[22]。即董事會能有效地減少CEO因其過高的自戀程度而產(chǎn)生的諸如短視自利、財務欺詐或盲目投資等風險決策行為，進而有助于降低企業(yè)的經(jīng)營風險和審計風險，這在一定程度上減少了審計師的審計工作量。同時，面對內部治理結構較完善的企業(yè)，注冊會計師和會計師事務所將面臨越小的訴訟風險和聲譽危機，所以企業(yè)被收取更高審計費用的可能性更小。由此可見，良好的董事會治理機制是提升內部控制質量的關鍵，能有效緩解CEO自戀對審計費用的影響。因此，本文提出如下假設：

H3：在董事會監(jiān)督較弱的公司中，CEO自戀與審計費用之間的正向關系更顯著。

(四)戰(zhàn)略差異度的中介作用

如前文所述，CEO自戀在一定程度上是導致企業(yè)戰(zhàn)略表現(xiàn)出較大差異的誘導因素。自戀會使CEO產(chǎn)生認知和行為偏差，自戀型CEO認為自己能夠勝任有挑戰(zhàn)性的工作，會不自覺地低估決策失敗的概率并高估決策帶來收益的可能性。因此，自戀型CEO所做的戰(zhàn)略決策往往趨同度較低且差異化較大，這意味著企業(yè)在運營模式、資產(chǎn)結構和戰(zhàn)略決策等方面與行業(yè)常規(guī)企業(yè)存在較大差異[23]。這不僅增加了公司的業(yè)務復雜度，還提高了企業(yè)內控風險和決策風險，進而使得審計風險和審計成本也相應增加。

究其原因，一方面，戰(zhàn)略差異度較大的企業(yè)與行業(yè)常規(guī)企業(yè)的業(yè)務相似度和信息可比性較低，當審計師在做審計判斷時缺乏該企業(yè)以往的信息參考，所獲取的信息有效性不足，這不僅增加了審計師的信息收集成本和信息分析成本，而且還增加了審計師評估難度。另一方面，審計師在感知到企業(yè)戰(zhàn)略差異度所隱含的經(jīng)營風險和信息風險會對審計風險產(chǎn)生影響時，為確保審計判斷的準確性，會提供更謹慎的審計服務和增加更多的審計程序，最終表現(xiàn)為收取更高的審計費用作為成本補償[24]。

依據(jù)上述邏輯，CEO自戀導致了企業(yè)較高的戰(zhàn)略差異，這使得審計師不得不投入更多的審計成本和承擔更高的風險，進而提高企業(yè)的審計費用。因此，CEO自戀對審計費用的影響可以視作是通過企業(yè)戰(zhàn)略差異度的中介作用實現(xiàn)的。基于此，本文提出如下假設：

H4：戰(zhàn)略差異度在CEO自戀與公司審計費用之間起中介作用。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文采用2008—2018年我國A股上市公司為初始樣本，在此基礎上對樣本進行如下篩選：(1)剔除初始樣本中所有*ST、ST及金融保險類公司樣本；(2)剔除相關數(shù)據(jù)缺失的公司樣本；(3)剔除數(shù)據(jù)明顯異常的公司樣本。最終，我們得到1931個觀測值。為避免極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量進行了1%的Winsorize縮尾處理。本研究財務數(shù)據(jù)來源于CNRDS和CSMAR數(shù)據(jù)庫，CEO自戀數(shù)據(jù)通過手工收集整理。

(二)變量定義

1.被解釋變量。審計費用(Lnaf)，取當期審計費用的自然對數(shù)。

2.解釋變量。本文的解釋變量為CEO自戀程度(Nar)。

首先，在研究對象選擇方面，我們選擇研究對象為A股上市公司的CEO，一是因為CEO是企業(yè)的決策主體和執(zhí)行主體，其個體特質勢必會對企業(yè)戰(zhàn)略決策產(chǎn)生重要影響，二是作為公眾人物，CEO的相關信息可直接從互聯(lián)網(wǎng)中獲取，具有較好的數(shù)據(jù)可獲得性。

