影子银行发展规模对审计费用的影响——基于公司债务违约风险的中介效应检验

李世辉 卿水娟 贺勇

(1.中南大学商学院，湖南 长沙 410083; 2.湖南工商大学会计学院，湖南 长沙 410205)

一、引言

随着金融自由化和金融创新多样化，“乱搞同业、乱加杠杆、乱作表外业务”等影子银行乱象活动逐渐浮出水面，微观主体违约事件加速暴露，给我国金融监管带来极大挑战。根据国际评级机构穆迪最新出炉的《中国影子银行季度检测报告》显示，2020年前三季度，广义影子银行资产增长7 000亿元左右，达到人民币59.7万亿元，影子银行资产占名义GDP的比例从2019年底的59.5%上升0.2个百分点至59.7%，呈现出庞大规模。此外，央行公布的窄口径影子银行数据显示，影子银行规模从2002年的175亿元飙升至2019年的18.89万亿元，增长了约1 078倍。作为近年来金融体系中的“重量级选手”，影子银行对我国实体经济的发展支撑作用不容小觑[1]。但人民银行行长易纲表示，影子银行自带的高杠杆、高信息不对称性、法律主体不明确及监管难度系数高等特点加剧了金融脆弱性，提高了金融市场的整体运行风险。同时，企业的生产经营活动离不开特定的市场环境，而影子银行发展规模扩大所带来的系统性风险增加了企业经营环境的不确定性，企业将面临较大的经营风险和较差的财务状况，发生财务困境和债务条款违约的可能性增加[2]。因此，实务界和学术界应积极寻找监管影子银行的有效途径，引导影子银行在我国制度背景下实现健康、有序发展。审计署审计长胡泽君表示，审计作为资本市场重要的信息中介，一直享有“经济警察”之称，希望发挥审计优势以深入揭示影子银行等金融风险，促进防范化解重大风险。那么影子银行发展规模的扩大会不会影响到审计师对被审计单位风险状况的评估进而影响到审计费用？为此，有必要深入研究影子银行发展规模与审计费用之间的关系及作用机理，为从审计层面监控影子银行提供更多的理论依据。持续打好防范化解重大金融风险攻坚战，是我国目前的工作重心之一，党的十九大报告(2017)明确指出，要健全金融监管体系，守住不发生系统性金融风险的底线，而外部审计作为四大治理基石之一，在公司的外部治理中充当着重要角色，同时也是保证财务信息披露质量的最后一道屏障，可以改善财务信息披露质量和增加财务信息价值，有效解决影子银行规避金融机构监管的问题，在金融监管中发挥着举足轻重的作用[3]。因此，深入研究影子银行发展规模对审计费用的影响具有较大的实践和现实意义。

基于此，本文选取2010-2019年中国非金融类沪深A股上市公司为研究样本，实证检验影子银行发展规模与审计费用之间的关系并进行路径分析，并就上述问题提供来自我国资本市场的经验证据。相较于已有文献，本文可能的理论贡献主要在于：第一、拓宽了影子银行经济后果的相关研究维度，将影子银行发展纳入审计师的风险评估范围，关联于审计费用，丰富和延伸了审计师风险应对领域的相关成果；第二、引入公司债务违约风险作为中介变量，深入探讨影子银行发展规模对审计费用的作用路径，同时，站在审计延迟的角度分析了影子银行发展规模对审计费用的作用机理；第三、结合宏观货币政策探讨其对影子银行发展规模、公司债务违约风险与审计费用之间的调节作用，对“宏观经济政策—微观审计师行为”框架进行了有益拓展，为政府相关部门加强影子银行监管提供了一定的政策启示。

二、文献综述

(一)影子银行相关研究

2007年美国次贷危机的爆发，使国内外学者意识到金融创新过度结构化可能偏离了金融体系服务于实体经济这一初衷，游离于监管之外的影子银行成为各界研究和关注的热点。据金融理事会2011年的定义可知，影子银行是指一种游离于正规银行体系之外，可能引发系统性金融风险和监管套利风险的信用中介体系。受我国紧缩性货币政策和抑制性金融政策及商业银行“监管套利”行为的影响，影子银行在我国应运而生并得以高速发展[4]，给我国宏观经济和微观实体企业的发展带来了一定的影响。从宏观层面来看，影子银行的杠杆操作模式、金融创新过度化、突破传统业务界限、信息披露不完整性及监管难度大等特征严重威胁金融体系稳定性[5]，同时其也会对货币乘数和单位社会融资所对应的流动性比例产生一定的负面影响，进一步加剧了金融体系的脆弱性[6]。周莉萍(2011)[7]认为影子银行发展降低了货币政策的实施效力，其信用创造机制对我国传统商业银行形成有限替代，从而在货币市场上产生了外部溢出效应。从微观层面来看，影子银行已经部分取代商业银行，虽然在向企业提供流动性方面发挥了一定的作用，通过拓宽短期融资缓解企业融资约束[8]，但是在提高企业风险承担水平的同时也降低了高风险承担企业的市场价值[9]。Bleakley和Cowan(2010)[10]认为影子银行发展在增加企业短期融资和提升企业投资水平的同时，短期流动性水平和长期投资不匹配也抑制了企业价值的提升。影子银行高杠杆运作方式推高了企业的财务杠杆，在企业“短贷长投”倾向下，产生投融资期限错配的可能性加大，增加了企业财务风险发生的可能性[11]。吴娜等(2020)[12]提出影子银行扩张会导致企业金融资产配置增加，出于资本逐利动机，驱使其利用影子银行获得产业资本投向金融领域，企业逐渐脱离主营业务，造成企业“空心化”。

