【股权集中度、产权性质和审计费用的关系实证研究9800字（论文）】

摘要：本文以沪深A股2012-2020年度期间的企业为研究样本，从股本构成的视角考察了企业的股权集中程度与其所需要支付的审计费用的关联性，探讨了在不同的财产所有权属性下，我国上市企业的股权集中程度与其所需要支付的审计费用的关联性。实证分析发现，我国上市公司的股权集中程度与其所需要支付的审计费用之间存在显著的正向关联。从财产所有权属性上看，最终控制人为政府的上市企业的股权集中程度与其所需要支付的审计费用存在显著的负向关联；最终控制人为非政府的上市企业的股本集中程度与其所需要支付的审计费用之间存在显著的正向关联。关键词：股权集中度；产权性质；审计费用1引言审计收费标准的选取直接影响到审计的独立性和质量。被审计单位支付的审计费用是会计师事务所向客户提供产品时获取的主要价值收入，而被审计单位的规模、经营效益和经营者业绩对其所支付的审计费用有深刻的影响。我国早期审计费用数据缺少公开披露，有关审计费用的研究也在一定规范内局限。目前，我国审计费用并无原则性的具体规定，实际执行起来存在一定差异。审计费用的不合理导致的混乱，将影响到注册会计师的审计需要，影响到企业的可持续发展，甚至影响到审计市场的公平和公正。因此，要使会计师事务所能够更好地规划审计业务的定价，避免风险，提高审计服务质量；为更好地为被审计单位和其它监管机构的决策提供一定的参考。同时，也为我国上市企业治理结构的优化和股权结构的优化提供参考。当前，审计费用影响因素、审计的独立性、审计费用等问题仍然是国内外学者较为关注的方面。而在审计服务需求方面，如股权结构对审计费用有何影响，学术界对此并无明确的结论。在产权性质方面，近代企业普遍存在着股权与管理权的分立的现象，委托—代理问题尤为突出。企业的经营管理制度源于企业的内部委托-代理问题。在我国，由于股权结构过于集中，相较于大股东与管理层之间的代理矛盾，大股东侵害小股东权益的问题更加凸显。高质量的外在审计是一种能够减轻企业内部的代理矛盾、降低控制股东侵占资产风险的一种行之有效的外在监督。股权结构会对企业的内部治理产生一定的冲击，从而对外部审计的需求产生影响。所以，在理论上，审计费用与企业的股权结构存在某种关联。此外，企业最终控制人的性质也会对企业的财务状况产生影响，并与企业的股本构成有关。本文基于监管假说，掠夺假说，基于代理理论，研究了我国上市企业的股权集中度与审计费用的相关性关系，并从产权性质的角度进行了实证分析。2文献综述2.1国外文献美国经济学家Simunic在1980年提出了一种基于审计风险与审计成本的多变量线性回归模型，利用最小二乘法对审计费用的影响因子进行了研究。实证分析结果表明，上市企业的资产规模对审计费用产生了最大的影响，上市企业内部审计成本，会计年度审计的审计意见类型，上市企业前两年资产损益，资产负债率，涉及的行业类型和所控制的子企业数量对审计费用产生了一定的影响，同时投资报酬率、审计任期和事务所规模等三个因素在回归方程中的结果不显著，则说明这三者与审计费用并无明确关联[1]。随后学者们对这一理论进行了持续地研究，并对其进行了验证。Mitra等人（2007）通过对五大审计师审计的358家纽约证券交易所上市企业的样本进行回归分析，研究发现，分散机构持股（即个人持股比例低于5%）与审计费用之间有着显著的正相关关系，以及机构与股东所有权（即个人持股比例高于5%）和审计费用之间存在显著负相关关系。最后，总结研究结果：管理层的股权与审计费用呈负相关，在企业治理结构中，股权集中度对审计费用起着举足轻重的作用[2]。Hay等（2008）在研究结论中则认为单一持股超过20%的企业控股权与审计费用呈正相关[3]。JensenM.C.与MecklingW.H.(1976）在1976年提出偏离价值最大化的成本随着管理层所有权分散程度的上升而下降（利益趋同假说），认为管理层的股票激励力度越大，其他投资者的利益就越紧密，就能有效地增强企业的内部监督，降低外部审计的依赖性，从而降低审计费用[4]。A.K.M.WaresulKarim等（1996）以孟加拉国上市企业为研究样本，结果表明，孟加拉国的经济环境与其它国家不同，中国上市企业比例的高低对审计费用的影响不大。而欧美等发达国家中，存在国有控股的上市企业，其审计费用相对较低的现象[5]。