经营风险、内部控制与审计费用 -基于上市公司的经验研究

1、苏州大学本科生毕业设计（论文）一、绪论（一）研究背景及意义1.研究背景（1）经营风险与审计费用关于企业经营风险的研究，会计审计学界聚焦在业务风险和非常规风险 如法律诉讼风险、合规风险等。审计费用与业务风险之间的关联可以追溯至二十余年前。Hill, Ramsey, and Simon (1994)发现在1983至1988这五年间，存贷款行业的公司，其业务风险与审计费用呈正相关关系。在非常规层面的风险，Seetharaman，Lynn (2002)发现相对于那些在海外市场经营的跨国公司，仅在本土开展业务的企业支付的审计服务费更为低廉，这是由跨国公司对海外市场法律环境相对生疏造成潜在的法律诉讼风险所

2、致。这反映了非常规风险的差异同样能带来不同水平的审计定价。国内学者朱道宁（2015）也通过上市公司面板数据的实证检验也证实了非常规风险与审计收费之间的正相关关系。Bedard（1989）等人借助实际审计工作中的文件数据发现了企业的经营风险与审计计划变化之间的关联并进而得出结论：审计师在计划阶段缺乏必要的风险调整意识。他们还提出，客户相关风险可以分为审计风险和客户业务风险。而根据SAS 107号（AICPA，2006）可知，审计风险分为三个部分：固有风险，控制风险和检测风险。Johnstone，Bedard (2003)在此基础上提出审计师接受客户委托的概念框架。审计师首先评估客户的审计风险和业

3、务风险以及相关审计费用；然后进行判断：当风险/回报达到可接受的水平时，审计师便会将客户经营风险纳入审计定价范畴；反之，当风险/回报处于不可接受的水平时，审计师放弃高风险客户。（2）内部控制与审计费用Bedard，Johnstone（2006）提出尽管国际四大会计师事务所（BIG4） 四大会计师事务所包括普华永道PwC,德勤Dtt，毕马威KPMG，安永E&Y的客户增量费用显著高于非四大会计师事务所，但其他事务所同样会对内部控制存在缺陷的公司收取高于一般水平的费用，审计师向控制风险较高的客户收取较高的小时费率作为溢价来支付与未来诉讼相关的费用。由此可见基于内控缺陷导致的审计市场所产生的的审计费用风

4、险溢价在“四大”与“非四大”审计中均存在。如果控制风险的存在被认为会增加审计师诉讼的可能性，并且非常规风险不能通过额外的审计来减少，那么审计师就可能的未来诉讼损失向客户收取一定的保险费。Randal Elder等（2008）通过美国AMD半导体公司的例子指出SOX No.404的实施导致审计费用大幅增加。AMD公司于2004年收到清晰的SOX No.404意见，伴随而来的增量审计费用为700万美元，从而使该年度审计费用增幅达到300%。Vishal Munsif, K. Raghunandan, Dasaratha V. Rama（2011）提到，虽然SOX第404节仅包含两段，但第一段即明确

5、要求管理层报告内部控制，而第二段则要求审计员对此类管理报告进行证明。这两段可以说比SOX中的任何其他部分都引起了更多的争议；来自业界的大部分批评均集中于遵守404条款的高昂合规成本以及审计师假借SOX404条款为借口乘机提高审计定价水平而受到严厉批评；这也从侧面反映了企业内部控制合规性受到有关监管部门重视所带来的额外审计成本增益的副产品。Wei Jiang，Myungsoo Son（2013）认为风险溢价以与内部控制削弱（加强）相一致的方式增加（下降）：当公司内部控制恶化（即在上一年收到清晰的SOX No.404意见，在当年收到不利的意见）时，审计师通过提高风险溢价应对加剧的控制风险；内部控制

6、薄弱环节的修复（即在前一年收到不利的404意见，在今年收到一个清晰的意见）应该导致风险溢价降低，反映了控制风险的降低。2.相关理论（1）Simunic审计定价理论SimunicSimunic D A. The pricing of audit services: theory and evidence J. Journal of accounting research, 1980, 18(1): 161-190（1980）认为被审计方和审计方都是风险中性（Risk-Neutral）的并寻求每期最大化自己的预期利润。具体地，被审计方管理层力求最大化财务报告主体的预期利润，而审计师则力求最大化事务

