失信企业对正常企业审计费用的溢出效应

【摘 要】 企业诚信情况对审计师定价决策具有重要影响，某些企业的不良声誉是否会对所在区域内其他正常企业的审计费用产生声誉溢出效应呢？文章以2007—2021年沪深A股上市公司为研究样本，实证检验了失信企业对当地正常企业审计费用的溢出效应。研究发现：失信企业存在负向溢出效应，即失信企业比例越高，该地区正常企业审计费用越高；企业自身声誉和媒体正面报道均能缓解失信企业对当地正常企业审计费用的负向溢出效应。机制检验发现，失信企业主要通过增加审计师投入来提高正常企业的审计费用。研究结果丰富和补充了诚信及审计领域的研究成果，为企业、审计师和监管部门等市场参与者提供了决策参考。

【关键词】 失信企业； 审计费用； 溢出效应； 社会信用体系； 诚信文化

【中图分类号】 F239.4 【文献标识码】 A 【文章编号】 1004-5937（2025）01-0106-09

一、引言

随着我国社会信用体系建设和诚信文化建设的不断推进，企业失信问题成为实务界与学术界共同关注的热点话题。党的二十大和二十届三中全会强调，要健全社会信用体系和监管制度，健全诚信建设长效机制，充分体现了诚信对推进社会文明的重要性，信用文化研究也日益受到理论界与实务界的关注[1]。

声誉是企业过去一切行为及结果的综合体现。学者研究发现，良好的声誉能帮助企业获得更多债务融资[2]、有效抑制真实盈余管理[3]和缓解消极传闻的负面冲击[4]。而随着信息传播速度的提升，企业声誉面临越来越多来自企业外部和自身的威胁，这些威胁往往是难以预测的[5]。即便只有一家企业存在不诚信行为，其产生的负面影响也可能波及整个行业或地区，导致超出个体企业范畴的经济后果。在资本市场上，此现象被称为声誉溢出效应，即一家企业的声誉事件超越企业边界，对所在地区内的其他企业产生影响[7]。这就需要超越企业自身声誉的边界，考虑声誉传染的危害。

在探寻审计师定价决策的前置动因研究中，大部分学者从企业财务特征[6]、企业治理特征[7-8]、会计师事务所特征[9-10]等角度出发，探讨了不同企业之间审计费用差异的影响因素。然而，关于审计师审计定价的研究还存在极为广阔的探索空间。近年来，已有学者关注到了企业诚信及声誉方面的因素，研究发现企业的自身诚信情况和信用评级均会影响审计师的审计定价决策[10-12]。

正如上文所述，失信企业的存在不仅会损害自身声誉，还会产生声誉传染危害，严重阻碍了所在地区整体诚信水平的提升，对我国社会信用体系建设和新时代诚信文化建设形成不可忽视的阻力[13]。那么在当前环境下，失信企业的存在是否会对当地其他正常企业的审计费用产生溢出效应？又当如何改善失信企业带来的这一负面影响呢？鉴于审计师这一利益相关者对于企业的重要性，以及企业间的声誉传染危害，深入研究失信企业对当地正常企业审计费用的负向溢出效应具有重要的现实意义。

本文的研究贡献表现在：一是为审计师审计定价的前置动因研究提供了新的观察视角。已有研究大多聚焦于高管特征[7]、治理特征[8]、信用水平[10，12]等企业自身因素，探讨企业间审计费用的差异性。本文超越了企业自身因素研究的边界，以失信企业不良声誉引发的诚信传染危害为切入点，揭示了失信企业对正常企业审计费用的负向溢出效应，为更好地理解审计费用定价机制提供了理论框架和实证依据。同时检验了审计师投入的中介作用，打开了上述负向溢出效应的黑箱，对于企业与审计师之间博弈关系的解读是一次有益的突破。

二是拓展了声誉理论的应用范围，揭示了声誉作为一种社会资本的复杂性和动态性，为理解企业间相互作用提供了新的理论依据。以往文献多关注声誉对企业自身行为的影响，而本文则关注失信企业的负外部性对其他正常企业的溢出效应。这提供了声誉通过外部利益方影响其他企业行为的经验证据，有助于更全面地理解声誉与企业行为的关系问题。