2.2国内文献王艳艳等（2006）选取2001~2003年度的上市企业资料进行实证分析，发现国内上市企业具有的普遍特征：股权结构高度集中，大股东倾向于侵害中小股东利益的代理行为相对于股权代理问题更为严重和常见，高质量的审计需要与企业股权集中度呈显著正相关关系[6]。张奇峰（2006）通过对1994-2003年中国证券监督管理委员会针对会计师事务所的处罚公告进行分析研究，认为我国特有的股权结构分立和企业治理制度不健全所产生的代理问题，会对我国上市企业审计的独立性和质量产生负面冲击[7]。关于股权集中度与审计费用的关系，呈正相关的有：曹国华等（2014）以中国2007~2011年度5522家企业作为研究对象，对我国真实盈余管理水平和审计业绩的相关性进行了实证研究。基于壕沟假说，企业管理层拥有较大比例股份，很有可能拥有更大的控制权，并有“一言堂”的倾向，从而导致企业内部出现欺诈和欺诈行为。与此同时，外部审计的依赖性也越来越强，审计费用也随之增加[8]。关于股权集中度与审计费用的关系，呈负相关的有：粟立钟与李悦（2012）以2002-2011年A股上市企业为研究样本,基于代理理论和资源依赖理论，研究表明，在股权集中程度高的情况下，股东能够对企业的高管进行有效的管理，从而降低对外部审计的要求，从而减少审计费用。[9]；申富平与丁含（2011）以2002年至2009年因财务舞弊被中国证券监督管理委员会处罚的上市企业作为研究对象，通过对相关影响因素进行控制，比较第一大股东的不同持股情况，对审计费用与审计质量的相关性关系进行了研究，得出结论：在上市企业第一大股东持股比例较高时，审计费用越高，审计质量越差，两者呈现显著负相关[10]；杨华（2015）以国内化工行业上市企业2011-2013年度的财务数据为研究对象，参考比照Simunic提出的审计收费计算模型，采用多元线性回归方法对企业治理、政治关联和审计收费的影响进行了实证检验。实证分析发现，我国上市企业的股权集中度、政治关联程度与审计费用呈负相关[11]；邱金平与李薇（2017）以2010-2015年度沪深创业板10078个非金融类行业上市企业为研究对象，对股权集中度、股权制衡度、企业规模与审计费用之间的相关性进行了实证分析。研究表明：在考虑企业规模的影响下，由大股东持有股份的比例计量的企业股份的集中程度与审计费用呈显著的负相关性[12]。关于股权集中度与审计费用的关系，呈非线性关系的有：曾颖、叶康涛（2005）调查结果显示，在2001-2002年上市企业中大股东持股比例高低即股权集中制与审计费用高低呈现显著的倒U形关系，由于第一大股东比例较低时，代理成本与之正相关，但这种效应存在极值点[13]；罗春华（2011）选取了我国沪深证券交易所2004-2009年度全部由民营企业发行的A股企业的有关资料,实证分析了我国上市企业的大股东持股比例、掏空行为对审计费用的影响，同样指出审计费用随着股权集中度上下波动，呈现U形关系[14]；蔡吉甫（2007）从审计相关服务被需求方的视角,把我国2004年上市企业作为研究企业样本，对企业治理结构与其所需要支付审计费用的相关性进行了实证研究，分析得出上市企业的股权集中程度与审计费用存在正U形相关的联系[15]。关于产权性质与审计费用的关系，所有权控制人为政府的上市企业审计费用更高的有：以2003-2008年我国上市商业银行为研究样本，对其相关财务数据进行整理和分析，实证研究得出最终控制人为政府的上市商业银行的审计费用高于最终控制人为非政府的上市商业银行的结论。在不同的最终所有权控制人情况下，各种风险对审计费用有很大的影响[16]。刘猛（2018）选取泸深两市A股主板2007-2014年上市企业数据作为样本，运用金融理论和审计风险理论进行分析，研究结果表明，相较于审计非国有企业，审计师在审计国有企业时会显著提高审计费用来应对由管理层过度自信而导致审计风险[17]。祖笠（2017）选取我国沪深A股2007-2015年度的上市企业作为研究对象，研究分析了我国上市企业的股本构成与制度背景对其所需要支付的审计费用的作用。他认为国有企业一直受到政府和国家的行政介入，且承担严格履行政策的政治责任，部分经营活动并不以盈利为目的，风险管理理念较为落后，风险管理意识淡薄，企业在一定时期内发生净损失，生产经营成果不符合预期。以此看来，审计人员将产生对实质上误报的财务资料可能提供不适当意见的风险，会提出更高的审计溢价。另一方面，国有企业业务更为繁杂，项目触及更为广泛，需要的审计事项和环节更多。