7、所当期的预期利润；审计服务被视为被审计上市公司的经济利益，具备商品的共同属性，即审计服务在上市公司消费层面具有替代和补充效应，因此被审计方要求的审计数量将来自传统的边际私人利益和成本的均等化。价格竞争在整个上市公司审计市场中普遍存在，遑论审计公司所服务的市场份额如何，审计方与被审计方均可在竞争激烈的要素市场上购买资源。据此Simunic提出了审计定价模型（Audit Fee Determination Model）：审计费用的结构为审计成本量、风险溢价、市场利润，并通过计量分析1976年版Who Audits America列示的上市公司及其审计事务所共计8077条样本以及按照被审计方的公司规

8、模分层的1207家公司的分层样本加以求证。这也为日后学界更深入的探究奠定基调，后续学者的研究大体也都是基于这一框架进行的。审计成本来源于审计工作量的大小，而审计师在预估审计成本时的主要依据的是审计风险。（2）风险导向审计理论国企和民企对各类组织责任履行机制的吁求与标准逐步提高，这给审计师的履行鉴证业务造成了巨大的压力。基于风险的审计计划可以被视为审计工作的一种方法，侧重于组织面临的战略、监管、财务和业务等层面所面临的风险。审计师通过利用这些风险来引导审计过程，从而最大限度地发挥审计保证和咨询工作的影响，以帮助组织中的人员采用企业风险管理（ERM）来激发更好的业务成果并在整个业务中嵌入良好的问责

9、制，以便审计团队将重心转移到促进企业风险管理作为其整体使命的一部分。根据风险导向审计理论 现代风险导向审计是指注册会计师通过对被审单位进行风险职业判断，执行追加审计程序，将审计风险降低到可接受水平可知，审计风险由主客观两因素组成，这里的客观因素即指企业的重大错报风险，既包括企业本身存在的固有风险，也包括企业内部控制引致的控制风险。该理论认为，经营风险始终是财务报表重大错报风险的驱动因素。3.研究意义本文的研究意义在于如下几点：第一，以往的文献往往仅从内部控制、经营风险、审计费用三要素中间择其二者分析可能存在的相关性，而本文试图将三者纳入一个整体框架中，从整体的角度去研究三者之间的相关关系，为今

10、后相关领域的研究提供了新的视角。第二，本文在定量分析相关性关系时，选取了超额经营杠杆系数（DOL）、超额财务杠杆系数（DFL）和超额应收账款周转率（REC）作为衡量企业经营风险的指标，综合全面地反应了企业在某一具体会计期间内的经营风险。第三，本文通过分组回归的计量手段，深入地探讨三者之间的综合效应，揭示了内部控制对经营风险与审计费用正相关关系的削弱作用。此外，本文的实证结果对审计市场的主体企业、事务所以及监察机构具有启示作用，能够为整个中国社会主义市场经济体制下的经营者、投资者、监管者提供具有参考价值的借鉴。（二）研究内容与方法1.研究内容从宏观上来看，本文主要从内部控制与经营风险两个角度研究

11、对审计费用的影响，并研究两个因素综合叠加所产生的效应。本文的研究思路如图1.1所示。首先，本文从企业的经营风险层面探讨其对审计定价的影响，具体的细分角度包括企业的日常业务所面临的风险，也包括非常规的风险，而该类型又以合规风险尤为典型。经营风险是审计费用定夺的重要考量因素，那么经营风险究竟是如何影响着审计费用的决定？经营风险的降低是否也会带来企业所付出的审计费用的减少？ 这些都是在经营风险角度所需解决的问题。然后，内部控制作为另一个企业审计定价产生重大影响的因素，根据其好坏可以分为内部控制有效性与内部控制缺陷；那么内部控制到底是怎么影响事务所对企业审计定价的高低与否呢？有效的内部控制或相对无效是

