企业创新投入会提高审计收费水平吗

胡海川 贾望藤 安海岗

【摘 要】 在现代风险导向审计下，审计师是否会将企业创新活动视为一种风险预警并反映到审计定价决策上，是当前业界和学术界关注的新热点。基于此，文章基于2015—2019年沪深A股上市公司数据，探寻企业创新投入与审计收费两者间的关系。实证结果显示，企业创新投入与审计服务收费存在显著的正相关关系，在此基础上，引入审计时滞对审计成本进行衡量，进一步证明了审计机构追加服务并非审计收费提升的首要原因，获得风险溢价补偿才是其首要目标。与此同时，企业的创新产出与创新环境作为有效调节因素，能显著削弱企业创新投入与审计收费的正相关性。由此可知，企業支持创新活动并降低创新活动所带来的负面影响，对于企业可持续发展具有重要意义。

【关键词】 创新投入; 审计收费; 审计时滞; 风险导向审计

【中图分类号】 F275  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2022）12-0024-08

一、引言

创新是企业持续发展的源动力，“十四五”规划指出，要提升企业技术创新能力，完善创新服务体系。企业创新活动周期长、投入多、不确定性强，增加了企业盈余管理的可能性，进而会影响到创新主体的潜在风险水平[1]。作为资本市场的重要参与者，外部审计机构通常会根据现代风险导向审计的要求，对高风险点投入更多的审计资源。同时，根据Simunic[2]的审计收费模型，企业审计收费会受到审计师努力程度、审计资源以及由于审计失败而索取的审计溢价补偿等因素的影响。基于创新驱动发展的经济背景，探析审计机构是否会对企业创新行为保持应有的职业谨慎，并最终反映到审计收费上是十分有必要的。

本文在探析创新活动与收费关系时，以创新投入、创新产出以及创新环境为切入点，以沪深A股上市公司2015—2019年样本数据为基础，试图明确三个实质性问题，第一，企业创新活动是否会导致审计收费水平的提高？第二，审计收费的提高是由于审计师提升了工作强度导致成本增加，还是仅单方面为了弥补可能发生的损失收取了更高的风险溢价？第三，创新产出和创新环境是否会对创新投入与审计收费的关联度产生影响？与现有文献相比，本文的边际贡献在于：第一，深入剖析企业创新活动对其他市场参与主体的影响，使该领域的研究边界得以拓展。第二，在已有学者研究企业创新活动与审计收费的基础上，明确创新活动对审计收费的影响机理，厘清会计师事务所针对创新型企业审计收费的内在依据。第三，全方位审视企业的创新活动，考查其对审计收费的影响。本文深入探析企业创新行为和审计收费的内在逻辑关系，以期能够为“十四五”发展背景下企业创新水平提升和风险管控意识的强化提供经验证据，并且能够进一步丰富企业创新和外部审计方面的研究成果。

二、理论分析和研究假设

（一）企业创新投入与审计收费

在风险导向审计模式下，审计风险的主要考量因素是企业经营战略风险，而审计风险也会显著影响审计收费，葛新旗等[3]、张鑫等[4]研究指出，企业经营风险越高，审计风险越大，审计收费就越高。企业创新活动可能预示着更高的产出，也可能会因其本身的周期长和高度不确定性面临经营失败的风险，陈彩云等[5]研究发现，创新投入与企业风险之间存在U型关系。就我国现阶段情况来看，创新投资活动预示着更高的风险：第一，现阶段我国创新产出效率依旧较低，要坚定创新自信，着力攻克关键核心技术，加快技术自主创新。因此，创新投入作为企业重要的经营战略，投入越多，其失败后则承受更大的损失，给企业带来更多未知风险。第二，创新活动是企业核心环节，管理层为保持企业竞争力一般不愿披露过多有关信息，增加了信息不对称性，提高了股价崩盘风险，加剧了企业经营风险和重大错报风险。第三，创新投入增加了企业财务绩效的不确定性。创新投入的不断增加，企业财务绩效的不确定性也随之上升，根据信号传递理论，盈余波动在一定程度上会影响投资者对于企业风险的认知与评判，面对经营业绩的不确定性，投资者会更为谨慎，企业融资约束将被扩大，因此为规避收益不确定性带来的负面影响及给投资者造成的不良预期，企业通过盈余管理来平滑收益及谋取私利的动机将大大增加，带来潜在的财务舞弊和造假的风险[6]。第四，由于创新活动的独特性造成结果预见性差，市场上缺乏衡量的统一标准，企业的新技术、新业务可能会使财务舞弊的手段更加隐蔽与高明，审计师无法利用以前的经验，审计难度会顺势增加。第五，邢会等[7]认为，部分企业创新投资活动的动机在于获得政府的短期补助，是“谋求扶持”的策略性创新行为，存在较高的政策性风险。在上述情形下需要审计师保持应有的职业谨慎，李洪[8]指出，审计机构会追加审计资源、实施更充分的审计程序等来降低审计失败的概率;而基于Telser[9]提出的“深口袋”理论，芮怀涟等[10]认为要通过收取更多风险补偿溢价转移潜在的审计失败风险，弥补损失，因此审计机构的上述两种选择都会导致审计师提高审计收费来确保审计质量。基于上述分析，提出假设1。