这些都必然提高了审计费用从而促进所有权控制人为国有的上市企业将不得不支付更高的审计费用[18]。关于产权性质与审计费用的关系，所有权控制人为政府的上市企业审计费用更低的有：张复生和赵小寒（2017）以2012-2015年度中国沪深A股上市企业为研究对象，对公允价值计量下的资产价值变化比例对审计费用的作用进行了实证分析，研究结果表明，公允价值变动率和审计收费为正相关，进一步考虑产权性质的研究表明，所有权控制人为政府的上市企业对减少审计费用的作用有着明显正向效应[19]。李明辉（2009）以我国上市企业2001-2006年的财务数据为研究样本,检验了股权结构和企业治理因素对股权代理成本的影响，提出国有控股企业往往承担更大的社会责任，其盈余管理行为受到一定规范的限制，因此使得审计费用更低，并且国有控股的上市企业通常与政府之间存在强有力的政治关联，进一步减少了审计风险，也使国有控股上市企业关于审计费用的高低和会计事务所协商采取有利讨价还价的能力更加突出20]。关于股权集中度、产权性质与审计费用，郭梦岚和李明辉（2009）以2007年上海和深证两市上市企业财务数据为研究样本，认为终极控制人为政府的上市企业审计费用较低，管理层持股比例与审计定价的U型关系仅仅存在于非国有控股企业样本之中，中国会计师事务所在确定审计费用的时候会结合企业控制权的性质考虑财务风险对审计定价的影响，对国有控股上市企业和非国有上市企业采取歧视性定价（差别定价）的策略[21]。2.3文献评价审计作为强有力的外部监督手段为投资方和债权人等企业利益相关者主体提供了有效、可靠的会计信息。审计费用很大程度上直接影响着审计独立性和审计质量。因此，对我国的审计费用进行研究，既有基于基本国情的指导作用，也符合时代特点和形势要求，理论和实践意义兼而有之。本文在对国内外相关文献进行梳理的基础上，发现我国现行的股权集中制度与产权制度对审计费用的影响因子的研究成果并不完全相同。通过对这些研究情况的分析，可以看出此类研究的不足之处：（1）目前，国内外学者大都倾向于审计服务提供者等方面的研究，如：审计成本影响因素、审计独立性、审计的质量等；而对审计服务的需求方的研究，如：股权结构对审计费用的影响，没有达成一致意见。（2）由于影响到审计费用变化的各种因素具有复杂性，并且各国的经济体制和所处国情也是千差万别，所以在实证分析中无法全面地综合考虑各种影响因子，只能在选取样本时要做到尽量科学化和准确化；（3）国内外学者对于上市企业股权集中程度、最终控制人属性与所需要支付的审计费用这三者关系大部分是从两两之间的关系去研究的，例如上市公司不同性质股份所占的比例及其相互关系与所需要的审计费用的关系、最终控制人属性与所需要的审计费用的关系，但对这三者之间关系的研究相对来说比较少。（4）多数学者对股权集中制与审计费用关系得出的结论可能不一致，可能与产权性质有一定关系。本文尝试引入产权性质这一概念，从产权性质的角度探讨股权集中度对审计费用的影响。为此，应当结合本国自身特点，参考外国先进的做法，对股权集中制、产权性质与审计费用关系的探讨，提出更加专业化的意见，以提高审计费用的可信度和精确度，以维护中国的市场经济和社会稳定，从而维护我国经济市场秩序，促进中国经济的发展。3理论分析与研究假设3.1股权集中度和审计费用股权结构在企业治理中占有举足轻重的地位，因为企业的控制权分布、股东与管理者的委托代理关系的本质是由股权结构所直接决定的。那么企业的控制权性质与股权的集中程度如何影响企业的经营绩效？当前，我国学术理论界对企业治理结构的作用主要有两种假说：监督假说和掠夺假说。一方面，股权集中度的提高可以使大股东发挥一种解决代理问题的机制的作用，提高股权集中程度有效促进了大股东相关信息的收集以及对代理人进行监督激励。大股东将审计程序视为一种有效的监督机制，并认为它能有效地监督代理人、管理者的机会主义行为。结果是，大股东愿意付出更高的审计费用来获得更多的审计服务和更大的审计范围。另一方面，控股大股东和小股东的利害关系的存在是国家代理成本的主要起源，而不是管理者和控股大股东之间利害关系的存在。掠夺发生的可能性和控制股东比例呈现正相关。但如果股权集中性过大，大股东处于相对优势的地位，具有较大的权力，道德问题极易发生，用非道德手段为自己谋取利益，使第二代理问题激化，高管即代理人依附于大股东。这时，股权集中度过高将会使企业面临重大财务风险，使审计费用提高。综上，本文提出以下假设：假设1：随着股权的高度集中，上市企业必须向会计师事务所需要支付更多的审计费用。