内部控制质量与审计费用——基于管理层能力的调节作用

宋 娜，陆新文，王苗苗

本刊核心层次论文

内部控制质量与审计费用——基于管理层能力的调节作用

宋 娜，陆新文，王苗苗

(安徽农业大学 经济管理学院，安徽 合肥 230036)

本文以2014—2019年沪深A股上市公司的数据作为研究对象，探讨了内部控制质量与审计费用之间的关系，并进一步研究了管理层能力对内部控制质量和审计费用之间的调节作用。研究结果表明：内部控制质量与审计费用存在显著的反向关系，内部控制质量越高，审计费用越低；管理层能力能够显著增强内部控制质量和审计费用的负相关关系。本文从理论上拓展了审计费用影响因素的研究，有助于更好地帮助企业提高公司治理。

内部控制质量；审计费用；管理层能力；DEA

一、引言

合理的审计费用是影响审计独立性和审计质量的主要因素之一，自Simunic开创性研究以来，学术界关于审计费用的研究就一直没有停止过。作为会计师事务所向被审计单位就审计服务收取的劳务报酬，审计收费一方面体现了审计人员对投入审计成本的预期利润，另一方面也反映了审计机构对潜在风险要求的价值补偿。根据中国注册会计师协会统计，2018年上市公司年报审计费用高达59.9亿元，均值较上一年度增长6.5%。企业每年支付天价审计费用给会计师事务所，不仅造成企业资金的大量流失，使得企业每年花费在审计上的资金俨然成了固定的沉没成本，会计师事务所的专长也没有得到很好的体现[1]。因此，如何在保证审计质量的基础上降低审计费用，是目前上市公司面临的一大难题。

自21世纪初，安然、世通等一系列财务舞弊事件的发生引起了人们对内部控制制度的关注。作为现代企业内部治理的重要组成部分，内部控制制度的有效运行不仅能够提高企业信息传递效率，降低财务风险和经营风险，实现企业经营目标，对外部审计也产生了一定程度上的影响。在风险导向审计要求下，审计人员在开展外部审计工作时需要重点了解被审计单位的内部控制环境，以此确定审计方案。而作为经济个体的审计机构提供审计服务的目的是获取经济收益，内部控制质量差的企业其面临的重大风险也会增加，在风险收益原则和成本效益原则下，高风险必然伴随着较高的费用，审计人员也将投入更多的审计程序判断风险的大小，审计工作量的增加就必然导致审计费用的提高。除此之外，“深口袋”理论也迫使审计机构以风险溢价的形式对潜在的风险要求适度的价值补偿。而企业的内部环境有赖于管理层的判断、协调和组织等方面能力，能力越强的管理者越能有效设计和运行企业内部控制机制。良好的企业环境不仅可以保证企业内部控制制度的运作得到贯彻和落实，还可以确保会计准则和有关的会计制度能够被会计人员了解并正确运用。

目前，有关内部控制质量与审计费用之间的关系已有不少学者研究过，由于二者之间存在复杂的作用关系，结论尚不统一。企业管理层是内部环境体系的主要制定者，目前关于企业管理者对内部控制质量和审计费用之间的影响研究主要集中在年龄、性别、受教育程度、个人经历等管理层背景特征方面，但管理层背景特征仅仅是管理层异质性的影响因素，管理层能力才是异质性最直接的体现[2]。据此，本文选择2014—2019年A股上市公司作为研究对象，以审计的保险理论、风险收益原则以及“深口袋”理论为基础，分析了内部控制质量和审计费用之间的关系，并借鉴Demerjian等[3]的研究方法，利用DEA-Tobit模型计算管理者能力，进一步观察管理层能力在内部控制质量对审计收费的影响上能否进一步产生影响。

二、文献综述与研究假设

随着国内外企业经营环境的不断变化，内部控制在防范企业风险和阻止舞弊等方面发挥的作用越来越重要，并成为现代企业风险管理的重要工具。自学术界意识到内部控制和外部审计之间存在某种关联后，学者们对此做出了大量研究。国外的研究中，Raghunanda&Rama[4]研究发现，内部控制质量好的企业在开展外部审计时需要支付更少的审计费用，Munsif V，Singhvi M[5]研究发现，当审计机构发现被审计单位存在内部控制缺陷时，会通过提高审计溢价的形式提高审计收费。在国内也有类似的研究成果，例如，张敏和朱小平[6]认为，高质量的内部控制能够使审计风险和审计成本同时得到降低。田利军[7]认为，内部控制质量和审计收费之间呈明显的负相关关系，吕珺等[8]讨论了内部控制缺陷和审计费用之间的关系，发现内部控制缺陷较多的企业支付的审计费用也较高。邓文涛[9]的研究中指出，内部控制有效性和审计费用之间呈反向关系，李百兴等[10]认为在小规模企业中内部控制质量与审计费用呈负相关关系，内部控制质量越高，审计费用越低。