12、否会相应地导致企业审计费用的降低或者减少？这些是站在内部控制角度所需解决的问题。具体而言，本文首先简要陈述了相关研究背景，整合了近来国内外有关审计费用与内部控制、审计费用与经营风险两两关联的文献，进而从中发掘潜在的创新点，据此提出研究假设，构建实证模型，选取我国A股上市公司为样本进行实证检验，最终得出我国A股公司内部控制与经营风险分别对审计费用高低的影响效果。本文的具体研究脉络如图1.2所示。2.研究方法本文采用了资料采集、实证分析以及分组研究的研究方法。其一，资料采集。从本文的研究方向出发，搜集并整合会计审计学界有关的既有研究文献成果，深入探析该研究方向的现状，从而为我所用，发现潜在创新点，

13、形成本文的脉络框架。其二，实证分析。从研究目的与提出的研究假设出发，撷取合适的计量指标，选取我国上市公司的相关经验数据，建立实证分析模型，采用多重线性回归、统计描述等现代计量统计方法验证研究假设的合理性。其三，分组研究。本文基于现有学界的既有成果，运用分组回归方法，分析了内部控制对经营风险与审计费用之间关系的影响。（三）研究创新点本文的研究创新点主要有如下几点：其一，研究视角力求创新。从整体系统角度出发，综合研究经营风险、内部控制与审计费用三者之间的关系机制，分析两因素对结果的综合效应（Cross-sectional Effects），为学界提供了新的可行的研究方向。其二，指标处理方式创新。本

14、文在衡量经营风险时选取的指标均以超额增量绝对值的方式处理，将数据以扣除行业均值后的绝对值的形式予以呈现，有效剔除各行业自身特点对总体数据特征产生的偏正影响。其三，统计方法新颖。为验证双因素对被解释变量的综合效应，本文在运用多元线性回归的基础上采用分组回归的统计方法进行求证。 （四）相关概念界定1.经营风险概念界定经营风险又称营业风险，是指在企业的生产经营过程中，供、产、销各个环节不确定性因素的影响所导致企业资金运动的迟滞，产生企业价值的变动导致企业利润可能低于预期或出现亏损。经营风险受多种因素影响，包括销售量，单位价格，投入成本，竞争，整体经济环境和政府法规。 经营风险较高的公司应选择负债率较

15、低的资本结构，以确保其始终能够履行其财务义务。从广义角度看，经营风险包括公司战略、财务、业务、监管等多个层面的风险；从狭义角度看，经营风险主要以如下两种方式发生： 第一种是非常规风险，主要表现形式之一便是合规风险（Compliance Risk），产生于受法律高度监管的行业和部门。例如，美国葡萄酒行业必须坚持三级分销体系，这是批发商向零售商出售葡萄酒提出的先决要求，而零售商又将葡萄酒通过营销次一级分销渠道出售给最终消费者。酿酒厂不能直接销售给零售店。但是，全美有18个州没有设立这种分销体系，当品牌不了解个人需求并且不符合国家特定的法律法规时，就会出现合规风险。第二种风险是业务风险。当公司的日常

16、运营失败时，就会出现这种风险。例如，汇丰银行的内部反洗钱团队无法充分阻止墨西哥的洗钱，因此面临操作风险和重罚。2.内部控制概念界定内部控制，是指由企业董事会或者由企业章程规定的经理、厂长办公会等类似的决策、治理机构，以下均简称董事会（、管理层和全体员工共同实施的、旨在合理保证实现企业基本目标的一系列控制活动。根据1992年美国COSO委员会发布的COSO内部控制整合框架 COSO是美国反虚假财务报告委员会下属的发起人委员会（The Committee of Sponsoring Organizations of the Treadway Commission）的英文缩写，内部控制包含五要素，分

