会计估计对审计收费的影响研究

王泽霞，崔晓元

（杭州电子科技大学会计学院，浙江杭州310000）

会计估计对审计收费的影响研究

王泽霞，崔晓元

（杭州电子科技大学会计学院，浙江杭州310000）

审计收费是审计市场中一个重要因素，其水平高低对审计活动的独立性以及审计质量起着至关重要的作用。审计收费又及其复杂，影响因素众多。由于其重要性和复杂性，审计收费一直是审计理论界和实务界关注的焦点问题之一。审计收费主要由审计成本和预期损失补偿两部分构成。文章通过对我国A股上市公司2013—2015年最新数据的研究，以实证经验数据为样本探究了财务信息中会计估计信息对审计收费的影响，并进一步将会计估计信息分为两类会计估计信息研究其对审计收费的具体影响情况。研究结果显示，上市公司财务信息中会计估计信息与审计收费显著正相关；进一步研究发现导致利润增加的会计估计信息比导致利润减少的会计估计信息对审计收费的影响更显著。

审计收费；会计估计；资产减值准备

众所周知，外部独立审计即会计师事务所审计产生于两权分离，即所有权与经营权的分离。在外部独立审计中，足额充分的审计收费能够保障审计工作保质保量的完成，因而审计收费备受关注，究其原因，主要是两方面。一方面，如果审计收费过低不能为审计师提供充分的资源执行足够的审计程序，导致审计质量的地下。另一方面，如果审计收费过高，则容易导致审计师为了自身的利益与被审计单位勾结，从而造成购买审计意见等非法行为，也会导致审计质量的地下。而质量是外部独立审计的灵魂，没有质量的独立审计将没有任何价值。审计收费的合理性同样也会影响到我国审计市场的长远发展，对所有从业人员均造成深远的影响。因此，审计收费受到理论界和实务界的强烈关注。而目前我国的审计收费依然存在各种乱象，既有立法乱象，也有实际操作乱象。

本文以我国A股非金融类上市公司2013—2015年的审计收费数据为样本，借鉴Simunic（1980）的经典审计收费模型，试图从确认资产减值准备的角度来研究会计估计对审计收费的影响，以期得到有益于理论和实践的发现。

一、文献回顾

自1980年Simunic（1980）对审计收费的相关影响因素进行了系统全面的实证研究以来，审计收费的影响因素研究就成为了国内外众多学者研究的热点，国内外学者对审计收费进行了深入而广泛的研究[1]。目前国内外学者主要从被审计单位的规模、上市公司业务复杂性、事务所规模、审计意见类型以及公司风险等角度对审计收费影响因素进行了深入且广泛的研究。但各位学者的研究所使用的变量并不一致，得出的结论也有所不同。

国外学者最早为Simunic（1980）对审计收费进行了全面系统性的分析，选取了年末资产总额来衡量被审计客户的规模，在研究审计收费的各种影响因素后得出后来学者一致同意的结论，被审计单位规模是审计收费最主要的影响因素[1]。而Eliott和Korpi（1978）以销售收入作为被审计单位规模的衡量变量[2]。对于业务复杂性的衡量，Firth（1985）开始采用存货占总资产的比例、子公司的家数等变量，研究得出的结论是子公司数、存货占总资产的比例与审计收费关系并不显著[3]。此后Low等（1990）进一步增加了应收账款占总资产的比例来衡量被审计单位复杂性[4]。国外对于公司风险与审计收费关系的研究较晚，相关研究始于1999年，Houston、Peters、Ptatt（1999）以审计风险和非审计风险作为公司风险的衡量变量，并检验了不同风险因素对审计收费的影响。研究发现，审计师无法通过一直增加审计资源来减少全部企业风险，另一种选择就是通过收取更高的审计收费来作为预期风险损失的补偿[5]。Bell等（2001）利用问卷调查的方法研究发现，上市公司经营风险与审计收费呈现显著正相关关系[6]。关于事务所规模方面的研究最早从Deangelo（1981）开始，对事务所规模的衡量采用审计师数量这一指标，研究发现事务所规模与审计收费呈正相关，大所收取的审计费用更高[7]。对于审计意见类型与审计收费关系的研究最早始于Simunic（1980），其以上市公司年报是否为标准无保留意见来衡量审计意见的类型，研究结果表明被出具非标准审计意见的公司年报审计费用明显高于被出具标准审计意见的公司[1]。