内部控制制度是公司治理的重要手段，影响企业各种经营决策的制定和执行，而了解被审计单位的内部控制环境又是审计师计划审计工作的必要程序。审计机构会根据不同的审计业务制定审计计划，投放审计资源，为了使获得的效益大于成本，审计机构一般会对投入时间、人力等审计成本多的企业收取更多的审计费用。对于内部控制质量较低的企业，审计机构往往会通过投入更多的审计程序，导致审计成本的增加。除此之外，林钟高、陈俊杰认为，存在内部控制缺陷的企业更容易导致企业风险[11]。“深口袋”理论使得作为第三方的会计师事务面临诉讼风险，相关人员的利益受损且无法区分责任方时，往往将审计机构作为主要责任方，并要求其提供相应的赔偿。此时，审计机构不仅要为被审计单位的过失或欺诈负责，还将面临着责任被扩大的风险。而高质量的内部控制下的企业能够提高内部信息的传递效率，保证会计信息的质量，减少财务舞弊现象。审计人员获得高质量的会计信息后，会适当地缩减审计范围，减少审计程序，进而减少审计收费。据此，本文提出以下假设：

H1：在其他条件不变的情况下，内部控制质量与审计费用呈反向关系。

行之有效的内部控制机制能够降低经营活动不确定性以及内外部信息获取不及时等带来的种种风险，而企业管理层能够通过对环境的认知和对政策的解读来调整企业的内部环境。Frikelstein[12]指出管理层影响公司各种制度的执行效率及效果。现有文献多聚焦在管理层声誉、管理层权力以及管理层背景特征对内部控制制度的影响，但均未考虑管理层能力的影响[13-14]。何威风、刘巍等[15]认为，管理者是异质的，能力不同的管理者构建的企业环境存在较大差异，对审计费用也会产生不同的影响。优秀的管理者更具有远见卓识，他们能够根据企业所处的环境设计并执行镶嵌在日常经营活动中的内部控制机制，并根据内外部环境的变换进行动态的调整，做到降低企业经营风险和财务风险的目的。许宁宁[16]和沈烈等[17]学者先后研究得出，能力越高的管理者越能有效设计和运行企业的内部控制制度。

能力不同的管理层识别内部控制缺陷的能力也是不同的，除了管理层动机选择外，发现内部控制缺陷的能力不足是我国目前内部控制缺陷披露较低的主要原因之一[18]，而存在内部控制缺陷的企业将支付更多的审计费用[19]。目前，我国内部控制法规中也没有给出明确的理论和实际操作来指导，缺乏具体的量化标准，导致我国企业对内部控制缺陷的识别工作存在一定的困难。优秀的管理者具有丰富的管理经验以及出色的业务处理能力，能够快速对内部控制的实际情况做出正确的判断，发现并修正企业内部控制缺陷。此外，有能力的管理层会更加重视自己声誉的传播，他们会基于“企业家精神”建设良好内部控制环境，以最少资源的投入实现最大经济产出，以此达到提升公司业绩和自身声誉的双重目的。

管理层良好的声誉在市场上得到了广泛传播，并被审计师识别，其所在的公司也就会成为会计师事务所争相合作的对象。因此，我们认为高管能力较强的企业建立的内部控制制度更具有有效性，其所在的公司也更容易获得审计师的信任，故提出假设H2。

假设H2：管理者能力能够增强内部控制质量和审计费用之间的反向关系

三、研究设计

（一）样本选择和数据来源

研究选取了2014—2019年我国沪深A股上市公司数据作为研究对象。由于计算需要涉及上一年度的数据，实际收集了2013—2019年度的相关数据，并做了以下筛选：

1. 剔除金融保险行业的公司；

2. 剔除ST、PT类公司；

3. 删除数据缺失公司，最终得到了有效样本5 026个。此外，对模型中主要的连续变量采取了上下1%的Winsorize处理，消除极端值对回归结果的影响，数据主要取自于WIND和国泰安数据库，并使用DEA—Solver和stata15.0软件分别进行数据包罗与统计回归分析。