17、别是控制环境、风险评估、控制活动、信息沟通与交流、监控环境。内部控制适用于多部门并在处理跨部门沟通时效果最佳。内控系统因企业自身特点而异 ，但许多关于财务诚信和会计实践的核心理念已经成为标准管理实践。为保持经营合规性，企业应该记录内部控制以创建审计跟踪。管理一个实体负责建立和维护内部控制。内部控制大致分为两类：预防性和侦探性。预防性内部控制是财务会计系统中的第一道防线。侦探性内部控制是确保预防性内部控制按预期运行的备份程序。第一道防线漏掉的物品或事件有可能被第二套控制装置抓住。侦探性内部控制包括使用绩效评估、跟进异常活动、账实核验并对重大差异采取纠正措施等。3.审计费用概念界定审计收费，是指审

18、计服务的提供方(注册会计师)在提供审计服务后，向审计服务的接受方(被审计单位)收取的用于弥补在审计过程中审计服务提供方(注册会计师)付出的成本的一定数额的费用。审计师为上市公司提供的审计鉴证服务被视为上市公司的经济利益，具备商品所应有的共性，即审计服务在上市公司消费层面具有替代和补充效应。在我国，审计费用采取直接支付方式，主要实行政府定价模式，支付时间一般由合同规定。截至2018年4月21日，我国A股市场共有2298家上市公司披露2017年年报，审计费用合计为40.3亿；其中81%的审计费由前10家会计所收取，分别是普华永道中天、安永华明、立信、毕马威华振、天健、瑞华、德勤华永、信永中和、致同

19、、大华。而在国外，著名的会计学家Simunic在1980年的会计研究中提出了著名的审计定价模型，即审计费用 = f (审计成本,风险溢价,市场利润)，这将在下一章继续论述。二、理论分析（一）研究假设1.经营风险与审计费用目前无论在学界还是实务界，企业自身的经营风险是财务报表出现重大错报的驱动因素这条规律是公认的前有万福生科2012年因经营不善而财务舞弊，后有獐子岛先后两次爆出“扇贝门”的财务造假案；再到2017年末2018年初热议的乐视网 截止4月23日乐视网股票开盘跌停，自1月24日复牌以来共报15个跌停和保千里 保千里共连续跌停29次，创A股市场之最，前者遭遇业务下滑市值重挫，其应收账款由

20、2016年初的33.6亿元持续暴涨至2017年末的97.4亿元、资产减值损失2017年Q3计提高达1.75亿元较Q2的0.41亿元增幅高达326.83%并于2018年初更换会计师事务所；后者借壳上市后过度投资致使现金流断裂造成4.5亿元债务违约、证监会介入调查、创纪录的 “29连跌停”等不堪后果。更为离谱的是，深交所主板上市公司 华泽共连续跌停26次，一路跌停直追保千里*ST华泽因公司于2018年4月27日晚间公告称其因经营不善、公司无现金可用导致无法承担审计费用、审计机构迟迟不能进场，公司无法在4月31日前按期完成公司年报的披露；深入了解发现，该公司自3月21日复牌以来，一直在跌停的路上，数

21、据显示，*ST华泽已经连续26个交易日一字跌停，逼近ST保千里年初创下的连续29个跌停的A股跌停纪录；今年2月份华商基金发布公告称，自2018年2月1日起，对本公司旗下基金持有的“*ST华泽”股票进一步进行估值调整，调整后的估值价格为0.55元：这相当于*ST华泽61个跌停，也是被下调估值幅度最大的A股公司。据此可推断：企业经营风险的存在势必会导致财报出现重大错报的概率大大增加，从而迫使审计师在选择增加充分适当的审计程序时能够将审计风险降低至可接受的低水平；“羊毛出在羊身上”，审计工作量的增加产生的这部分增量成本最终将由客户承担，即审计费用随之上升。另外，审计费用的制定还会受到审计市场因素影响