其次，在自戀量表改進方面，我們試圖修改成更適合中國上市公司CEO的自戀量表(NPI-16)，見表1。因為，相比于西方強調個人主義的傳統(tǒng)文化，中國更提倡謙遜處事的文化，如量表“優(yōu)越感/傲慢”一欄，我們修改為關注CEO是否為一個謙遜的人等。因此，我們參考Fung等、Zhu和Chen等16項自戀量表[19,25]，并結合Emmons、喬朋華等的研究[26,13]，將改善后的量表項目分為四個維度：①“權威/領導力”；②“優(yōu)越感/傲慢”；③“自我崇拜/沉迷”；④“權欲/剝削”。四個維度分別有四個測量指標，具體是：①CEO接受采訪和發(fā)表演說時，使用第一人稱單數(shù)“我”與使用所有人稱代詞的比例(X1)；②CEO在其微博或者博客中原創(chuàng)內容的數(shù)量(X2)；③CEO在其微博或者博客中個人照片的數(shù)量(X3)；④公司主頁新聞中有關CEO新聞報道數(shù)量占公司發(fā)布新聞數(shù)量的比例(X4)。并且，本文采用了Likert7級量表，由數(shù)值1至7對應“非常不同意”到“非常同意”。

表1 NPI-16量表：自戀人格維度和CEO自戀指標關系

再次，在數(shù)據(jù)收集方面，我們利用百度、360、搜狗等搜索引擎，手工收集了以上信息，并截取了5組與公司CEO相關的不同時長的視頻(1—3分鐘、3—5分鐘、5—10分鐘、10—30分鐘以及30分鐘以上)。并且考慮到觀測員在工作過程中可能出現(xiàn)的疲倦現(xiàn)象以及需要保持視頻資料的充足性，我們盡量將每位CEO的相關視頻時長控制在5—10分鐘。對以上4個測量指標進行歸一化處理，取加權平均值，用以衡量CEO自戀程度。

最后，在數(shù)據(jù)信度方面，為保持最終得分的客觀性和有效性，我們對觀測員進行了嚴格的篩選。一是選取12名擁有人格評測經(jīng)驗的心理學學士。二是根據(jù)上述對于視頻材料的要求，我們制定了評分樣本以及嚴格的評分程序。按照制定后的評分程序，對觀測員進行評分量表以及程序的培訓，并給予他們一定的物質獎勵以保證其工作積極性。三是完成培訓之后，我們將12名觀測員分為6組，每組2人，為確保觀測員不受他人打分結果的影響，同時考慮到觀測員的專注度消耗，每名觀測員都有自己獨立的評分系統(tǒng)登錄密碼，對每一位管理者的評分時間不得超過30分鐘，且所有的評分工作都要在兩周內完成。四是為進一步確保評分結果不受觀測人的主觀影響，若出現(xiàn)組內兩名觀測員對同一管理者的評分差異大于總樣本的標準差(SD>0.45)，則安排另外一組的觀測員對該名管理者進行再次觀測評分；若只有一名觀測員的評分與他人差異較大，則剔除此觀測員的評分結果，對剩下觀測員的評分結果取平均值作為管理者的自戀指數(shù)；若四名觀測員的評分結果之間都有較大的差異，則我們會提供額外的關于此管理者的視頻資料，讓觀測員進行重新評測，直至符合上述要求。

3.調節(jié)變量。(1)機構投資者持股(Io)，采用年度機構投資者持股比例進行測量；(2)董事會監(jiān)督(Bs)，用董事會會議頻次、董事會委員會個數(shù)以及審計質量(公司是否聘請“四大”會計師事務所進行審計)三個指標來衡量，最后用三個指標的標準化數(shù)據(jù)求平均數(shù)表示。

4.中介變量。選取戰(zhàn)略差異度(Std)作為中介變量。戰(zhàn)略差異度的測量參考葉康濤等的研究[27]，首先，選取反映公司特征的六個指標：①廣告和宣傳投入(銷售費用/營業(yè)收入)；②研發(fā)投入(無形資產(chǎn)凈值/營業(yè)收入)；③資本密集度(固定資產(chǎn)凈額/員工人數(shù))；④固定資產(chǎn)更新程度(固定資產(chǎn)凈額/固定資產(chǎn)原值)；⑤管理費用投入(管理費用/營業(yè)收入)；⑥企業(yè)財務杠桿{(短期借款+長期借款+應付債券)/權益賬面價值}。其次，將這六個維度的指標分別減去同行業(yè)當年該指標的平均值，再除以該指標的標準差予以標準化，并取絕對值，我們由此便得到各企業(yè)在每一個戰(zhàn)略維度上偏離行業(yè)平均水平的程度。最后，我們對每個公司標準化后的六個戰(zhàn)略指標取平均值，得到戰(zhàn)略差異度指標(Std)，該值越大，說明企業(yè)戰(zhàn)略差異越大。