（二）变量定义

1. 被解释变量

本文选取审计收费为被解释变量，为了方便观察及研究，本文对审计费用取自然对数。

2. 解释变量

本文选取深圳迪博公司发布的内部控制指数作为解释变量，考虑到量纲对回归系数大小的影响，对其取自然对数。

3. 调节变量——管理者能力

本次研究参考潘前进[20]、肖明和李海涛等[21]学者的研究方法，并依据我国企业的基本情况对Demerjian等人提出的DEA-Tobit模型对企业管理者能力进行度量。计算过程如下：第一阶段，运用DEA计算企业的生产效率。由于我国各行业的需求存在一定的差异，本文选取CCR模型以行业投入产出最优值为目标，分行业分年度计算公司的相对生产效率，如模型（1）所示。

在计算生产效率时，本文选取主营业务收入（）作为产出变量。选取主营业务成本（）、固定资产净值（)、销售费用和管理费用之和（）、研发支出（）、无形资产净值（）、商誉净额（）这六个变量为投入变量。上述变量里，为本期期间数，其余变量为上期年末数。

第二阶段，上述计算出来的生产效率包含企业层面和管理层层面的影响，在此基础上，利用Tobit回归剔除公司固有特征，选取期末总资产的对数、市场份额、自由现金流的虚拟变量、上市年限、公司多元化程度等五个变量作为企业层面的因素，通过Tobit回归计算得出的残差（）即管理者能力，如模型（2）所示。

4. 控制变量

为了保证结果的可靠性，本文借鉴已有文献，从企业规模（）、企业成长性（）、事务所声誉（4）、业务复杂性（）、资产负债率（）、企业注册地（）等方面引入对审计费用有重要影响的因素作为控制变量。

表1 各主要变量的定义及说明

变量名称变量符号变量定义 被解释变量审计费用FEE上市公司当年审计费用的自然对数 解释变量内部控制质量ICI迪博公司的内部控制指数取自然对数 调节变量管理层能力Ma通过模型（1）和模型（2）计算出的残值ε，ε越大，管理层能力越强，反之越低 企业规模Size期末总资产的自然对数 控制变量业务复杂度Sub纳入公司财务报表的子公司数量的平方根 资产负债率Lev期末总负债/期末总资产 企业成长性Growth成长机会，以托宾Q值表示 事务所声誉Big4事务所为国际四大取值为1，否则取值为0 董事会规模dr企业当年董事会人数总和 独立董事比例Indep 独立董事人数/董事会人数 审计意见OP若企业被出具“标准无保留意见”的审计报告记为1，否则取值为0 企业所在地Locat 按照公司总部所在地划分为三个地区，即中部、东部和西部地区 企业性质SOE国有控股取1，否取为0 行业Industry行业虚拟变量 年度Year年度虚拟变量

（三）模型构建

依据研究目的，验证本文提出的三个假设，构建了以下三个回归方程。其中模型（3）对应假设H1，对内部控制质量（）和审计费用（）之间的关系进行考察。为了验证假设H2，即考察管理层能力对内部控制和审计费用之间的影响。在模型（4）和模型（5）分别加入了管理层能力（）和管理层能力与内部控制的交乘项（）两项。

四、实证分析

（一）描述性统计分析

表2列出了模型中主要变量的描述性统计，由表2我们可以看到，审计收费（）最大值和最小值分别为17.740和11.510，均值为13.850，说明我国各企业之间的收费存在一定的差异。内部控制质量（）最大值为6.812，最小值为4.970，均值为6.480，多数样本公司的内部控制质量高于平均值。管理者能力（）最大值为0.454，最小值为-0.645，该值的大小代表管理层能力的高低，该值越大，代表管理层能力越强，选取的样本中管理层能力存在较大的差异。控制变量中，企业规模（）的最大值为27.700，最小值为17.640，均值为22.330，且均值和中位数相差不大，表明我国上市企业规模大小存在差异，但整体上又呈现理想的正态分布。资产负债率（）的最大值为0.995，最小值仅为0.008，资产负债率过高，企业易陷入债务危机。企业的子公司数量的算数平方根表示的业务复杂度（）的均值和中位数分别是4.449和4，标准差为2.293，最大值和最小值为20.451和1，说明我国上市企业子公司数量存在明显区别，每个企业业务复杂度也就不同。国内企业选取国际四大会计师事务所（4）的可能为6.2%，由此可见，国际“四大”尚没有形成垄断局面。