22、，即前文所述及的审计风险溢价。假设1：经营风险高的公司会被收取更高的审计费用。2.内部控制与审计费用企业内控在制度设计层面有无漏洞、具体执行的好坏与否以及部分企业内控体系建设与评价工作存在“走形式”的现象及人为逾越的问题，这些都会影响到企业财报出现重大错报的概率，这也就是前文涉及的控制风险。再回到獐子岛的案例 獐子岛曾先后于2014、2017年发生“扇贝绝收”事件，之所以会两次出现同样的丑闻，其内部控制在责难逃。据报道，该企业内部管理极其混乱，上至公司管理层，下至基层饲养员，处处存在着贪污腐败、消极怠工、推诿责任的不良作风。这样的企业内部控制必然存在着极大的隐患，即使在初期制度设计得再好，具体

23、施行起来也是形同虚设，最终势必会完全被人为的违规行为凌驾于其上。因此，内部控制无效的企业必然会增加财报重大错报风险，同理，该企业也会被收取更高的审计费用。假设2：内部控制质量较低的公司会被收取更高的审计费用。3.综合效应如前文所述，风险导向审计中，控制风险与固有风险作为审计风险的重要构成元素，两者相乘可得到重大错报风险。公司的内部控制混乱不堪，是引致重大错报风险的内在动因，公司面临的来自市场经济的经营风险，构成引致重大错报风险的外在动因。根据内外因辩证关系原理可知，事物即内因是其变化发展的根本原因，外因第二位的原因，外因必须通过内因而起作用 徐梅芬.试论内外因作用的层次、性质和重要性J.山东师

24、大学报(哲学社会科学版),1985(03):12-15.。诚然，经营风险（外因）是财务报表发生重大错报的驱动因素，但倘若公司的内部控制机制完善，运行良好，内部控制风险（内因）得以有效把控，便能极大地抑制经营风险对重大错报的驱动作用；当企业的内部控制的有效程度越高，其所面临的经营风险对重大错报的边际催化作用越低；而注册会计师在事前评估审计费用时，该公司重大错报风险是其重要评估标杆（Benchmark），在审计定价环节，高错报风险会以风险溢价的形式增加审计收费；因此，有效的内部控制能够降低经营风险对审计费用的边际助推作用。假设3：经营风险与审计费用的正相关关系会受到内部控制的调节，内部控制的有效性

25、能够削弱经营风险与审计费用的正相关关系。三、研究设计（一）变量定义与模型设定1.变量定义（1）审计费用（Audit Fee）的计量我国审计市场的定价水平分层性明显，这导致审计费用的数量级分布较为分散，本文为消除数量级显著差异对计量模型的影响以及适度地修正样本分布的右偏形态，对上市公司支付的审计费用作取自然对数（Natural Logarithm）处理得到Lnfee，作为模型的被解释变量，用于衡量审计定价水平。（2）经营风险（Business Risk）的计量选取上市公司财务报表披露的经营杠杆系数DOL、财务杠杆系数DFL、以及应收账款周转率REC作为衡量经营风险的解释变量，以此验证假设1。为了

26、剔除我国各行业自身行业特征对总体样本数据呈现特征产生的偏正影响，本文在衡量经营风险时选取的上述三个指标均以超额增量绝对值的方式处理，将原始数据扣除行业均值后取绝对值，增强实证分析的严谨性。（3）内部控制（Internal Control）的计量为验证假设2，选取来自DIB内部控制与风险管理数据库用于衡量内控质量的内部控制指数ICQ，作为模型的解释变量之一，用于计量内部控制的质量高低以及有效与否。为验证假设3，选取上市公司内控评价报告信息表披露的内控有效性ICE作为分组变量，对有效组与无效组进行分组回归，以验证内部控制对经营风险之于审计费用影响的调节作用。此外，还选取了审计意见OPINION、流

27、动比率CR、现金流量比率CASH等指标作为控制变量，以有效抑制内生性的隐患。具体变量描述，请参见表3.1类型名称缩写定义被解释变量审计定价LNFEE审计费用取自然对数解释变量内部控制指数ICQ用于评价内部控制质量内部控制有效性ICE有效=1，无效=0超额经营杠杆系数DOL息税前利润变动率/产销业务量变动率（扣除行业均值）超额财务杠杆系数DFL息税前利润变动率/产销业务量变动率（扣除行业均值）超额应收账款率REC应收账款/资产总额（扣除行业均值）控制变量审计意见OPINION标准无保留意见=5；无保留意见加事项的=4；保留意见=3；保留意见加事项段=2；无法表示意见=1流动比率CR流动资产/流动