3.2股权集中度、产权性质和审计费用国有上市企业的一般现状是股权集中程度高，国有股一股独大，最终所有权控制人为政府性质的上市企业大多都处于密切政治联系网之中，国家和政府会在其处于困境中施以援手，给予财政支持，对法规和规范有着更加深刻理解，违规时也不会受到严厉的处罚而对企业正常运营造成影响，从而减少了产生财务风险的概率，也降低了审计师审计的风险。另外，国有企业不需要刻意购买审计意见，因为国有企业管理人员不会因为企业被出具非标准审计报告而降职，也不容易出现融资困难的问题。相较于非国有企业，国有企业拥有更多的政策保障和资金支持，所需要支付的审计费用更低。国有企业股权集中化程度高，财务风险越低，审计费用也会越低。综上，本文提出以下假设：假设2：从不同产权性质视角来看，股权集中度和审计费用的相关性存在差异，即国有上市企业股权集中度对审计费用产生负相关，非国有上市企业股权集中度对审计费用产生正相关。4研究设计4.1样本与数据来源本文选取2012-2020年的A股上市企业作为研究样本企业。以保证研究数据的有效性和科学性，本文剔除了以下样本企业：首先，剔除了不能获得全部财务数据、资料和无法识别产权属性的样本企业；其次，剔除了创业板和金融业，因为这些企业的财务情况与其它企业的情况相比具有很大的差异性；再者，剔除了ST、*ST、S*ST等上市企业样本；另外，剔除有严重内部控制缺陷（内部控制指标为0）的企业；最后，剔除资产负债率在1以上或0以下的企业。本文主要是从国泰安（CSMAR）数据库中提取相关变量，其中内部控制指数取自迪博数据库。基本数据处理使用Excel软件，数据分析使用SPSS软件。在剔除上述样本企业之后，本文对1582家上市企业进行了数据整理和统计，共12656个有效样本。4.2模型设定与变量定义本文采用的多元回归模型基本形式如下：Lnfee研究变量的定义见表4.1。表STYLEREF1\s4.1研究变量的定义变量类型变量名称变量代码定义及描述被解释变量审计费用Lnfee上市企业所需要支付的合计审计费用的自然对数解释变量股权集中度Share5合计前五大股东持股比例产权性质Soe实际控制人为政府取值为1，实际控制人为非政府取值为0控制变量内部控制指数ICI企业内部控制指数的自然对数企业规模Size期末总资产的自然对数托宾Q值TobinQ企业权益市值与负债账面价值之和/总资产净资产收益率ROE净利润/所有者权益平均余额是否亏损Loss净利润为负取值为1，净利润为非负取值为0资产负债率Lev期末负债总额/期末资产总值审计意见类型Opinion标准无保留审计意见取值为1，非标准无保留审计意见取值为0事务所特征Big4‘四大’审计取值为1，非‘四大’审计取值为0行业虚拟变量Ind该行业取值为1，非该行业取值为0年度虚拟变量Year该年度取值为1，非该年度为05实证分析5.1描述性统计表STYLEREF1\s5.1描述性统计结果个案数最小值最大值平均值标准差中位数Lnfee1265611.918417.926413.70980.709513.5924Share5126560.00820.98470.52030.15130.5195Soe12656010.44180.49660ICI126562.19396.88526.49140.13086.5096Size1265620.166626.062622.4171.269122.2423TobinQ126560.671431.56472.31451.78191.7839ROE12656-8.90051.68980.07330.14030.0696Loss12656010.06830.25220Lev126560.0080.9890.43060.20140.4256Opinion12656010.99150.09161Big412656010.06190.24090表5.1列示了模型中各变量的描述性统计结果。审计费用自然最大值是17.9264，最小值是11.9184，标准差是0.7095，表明不同企业间的审计费用差别较大；股权集中度中最大值是98.47%，最小值是0.82%，均值是52.03%，说明我国上市企业大多数股权集中在极少数人手里，股权结构有待优化；产权性质的均值为0.4418，说明所选样本中非国有上市企业占多数；企业规模最大值是26.0626，最小值是20.1666，均值是22.417，标准差是1.2691，说明企业规模差异较大；托宾Q的标准差是1.7819，净资产收益率的标准差是0.1403，表明企业之间的盈利状况相差较大；资产负债率的均值为0.4306，标准差是0.2014，表明样本财务杠杆总体变化不大，但不同企业间差别较大。