表2 主要变量的描述性统计

变量观测值均值标准差最小值中位数最大值 FEE502613.8500.76311.51013.71017.740 ICI50266.4800.1354.9706.4996.812 Ma50260.0020.127-0.6450.0080.454 Size502622.3301.30317.64522.14027.700 Lev50260.4340.2050.0080.4240.995 Sub50264.4492.2931.0004.00020.451 Growth50262.8413.0030.2192.154122.200 Indep50260.3760.0560.1820.3640.800 Big450260.0620.2420.0000.0001.000 dr50268.6351.7214.0009.00018.000

（二）相关性分析

表3报告了主要变量的Pearson和Spearman相关性分析结果。从中我们可以看出，如不考虑其他因素，内部控制质量（）和审计费用（）之间存在显著负相关关系，符合预期假设。其他控制变量符号及显著性大致符合预期，企业规模（）、资产负债率（）、企业成长性（）、业务复杂性（）等变量都在0.1%的水平上显著。但是，相关系数的检验只是初步检验了变量间有没有存在严重多重共线性的问题，并没有对其他变量进行控制，具体变量间的关系由多元回归进一步检验。

表3 主要变量相关性分析

变量FEEICIMaSizeGrowthOPLevSubdrIndepBig4LocatSOE FEE10.124***-0.073***0.659***-0.443***-0.0090.432***0.599***0.193***-0.0030.346***-0.041**0.314*** ICI0.100***10.114***0.183***-0.040**0.138***0.029*0.152***0.054***0.0040.158***-0.076***0.098*** Ma-0.111***0.100***10.0070.0070.023-0.006-0.099***-0.003-0.025-0.065***-0.046***0.018 Size0.698***0.151***-0.046***1-0.616***0.034*0.550***0.627***0.268***-0.029*0.314***0.055***0.390*** Growth-0.233***-0.045**0.002-0.398***1-0.01-0.533***-0.316***-0.224***0.060***-0.199***-0.08***-0.336*** OP0.0030.217***0.0250.052***-0.138***1-0.076***0.026-0.014-0.0100.020-0.022-0.017 Lev0.427***-0.024-0.0110.540***-0.241***-0.092***10.369***0.151***-0.029*0.152***-0.048***0.265*** Sub0.596***0.114***-0.105***0.614***-0.189***0.030*0.341***10.142***-0.0010.218***0.041**0.308*** dr0.227***0.032*-0.032*0.294***-0.151***-0.0270.168***0.153***1-0.562***0.074***0.084***0.272*** Indep0.046***0.011-0.033*0.0180.065***-0.014-0.0170.014-0.472***10.035*-0.017-0.072*** Big40.497***0.126***-0.065***0.404***-0.086***0.0200.149***0.224***0.096***0.066***1-0.033*0.184*** Locat-0.072***-0.073***-0.036**0.031*-0.04**-0.013-0.048***0.033*0.074***-0.02-0.036**10.082*** SOE0.334***0.052***0.01910.405***-0.184***-0.0170.255***0.312***0.290***-0.055***0.184***0.081***1

注：表中下三角部分为Pearson相关系数，上三角为Spearman相关系数，***、**、*分别表示1%、5%、10%水平上显著。

（三）回归分析

表4报告了内部控制质量、管理层能力和审计费用的回归结果。其中模型（3）是内部控制质量和审计费用之间的回归结果，考察了对以上选中的财务指标以及对行业和年份进行了控制之后，模型（3）中调整后的R2值为0.727，表明模型构建是合理的，具有较高的解释力度。其中内部控制质量（）和审计费用（）的回归系数是-0.176，并在1%的水平上与审计收费显著负相关，假设H1得到了验证。同时，企业规模（）和业务复杂性（）与审计费用（）均在1%的水平上显著正相关，说明当企业规模越大，企业经营业务流程越复杂，审计机构投入的时间成本和人力成本也会随之增加，导致审计费用的提高。此外，复杂的业务规模也可能会伴随着较高的审计风险，审计风险的增加，审计机构收取的审计费用也会提高，这与绝大多数学者的研究结论一致。此外，“四大”会计师事务所（4）与审计收费的显著正相关，这是因为会计师事务所声誉越高，审计质量越有保障，会计师事务所收取的审计费用也将越高。