28、负债现金流量比率CASH经营活动产生的现金净流量/流动负债资产负债率LEV负债总额/资产总额净资产收益率ROE税后利润/所有者权益每股收益EPS资产总额取自然对数公司规模SIZE资产总额取自然对数国际四大BIG4国际四大审计=1，内资事务所审计=0表3.1 变量描述表2.模型设定根据前文陈述的研究假设及变量定义，本文建立模型如下： 模型一：模型二：其中，为避免因解释变量之间的强相关性导致模型出现多重共线性而影响实证效果，遂将ICQ与ICE两个相互关联的指标分开计量，拆分成两个模型。模型一用于描述性统计与相关系数分析以及通过多元线性回归检验前两个假设，模型二用于通过对ICE进行分组回归检验假设三

29、。（二）样本选择和数据来源本文遴选了2012年至2014年三年内国内沪深两市上市公司的经验数据，同时为了保持严谨性，本文剔除了如下上市公司的数据：（1）被归类为金融保险业的样本（2）部分基本指标缺失的样本（3）因连年亏损而被划为ST/SST的样本（4）该会计年度新上市的样本同时，为避免异常值分布对回归结果的干扰，本文采用Winsorize缩尾方法，对超出给定分位数界限5%的部分用分位数代替。最后，经过适当的数据筛选后，本文共得到了6467条样本数据，其中2012年2112条，2013年2056条，2014年2299条。本文的研究数据主要来自于CSMAR金融经济数据库以及DIB内部控制与风险管理

30、数据库，通过STATA15.0软件进行计量。实证检验与结果分析（一）描述性统计与相关系数分析本文模型一基本变量的描述性统计结果如下表4.1。从表中可以看出，在这6467家企业中审计费用的自然对数LNFEE最大值17.926是其最小值9.210的1.946倍；同时其标准差也达0.716，鉴于审计费用指标已经过对数处理，其原始数据的标准差达到了142.819之多，可见当前我国审计市场的定价水平存在着非常大的差异性，审计收费层次性较显著。同样地，反应上市公司内部控制质量的内控指数ICQ也呈现出高低多态、区分度明显的形势：其峰值4.539较其谷值1.008达4.502倍，标准差达到了1.285，同时中

31、值1.348明显低于平均值3.294，反映了较多公司的内控水平还没有达到市场平均水准，内部控制有待得到进一步规制。就样本数据呈现的经营风险的统计特征可知，上述6467家上市公司的超额经营杠杆系数极值分别为1.606（极大）、0.015（极小），标准差0.416；超额财务杠杆系数谷值为0.073，峰值足足达到6.199，标准差更是高达1.684；由此可见企业在运用杠杆经营的程度上存在着较大差异，特别是在举债经营撬动利润杠杆这一块异化现象尤为明显。超额应收账款率的两界极值分别为0.024、1.780，标准差为0.571，考虑到其作为超额比率指标数值在0到2的区间内分布，也能看出在应收账款处理方面各

32、上市公司也存在着较大的互异性。总体来说，上述三个指标均能在一定程度上阐释我国审计市场收费的层次性。本文模型一的基本变量的相关系数统计结果如下表4.2。从表中分析可得，审计费用与内部控制指数的相关系数-0.237在1%的水平上显著负相关，这体现了公司内部控制质量同公司被收取的审计费用呈负相关关系；同时，审计费用与两个杠杆系数以及应收账款率的相关系数0.179、0.106、0.203均在1%的水平上显著正相关，反映了现阶段企业面临的经营风险与其付出的审计费用呈正相关关系。仍然不能排除解释变量是通过其他因素间接作用于被解释变量，因此虽然上述统计结果基本支持本文提出的前两点研究假设，但仍需进一步的多元