H1：在其他条件不发生改变的前提下，企业创新投入越多，则审计收费就会越高。

（二）企业创新投入与审计成本

步丹璐等[11]研究发现，创新投入的增加导致企业风险的加大，财务错报风险亦会伴随其中，此时，审计机构必然会权衡审计成本与风险补偿二者间的关系，最终会以审计收费的增加来确保审计质量。钟凤英等[12]立足审计机构视角，认为审计资源投入和风险溢价补偿是审计收费的主要决定因素。面对企业的创新活动，审计机构必然会考量其风险水平并推行如下方案：第一，如果客户追加了创新投资，审计机构必然会提升工作强度，对审计对象投入更多资源，进一步增加或细化审计程序，必然会导致审计工作成本的增加，拉长审计时滞[13];第二，“审计需求保险假说”认为，作为一种风险转移和规避机制，审计活动会引致审计机构与客户之间的博弈，当客户在推进创新投资活动时，审计机构一方面会消极应对，另一方面则会以抬升审计收费的方式弥补可能发生的损失[14]。审计机构可能采取其中一种方案，也可能会两种方案交叉使用，这其中必然绕不开针对企业创新投入对审计机构业务收费影响机理的讨论，而且还应考虑审计工作成本在其中发挥的作用。因此，引入“审计时滞”变量作为审计成本的有效考量指标。审计时滞能直接反映审计机构的业务水平，更重要的是，它直接关系到利益相关者获取财务信息的及时性。刘颖斐等[15]研究指出，如果在对存在创新投资的企业客户提供审计服务时产生了审计时滞，则表明是由于审计师努力程度增加引致审计收费的提升;如果未引起审计时滞增加，则证明审计师仅对此类企业收取了风险补偿溢价，并未投入更多实质性的审计资源，此时审计机构并未通过提高工作强度来增加审计收费。综上所述，本文提出竞争性假设2。9AD6BB18-DE99-49D5-8DFE-BD10E47688CE

H2a：在其他条件不发生改变的前提下，企业创新投入与审计时滞呈正相关关系。

H2b：在其他条件不发生改变的前提下，企业创新投入并不会对审计时滞造成影响。

（三）创新产出和创新环境的抑制效应

作为一种利好信号，创新产出在很大程度上能够削弱创新活动的不确定性，带来一系列的正面效应，例如吸引更多投资者的关注，获得政府补助，缓解融资约束，降低收益的波动性，减少财务舞弊和盈余管理发生的可能性，这一系列正面效应也使创新风险得以降低[16]。Krishnan et al.[17]则特别指出，研发成本的资本化意味着企业研发投入转化效果较好，研发活动风险相对较低，在风险导向审计前提下，创新投入对审计收费的提升作用也相应被削弱了。与此同时，创新环境作为企业创新发展的基本支撑，是创新成果得以转化的先决条件，营造良好的创新环境能够在很大程度上降低企业创新活动所带来的风险[18-19]。综合上述分析，本文预期良好创新环境的营造是能够向外界传递“创新活动风险较低”的信号，此信号也能有效削弱创新投入对审计收费的提升作用。基于此，本文提出假设3和假设4。

H3：在其他条件不发生改变的前提下，创新产出增加，企业创新投入对审计收费的提升作用就会被削弱。

H4：在其他条件不发生改变的前提下，创新环境越好，企业创新投入对审计收费的提升作用就会被削弱。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