三是对失信企业引发的声誉传染危害的适用范围和缓冲条件进行了检验。研究发现通过企业声誉建设以及采取媒体报道等手段，均可以有效降低失信企业对当地正常企业审计费用的消极影响，从而优化营商环境，这为进一步细化基于声誉的社会信任研究提供了新的经验证据。

二、理论分析与研究假设

（一）失信企业对当地正常企业审计费用存在负向溢出效应

根据制度经济学的观点，信任在市场主体之间建立合作关系的过程中扮演着重要角色。作为一种重要的非正式制度，信任可以为市场主体可以提供稳定的心理预期，降低因信息不对称而引起的交易成本[14]。而信任的形成不仅依赖于个体评判，也受到该个体所处的“组织”的影响，“组织”的整体印象将会影响人们对该“组织”内部各行为个体的信任。张维迎等[15]研究发现，在某一特定地区，受特殊原因影响给人一种值得信任或不值得信任的印象，这种印象就会变成一种在短期内不会改变的“偏见”。这种基于声誉的信任“连坐机制”的存在，使得失信企业的存在会影响地区信任环境的整体形象，使正常企业的诚信形象受到牵连，进而影响审计师对当地正常企业的审计收费。

失信被执行人被定义为有履行能力却妨碍、抗拒、规避生效法律文书的自然人、法人或其他组织，也即人们俗称的“老赖”。“老赖”这顶帽子除了是对企业具体失信行为的惩罚，更向利益相关者警示了这些企业拒不配合执法的恶劣态度，因此其在市场上往往具有极差的企业声誉和形象，是市场各主体谨慎考虑的合作对象。而当一个地区的失信企业所占比例较高时，投资者、债权人、审计师等利益相关者会倾向于将这种普遍失信的现象归因于地区，而非失信企业本身。因此，尽管同一地区不同主体间诚信水平存在差异，大量失信企业存在的地区也可能会有讲诚信的企业和管理层，但客户所在地区的整体诚信水平还是会给审计师留下固化的印象，进而影响到其审计定价、业务承接等重要决策[11]。

审计师对企业进行审计定价的过程常被视为受众多因素影响的博弈过程，除企业的基本面信息之外，企业声誉和诚信情况同样也将影响最终的博弈均衡结果[10]。Simunic et al.[16]提出的审计定价模型将审计费用划分为两部分，一是审计师投入的资源成本，二是应获得的风险补偿。失信企业的存在同时提高了审计师对当地正常企业审计的成本与风险，从而提高了审计定价。

具体而言，失信企业会对当地正常企业的审计费用造成如下影响：（1）信息获取成本增加。当被审计的正常企业来自失信企业比例较高的地区时，在声誉的信任“连坐机制”的影响下，审计师会倾向于认为该企业作出虚假披露行为的可能性较大，需要花费更多的资源和时间来获取和验证信息，因此将收取更高的审计费用以平衡信息不对称带来的增量成本。（2）合同履约成本增加。由于市场经济的特性，失信企业可能通过不正当手段抢占市场份额，对正常企业形成了竞争压力，正常企业需要通过大量的信息披露来吸引投资。同时，政府对整个地区的监管力度将由于失信企业的存在而加强，在“自证清白”的压力之下，正常企业也将被迫披露更多信息。如此一来，正常企业披露的信息数量提高，但真实性始终存疑，这会进一步增加审计师工作量，从而增加履约成本，相应提高审计费用。（3）风险补偿增加。在评估重大风险报错水平时，与众多失信企业同处一地的经理人会被怀疑拥有更强烈的隐藏坏消息的动机，审计师付之以信任的成本和风险将相应增加。因此，审计师倾向于将正常企业的风险评估水平也调整为高水平，并要求更高的审计费用以补偿该风险。

