实体企业金融化与审计定价:投入补偿还是风险补偿

惠丽丽，谢获宝，胡华夏

（1.武汉理工大学 管理学院，湖北 武汉 430070；2.武汉大学 经济与管理学院 湖北 武汉 430071）

一、引言

审计代理假说和审计保险假说构成指导审计工作的两个基本学说，前者认为审计具有通过验证契约条款所使用的数据是否符合公认会计准则、确保会计信息的可信度，降低企业管理层与外部利益相关者之间代理成本的功能；后者认为审计具有风险转移的功能，即被审计客户支付的审计费用被视为保险合同中的保费，并在执行审计契约时将其承担的一部分风险转移给审计师，一旦审计失败，投资者有权向审计师索赔其依据报表信息做决策所遭受的损失［1］。基于企业内部日益复杂的组织结构、交易事项和外部多变的经济环境，注册会计师发现更多的审计失败源于上市公司经营的复杂性所导致的重大错报风险，其审计技术和方法也经历了从传统账表导向审计、系统导向审计到风险导向审计的转变［2-3］。在此背景下，公允价值审计因其估计主观性和不确定性引起广大学者的广泛关注，源于相关审计的工作复杂程度以及资产、负债项目估计依赖于模型、假设与参数形成主观性和不确定性，公允价值审计被注册会计师要求支付更高的审计费用［4-6］。尤其是对于第三类公允价值分层计量的资产和负债来说，管理层的估值偏见及盈余管理动机更加容易增加审计风险［7］，而注册会计师只能利用更加复杂的工作流程和额外的工作量来控制风险，进而导致审计费用增加［8］。上述文献大多从新会计准则实施后果的视角展开，以金融业公司为研究样本，研究公允价值分层对审计定价的影响，但是并未找到合适的场景将企业外部环境、经营风险与公允价值计量的独特性相结合，深入验证以风险为导向审计理论在我国的应用。

现阶段，我国实体企业“产融结合”和“脱实向虚”共存的现状，不仅为研究实体企业金融资产投资的经济后果提供了现实场景，也为研究在以风险为导向的审计模式下，伴随外部环境不断变化，企业投资金融资产形成公允价值计量属性的复杂性、金融资产收益波动性增加企业整体经营风险，进而影响审计定价的重要过程提供了独特的场景。原因在于，金融资产配置是非金融实体企业基于对外部环境的评估、战略的考量之后所实施的资产配置决策，然而公允价值计量是针对企业资产负债表左右两边采用公允价值计量的部分项目，更多体现金融类企业在执行会计准则时采用的计量属性和计量技术问题。考虑到我国实体企业不断增加金融资产投资并形成金融化的趋势，研究实体企业金融化影响审计定价的结果及过程，有助于将企业外部环境、经营风险与公允价值计量的独特性相结合，更好地验证风险导向审计理论在新兴经济国家的发展。

基于上述理论基础和现实背景，本文分析实体企业金融化影响审计定价的路径并进行实证检验。本文可能的贡献在于：第一，本文以我国实体企业“产融结合”和“脱实向虚”共存的现状为独特背景，从审计定价视角研究实体企业金融化在微观层面的经济后果。现有文献主要研究了实体企业金融化的动机以及在技术创新、投资和经营活动方面的影响［9-14］，但是还未从审计视角揭示实体企业金融化增加审计业务的复杂度和整体业绩变化的不确定性，最终给注册会计师的工作带来更大挑战的重要后果及其过程。本文为揭示实体企业金融化在审计方面形成的经济后果提供理论依据和经验证据。第二，本文以风险导向审计理论为基础，结合企业外部环境、经营风险与公允价值计量的独特性，验证实体企业金融化对审计定价的影响。区别于以往研究公允价值分层与审计定价关系的研究［15］，本文研究实体企业资源配置在审计定价方面形成的经济后果，并从补偿机制和风险机制两个方面验证审计定价提升的机制路径，并在此基础上揭示审计师对不同重要性程度的客户投资金融资产形成的风险存在认知差异。本文为尝试识别审计定价中的投入补偿和风险补偿提供思路，为帮助在风险导向审计模式下，注册会计师应该重视实体企业金融化形成审计风险提供启示。