为保证样本量充足及代表性，同时考虑2020年疫情特殊性，本文选取2015—2019年沪深A股上市公司作为研究样本，为保证研究结论的可靠性，对所选样本进行如下步骤的处理：第一，将研发投入数据空缺的样本予以剔除;第二，金融类上市公司有其特殊性，与其他行业存在较大差异，故排除此类公司;第三，考虑到ST和？觹ST公司财务状况的特殊性，亦剔除此类公司样本;第四，部分公司财务数据不连续或缺失，也会影响最终的实证结果，故剔除。最终筛选得到12 587家公司-年度非平衡面板数据样本。为尽可能降低极端值对最终结果的影响，笔者对所有连续变量进行1%和99%分位的Winsorize处理。本文企业层面的财务指标、创新活动、审计收费、基本经营状况以及行业分类等数据均通过查询企业年报和CSMAR数据库取得。

（二）变量定义

审计收费为本研究的被解释变量，参照李世辉等[22]、何威风等[23]的做法，对上市公司当年所发生的审计费用取自然对数，用Fee表示。审计时滞为另一个被解释变量，参考刘颖斐等[15]、刘笑霞等[24]的做法，对资产负债表日与审计报告签署日之间的间隔天数加1并取自然对数，用Arl表示，该数值越大，意味着审计延迟越久，也从侧面反映出审计机构成本付出较多。企业创新投入作为解释变量，借鉴王欣欣[20]、刘中燕等[21]的做法，以企业研发支出衡量创新投入，对其加1并取自然对数进行处理，用Inno表示。以创新产出和创新环境作为调节变量，创新产出变量设定参考崔也光等[25]的观点，具体度量指标为研发资本化率，由研发资本化总额除以研发投入总额算得，用Capita来表示;企业现金流创造能力的强弱直接关乎研发活动能否顺利开展，参考步丹璐等[11]的做法，本文使用经营性现金流作为企业创新环境的代理变量，由经营活动产生的现金净流量除以总资产得出，用Cfo表示。为防止其他因素干扰，设定相应的控制变量来确保研究结论的可靠性。选取资产规模（Size）、财务杠杆（Lev）、净资产收益率（Roe）、存货占比（Inven）、应收账款占比（Arec）、审计意见（Opinion）、事务所规模（Big4）、产权性质（State）、盈亏水平（Loss）作为控制变量，并对行业（Industry）和年份（Year）进行控制。具体变量定义如表1所示。

（三）模型构建

为了验证H1与H2，分别构建模型1和模型2，检验创新投入对审计收费和审计时滞产生何种影响，只有当α1、β1显著时，后续研究才有意义。

为了验证H3与H4，构建模型3和模型4，检验创新产出和创新环境是否能减弱创新投入对审计收费的正向影响。当γ3和δ3显著时，证明调节效应存在。

四、实证分析

（一）描述性统计

表2为变量的描述性统计结果。审计收费（Fee）的均值为13.864，最大值和最小值分别为16.321和12.610，标准差为0.675，表明审计机构对其服务的客户收取的工作报酬存在一定的差异;审计时滞（Arl）的最大值和最小值分别为4.796和3.892，标准差为0.188，说明样本公司审计报告签署延迟水平差距较小;企业创新投入（Inno）的最小值和最大值分别为13.530和21.842，标准差为1.460，充分表明样本企业的创新投入水平存在一定差距。与此同时，通过观察样本公司控制变量的描述性统计结果发现，公司债务融资比重的均值为0.398，净资产收益率存在一定差距，97.8%的企业被出具了标准审计意见，仅有5.3%的企业雇佣“四大”会计师事务所提供审计服务，样本企业有29.2%是国有性质的，91.5%的公司能够实现盈利。所有控制变量的分布规律与既有文献基本能够保持一致。

（二）相关性分析

本文对样本公司所有变量的相關性进行了Pearson检验（限于篇幅，Pearson相关系数表省略）。除企业规模（Size）与审计收费（Fee）的相关系数为0.774之外，其他主要变量相关系数均小于0.6，同时，由表2可知，各变量的方差膨胀因子（VIF）均小于10，说明本文所选取变量不存在严重多重共线性问题。审计收费（Fee）与企业创新投入（Inno）在1%的水平上存在正相关性，能够初步验证H1，审计时滞（Arl）与企业创新投入（Inno）相关性并不显著，也初步验证了H2b。主要变量间的关系，需要经过进一步系统检验以验证结论的可靠性。9AD6BB18-DE99-49D5-8DFE-BD10E47688CE