为了进一步研究假设H2是否成立，本文在模型（4）中把管理层能力作为调节变量加到模型（3）中并重新回归，其回归结果在模型（4）中显示，内部控制质量和审计费用依旧在1%的水平上呈显著负相关关系，并且管理层能力与审计费用也呈现显著的负相关关系，控制变量的符号与预期一致。在模型（5）的回归中，加入了内部控制质量和管理层能力的交乘项这一项，其中内部控制质量和审计收费依旧呈负相关关系，回归系数为-0.164。除此之外，管理层能力与内部控制质量的交乘项与审计收费的回归系数为-0.767。说明了管理层能力能够对内部控制产生影响，而且企业管理者的能力越强，内部控制质量与审计费用之间的负相关关系也就越强，因此假设H2得到验证。在控制变量中，企业规模和业务复杂度与审计费用均在1%的水平上呈现显著的正相关关系，说明审计成本越高，审计师收取的审计费用也就越高。四大会计师事务所与审计费用的回归结果显著正相关，这是因为会计师事务所的规模越大其品牌声誉也会较高，审计机构将收取一部分的品牌溢价。通过这个研究结果我们可以看出，在其他条件相同的情况下，能力越强的管理层越重视企业内部控制制度的建设，即管理能力越强，内部控制质量越高。除此之外，企业管理层能力越强则其工作效率越高，在开展外部审计时会事先向审计人员介绍企业的内部控制制度的运行状况，帮助审计人员开展审计工作。企业规模、资产负债率、业务复杂度、企业成长性等均在1%的水平上显著正相关，回归结果与前文的理论部分保持一致。

表4 回归分析结果

变量模型（3）模型（4）模型（5） ICI-0.176***(-3.24)-0.146***(-2.65)-0.164***(-3.04) Ma -0.311***(-6.54)-0.320***(-6.71) ICI*Ma -0.767**(-2.17) Size0.355***(36.57)0.356***(36.78)0.357***(36.91) Growth0.018***(4.96)0.019***(4.99)0.019***(4.95) OP-0.107**(-2.42)-0.103**(-2.31)-0.105**(-2.38) Lev0.095**(2.51)0.098***(2.62)0.099***(2.63) Sub0.061***(15.82)0.058***(15.25)0.058***(15.29) dr0.012***(2.89)0.011**(2.55)0.010**(2.46) Indep0.377***(3.11)0.335***(2.78)0.327***(2.71) Big40.653***(18.91)0.640***(18.74)0.636***(18.67) Locat-0.095***(-12.08)-0.097***(-12.44)-0.098***(-12.47) SOE0.028*(1.93)0.035**(2.43)0.035**(2.45) Cons5.409***(25.49)5.399***(25.50)5.393***(25.47) Year控制 Industry控制 N501650165016 adj. R20.7270.7290.729

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著（下同）。

（四）稳健性检验

从前面的研究结果可以看出，管理层能力越强，越能加强内部控制质量对审计费用的负向作用。为了验证本次研究结果是否稳健，本文借鉴刘玉龙等[22]更换被解释变量的检验方法，将被解释变量换成审计费用和总资产的比值，替换之前的审计费用自然对数，为了方便观察，将审计费用和总资产的比值乘以1 000。此外，为了更好地凸显企业业务情况，将公司业务复杂度这一控制变量更换成存货和应收账款之和与期末总资产的比值，重新带入控制变量进行回归检验，其回归结果与前述分析一致，表明有关结论得到进一步证实。

五、研究总结与建议

与以往研究不同的是，本次研究把管理层能力纳入内部控制和审计费用的研究中，选取2014—2019年A股上市公司的数据作为样本，探究了内部控制质量与审计收费的关系以及管理层能力对内部控制质量和审计费用之间关系的调节作用。结果显示：内部控制质量和审计收费之间呈负相关关系，而企业管理层作为内部控制制度建立、实施及评价的全程中的重要参与者，其能力越大越能够增强内部控制质量和审计收费之间的负相关关系。本文研究拓展了内部控制质量和审计费用之间的关系，强调了提升内部控制制度建设的必要性以及管理层能力对内部控制和审计费用之间的重要影响，本文的研究为降低上市公司审计费用具有一定的启示，对企业选拔和考核管理层也有一定的借鉴意义。

据此，本文提出以下建议：从上市公司的角度来看，首先，企业应意识到内部控制建设的重要性，尤其是业务复杂度较高的企业，通过建设有效的内部控制机制，加强企业监督力度，减少不公平的现象发生，营造健康平稳的营商环境，有助于企业更好地发展。其次，企业要建立良好的管理层选拔机制，注重管理层团队的能力建设。企业在选拔管理层人员时，应按照规范的流程、严格的考察制度对其进行筛选，确保聘用高层次管理人员，以此提高企业管理层水平。最后，实施内部控制的目标责任制，将管理层薪酬与绩效评价机制联系在一起，建立长期有效的管理层能力转化机制。从审计机构的角度来看，审计机构在开展审计活动时，应将内部控制制度的质量考虑在内，加大对企业管理层能力的度量，对存在内部控制缺陷以及业务规模较大的企业应投入更多的审计资源。

[1] 朱兰兰. 刍议我国审计质量的现状与建议[J]. 现代经济信息, 2018(4): 284.