二、理论分析与研究假设

20世纪90年代以来，审计技术和方法经历了从传统账表导向审计、系统导向审计向风险导向审计的转变。转变的根本在于基于企业内部日益复杂的组织结构、交易事项和外部多变的经济环境，注册会计师发现更多的审计失败源于上市公司经营的复杂性所导致的重大错报风险［16］。从审计目标看，传统审计方法注重对上市公司账户余额和交易层次风险的评估，强调内部控制中的查错防弊及会计报表的公允性［17］，由于忽略了企业的战略经营目标、行业竞争状况以及所处的经济环境都将对会计报表信息产生重大影响，会计准则要求的判断和估计难度日益增大，传统审计方法难以整体、有效、公允地反映企业实际的财务状况和经营成果。相比之下，风险导向审计强调对企业经营风险的关注和评估，要求注册会计师注重分析上市公司的经营业务、盈利质量及未来持续经营能力所形成的风险。因此，现代风险导向审计在满足传统合法合规要求的基础上，更加重视对企业经营风险的关注和评估，能够有效提高财务报告的审计质量，保护投资者的利益。在此基础上，相比传统审计方法，现代风险导向审计往往需要注册会计师在掌握企业常规业务交易相关的风险信息之外，还要获取更多的审计证据［18］。因此，现代风险导向审计促使注册会计师关注企业的经营策略，在审计时将花费更多精力、投入更多人力和物力、收集更多审计证据，提高了注册会计师的努力程度［16］，增加更多审计投入，对审计定价形成影响。基于上述审计理论与文献基础，本文建立非金融类上市公司金融资产配置与审计定价之间的关系。

1.从审计投入视角分析。现代风险导向审计模式改变以往以认定账户层面各个风险环节为基础的传统简化主义审计工作流程，要求注册会计师把错报风险与经营风险联系起来，系统、整体、综合地提出审计意见。因此，就审计工作流程来说，无论金融资产的公允价值计量依托于活跃市场还是非活跃市场，现代风险审计模式下的公允价值审计都需要注册会计师投入更多，并对审计定价产生影响。第一，公允价值计量审计需要注册会计师在风险评估和控制测试环节获取被审计单位在经营状况、诚信程度方面以及与外部环境、金融市场相关的信息，提升了审计难度，并导致注册会计师搜集审计证据的时间和精力增加［19］，审计投入的增加促使审计费用提升；第二，在实质性测试环节，注册会计师需要向被审计单位的有关人员及外聘专家询问执行公允价值分层计量的相关准则依据和理由等问题，并对管理层使用的重大假设、估值模型和基础数据进行测试，此过程使得审计工作流程更加复杂并产生额外的沟通成本，导致审计费用增加。进一步，在公允价值审计复核工作流程中，归属于第二、三层级的公允价值计量往往建立在假定和预期交易的基础上，加大了管理层使用会计政策时的选择权和自由裁量权［7］，导致注册会计师增加在复核工作中的投入。我国上市公司以公允价值计量的资产和负债项目多数被划分为第二层级和第三层级，为了保持公允价值计量目标，即获取计量日有序交易中市场参与者出售某项资产所能收到的或转移负债所愿意支付的价格，管理层在估值过程中往往运用大量数据模型和主观性职业判断，这导致注册会计师在复核工作中将付出更多审计投入。尤其是对于第三类公允价值分层计量的资产和负债来说，管理层的估值偏见及盈余管理动机更容易增加审计风险［7］，而注册会计师只能利用更加复杂的工作流程和额外的工作量来控制风险，进而导致审计费用增加［8］。