综上所述，在失信企业比例较高的地区，正常企业会被迫与失信企业组成声誉共同体。在声誉信任“连坐机制”的影响下，审计师倾向于认为该地区的正常企业作出不诚信行为的可能性更大，因此会对正常企业收取较高的审计费用以补偿成本和风险。基于上述分析，本文提出假设1。

H1：失信企业对当地正常企业的审计费用存在负向溢出效应，即失信企业比例越高，该地区正常企业的审计费用越高。

（二）企业声誉的影响

在失信环境下，交易各方对其声誉愈加关心，声誉的作用也就愈加显著，因此良好的企业声誉可以缓冲失信企业存在带来的“连坐机制”负面影响。现有研究认为，声誉是信任的重要来源，具有信号传递和鉴证作用[16]。良好的声誉是企业经过日积月累的努力和花费大量的成本逐渐累积形成的，事实上构成了企业对自身高质量信用的一种担保和抵押。其所具有的“维持效应”和“不确定性缓解功能”，有助于减小审计师对正常企业的“偏见”，从而缓解失信企业对当地正常企业审计费用的负向溢出效应。

从维持效应来看，出于对声誉的维持，有良好声誉的企业会更加自律，自利动机会更低。已有研究也充分表明，良好声誉的确能显著抑制企业隐藏内部控制缺陷和正向盈余管理等机会主义行为[3，17]。从不确定性缓解功能来看，企业的良好声誉所传递出的高质量信息信号，会缓解审计师的不确定性感知。当审计师对企业的信任程度提高时，会更愿意相信企业提供的信息是真实的，这在一定程度上缓解了信息不对称性问题，从而降低审计成本和审计风险[18]。

综上所述，具有良好声誉的正常企业可以凭借声誉的积极影响，降低审计师的审计成本和审计风险，削弱失信企业存在带来的“连坐机制”负面影响，进而改善当地正常企业审计费用被迫提高的情况。基于上述分析，提出研究假设2。

H2：企业声誉可以缓解失信企业对正常企业审计费用的负向溢出效应。

（三）媒体正面报道的影响

从企业外部来看，媒体在信息传播和舆论引导等方面的力量同样有助于缓解审计师的地域偏见，向审计师传递积极信号，减小失信企业不良声誉的外部影响。首先，作为市场实现信息传递功能的主要信息中介之一，媒体极大地提高了信息的流通能力[19]。由于资源规模优势的存在，媒体能够相对容易地获取企业的一手资料，提炼整合为多元的信息并广泛、及时地传播[2]。因此，媒体的关注能在一定程度上提高企业信息的透明度，缓解信息不对称性，降低审计师的信息获取成本和合同履约成本，从而减少审计收费。

其次，媒体报道具有强大的舆情引导能力，在信息传播过程中发挥着“信息放大镜”的作用，并将影响利益相关者的最终决策。已有研究表明，媒体是企业塑造公众形象和提升市场影响力的重要渠道，企业的有益行为所产生的正面影响可以通过媒体渠道放大，从而提升企业的整体形象[20]。如此一来，媒体的正面报道将使审计师对企业形成良好预期，降低地区的整体不良声誉对企业个体形象的影响，从而降低审计师对正常企业的风险评估及审计收费。

综上，在与地区整体负面声誉抗衡的过程中，外界媒体的正面报道能缓解信息不对称和审计师的地域偏见，降低审计成本和审计风险，从而降低正常企业的审计费用。据此，本文提出假设3。

H3：媒体正面报道可以缓解失信企业对正常企业审计费用的负向溢出效应。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选择2007—2021年沪深A股上市公司作为初始样本，样本经过以下程序处理：（1）剔除ST类、*ST类样本企业；（2）剔除金融、公共事业类样本企业；（3）剔除存在严重缺失值以及难以通过其他途径补充的样本企业；（4）对连续变量进行上下1%的缩尾处理。最终得到16 567个研究样本。本文所使用的媒体数据来源于CNKI《中国重要报纸全文数据库》，地区层面数据来源于《中国城市统计年鉴》，其他数据来源于CSMAR数据库。