[2] 赵慧, 宋婕, 张俊民. 管理层预测能力促进了企业R& D投资吗?——基于A股上市公司的经验证据[J]. 证券市场导报, 2018(4): 13-21.

[3] DEMERJIAN P, B LEV, S MCVAY. Quantifying Managerial Ability: A New Measure and Validity Tests[J]. Management Science, 2012, 58(7): 1229-1248.

[4] RAGHUNANDAN K, RAMA D V. SOX Section 404 material weakness disclosures and audit fees[J]. Auditing, 2006, 25(1): 99-114.

[5] MUNSIF V, SINGHVI M. Internal control reporting and audit fees of non-accelerated filers[J]. Journal of Accounting, Ethics and Public Policy, 2014, 15(4): 901-933.

[6] 张敏, 朱小平. 中国上市公司内部控制问题与审计定价关系研究——来自中国A股上市公司的横截面数据[J]. 经济管理, 2010, 32(9): 108-113.

[7] 孙新宪, 田利军. 内部控制的有效性影响审计收费吗?——来自中国资本市场的经验证据[J]. 江西财经大学学报, 2011(5): 19-27.

[8] 吕珺. 内部控制缺陷与审计收费[J]. 新疆农垦经济, 2017(2): 80-87.

[9] 邓文涛, 平瑷嘉, 熊欢欢. 内部控制、管理层权力对审计费用影响研究[J]. 中国注册会计师, 2018(5): 49-54.

[10] 李百兴, 王博, 卿小权. 内部控制质量、股权激励与审计收费[J]. 审计研究, 2019(1): 91-99.

[11] 林钟高, 陈俊杰. 终极控制人性质、内部控制缺陷与企业风险[J]. 财经理论与实践, 2016, 37(4): 84-92.

[12]FINKELSTEIN S. Power in top management teams: Dimensions, measurement, and validation[J]. Academy of Management Journal Academy of Management, 1992, 35(3): 505-538.

[13] 牟韶红, 李启航, 于林平. 内部控制、高管权力与审计费用——基于2009—2012年非金融上市公司数据的经验研究[J]. 审计与经济研究, 2014, 29(4): 40-49.

[14] 陈娇娇, 周芳竹. 管理者背景特征、内部控制与审计收费[J]. 山西财经大学学报, 2016, 38(6): 88-100.

[15] 何威风, 刘巍. 企业管理者能力与审计收费[J]. 会计研究, 2015(1): 82-89, 97.

[16] 许宁宁. 管理层能力与内部控制——来自中国上市公司的经验证据[J]. 审计研究, 2017(2): 80-88.

[17] 沈烈, 郭阳生. 管理者能力与内部控制质量: 抑制还是促进?[J]. 中南财经政法大学学报, 2017(4): 58-67, 159.

[18] 许江波, 贺小丹. 未能发现还是动机选择?——内部控制缺陷披露困境的成因[J]. 经济与管理研究, 2016, 37(3): 123-130.

[19] 盖地, 盛常艳. 内部控制缺陷及其修正对审计收费的影响——来自中国A股上市公司的数据[J]. 审计与经济研究, 2013, 28(3): 21-27.

[20] 潘前进, 李晓楠. 管理者能力、机构投资者与企业投资过度[J]. 现代管理科学, 2016(3): 106-108.

[21] 肖明, 李海涛. 管理层能力对企业并购的影响研究[J]. 管理世界, 2017(6): 184-185.

[22] 刘玉龙, 蒋文超, 周丽颖. 高管审计师背景、会计信息质量与审计收费——基于A股制造业公司的经验数据[J]. 南京审计大学学报, 2016, 13(3): 75-86.

10.15916/j.issn1674-327x.2021.03.015

F239.4；F272.91；F275

A

1674-327X (2021)03-0055-06

2020-10-19

国家自然科学基金资助项目(71802004)

宋娜(1995-)，女，安徽滁州人，硕士生。

陆新文(1963-)，男，安徽肥东人，副教授。

(责任编校：许伟丽)