然而，对于审计收费的影响因素研究国内学者则开始的相对较晚。尽管所选取的变量稍有变化，但研究所得出的结论基本与国外一致。最早伍丽娜（2003）对审计收费进行了实证研究，选取被设计单位年末资产总额的自然对数来描述被审计单位资产规模，研究表明被审计单位规模越大，其固有风险和控制风险的水平也会随着公司规模的扩大而相应变高，审计师需要增加审计时间，从而导致审计收费的增加[8]。刘斌、叶建中、廖莹毅（2003）以存货与资产总额的占比代表上市公司经营业务的复杂性对此进行了研究，研究表明被审计单位经营业务越复杂，就需要越多的审计证据以支持审计师的意见，也就需要更多的时间和费用[9]。漆江娜等（2004）对事务所规模的衡量，其在模型中采用了“四大”和“非四大”这一虚拟变量，研究表明国际四大的审计收费显著地高于其他事务所，而且经国际四大审计的财务报表具有更低的操控性应计项目[10]。国内最新关于审计意见类型对审计收费的关系的研究则显示出了与国外完全不同的结论，如王雄元、王鹏、张金萍（2014）利用手工搜集的2007—2011年制造业类上市公司财务指标研究发现，审计意见类型会对审计收费产生显著影响，出具非标准审计意见的上市公司，收取的审计收费反而更高[11]。国内关于公司风险对审计收费的影响研究相对更晚，在前期研究中方红星、戴捷敏（2010）以内控风险和诉讼风险来描述公司风险，对公司风险与审计收费的关系进行分析发现内控风险和诉讼风险会带来审计风险，从而也会增加审计收费[12]。与此同时，曹琼、卜华等（2013）以资产负债率作为上市公司的财务风险因素也得出一致的结论[13]。在进一步研究中张宜霞（2011）选取中国赴美国上市的公司财务数据为样本，研究发现公司内部控制缺陷导致的公司风险与审计收费之间并不像常识中的正相关，而是负相关，对于上一年披露内控缺陷的公司，当年审计师将重点关注并提高审计效率，导致当年的年报审计收费反而更低，发生了极反效应[14]。

通过对众多相关文献的梳理，我们发现，关于个别会计估计项目对审计收费的影响，现有文献也有了一些零散的研究。但基本都是从未决诉讼及会计估计是否变更的角度研究了会计估计对审计收费的影响，但对于从会计估计信息资产减值准备确认、折旧摊销计提的角度研究会计估计与审计收费关系的研究，目前还没有文献涉及，本文希望从这些角度探索会计估计对审计收费的影响。

二、理论分析与研究假设

会计估计信息的增加更会导致管理依靠会计估计的信息进行舞弊的风险加大。会计估计信息由于其其自身特点：（1）与利润表项目有一定关联，存在管理层利用会计估计进行舞弊的嫌疑；（2）会计估计一般都涉及复杂的会计处理；（3）会计估计的不确定性会导致审计师审计失败的风险增加。被审计单位则会根据会计估计的性质和金额作出自身的判断，而这些可能带有倾向性的判断对注册会计师而言，是审计工作的重点与难点。