（二）变量界定

1.被解释变量

正常企业审计费用（Auditfee1）：正常企业每年公布的审计费用加1的自然对数。

2.解释变量

失信企业比例（Deadbeat1）：企业所在地区的失信企业比例。参考叶德珠等[13]的测量方式，本文将样本期间的失信被执行人定义为失信企业，汇总出各地区各年度的失信企业数量，将规模以上工业企业数量作为量纲，计算得出各地级市的失信企业所占比例。失信企业比例越高，则表明该地区的诚信水平越差。

3.调节变量

企业声誉（Rep）：参考管考磊等[3]的研究，本文通过声誉评级体系来衡量企业声誉，即先评价12个声誉指标，再采用主成分分析法计算出各企业对应的声誉得分。按实际得分的高低，依次赋值为1—10，值越大则说明该企业声誉越高。具体指标包括企业资产、收入、净利润、价值名次、资产负债率、流动比率、长期负债比、每股收益、每股股利、是否由国际四大会计师事务所审计、可持续增长率及独立董事比例。

媒体正面报道（Slant）：考虑到媒体正面报道的影响需要剔除企业基本面和媒体关注度等因素的干扰，借鉴邵志浩等[2]的研究，本文通过以下方法计算：以“Ln（1+全部报纸正面报道数量）-Ln（1+全部报纸负面报道数量）”为被解释变量，以企业基本面信息（如企业规模、资产负债率、股票回报率）以及“Ln（1+全部报纸报道总数量）”为解释变量进行回归，得到的残差即为企业媒体正面报道情况。

4.控制变量

本文控制了以下变量：企业规模、资产收益率、资产负债率、存货占比、应收账款占比、企业成长性、董事会规模、领导权结构、独董比例、产权性质、大股东持股、审计意见和地区文明程度，此外还控制了年份（Year）、行业（Ind）以及城市（City）固定效应。

具体变量定义见表1。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计与相关性分析

表2列（1）—列（3）为变量的描述性统计结果。正常企业审计费用（Auditfee1）的均值为12.984，标准差为2.746，表明样本企业的审计费用之间存在较大差异。失信企业比例（Deadbeat1）的均值为0.324，表明样本企业中，失信企业比例高达32.4%，一定程度上反映出失信现象相对比较突出。此外，企业声誉（Rep）的均值为5.533，标准差为2.737，说明样本企业的平均声誉较高，但不同企业之间的声誉波动较大。媒体正面报道（Slant）的均值为-0.015，接近于0，可以认为媒体的报道整体上是相对中立的；标准差为0.715，表明仍有部分媒体会对样本企业进行有倾向性的报道。

Pearson相关系数如表2列（4）—列（7）所示，正常企业审计费用（Auditfee1）与失信企业比例（Deadbeat1）之间存在显著正相关关系，初步验证了H1。此外，各变量之间的相关系数表明，变量间不存在明显的多重共线性问题。

（二）回归分析

本文采用普通最小二乘法（OLS）回归对H1进行了检验，结果如表3所示。为观察检验结果的稳定性，本文采用逐步添加控制变量的方法进行检验，表3列（1）是未控制任何变量的结果，列（2）是未控制行业和年度效应的结果。可以看出，失信企业比例（Deadbeat1）与正常企业审计费用（Auditfee1）之间均呈现显著的正相关关系。在进一步控制了所有变量之后，失信企业比例（Deadbeat1）与正常企业审计费用（Auditfee1）的估值系数为0.049（t=2.530，p<0.05），在5%水平上显著。检验结果表明，失信企业存在负向溢出效应，在失信企业比例更高的地区，正常企业面临的审计费用也更高，H1得到验证。

企业声誉的调节效应如表4列（1）—列（3）所示。列（1）中，失信企业比例（Deadbeat）与企业声誉（Rep）的交互项系数为-0.020，在1%的水平上显著，这表明企业声誉显著弱化了失信企业比例对正常企业审计费用的消极影响。在此基础上，本文以企业声誉的中位数为标准进行了分组检验。在列（2）中，失信企业比例（Deadbeat）与正常企业审计费用（Auditfee1）的估值系数为0.057，在1%水平上显著。在列（3）中，失信企业比例（Deadbeat1）与正常企业审计费用（Auditfee1）的估值系数为0.110，在5%的水平上显著。组间系数差异检验表明，失信企业比例（Deadbeat1）与正常企业审计费用（Auditfee1）之间的正向关系，在低声誉的样本组中更为显著，检验结果支持本文的H2。