33、线性回归分析加以验证。此外，模型一各解释变量之间的相关系数的绝对数值均基本稳定在0.1至0.3这个可接受的范围内波动，仅有少数几个略超过0.3，据此可推断该计量模型存在多重共线性的概率较低。进一步的VIF检验证明了这一推定：根据表4.3所示的VIF检验表可知，模型一VIF的最大值2.93也没有超过3，大多数VIF值在1至2区间内，根据基本计量知识可知，该模型不存在多重共线性。同时，根据表4.4，鉴于White异方差检验的原假设是同方差，Prob chi2=0.000表示在原假设为真的情况下，观测到的数值出现的概率趋近于0，在这次检验中1%，5%或10%的显著性水平下在显著性水平均接受原假设，即

34、不存在异方差。异方差与多重共线均通过检验证伪，这为进一步的多元回归分析打下基础。由于本文模型二仅参与对ICE的分组回归以验证假设三，故其描述性统计与相关系数分析不予赘述，其VIF检验与White异方差检验结果见表4.3、4.4。与模型一的分析同理可知，模型二的多重共线性与异方差均通过检验证无。表4.1 描述性统计表4.2 基本变量相关系数表注：*、*、*分别表示在1%、5%、10%的水平下显著表4.4 Whites Test For Ho: Homoskedasticity Test表4.3 VIF检验表（二）多元回归分析1.经营风险与内部控制对审计费用的影响从表4.5可知，三年总体回归模型的

35、拟合优度达到了57.23%，说明各解释变量的变化中有近60%的部分能够解释审计费用的变化，F值286.95在1%的显著性水平下整体通过了F检验；同理，各年度的回归模型拟合优度均不低于50%，F值均接近300整体通过F检验；综上说明本文的计量模型的拟合程度较好。从回归结果来看，审计费用对两个超额杠杆系数以及应收账款率的回归系数0.564、0.634、0.475均在1%的显著性水平下呈正相关，据此可验证假设一的成立，公司面临的经营风险与审计收费呈正相关关系，一家公司面临的经营风险越大，在审计定价阶段越容易触发风险溢价，其往往会被收取更加昂贵的审计服务费；审计费用对内控指数的回归系数-0.203在1

36、%的显著性水平下呈负相关，据此可验证假说二成立，内部控制质量低下的公司在现行审计市场中反而会被审计师收取更高额的审计费用。(1)(2)(3)(4)Pooled data201220132014ICQ-.203*-.178*-.271*-.239*(-4.36)(-3.47)(-5.52)(-4.83)DOL.564*.358*.603*. 650*(5.32)(3.04)(5.91)(6.15)DFL.634*. 689*.620*.675*(6.81)(7.23)(6.52)(7.16)REC.475*.469*.354*. 439*(6.83)(6.47)(4.95)(5.62)OPINI

37、ON-.141*-.158*-.137*-.116*(-3.91)(-4.85)(-3.63)(-2.61)CR.007.105*.013. 002(0.34)(3.81)(1.09)(0.12)CASH.139*.288*.142*.125*(3.31)(5.07)(3.72)(2.84)LEV-.382*-.243*-.410*-.472*(-3.92)(-2.64)(-6.18)(-7.03)ROE.270*.132.293*. 173*(3.44)(1.18)(3.97)(2.10)EPS.056.067.192*.041(0.94)(1.32)(2.93)(0.46)SIZE.122

38、.068.091.145(0.56)(0.17)(0.34)(0.67)BIG41.712*1.603*1.586*1.458*(7.18)(6.89)(6.12)(5.59)Constant5.684*6.430*5.192*5.773*(21.79)(24.63)(18.57)(22.61)N6467211220562299F-Val286.95*271.04*289.73*298.95*R2-AdjT Statistics In Parentheses* p 0.1, * p 0.05, * p 0.01.5723.5248.5870.5993表4.5 模型一的线性回归结果2.内部控制对