具体而言，会计估计与利润表项目有一定关联，存在管理层利用会计估计进行舞弊的嫌疑。审计师需要花费更多的时间和精力来验证或推翻管理层舞弊的嫌疑，增加了审计成本，导致审计收费的增加。会计估计一般都涉及复杂的会计处理，对于复杂的会计估计，会计师事务所需要增派更有经验的高级别审计师，而高级别审计师的人力成本也会相应增加，这将导致审计收费的增加。会计估计的不确定性会导致审计师审计失败的风险增加，为了弥补审计失败到来的预期损失，会计师事务所也会相应要求更高的审计收费。由于企业重要的会计估计通常基本都会涉及结果不确定性，在企业经营期间还经常会发生变更。被审计单位通过会计估计进行利润调整是可行并且不违法的。如果被审计单位存在着不合理的会计估计以及管理层偏向，审计师只能实施更多审计程序、扩大审计范围以搜集证据来降低审计风险，而这些必然会增加审计成本。

总结而言，会计估计与利润表项目有一定关联，存在管理层利用会计估计进行舞弊的嫌疑。审计师需要花费更多的时间和精力来验证或推翻管理层舞弊的嫌疑，增加了审计成本，导致审计收费的增加。会计估计一般都涉及复杂的会计处理，对于复杂的会计估计，会计师事务所需要增派更有经验的高级别审计师，而高级别审计师的人力成本也会相应增加，这将导致审计收费的增加。此外，会计估计的不确定性会导致审计师审计失败的风险增加，为了弥补审计失败到来的预期损失，会计师事务所也会相应要求更高的审计收费。会计估计的性质使得会计信息的确认具有巨大的可操纵空间，为经营者利用会计估计的内容和性质调节利润、编制虚假财务信息提供了各种方便（袁琳等，2004）[15]，也使得审计师在审计上市公司财务报表时带来更多困难，增加审计成本，也增加了事务所审计失败的风险，导致审计收费的上升。会计估计的特点导致上市公司财务信息中会计估计信息占比的上升会导致审计收费的增加。因此，会计估计信息的性质使得会计信息的确认具有巨大的可操纵空间，为管理者利用会计估计的内容和性质调节利润、编制虚假财务报表进行盈余管理提供了各类方便（王生年，2008）[16]。而对于通过会计估计进行盈余管理的上市公司，审计师在审计上市公司财务报表时需要搜集更多的审计证据来验证财务报表的公允性，将产生更多困难，增加审计成本，也增加了事务所审计失败的风险，导致审计收费的上升（伍利娜，2003）[8]。

因此，根据上述分析，我们提出以下假设一：

H1：上市公司财务报表中确认的会计估计信息与审计收费正相关。

在我国证券市场中，当我国证券市场中的上市公司出现连续亏损时，就会受到证券监管部门的特别处理、暂停上市或终止上市。我国政府监管部门主要参考公司的会计盈利情况来确定上市公司的财务状况是否正常、是否给予特别处理。因此，上市公司为了防止被监管部门处理，或者公司为了达到证监会所要求的其他指标要求，除了更加努力的经营企业之外，就很可能通过会通过对会计估计项目进行操纵利润，使得利润增加以达到证券监管部门的要求，从而达到规避监管和被特别处理的目的。孟焰（2003）研究发现，上市公司有多调节会计估计使得当年利润上升，以便争取盈利的倾向[17]。调增会计估计（如资产减值准备）与应计利润显著负相关，调减会计估计（如资产减值准备）与应计利润正相关。即调减会计估计会使上市公司应计利润增加，调增会计估计会使得上市公司应计利润减少（王生年，2008）[16]。对于当年计提的数值为负数的资产减值准备，一般表示当年转回的资产减值准备，这部分资产减值准备会导致当年的利润增加。而会计估计中资产减值准备的计提与利润息息相关，对于当年计提的数值为正向的资产减值准备，一般会使得利润减少。而刘运国等（2006）[18]研究发现，审计师在审计时对于不同方向的操纵性应计利润关注度并不一致，导致利润发生不同方向变化的会计估计则对审计收费的影响情况不一致。为了防止企业发生操纵会计估计调增企业利润以达到监管部门业绩要求的现象，对于导致利润上升的会计估计信息审计师将予以更多的关注，从而导致审计收费的增加；而对于导致利润减少的会计估计信息审计师关注程度较少。