其余变量的描述性统计值均在正常范围内，无极端值的影响。5.2相关性分析为检验以上的假设，本文先用相关性分析的方法对各个变量的关联度和它们的统计价值进行比较，得出的相应结果见表5.2。表STYLEREF1\s5.2相关性分析LnfeeShare5SeoICISizeTobinQROELossLevOpinionBig4Lnfee1Share50.2258***1Soe0.1230***0.1034***1ICI0.1286***0.1308***0.0448***1Size0.7503***0.2517***0.2869***0.1596***1TobinQ-0.2471***-0.0334***-0.1857***-0.0236***-0.4203***1ROE0.0624***0.1251***-0.0222**0.2992***0.1129***0.1006***1Loss-0.0097-0.0892***-0.0049-0.2735***-0.0557***-0.0133-0.4695***1Lev0.3594***0.0343***0.2576***0.00550.5410***-0.3385***-0.0609***0.1027***1Opinion0.01280.0251***0.0335***0.1824***0.0428***-0.0554***0.1648***-0.0948***-0.0474***1Big40.4342***0.2153***0.1308***0.1037***0.3472***-0.1075***0.0375***-0.0162*0.1231***0.013*1注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。表5.2给出了各变量之间的相关系数。由此表我们可以初步得到，股权集中度（Share5）与审计费用（Lnfee）的相关系数为0.2258，在1%的显著水平上呈显著正相关关系，表明总样本你显示股权集中度越大，企业的审计费用越高，假设1得到初步证实。产权性质（Soe）与审计费用（Lnfee）的相关系数分别为0.1230，呈显著负关系，由此可知，企业的产权性质对企业的审计费用具有重大影响；内部控制指数自然对数、企业规模、净资产收益率、资产负债率、事务所特征均与审计费用有着显著关系并且是正向相关，托宾Q与审计费用有着显著关系并且是负向相关。但由于相关性分析只研究了两个变量之间的理想化关系，未将其他变量的影响纳入分析范围。对于假设2，仍需进一步检验。为了更清楚地研究各变量之间的相关关系，运用多元回归模型进行实证分析。5.3多元回归分析为了进一步验证前文所提出的假设，运用多元线性回归模型，股权集中度模、产权性质与审计费用的关系进行多元回归检验，多元回归分析结果见表5.3。表STYLEREF1\s5.3多元线性回归结果总样本国有上市企业非国有上市企业(1)(2)(3)Intercept3.8904***2.7675***5.0651***(17.6766)(8.2743)(17.0305)Share50.0578**-0.0063**0.0461***(2.1058)(-0.1311)(1.4425)Seo-0.1447***(-17.3253)ICI0.0613*0.1019**-0.0250(1.8853)(2.1368)(-0.5658)Size0.4238***0.4576***0.3933***(98.1920)(66.7509)(70.6315)TobinQ0.0264***0.0399***0.0207***(10.5914)(7.6069)(7.8013)ROE-0.1589***-0.1533***-0.1042**(-4.7970)(-3.2953)(-2.1465)Loss0.0780***0.02940.0178(4.3462)(1.0144)(0.6056)Lev-0.1116***-0.2151***0.1168***(-4.6231)(-5.4287)(0.6056)Opinion-0.0868**-0.0873