2.从风险视角分析。现代风险导向审计模式更加注重被审计单位的经营风险，而金融资产收益波动性强、持续性差等特征加剧企业整体业绩变化的不确定性。上市公司的业绩波动程度是面临外部环境变化时经营业绩和盈利能力的变化，是企业经营风险的综合体现。在现代风险导向审计模式下，注册会计师通常提高对业绩波动大的客户的审计收费，为向客户提供的保险功能收取价值补偿［20］；或者调整审计资源配置，向高风险客户投入数量和质量更高的审计工时［3，21］，并最终导致审计收费提高［22-23］。基于此，在我国非金融类上市公司不断增加金融资产配置形成金融化趋势的情形下，相比经营资产投资，金融资产收益波动性强、持续性差等特征导致企业整体业绩的变化程度加剧，进而促使注册会计师提升审计定价。第一，金融资产和经营资产投资形式和持有动机不同。经营资产的投资形式是在拥有主导或影响地位的情形下，通过实施控制和影响力，积极改善被投资企业的经营能力、科学有效运用资产获得预期收益。而金融资产的投资不需要拥有控制权和重大影响力，通过持股权益在二级市场价格的变化过程中被动获得买卖差价和权益收益；相比之下，金融资产投资具有投入成本少、投资门槛低、依靠投机套利获取收益的机会多等特点，但是其流动性特征导致企业对金融资产的持有期限较短，交易较为频繁，因此金融资产收益的稳定性和持续性较差。伴随金融资产投资比例增加，金融资产收益较强的波动性引起整体业绩的波动性增强，企业的经营风险增大，促使审计师提高审计定价。第二，金融资产和经营资产的投资周期、风险来源不同。经营资产投资期间较长，需要投资方具有控制权和重大影响力，其承担的风险来源于被投资企业经营和财务决策风险的传导。金融资产投资是在非主导情形下，通过股权定价、股票二级市场和房地产市场价格变化获取收益，以被动形式承担持有权益带来的风险。相比之下，金融资产投资受到资本市场行情的影响较大，收益的波动较大，使得企业整体的风险水平增加，促使审计师提高审计定价。同时对于第二类和第三类公允价值分层计量的资产来说，获取计量日有序交易中出售某项资产所能收到的或转移负债所愿意支付的价格的难度较大，为了避免整体业绩波动，管理层利用估值偏见进行盈余管理的动机也会增加，促使审计风险加大，迫使注册会计师提高审计定价。

综合上述分析，在现代风险审计模式下，金融资产投资增加公允价值审计工作流程的复杂度和注册会计师工作投入，导致会计师事务所倾向于借助提高审计定价来获取投入补偿；同时在现代风险审计模式下，金融资产收益较强的波动性和较差的持续性特征会增加企业整体业绩变化的不确定性，导致会计师事务所通过提高审计定价来获取风险补偿。因此本文提出假设H。

H：实体企业金融化程度越高，审计定价越高。

三、研究设计

（一）模型设定与变量定义

1.模型设定

为了验证本文假设，本文构建如下多元回归模型：

2.变量定义

（1）实体企业金融化。本文从金融资产投入（Fin-in）和金融资产收益（Fin-out）两个角度度量实体企业金融化。首先，从金融资产投入角度，本文以张成思和张步昙、彭俞超等的研究为基础［12，24］，将实体企业金融资产界定为交易性金融资产、衍生金融资产、可供出售金融资产、持有至到期投资、长期股权投资和委托贷款与理财产品。需要说明的是，考虑到长期股权投资中还包含拥有重大影响和控制能力的经营性投资，因此本文按照投资实质对其进行分拆后予以重分类处理。准则规定在2014年之后，长期股权投资包含持股比例低于20%不具备重大影响和控制能力的投资部分需划入可供出售金融资产，因此，本文手工搜集样本区间2010—2013年上市公司年报中长期股权投资中持股比例低于20%不具备重大影响和控制能力的投资部分，将其金额加入同年可供出售金融资产金额，不再单列长期股权投资。同时，委托贷款与理财产品数据分散披露于资产负债表“其他流动资产”项目、“长期应收款”项目、“其他非流动资产”项目或“一年内到期的其他非流动资产”项目的财务报表附注中，本文通过手工搜集得出。具体计算公式为：