5.控制變量。本文參考權小峰等[28]的研究方法，選取以下可能會對審計費用產(chǎn)生影響的因素作為控制變量：企業(yè)規(guī)模(Lnsize)、財務杠桿(Lev)、盈利能力(Roa)、盈虧狀態(tài)(Loss)、企業(yè)成長性(Growth)、流動比率(Quick)、存貨和應收賬款存貨比重(Rip)、產(chǎn)權性質(State)。此外，為了避免宏觀經(jīng)濟環(huán)境的時間變化趨勢和行業(yè)異質性的干擾，本文進一步控制了行業(yè)(Ind)和年份(Year)固定效應。具體變量定義如表2所示。

表2 變量定義表

四、實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計和相關性分析

表3列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。如表3所示，審計費用(Lnaf)的均值為13.707，標準差0.662，表明樣本中不同公司的審計師費用存在一定的差異；CEO自戀的均值為4.087，最大值為5.292，最小值2.938，表明樣本中CEO普遍存在自戀現(xiàn)象，但自戀程度有所差異；機構投資者持股比例(Io)與董事會監(jiān)督(Bs)的極值較大，表明樣本中不同企業(yè)的公司治理水平和內控質量存在顯著差異。其余變量情況見表3。

表3 變量的描述性分析

另外，對所有變量進行相關性分析。數(shù)據(jù)結果(此處從略)顯示，CEO自戀程度與審計費用呈顯著正相關關系，這初步驗證了本文的假設H1，但具體情況還需進一步做回歸分析。另外，本文進行VIF檢驗后，未經(jīng)列示的結果顯示所有變量的方差膨脹因子均在1.07～3.08范圍內，均值為2.74，即VIF值遠小于10，說明本文模型不存在明顯的多重共線性，因此可以作進一步檢驗。

(二)多元回歸分析

1.CEO自戀與審計費用

本文采用OLS回歸對假設H1進行了檢驗，檢驗結果如表4所示。表4列(1)僅是CEO自戀與審計費用的結果；列(2)是未控制年份和行業(yè)效應但加入控制變量的結果，可以看出，以上CEO自戀(Nar)與審計費用(Lnaf)的估值系數(shù)均在1%水平上正向顯著；列(3)是控制年份和行業(yè)效應以及控制變量后的結果，二者的估值系數(shù)為0.122，T值為4.749，在1%水平上顯著。這表明CEO自戀程度越高，其所在企業(yè)的審計費用也越高，假設H1得到支持。

表4 CEO自戀與審計費用回歸結果

表5 機構投資者持股的調節(jié)效應

2.機構投資者持股對CEO自戀與審計費用的影響

為檢驗CEO自戀與審計費用的關系是否會受到機構投資者持股的影響，首先，我們進行分組檢驗，將機構持股比例以中位數(shù)劃分為機構投資者持股比例低組(Io=0)和高組(Io=1)。當Io=0時，CEO自戀(Nar)與審計費用(Lnaf)在1%水平上正向顯著；當Io=1時，兩者在10%水平上正向顯著。且進一步系數(shù)差異性檢驗發(fā)現(xiàn)，CEO自戀與審計費用之間的正向關系在機構投資者持股比例低組中更顯著。其次，我們用交乘項(Nar_x_Io)進行調節(jié)，結果表明機構投資者持股比例負向調節(jié)了CEO自戀與審計費用的關系(-0.007，P<0.05)，假設H2得到支持。

3.董事會監(jiān)督對CEO自戀與審計費用的影響

同理，我們將董事會監(jiān)督分為董事會監(jiān)督強度低組(Bs=0)和高組(Bs=1)進行分組檢驗，結果如表6所示。當Bs=0時，CEO自戀(Nar)與審計費用(Lnaf)在1%水平上顯著；當Bs=1時，兩者不具有統(tǒng)計意義上的顯著性。進一步系數(shù)差異性檢驗發(fā)現(xiàn)，CEO自戀與審計費用的正向關系在董事會監(jiān)督強度低組中更顯著。且交乘項(Nar_x_Bs)與審計費用(Lnaf)估值系數(shù)為-0.224，T值為-4.380，表明董事會監(jiān)督負向調節(jié)了CEO自戀與審計費用的關系，假設H3得到支持。