媒体正面报道情况的调节效应如表4列（4）—列（6）所示。列（4）中，失信企业比例（Deadbeat）与媒体正面报道情况（Slant）的交互项系数为-0.036，在5%的水平上显著，这表明媒体的正面报道显著弱化了失信企业比例对正常企业审计费用的影响。在此基础上，本文以媒体正面报道情况的中位数为标准进行了分组检验。在列（5）中，失信企业比例（Deadbeat1）与正常企业审计费用（Auditfee1）的估值系数为0.025，并不具有统计上的显著性。在列（6）中，失信企业比例（Deadbeat1）与正常企业审计费用（Auditfee1）的估值系数为0.067，在10%的水平上显著。进一步的组间系数差异检验表明，失信企业比例（Deadbeat1）与正常企业审计费用（Auditfee1）之间的正向关系，在媒体正面报道较少的样本组中更为显著，检验结果支持本文的H3。

（三）内生性检验

为缓解可能存在的内生性问题，本文分别使用两阶段回归和工具变量两种方法进行内生性检验。

第一，采用两阶段回归法以尽可能解决地区层面的遗漏变量所导致的内生性问题。首先，以地区层面的遗漏变量为解释变量，对地区失信企业比例进行第一阶段回归，以剔除这些因素对地区诚信水平的影响。考虑的遗漏变量包括：经济发展水平（GDP），即城市人均GDP的自然对数；信贷环境（Loan），即信贷总额占GDP的比值；融资市场完善程度（Finance），即各城市银行分支机构数量之和；文化教育（Education），即每百万人拥有的公共图书馆藏书数量；城市吸引力（Attraction），即人口自然增长率；交通设施（Traffic），即公路货运量的自然对数；市场化程度（Market），即樊纲等（2016）编制的各地区市场化指数；产业结构（Indcon），即第三产业产值比重。其次，用回归所得的残差（Residual）代替原回归中的Deadbeat1对正常企业审计费用进行OLS回归。

上述回归结果如表5所示。从列（1）可以看出，随着城市的经济、信贷环境、文化教育、金融市场的发展和市场环境的优化，其失信企业所占比例将显著上升，而产业结构优化、交通运输能力增强和城市吸引力的提高会显著减少地区失信企业比例。列（2）中Residual的估计系数为0.049，且在5%的水平上显著，表明在剔除了上述地区层面遗漏变量的影响之后，失信企业对正常企业的审计费用仍然存在显著的负向溢出效应。

为缓解度量偏误以及被解释变量与扰动项相关所造成的内生性问题，本文参考戴亦一等[21]的做法，选取企业注册地周边200公里范围内的寺庙和道观数量的自然对数（Religion）作为工具变量，用两阶段最小二乘法（2SIS）进行检验。积极健康的信仰文化能在潜移默化中塑造个体的道德观念与行为准则，形成诚信规范的自我约束。在寺庙与道观较多的地区，强调诚信与自律的社会环境增强了社会成员对诚信价值的认同与遵循，从而有效降低了失信企业比例。相反，在寺庙与道观数量相对较少的区域，尽管诚信作为社会的基本准则依然存在，但个体内心的自我约束较弱，企业作出不诚信行为的可能性相对更高。这种情况下，诚信规范可能更多地停留在表面形式，难以深入影响个体的日常决策与行为模式，进而可能导致部分企业在追求经济利益时忽视诚信原则，增加了成为失信企业的风险。此外，并无可靠证据表明寺庙和道观数量与企业的审计费用之间存在相关关系。

表5列（3）、列（4）是2SLS法回归的结果。列（3）中失信企业比例的系数依然显著为正，再次表明失信企业对当地正常企业的审计费用存在负向溢出效应。列（4）中寺庙和道观数量（Religion）的系数在5%的水平上显著为负，且对该工具变量进行弱工具变量检验的F值远大于经验值10，说明寺庙和道观数量能很好地解释内生变量。用该方法缓解内生性之后，本文结论保持不变。