实体企业金融化投资程度（Fin-in）=（交易性金融资产+衍生金融资产+可供出售金融资产+持有至到期投资+委托贷款与理财产品）/期末总资产 （a）

其次，从金融资产收益角度，本文以张成思和张步昙的研究为基础［12］，用投资收益与公允价值变动损益之和，扣除对联营和合营企业的投资收益之后的金额与营业利润之比来替代实体企业金融化。具体计算公式为：

实体企业金融化投资程度（Fin-out）=（投资收益+公允价值变动损益+净汇兑收益-对联营和合营企业的投资收益）/营业利润 （b）

2.2.3 气切换药。气切伤口每日用碘伏棉球消毒，范围大于10 cm×10 cm，并用无菌纱布放于气切伤口处，保证其清洁干燥。

（2）审计费用（Afee）。本文用上市公司当年审计收费取对数来度量审计费用。

（3）控制变量（Convariable）：本文在模型中设定会计师事务所层面、地区层面和企业层面的控制变量。具体变量的计算过程如表1所示。

（二）样本选择

本文选取2010—2016年A股制造业上市公司的财务数据作为研究样本，并按照如下标准剔除：（1）剔除ST、PT的样本；（2）剔除交叉持股样本；（3）剔除更改行业的样本；（4）剔除缺失重要财务数据的样本；（5）剔除营业利润为负值的样本，最后得到样本5916个。上市公司财务数据均来自国泰安上市公司数据库，委托贷款和理财产品数据、子公司数量数据根据巨潮资讯网的上市公司年报附注手工获得。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

表2提供了变量的描述性统计特征。主要变量审计费用（Afee）的均值是13.562，中位数是13.458；金融资产投入占比（Fin-in）均值是0.064，中位数是0.022，基本符合正态分布，考虑到样本期间和度量方式的差异，与现有文献中的相关数据基本一致［11-12］，同时金融资产收益占比（Fin-out）均值是0.201，中位数是0.005，标准差是0.703，表明样本中金融资产收益率的波动非常大。同时，研究样本中行业按照Wind行业分类标准，模型中主要变量之间的相关系数分析结果显示（相关表格留存备索），模型中主要变量之间不存在多重共线性问题，并且金融资产投入占比（Fin-in）和金融资产收益占比（Fin-out）与审计费用（Afee）呈显著正相关关系，为本文进一步实证检验两者之间的关系奠定了基础。表2的数据已经处理1%以下和99%以上的异常值。

（二）实体企业金融化影响审计定价的检验

本文假设验证实体企业金融化对审计定价的影响。表3中金融资产投入（Fin-in）和金融资产收益（Fin-out）的回归系数分别为0.002（t=3.28）和0.024（t=3.83），在1%的水平上显著为正值，表明实体企业金融化促使审计定价提升，本文假设成立。同时，模型中的控制变量回归系数方向基本符合现有文献。