（三）回归分析

表3列（1）为模型1创新投入（Inno）与审计收费（Fee）关系的回归结果，创新投入与审计收费回归系数在1%的水平上显著为正，即企业创新投入越多，审计机构的服务收费则会越高，H1得以验证。该结果也表明：审计机构在对被审计单位提供审计服务时会充分权衡企业创新活动所蕴含的潜在经营风险和战略风险，为有效规避审计失败所带来的声誉损失及诉讼赔偿风险，审计机构会对存在创新投资的公司制定更高的审计收费。此外，企业规模、事务所规模、产权性质、盈亏水平、盈利能力以及审计意见均会对事务所审计收费产生显著影响，回归结果基本符合预期，说明这些变量也发挥了应有的控制作用。

表3列（2）为模型2创新投入（Inno）与审计时滞（Arl）关系的回归结果，创新投入与审计时滞两者并没有显著的相关性，企业创新活动并不会对审计时滞带来显著影响，不会对审计师的努力程度带来显著的提升，H2b得到验证。上述初步的回归结果表明：面对企业创新活动所释放的风险信号，审计师并没有投入更多的时间和资源开展审计工作。模型1和模型2的回归结果共同说明了审计机构对存在创新活动的企业客户开展业务时，会充分审视潜在的风险，并制定更高的审计收费，审计收费提高则意味着审计机构要求更高的风险溢价补偿，并非增加审计成本而产生的结果。

对变量中心化处理后进行回归，表4列（1）为模型3中创新产出（Capita）对创新投入（Inno）与审计收费（Fee）调节作用的回归结果，其中创新投入与研发支出资本化程度的交乘项（Inno×Capita）在1%水平上显著为负，说明企业研发支出的实际转化效果越好，越能够有效地削弱创新投入与审计收费的正相关关系，H3得以验证。表4列（2）为模型4中创新环境（Cfo）对创新投入（Inno）与审计收费（Fee）关系调节作用的回归结果，其中经营性现金流与创新投入的交乘项（Inno×Cfo）在1%水平上显著为负，说明企业经营性现金流越充裕，即企业拥有良好的创新支撑背景，则形成创新成果的概率越高，进而创新投入对审计收费的影响就会越小，即创新环境显著抑制了两者的正相关关系，H4得以验证。

综合以上结果来看，企业研发资本化率、企业经营性现金流能够传递企业有充分的创新保障、创新成功概率较高等信息，降低了审计师所预期的创新投入引致的风险概率。因此，创新产出越高，创新环境越好，越能弱化创新投入对审计收费的正向效应。

（四）稳健性检验

审计收费提高意味着审计质量的改进与提升，基于信号传递理论，高质量的审计报告的提供能够缓解企业与利益相关方之间的信息不对称问题，改善投资者对企业的信任度，有效解决融资约束难题，进而疏解企业的运营管理压力，为企业进一步开展创新活动奠定基础，这也导致了本文构建的模型可能存在内生性问题。为了抑制内生性问题对于研究结果的干扰，有效缓解反向因果关系，一方面对主变量进行滞后一期回归分析，另一方面引入工具变量法进行深入讨论，旨在增强研究结论的稳健性和可信度。

对主变量企业创新投入滞后一期与审计收费进行回归处理，表5列（1）结果显示企业创新投入（Innot-1）的回归系数在5%的水平上显著为正，H1仍然得到验证支持，与此同时，既有控制变量的回归结果与进行滞后处理前的结果也基本保持一致。对主变量企业创新投入滞后一期与审计时滞进行回归处理，表5列（2）结果显示企业创新投入（Innot-1）的回归系数依旧不显著，也充分表明面对积极开展创新活动的企业，审计机构选择以更高的风险溢价补偿来对冲审计风险，追加资源开展审计工作的意愿并不够强烈，H2b仍然能够得到验证。对创新投入变量滞后一期处理，再次检验创新产出、创新环境在企业创新投入与审计收费关系中的调节作用，研发资本化程度与企业创新投入的交乘项（Innot-1×Capita）、经营性现金流与创新投入的交乘项（Innot-1×Cfo）的回归系数显著为负，H3和H4仍然能够得到验证（限于篇幅，交乘项稳健性检验表省略）。综上所述，相关回归结果是稳健可靠的。