因此，根据上述分析，我们提出以下假设二：

H2：导致利润增加的会计估计信息和导致利润减少的会计估计信息对审计收费的影响程度不同，导致利润增加的会计估计信息比导致利润减少的会计估计信息对审计收费的影响更加显著。

三、变量设计与构建模型

本文借鉴Simunic（1980）审计收费的经典模型，并参考了谌嘉席、伍利娜、王立彦（2016）的审计收费模型，构建了两个数据模型来研究会计估计项目对于审计收费的影响。

模型一：

其中，α为截距，β为回归系数，μ为随机项。

四、研究方法

本文选取我国A股上市公司2013—2015年度的最新数据，研究了我国会计估计信息对审计收费的影响。并按照以下原则对数据进行了数据整理筛选：（1）因为金融类上市公司与其他类型的上市公司财务信息的披露差异很大，因此本文剔除了金融类上市公司；（2）剔除了某些异常值数据的上市公司（如当年审计收费为39元的公司）；（3）剔除了未披露当年审计收费或未按照要求在年报中披露当年审计收费的A股上市公司；（4）剔除了无法获得相关财务数据的上市公司。

表1 各个变量定义及指标计算过程

最后，我们获得了2 264家A股上市公司2013—2015年三年的财务数据共6 792样本数据，为本文研究获得了数据基础。

五、统计结果

（一）描述性分析

对样本进行描述性统计分析，有利于了解样本的基本情况。审计收费以及其他重要变量的描述性统计结果如表2所示：

表2 样本的描述性统计表

2013—2015年我国A股非金融类上市公司年报平均审计收费为1 343 409元。从表中可以看出，这三年中最低审计收费为200 000元，而最高审计收费为53 000 000元，最高审计收费是最低审计收费的265倍，审计收费的标准差是2 859 732元。经过标准化后的审计收费LNFEE最大值为17.785 8，最小值为12.206 1，均值为13.718 1，最大值是最小值的1.45倍。可以看出，不同上市公司的审计收费有很大的差异，可以说明研究影响审计收费的影响因素也有很大的现实意义。在会计估计信息方面，上市公司计提的各类资产减值准备与年末总资产的比例，最小值为0%，最大值为77.59%，平均占比为1.05%，标准差为0.029 5。由此可见，不同的上市公司确认的会计估计信息差异很大，与该公司特定的公司状况也有一定的关系。

（二）相关性分析

本文对本文实证研究中出现的所有变量进行了Pearson相关性检验（因篇幅有限未列出），以检验不同变量的相关关系。上市公司财务信息中会计估计信息（AI）与审计收费（LNFEE）在1%的水平上显著相关，这与我们的理论预期一致，表明上市公司确认的会计估计信息比重越高，其年报的审计收费也越高。其它控制变量之间的相关关系与已有研究基本一致，不存在严重的多重共线性。

（三）多元回归分析

本文首先对会计估计信息AI与审计收费的关系做回归分析，以确定会计估计信息AI与审计收费之间是否存在相关关系，为下文综合分析各类会计估计指标对审计收费得到影响打好基础。随后对分类会计估计指标进行回归分析，以确定各类会计估计指标对审计收费的具体影响。本文运用多元回归分析软件STATA13.1对样本数据进行了回归分析。

1.会计估计信息AI与审计收费的多元回归结果如表3所示。如表3回归结果所见，本文模型调整后的判定系数R2=0.6467，可见解释变量、控制变量对被解释变量的解释能够达到64.67以上，可见本文模型的拟合度较好。此外，本文的回归模型中方差因子（VIF）最高值仅为1.40，低于允许的上限10。可见本文选取的自变量与各控制变量之间并不存在严重的多重共线性。另外，从表3的回归结果中还可以得知，模型中解释变量会计估计信息（AI）通过显著性检验。