（三）实体企业金融化影响审计定价的内生性检验

表3 实体企业金融化与审计定价

表4 实体企业金融化与审计定价

（四）实体企业金融化影响审计定价的稳健性检验

为了增加本文实证结果的可靠性，本文用以50%为分类标准进行分位数回归和剔除行业均值之后的金融资产投入和金融资产收益替代实体企业金融化水平进行稳健性检验。首先，分位数回归避免了普通最小二乘法回归中可能出现的均值偏差问题。检验结果如表4所示。表4的第4列和第8列分别列示了分位数回归的检验结果。可以看到，第4列实体企业金融化变量（Fin-in）的系数为0.171（t=2.26），在5%水平正向显著，表明实体企业金融化促使审计定价提高，检验结果与前文一致，支持本文假设。同时，表4的第8列实体企业金融化变量（Fin-out）的系数为0.020（t=2.32），在5%水平上正向显著，表明实体企业金融化促使审计定价提高，检验结果与前文一致，支持本文假设。其次，为了缓解行业特征对企业金融资产投资的影响，本文用剔除行业均值之后的金融资产投入和金融资产收益替代实体企业金融化水平，检验过度金融化对审计定价的影响。检验结果如表4所示。表4的第5列和第9列列式了检验结果。可以看到，实体企业金融化变量（Fin-in）的系数为0.003（t=2.12），在5%水平正向显著，表明实体企业金融化促使审计定价提高，检验结果与前文一致。同时，表4的第9列实体企业金融化变量（Fin-out）的系数为0.010（t=3.90），在1%水平正向显著，表明实体企业金融化促使审计定价提高，与前文假设一致，支持本文假设。

（五）实体企业金融化影响审计定价的机制检验

在前文中，本文基于理论推理分别从投入机制和风险机制分析实体企业金融化促使审计定价提升的过程，并通过实证检验发现实体企业金融化与审计定价之间的正相关关系。然而，在现实中，实体企业金融化影响审计定价的机制是否与理论分析一致需要进一步检验，因此，本文在机制检验部分，分别从投入和风险视角检验实体企业金融化促进审计师提升审计定价的效果。

1.投入机制。审计师在审计过程中需要对相关行业、管制及其他外部因素取得充分了解，以增强其职业判断能力。具有行业专长的注册会计师往往掌握更多的行业特有知识、专业技能和审计经验，从而能够有效识别行业特有问题，提供差异化审计服务以满足客户公司特定需求［25］。注册会计师往往通过行业专长将其服务产品区别于其他事务所，以获得差异化的收费补偿。一方面，客户公司出于提高会计信息质量等动机，会聘请具有行业专长的注册会计师所为其提供审计服务，并且愿意为其支付较高的审计收费［26］。另一方面，拥有特定行业知识和审计经验的注册会计师具有更强的审计鉴证能力和差异化服务能力，因而行业专长较强的注册会计师也更加倾向于在执行审计契约时，借助提高审计定价来获取投入补偿［27］。因此在实体企业金融化趋势下，伴随审计工作的复杂程度增加，审计难度加大，行业专长越强的注册会计师更加倾向于通过提高审计定价来获取投入补偿。基于此，本文以注册会计师行业专长的10%为划分标准对样本进行分样本检验，并且推断，会计师事务所在本行业的专长越强，越倾向于在实体企业金融化的情形下，通过提升审计定价来获取投入补偿。本文借鉴Zeff和Fossum提出的行业市场份额法［28］，事务所的行业专长的计算过程如公式（c）：

其中：IMS代表会计师事务所行业专长；分子为i会计师事务所向行业k的客户收取的审计费用（REV），分母为k行业的全部客户的审计费用，分母j为制造业企业二级行业。

2.风险机制。在实体企业金融化的趋势下，金融资产收益成为企业利润的重要组成部分，金融资产收益较强的波动性和较差的持续性特征会增加企业整体业绩变化的不确定性，导致审计师提高审计定价，即金融资产收益的波动性构成金融风险，同时加剧企业经营风险，这些风险因素会促使审计师提高审计定价。因此，本文用金融资产收益率的波动替代实体企业金融风险进行分样本检验，并且推断，上市公司金融资产收益波动越大，更容易引起企业整体业绩发生波动，增加企业的经营风险，进而导致审计定价提高。本文参考前人研究［12，24］，用金融资产与经营资产形成的相对风险来度量金融化带来的风险，具体用连续三年金融资产收益的波动除以连续三年经营资产收益波动进行计算，计算过程如公式（d）：