内生性问题的解决主要借助两阶段最小二乘法（2SLS），将创新投入变量滞后一期处理后（Innot-1）作为其工具变量。一方面，滞后一期的创新投入水平会影响该企业当年的创新投入水平，满足相关性要求;另一方面，滞后一期的创新投入水平并不会直接影响审计师对该企业当年的审计收费，满足外生性要求。因此，该变量的构建可以较好地将企业创新投入中相对外生的部分“剥离”出来，符合工具变量的选择要求。针对企业创新投入对于审计收费的影响，检验所选工具变量的有效性，第一阶段回归结果表明创新投入的滞后变量（Innot-1）在1%的水平上显著为正，“存在弱工具变量”的原假设被拒绝，说明本文所设定的工具变量是合理有效的;未進行滞后处理的创新投入变量，在第二阶段检验中其回归系数依然在1%的水平上显著为正，说明充分考虑内生性问题并对其实施控制之后，H1仍能够得到验证，结果是稳健的。同理，针对创新投入对于审计时滞的影响，验证所选工具变量的有效性，第一阶段回归结果仍拒绝“存在弱工具变量”原假设，工具变量合理有效，而未进行滞后处理的创新投入变量不显著，说明控制内生性问题后，H2b仍得到验证，结果稳健。

（五）进一步讨论

企业因其自身产权差异可能在经营目标和资源丰裕程度上存在明显差异，可能导致创新活动对审计师定价决策的影响存在区别，本文认为相较于非国有企业，审计师在为国有企业提供审计服务时，企业创新投资对审计师定价决策的影响相对较弱。因此，对样本公司按照产权性质进行分组，研究企业创新活动对审计收费的影响在不同产权性质下是否存在差异。

创新投入与审计收费的回归结果如表6列（1）和列（3）所示，不管是国有企业还是非国有企业，创新投入（Inno）的回归系数均在1%水平上显著为正，说明企业开展创新活动，追加创新投资，都会使审计机构提高审计收费，通过观察回归系数可知，相较于国有企业，审计机构针对非国有企业的审计定价会更高一些。为增强结论的稳健性，进一步采用交乘项的方法予以检验，结果如表6列（5）显示，采用审计收费（Fee）作被解释变量时，交乘项（Inno×State）的系数在5%水平上显著。结果表明在审计收费方面，审计师对企业创新投资的态度会因企业产权性质而有所差异。创新投入与审计时滞的回归结果如表6列（2）和列（4）所示，对于存在创新投资的企业，无论是否为国有企业，审计师都不会增加审计投入，报以消极态度，直接收取审计风险溢价补偿。为增强结论的稳健性，进一步采用交乘项的方法予以检验，结果如表6列（6）显示，采用审计收费（Arl）作被解释变量时，交乘项（Inno×State）的系数不显著，表明企业创新活动不会因产权性质的不同而对审计资源的投入产生显著影响。9AD6BB18-DE99-49D5-8DFE-BD10E47688CE

五、结论与相关建议

在我国企业创新投资日益增加的背景下，本文从信号传递理论、审计需求保险理论等角度出发，探究企业创新活动对审计机构定价的影响，研究发现：一方面，审计机构向存在创新活动的企业客户提供审计服务时，会充分审视潜在的风险，制定更高的审计收费标准;另一方面，企业创新投入的增加不会影响审计时滞，即创新投入所导致的审计收费增加意味着审计机构会要求更高的风险溢价补偿，并非增加审计成本而产生的结果。另外，稳定的创新产出和良好的创新环境能够显著抑制创新投入与审计收费的正相关关系。进一步研究发现，创新投入与审计收费的正相关关系在非国有企业更为显著，与审计时滞的关系不因产权性质不同而产生差异。

基于以上结论可得出如下启示：对于审计机构而言，第一，审计业务的开展要严格落实风险导向审计，充分考虑企业创新活动等潜在风险点，合理制定审计收费。第二，在评估企业潜在风险时将创新活动其纳入分析框架，系统和全方位地考虑创新活动对审计工作的影响，合理采取措施保障审计质量。第三，审计机构要恪守职业规则，努力提高审计质量而不是消极地收取风险溢价。对企业而言，第一，激发创新活力，加速成果高质量转化，抓好创新投入过程中的风险管控，降低创新带来的风险与不利影响。第二，提升创新活动信息披露质量，进一步强化与审计机构的沟通，减少信息不对称，传递利好信号，缓解融资约束，降低审计机构对企业的风险预期。

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