表3 审计收费与会计估计信息比重回归结果-未分组

由表3的多元回归结果来看，上市公司中会计估计信息比重（AI）与年报审计收费（LNFEE）在1%的水平上显著相关，即上市公司财务信息中作出会计估计的成分越大，其年报审计收费也越高。会计估计成分较高的财务信息意味着公司资产较为复杂，也更容易受到上市公司的操纵，这使得审计师的审计过程增加了难度，需要耗用更多的时间、更多的成本搜集更多的审计证据才能得出恰当的审计结论，使得收费显著增加。同时由于涉及会计估计资产的复杂性，会计师事务所需要增派更多有丰富经验的高成本审计师参加审计工作，这也会增加年报审计收费的金额。由于会计估计存在的不确定性，企业和审计师都难以确定其准确的金额和信息，导致审计风险上升，加大预期损失成本，增加审计收费。这也与本文的理论分析预期是一致的。

因此，假设一得到验证。

2.分类会计估计信息与审计收费的多元回归结果。资产减值准备的计提与利润息息相关，对于当年计提的数值为负数的资产减值准备，一般表示当年转回的资产减值准备，这部分资产减值准备会导致当年的利润增加。而对于当年计提的数值为正的资产减值准备，一般会使得利润减少。为了验证审计师对企业发生操纵会计估计调增企业利润以达到监管部门业绩要求的现象给予更多的关注，本文按照会计估计对利润影响方向的不同将会计估计分为两组，并分组后取绝对值。以（AI+）示导致利润增加的会计估计信息，（AI-）表示导致利润减少的会计估计信息，分别与审计收费进行多元回归，回归结果中第一组回归结果表示审计收费与调增应计利润的会计估计（AI+）多元回归结果，表4中第二组回归结果表示审计收费与调减应计利润的会计估计（AI-）多元回归结果。

表4 审计收费与分组会计估计回归结果

从表4第一组可以看出，审计收费与调增应计利润的会计估计回归结果模型调整后的判定系数R2=0.5470，可见模型的拟合程度较好。回归模型中的方差因子（VIF）最高值为1.33，同样远远低于允许的上限10。由此我们可以看出本文所选取的所有解释变量之间并不存在严重的多重共线性问题。此外，从表4第一组中我们还可以看出，模型中解释变量调增应计利润的会计估计（AI+）通过显著性检验且回归系数值为11.539 7。

从表4第二组可以看出，审计收费与调减应计利润的会计估计回归结果模型调整后的判定系数R2=0.6566，说明模型的拟合程度比较好。回归模型中各个变量的方差因子（VIF）最高值为1.42，低于允许的上限10。由此我们可以看出本文所选取的自变量之间不存在严重的多重共线性问题。另一方面从表4第二组中我们还可以看出，模型中解释变量调减应计利润的会计估计（AI-）通过显著性检验且回归系数为0.712 9。

由分组多元回归结果可以看出，导致利润增加的会计估计信息（AI+）与审计收费在1%的水平上显著相关，回归系数值为11.539 7。调减应计利润的会计估计（AI-）于审计收费在1%的水平上显著相关，而回归系数值值为0.712 9。

由此可见，导致利润增加的会计估计信息（AI+）和导致利润减少的会计估计信息（AI-）对审计收费的影响程度不同，导致利润增加的会计估计信息比导致利润减少的会计估计信息对审计收费的影响更显著。验证了假设二。

审计师对于导致应计利润发生不同方向变化的会计估计信息所出现的关注度并不一致，审计师对导致利润增加的会计估计信息的关注度更高，对导致利润减少的会计估计信息则关注较少。并因此出现导致利润增加的会计估计对审计收费的影响程度大于导致利润减少的会计估计对审计收费的影响程度。