表6 董事會監(jiān)督的調節(jié)效應

4.戰(zhàn)略差異度的中介作用

本文借鑒Baron和Kenny[29]、溫忠麟等[30]的中介效應檢驗法，檢驗CEO自戀程度對審計費用的作用機制，結果如表7所示。首先，表7列(1)中CEO自戀(Nar)與審計費用(Lnaf)顯著正相關(0.122，P<0.01)，滿足了Baron 和 Kenny檢驗法的第一個要求。其次，列(2)中CEO自戀(Nar)與中介變量戰(zhàn)略差異度(Std)顯著正相關(0.042，P<0.01)，滿足了Baron 和 Kenny檢驗法的第二個要求。再次，列(3)在控制CEO自戀(Nar)的影響之后，戰(zhàn)略差異度(Std)與審計費用(Lnaf)顯著正相關(0.132，P<0.01)，滿足了Baron 和 Kenny檢驗法的第三個要求。最后，引入中介變量后，自變量(Nar)與因變量(Lnaf)之間依舊顯著正相關(0.117，P<0.01)，但兩者相關性減弱了(0.117<0.122)，說明戰(zhàn)略差異度(Std)部分中介了CEO自戀(Nar)對審計費用(Lnaf)的影響。假設H4得到支持。

表7 CEO自戀對審計費用的影響機制檢驗

(三)穩(wěn)健性檢驗

在內生性方面，本文借鑒代昀昊等的研究[31]，選擇可以衡量區(qū)域西方文化的虛擬變量殖民地(Colonies)作為CEO自戀的工具變量。若清朝末年，英國在該省份建立過殖民地或者租界，則公司總部位于該省份或直轄市的企業(yè)取值為1，否則為0。本文選取的工具變量發(fā)生時間距今已有百年歷史，對公司審計費用影響較小，滿足了工具變量外生性要求。結果如表8列(1)、列(2)所示。

在穩(wěn)健性方面，一是更換自變量的測量方式。若大于樣本Nar中位數(shù)，則Nar2賦值為1，否則為0，回歸結果如表8列(3)所示。二是將因變量滯后一期加以控制。公司審計費用可能會受到上期審計情況的影響，因此本文將因變量(Lnaf)滯后一期作為新的控制變量(Lnaft-1)進行回歸，結果如表8列(4)所示。

表8 穩(wěn)健性檢驗

本文通過以上穩(wěn)健性檢驗發(fā)現(xiàn)，CEO自戀與審計費用依然顯著正相關，其結論并未發(fā)生實質性改變，這進一步支持了本文的研究假設。

五、結論性評述

本文基于高階梯隊理論，從CEO自戀這一人格特征出發(fā)，以2008—2018年我國A股上市公司為研究樣本，分析和檢驗了CEO自戀對審計費用的影響效應及其作用機制。研究結果表明：CEO自戀程度越高的企業(yè)審計費用越高，且CEO自戀主要通過影響企業(yè)戰(zhàn)略差異進而影響企業(yè)審計費用。進一步研究發(fā)現(xiàn)，CEO自戀與審計費用的關系在機構投資者持股比例較低和董事會監(jiān)督較弱的企業(yè)中更顯著。

本文的研究啟示在于：一是公司在遴選CEO時，不僅要考察候選人的個人素質和經(jīng)營能力，也要考慮CEO的人格特質是否有利于企業(yè)目前的發(fā)展戰(zhàn)略。公司既要合理規(guī)避其性格特征可能會對公司發(fā)展帶來的負面影響，又要充分發(fā)揮其性格特點中的積極作用，使CEO的自戀特質與企業(yè)定位和戰(zhàn)略選擇偏好相匹配。二是公司應在不同情境下判斷CEO自戀對企業(yè)戰(zhàn)略決策的影響。并非所有自戀型的CEO對組織的影響都是破壞性的，在一定條件下，CEO自戀對企業(yè)的績效也有積極作用[13]。因此，CEO自戀在組織中所起的作用到底是建設性的還是破壞性的，在一定程度上取決于特定的情境因素。

本文的不足之處在于：一是本文發(fā)現(xiàn)，戰(zhàn)略差異度在CEO自戀與審計費用的關系中發(fā)揮了中介作用，但由于研究的局限，可能存在其他中介機制本文尚未能全面考慮。二是董事長和總經(jīng)理作為企業(yè)的關鍵人物都對企業(yè)決策影響較大，但兩者職位的差異使其決策偏好和影響是不一樣的。本文僅考察了CEO自戀對審計費用的影響，但研究結論是否適用于董事長樣本，有待進一步檢驗。