（四）稳健性检验

为使研究结论更为可靠，本文进行了以下稳健性检验。

一是替换解释变量。考虑到城市经济发展程度对企业经营的重要影响，本文将解释变量的量纲替换为城市GDP，重新计算各地区失信企业比例并记为Deadbeat2，表6列（1）为再次检验的结果。

二是替换被解释变量。为排除审计费用的行业差异对研究结果的影响，本文首先计算出各行业各年度正常企业审计费用的均值，再用正常企业审计费用的原始值减去上述均值，即得到经过行业调整的正常企业审计费用（Auditfee2），再次回归结果如表6列（2）所示；同时，考虑到企业规模的影响，本文用正常企业的审计费用除以企业资产规模的自然对数替代原被解释变量，标准化处理后的正常企业审计费用记为Auditfee3，重新回归的结果如表6列（3）所示。

三是将被解释变量滞后一期。考虑到失信被执行人的名单公示可能并不及时，本文将正常企业的审计费用滞后一期（L.Auditfee1）后重新进行回归检验，结果如表6列（4）所示。

稳健性检验结果仍然表明，失信企业会显著提高当地正常企业的审计费用，本文结论并未发生实质性变化。

五、机制检验

为进一步检验失信企业对正常企业审计费用的影响机制，本文以审计投入（Audit_e）为中介变量进行了三步法检验，结果如表7所示。其中审计投入被定义为审计报告日与资产负债表日之间的间隔天数，也即审计延迟。

表7列（1）为基准回归结果，此处不再赘述；列（2）中失信企业比例（Deadbeat1）的估计系数在1%水平上显著为正，表明一个地区的失信企业比例越高，则会计师事务所的审计投入越多，也即审计延迟越高，这与本文的预期相符；列（3）是将审计投入（Audit_e）加入到基准回归之后的检验结果，可以看到，失信企业比例的估计系数依然显著为正，表明失信企业的直接效应显著。但由于审计投入的系数并不显著，本文进一步通过Bootstrap检验和Sobel检验以判断审计投入的中介效应是否成立。从表7可知，Sobel检验的Z值为6.632（p&lt;0.01），Bootstrap检验中间接效应的置信区间为［0.0077131，0.015197］，不包含0，表明失信企业比例对于正常企业的审计费用有着显著的间接效应。结合最终的符号判断，审计投入发挥了部分中介效应，即失信企业通过提高审计师投入，从而提高了当地正常企业的审计费用。

六、研究结论与启示

作为社会信用体系建设不完备以及社会信用文化缺失的共同产物，体量庞大的失信群体将成为信用体系建设和诚信文化建设过程中的一大阻碍。本文以2007—2021年沪深A股上市公司为研究样本，运用多元回归方法研究发现：（1）被列为失信被执行人的企业对正常企业的审计费用具有显著的负向溢出效应；（2）企业声誉和媒体的正面报道均能显著削弱失信企业对正常企业审计费用负向溢出效应；（3）失信企业失信行为的影响机制为审计师增加审计投入进而会提高正常企业的审计费用。

本文的研究结果具有一定的政策与实践意义：（1）失信企业的存在会恶化整个地区的信任环境，进而影响审计师对当地正常企业的审计定价。地方政府需要加强对失信企业的监管，要求他们遵守市场规则或停止运营，即源头上预防和在过程中监控，从而减少地区失信企业比例。（2）审计师在进行定价决策时应当充分结合企业自身实际情况，合理评估审计成本与风险，减少因主观认知造成的定价偏倚。（3）为更好应对外部环境中可能存在的风险，企业既要在日常经营活动中重视声誉管理，也可以借助媒体管理等手段维持良好外部形象，以赢得审计师、消费者、投资者等利益相关者的信任。