究其原因，调增会计估计与操纵性应计利润显著正相关，调减会计估计与操纵性应计利润负相关。即调增会计估计会使上市公司操纵性应计利润增加，调减会计估计会使得上市公司司操纵性应计利润减少（王生年，2008）[16]。因此，上市公司为了避免被政府监管部门特别处理，或者公司为了能够达到证监会所要求的各种配股等指标要求，除了更加努力的经营企业之外，就很可能通过会通过对会计估计项目进行操纵利润，使得利润增加以达到证券监管部门的要求，从而达到规避监管和被特别处理的目的。孟焰（2003）研究发现，上市公司亏损年度有多调节会计估计以使得当年利润上升，以便争取盈利的的现象[17]。调增会计估计（如资产减值准备）与应计利润显著负相关，调减会计估计（如资产减值准备）与应计利润正相关；即调增会计估计会使上市公司应计利润增加，调减会计估计会使得上市公司应计利润减少（王生年，2008）[16]。而刘运国等（2006）研究发现，审计师在审计时对于不同方向的操纵性应计利润关注度并不一致，因而导致利润发生不同方向变化的会计估计也对审计收费的影响情况不一致[18]。为了防止企业发生操纵会计估计调增企业利润以达到监管部门业绩要求的现象，对于导致利润上升的会计估计信息审计师将予以更多的关注，这些都需要更多的审计资源，将产生更多困难，也增加了事务所审计失败的风险，导致审计收费的上升（伍利娜，2003）[8]。

（四）稳健性检验

本文通过使用替代解释变量的方式对假设一的回归结果稳健性进行检验。对假设二使用面板数据模型回归进行稳健性检验（因篇幅有限未列出）。

（1）以上市公司计提的折旧摊销占年末总资产的比例（ZB）作为会计估计的替代变量

ZB=（公司当年计提的固定资产折旧+油气资产折耗+生产性生物资产的折旧+无形资产摊销）/资产总额

检验模型为：

其中，α为截距，β为回归系数，μ为随机误差项。

根据回归结果，会计估计信息与审计收费在1%的水平上正相关，上市公司财务信息中会计估计信息比重（ZB）与审计收费在1%的水平上显著正相关。与理论预期一致。

另外，控制变量上市公司资产规模LNASSET、业务复杂性（INVREC）、审计意见类型（OPINION）、会计师事务所规模（BIG）、控股股东性质（SOE）、第一大股东持股比例（FSP）与审计收费的相关性及回归系数均没有发生太大的变化。稳健性检验的结论与前述表显示的多远回归结果一致，说明本文的实证结果基本是稳健的。

（2）对假设二的数据使用面板数据进行稳健性检验

回归结果说明，AI+的估计系数为8.8636，AI-的估计系数为0.503 3，与假设二结论一致，说明实证结果是稳健的。

六、研究结论与政策建议

经过研究本文得出两个主要结论：（1）上市公司中会计估计信息会对审计收费产生了显著影响，上市公司中财务信息的会计估计成分越多，其年报审计的收费也会越高；（2）审计师对于导致应计利润发生不同方向变化的会计估计信息所出现的关注度也并不一致，审计师对导致利润增加的会计估计信息的关注度更高，对导致利润减少的会计估计信息则关注较少。并因此出现导致利润增加的会计估计对审计收费的影响程度大于导致利润减少的会计估计对审计收费的影响程度。

有鉴于此，我们提出以下建议：（1）审计师在确定审计收费时应适当关注会计估计信息，且以同等态度对待导致利润产生增减不同方向改变的会计估计信息；（2）审计收费监管部门在审计收费定价标准中应该加入会计估计信息以改变目前仅以被审计单位资产规模为标准的定价模式。

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（责任编辑：D校对：R）

F275.2；F239.2

A

1004-2768（2017）03-0140-05

2017-01-11

王泽霞（1965-），女，浙江淳安人，杭州电子科技大学会计学院教授，研究方向：会计与审计；崔晓云（1990-），男，江苏淮安人，杭州电子科技大学会计学院硕士研究生，研究方向：会计与审计。