39、经营风险、审计费用相关性的调节作用根据表4.6可知，在内控评价报告信息表中披露内部控制有效的样本数为5986，无效的样本数为481。有效组与无效组的拟合优度分别达到了58.19%、54.07%，说明模型拟合程度较好；同时两组的F值分别为320.05、289.94，模型整体通过F检验。从回归结果来看，有效组审计费用与超额经营杠杆系数DOL的回归系数0.148与无效组回归系数0.311均在1%的水平下显著，但后者明显大于前者并达到前者的2.10倍；同理有效组被解释变量与超额财务杠杆系数DFL的回归系数0.154小于无效组回归系数0.471，后者达到前者的3.06倍；有效组审计收费与应收账款率的回归

40、系数0.291小于无效组回归系数0.628，后者是前者的2.16倍。可见内部控制对审计费用、经营风险之间的相关性起到了抑制作用，有效的内部控制能够减少审计费用对经营风险变动的边际增量，因此假设三得证。(1)内控有效组(2)内控无效组ICE=1ICE=0 DOL.148*.311*(2.81)(4.02)DFL.154*.471 *(2.77)(3.84)REC.291*. 628*(2.63)(5.07)OPINION-.154*-.096(-2.28)(-1.17)CR.011. 013(1.05)(1.24)CASH.079. 357*(0.13)(4.86)LEV-.409*-.012(

41、-6.60)(-0.90)ROE.297*. 528*(2.75)(4.08)EPS.087.521*(0.37)(4.53)SIZE.887* .172*(4.31)(1.84)BIG41.568*1.993*(5.76)(8.12)_cons6.538*6.923*(18.12)(21.53)N5986481F-Val320.05*289.94*R2-AdjT Statistics In Parentheses* p 0.1, * p 0.05, * p 0.010.56190.5107表4.6模型二的分组回归结果（三）稳健性检验本文采取替换指标的方法进行稳健性测试（Robustness

42、Test）。替换标的为经营风险，区别于之前的应收账款率（应收账款/资产总额），此处联结资产负债表（Balance Sheet）与利润表（Income Sheet），采用应收账款周转率RET（Receivables Turnover 销售收入/应收账款）。应收账款周转率反映企业处理应收账款的周转速度，比率越高体现企业应收账款管理水平越好，其面临的经营风险也越小，因此应收账款周转率与经营风险反向相关。模型一的回归结果在表4.7中予以列示，替换指标后审计费用FEE与两个超额杠杆系数DOL、DFL的回归系数0.602、0.439在1%的水平下均仍呈显著正相关；应收账款周转率RET的回归系数-0.261

43、在1%的水平下呈显著负相关，结合上述RET反向相关于经营风险的逻辑链条仍可得出经营风险与Audit Fee呈正相关；而替换指标后审计费用FEE与内控质量ICQ的回归系数-0.158在1%的水平下仍然呈显著负相关；同时替换指标前后模型中主要的控制变量从定性角度看基本保持一致，没有发现重大异变。上述结果又一次支持了本文第二部分提出的前两条假设，即公司面临的经营风险越大，或其内部控制质量越低下，其被收取的潜在审计费用越高。从表4.8的实证结果看，有效组审计费用与超额经营杠杆系数DOL的回归系数0.324与无效组回归系数0.701均在1%的水平下显著，但后者明显大于前者并达到前者的2.16倍；同理有效

44、组被解释变量与超额财务杠杆系数DFL的回归系数0.168小于无效组回归系数0.546，后者达到前者的3.25倍；有效组审计收费与应收账款周转率的回归系数-0.318小于无效组回归系数-0.851，后者是前者的2.68倍。由结果可见本文提出的第三条假设依然成立，即内控对审计费用、经营风险的联动性起到了阻抑作用。FEEMODEL IICQ-.158*(-2.87)DOL.602*(5.88)DFL.439*(3.10)RET-.261*(-2.76)OPINION-.258*(-4.52)CR.120(0.81)CASH.628*(9.14)LEV-.532*(-24.60)ROE.332*(2.19)EPS.182*(2.36)SIZE.147*(1.82)BIG4.951*(29.64)Constant10.671*(69.34)N6467F-Val241.37*R2-Adj.5175(1)内控有效组(2)内控无效组ICE=1ICE=0 DOL.324*.701*(3.15)(5.