本文的不足之处表现在：（1）本文只关注了企业法人这一失信主体，对自然人和其他组织这两类主体的外部影响并未进一步探究，存在一定的横向拓展空间；（2）除审计师外，本文尚未考虑失信企业对股东、债权人、供应商等其他利益相关者的决策是否存在相似的溢出效应，未来研究可依照本文逻辑进一步延展讨论；（3）本文只考虑了传统媒体的正面报道倾向对失信企业负向溢出效应的缓解作用，而网络社交媒体作为近年应用更为广泛的信息发布和传播渠道，尚未被纳入本文的讨论范围，未来可进一步研究；（4）受限于数据的可获得性，本文的研究样本为上市企业，但大量规模较小的民营企业对当地诚信环境的影响也是不容忽视的。因此，在数据获取条件成熟的情况下，可考虑更换研究样本以检验本文研究结论的普适性。

【参考文献】

［1］ 叶陈毅.会计信用文化视域下的现代商业伦理研究——内涵、机理与路径［J］.会计之友，2023（7）：2-10.

［2］ 邵志浩，才国伟.媒体报道与企业外部融资［J］.中南财经政法大学学报，2020（4）：15-26.

［3］ 管考磊，张蕊.企业声誉与盈余管理：有效契约观还是寻租观［J］.会计研究，2019（1）：59-64.

［4］ 刘明霞，孟祥洁.企业声誉危机溢出效应研究：认知理论视角［J］.现代财经（天津财经大学学报），2015，35（10）：70-79.

［5］ GOINS S，GRUCA T S.Understanding competitive and contagion effects of layoff announcements［J］.Corporate Reputation Review，2008，11（1）：12-34.

［6］ 褚剑，方军雄.公司股价崩盘风险影响审计费用吗？［J］.外国经济与管理，2017，39（9）：83-97.

［7］ 张俊民，胡国强.高管审计背景与审计定价：基于角色视角［J］.审计与经济研究，2013，28（2）：25-34.

［8］ 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.

［9］ 李明辉，张娟，刘笑霞.会计师事务所合并与审计定价——基于2003—2009年十起合并案面板数据的研究［J］.会计研究，2012（5）：86-92，94.

［10］ 耿艳丽，鲁桂华.企业诚信影响审计收费吗？——基于纳税诚信的经验研究［J］.审计研究，2018（1）：68-77.

［11］ 刘笑霞，李明辉.社会信任水平对审计定价的影响——基于CGSS数据的经验证据［J］.经济管理，2019，41（10）：143-161.

［12］ 林晚发，敖小波.企业信用评级与审计收费［J］.审计研究，2018（3）：95-103.

［13］ 叶德珠，杨盈盈，叶显，等.城门失火，殃及池鱼？——“老赖”企业对正常企业融资约束的溢出效应研究［J］.金融评论，2020，12（6）：71-95，123.

［14］ WILLIAMSON O.E.Comparative economic organization：the analysis of descrete structural alternatives［J］.Administrative Science Quarterly，1991，36（2）：269-296.

［15］ 张维迎，柯荣住.信任及其解释：来自中国的跨省调查分析［J］.经济研究，2002（10）：59-70.

［16］ SIMUNIC D A.The pricing of audit services： theory and evidence［J］.Journal of Accounting Research，1980：161-190.

［17］ 范晓敏，李元旭，游家兴.企业声誉：木秀于林，风必摧之？——基于市场传闻及澄清的经验证据［J］.系统管理学报，2022，31（5）：1000-1017.

［18］ 李焰，王琳.媒体监督、声誉共同体与投资者保护［J］.管理世界，2013（11）：130-143，188.

［19］ FANG L，PERESS J.Media coverage and the cross-

section of stock returns［J］.Journal of Finance，2009（5）：2023-2052.

［20］ 吴文洋，唐绅峰，韦施威.社会责任、媒体关注与企业财务风险——基于中国上市公司的经验证据［J］.管理学刊，2022，35（1）：124-141.

［21］ 戴亦一，张鹏东，潘越.“老赖”越多，贷款越难？——来自地区诚信水平与上市公司银行借款的证据［J］.金融研究，2019（8）：77-95.