-0.0578(-1.9699)(-0.9265)(-1.2495)Big40.5691***0.5679***0.4830***(32.3330)(23.4141)(17.9742)Ind控制控制控制Year控制控制控制Obs1265655927064R²0.61430.64450.5751Adj-R²0.6140.64390.5745F统计值2014.1067***1124.5174***1060.7631***D-W值0.40650.35620.5015注：（1）***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平；（2）样本数为12656；（3）括号内为t值。回归分析结果见表5.3。其中，方程（1）是对样本总体进行的回归；方程（2）和方程（3）是进一步将总样本分为国有上市企业和非国有上市企业两个子样本，分别对上述模型进行多元回归，目的是检验不同产权下，股权集中制对审计费用的影响。回归（1）结果显示：股权集中度与审计费用间的审计费用的回归系数为0.0578，且在5%的水平上显著，即股权集中度与审计费用显著正相关。产权性质与审计费用呈现负相关，也印证了假设2，在考虑其他变量的综合影响下，随着股权的集中，相较于非国有上市企业，国有上市企业的审计费用可能更低。回归（2）和回归（3）结果显示：在我国最终控制人为政府的上市公司的股权集中度与其向会计师事务所支付的审计费用存在负向相关关系，换句话说，国有上市企业的股权集中比例愈高，则需要支付的审计费用愈低；而对于最终控制人为非政府的上市企业来说股权集中度与其所需要支付的审计费用存在正向相关关系，即非国有上市企业股权集中比例愈高，则需要支付的审计费用也会愈高，假设2得到验证。这是因为，在我国的高度集中股权结构下，我国的审计人员在进行政府控股的上市企业的内部审计时，会遇到更低的审计风险，从而减少了对企业内部的人力资源、资金、时间成本的投入，降低了审计成本。在非国有企业高度集中股权结构下，审计人员需要了解审计需求时，大股东选择的激励作用要比壕沟作用大，也就是对管理者的机会主义的鼓励作用更为突出，因此会选择测试范围更广，花费更多人力资本和时间成本来进行审计，产生更多的审计费用。或者因为大股东倾向于侵占中小股东的利益，用非道德手段为自己谋取利益，企业有着高额审计风险，产生更多审计费用。从总体上来看，三次回归的F统计值都在1%左右，经过调整后R²都超过了50%，说明了回归的总体结果显著，回归模型具有很好的解释能力。6结论本文对我国上市公司的数据进行了理论分析和实证分析，得出结论：（1）我国上市公司的股权集中程度与其所需要支付的审计费用之间存在显著的正向关联。（2）从财产所有权属性上看，最终控制人为政府的上市企业的股权集中程度与其所需要支付的审计费用存在显著的负向关联；最终控制人为非政府的上市企业的股本集中程度与其所需要支付的审计费用之间存在显著的正向关联。然而由于各种原因，本文的研究仍然存在不足。例如受到近几年疫情影响，上市企业产生异常值概率上涨，在选取研究样本时剔除了因疫情流行而缺失数据的样本企业，导致数据缺乏一定的完整性。本文的研究对于完善企业内部治理结构、开展监管部门的工作以及审计费用的定价具有一定的借鉴意义。对企业而言，目前我国上市企业大多有国企改制背景，资本市场尚不完善，进一步推进股权分置改革，降低股权集中度，形成股权制衡，保护中小股东利益，是当务之急。对我国证券监督管理机构而言，必须进一步加大对非国有上市企业的监管力度，逐步提高其违法成本，从而实现对我国证券市场的有效监管。对会计师事务所而言，在评估和判断被审计机构的财务状况时，应加强对被审计机构的风险认识，强化风险观念，要将公司规模、审计年度是否亏损、审计意见类型、事务所特点等影响因素综合纳入考虑，还要把股权集中程度、最终控制人属性等方面的影响纳入定价参考，才能充分利用审计费用，科学执行审计过程的决策，来保证审计定价的合理性。参考文献[1]SimunicDA.ThePricingofAuditServices:TheoryandEvidence[J].JournalofAccountingResearch,1980,18(1):161-190.[2]SantanuMitraandMahmudHossainandDonaldR.Deis.Theempiricalrelationshipbetweenownersh