表5 实体企业金融化影响审计定价的机制检验

表6 风险机制的进一步检验

两种机制的检验结果如表5所示。表5的第2列和第3列列式了投入补偿机制的检验，可以看到，按照行业专长的10%分组回归后，在审计专长强的分样本中，实体企业金融化变量的系数为0.003（t=5.32），在1%水平正向显著；在行业专长弱的分样本中，实体企业金融化变量的系数为-0.030（t=-1.39），未达到显著水平。检验表明，注册会计师的行业专长越强，实体企业金融化导致审计定价提升的效应越显著，符合本文预期。表5的第4列和第5列列式了风险补偿机制的检验，可以看到，按照金融化带来风险的中位数分组回归后，在风险大的分样本中，实体企业金融化变量的系数为0.033（t=0.38），未达到显著水平；在风险小的分样本中，实体企业金融化变量的系数为0.042（t=0.41），未达到显著水平。检验表明，尽管实体企业金融化促使审计定价提升，但是实体企业金融化形成的审计风险并未在审计定价中得到体现。

（六）进一步分析

进一步，从审计师独立性视角分析，审计定价使得审计师与被审计单位之间存在利益关系，审计定价的提高除了要考虑被审客户的审计业务复杂度和风险等因素之外，还需要结合被审计客户的议价能力。因此，本文按照客户的重要性程度进行分组，进一步检验风险补偿机制，具体本文按照被审计客户的重要性程度将样本分为4个子样本分别进行检验。检验结果如表6所示，当被审计客户的重要程度低于25%时，在金融收益波动较大的分样本中，实体企业金融化变量的系数为0.246（t=1.72），在10%水平正向显著；在金融收益波动较小的分样本中，实体企业金融化变量的系数为-0.314（t=-2.33），在5%水平负向显著。当被审计客户的重要程度高于25%并低于50%时，在金融收益波动较大的分样本中，实体企业金融化变量的系数为0.140（t=1.28），未达到显著水平；在金融收益波动较小的分样本中，实体企业金融化变量的系数为-0.110（t=-0.93），未达到显著水平。当被审计客户的重要性程度高于50%并低于75%时，在金融收益波动较大的分样本中，实体企业金融化变量的系数为0.026（t=0.03），未达到显著水平；在金融收益波动较小的分样本中，实体企业金融化变量的系数为-0.052（t=-0.51），未达到显著水平。当被审计客户的重要程度高于75%时，在金融收益波动较大的分样本中，实体企业金融化变量的系数为-0.099（t=-0.53），未达到显著水平；在金融收益波动较小的分样本中，实体企业金融化变量的系数为0.115（t=0.41），未达到显著水平。综合上述检验结果，当被审计客户的重要性程度较低时，审计师倾向于通过提升审计定价增加风险补偿，伴随被审计客户重要性程度增加，审计定价中的风险补偿部分逐渐消失。

五、研究结论

本文结合我国实体企业“产融结合”和“脱实向虚”共存的现状，验证实体企业金融化对审计定价的影响及其内部作用机制。研究结果发现：实体企业金融化导致审计定价提升。其作用机制主要体现在，金融资产配置使得审计工作的复杂程度增加，行业内特定知识和审计经验的积累促使行业专长较强的会计师事务所更加倾向于借助提高审计定价来获取投入补偿。同时在一般状态下，金融资产配置形成的风险机制对审计定价缺乏调整能力，具体表现为，当被审计客户重要性程度较低时，审计师倾向于通过提升审计定价实现风险补偿；伴随被审计客户重要性程度增加，审计定价中的风险补偿部分逐渐消失。本文研究结果表明，实体企业金融化导致审计师提高审计定价，但是主要表现为一种投入补偿，金融资产收益较强的波动性和较差的持续性特征导致企业整体业绩变化的不确定性形成的风险，并未在审计定价中完全体现，审计师对不同重要性程度的客户投资金融资产形成的风险存在认知差异。