(二)审计风险和审计费用相关研究

Simunic(1980)[13]的审计定价模型和Houston等(1999)[14]的扩展审计风险定价模型表明，审计风险越大，审计收费越高，审计风险成为衡量审计收费的重要依据。经济发展的复杂化和多样化增加了企业重大错报风险发生的可能性，审计风险也变得更加复杂。为降低审计风险，审计技术和方法发生了从传统账表导向审计、系统导向审计到风险导向审计的转变。在现代风险导向审计下，审计师的审计风险主要源于审计服务需求方即被审计单位所面临的风险水平，勾稽于被审计单位的风险状况。目前研究审计服务需求方的风险状况对审计费用的影响主要可从被审计单位的外在属性特征和内在风险特征这两个角度进行展开。从被审计单位的外在属性特征来看，上市公司的资产规模显著影响审计费用，子公司数量、所处行业类型、资产负债率、上期的盈亏情况和审计意见类型等因素都将影响到审计费用的制定和收取[13，15]。从被审计单位的内在风险特征来看，上市公司的法律风险[16]、财务和经营风险[17]等风险因子均会影响到审计师的审计费用。与此同时，被审计单位的风险系数受到了其内部相关治理特征的影响，如潘克勤(2008)[18]认为公司治理指数越高，财务重大错报风险越低，审计定价也就越低；李世辉等(2021)[19]研究发现CEO风险偏好程度越高，企业违规的可能性越大，审计师会收取更高的审计费用以抑制企业违规。为应对被审计单位经营活动复杂化所产生的重大错报风险，审计师对被审计单位风险因素的考量逐渐延伸到上市公司一些较为隐蔽的风险领域，如杜勇等(2019)[20]提到审计师能够充分识别企业金融化过程中所存在的审计风险，进而制定较高的审计费用计划；颜恩点等(2018)[21]认为企业影子银行化即非金融企业充当金融中介参与再放贷的影子银行业务活动，审计师面临的审计风险越高，倾向于收取更高的审计费用。此外，审计师对被审计单位风险状况的评估受到了企业所处环境的影响，如张立民等(2018)[22]发现宏观经济形势较差时审计师面临的系统性风险较高，从而促使审计师收取更高的审计费用，但在宏观经济形势较好时审计费用会降低。

(三)文献述评

综上可知，现有关于影子银行的研究主要集中在金融稳定性和货币政策等宏观层面，而在微观层面则主要以企业为衍生点，探讨影子银行发展对企业价值、财务风险等方面的影响。同时，有关审计费用的研究主要聚焦在被审计单位的财务风险等常规风险因子层面，虽然有较少学者将非金融企业影子银行化纳入了审计师的风险评估范围，但仍缺少宏观影子银行发展规模对微观审计费用的作用机制，这为本文的研究提供了一定的契机。审计作为我国资本市场中的“经济警察”，能否有效识别和评估影子银行发展对被审计单位风险状况的影响在保证财务信息披露质量和缓解内外部信息不对称及维护市场环境层面具有重要意义。因此，有必要站在微观层面，深入探讨和研究影子银行发展对审计费用的影响，从而为监管部门监控影子银行提供更多的理论证据。

三、理论分析与研究假设

(一)影子银行与审计费用

审计师在承接审计业务时，需要评估被审计单位的风险状况，进而评估其所面临的审计风险的大小。一方面，《中国注册会计师审计准则第1 211号——通过了解被审计单位及其环境识别和评估重大错报风险》中指出，审计师在风险评估过程中需要依据审计准则考虑宏观经济的影响，进而调整审计定价。影子银行作为影响宏观经济发展的重要关注点，审计师在评估被审计单位的风险状况时，需着重关注影子银行发展给企业带来的影响。影子银行的高杠杆操作、规避金融监管等特性加剧金融脆弱性，提高了金融市场的整体运行风险[5]。根据风险传染理论可知，企业作为市场的参与主体之一，金融市场在影响其资源获取能力的同时，其会进一步承担来自影子银行方面的风险，加剧企业经营环境的不确定性，企业将面临较大的经营风险和较差的财务状况[2]。为避免经营环境不确定性对战略目标的实施、薪酬和职业形象产生不良影响，企业管理层存在较高的信息操纵机会主义动机[23]，因而使得审计师在审计过程中面临的不确定性增加[24]，影子银行发展带来的系统性风险引发了较高的审计风险。一方面，影子银行主要通过利率渠道和信贷渠道作用于微观企业主体，因信贷歧视背景所带来的融资约束使得企业不得不向影子银行贷入短期流动资金，虽然一定程度上拓宽了企业的短期融资渠道和提高了企业的资本投资水平，但是潜在的短期流动性供给和长期投资的不匹配降低了企业价值[9]。封思贤等(2014)[25]也提到影子银行通过高财务杠杆操作持有大量证券、债券和复杂金融工具，这种运作模式推高了企业财务杠杆。企业财务杠杆越高，产生流动性危机的可能性越大，企业财务风险也就越高[11]。同时，影子银行金融同业活动，可能会激化信贷市场上的逆向选择和道德风险问题，使得上市企业经营风险上升[26]。因此，影子银行的发展，提高了被审计单位的风险系数，进而提高了审计师的审计风险。

Simunic(1980)[13]的审计定价模型表明，审计费用涵盖了审计师在审计过程中所投入的人力、物力等审计资源成本和因存在潜在诉讼而所要求的风险溢价。由上述分析可知，影子银行发展规模的扩大，提高了企业的财务和经营等方面风险。根据审计需求保险理论，审计师作为保险人，被审计单位的上述风险越大，审计师受到利益相关者起诉和监管部门处罚的可能性越大，会加大审计失败的可能性，甚至可能会进一步影响事务所的经营情况，关系到事务所和审计师本人的声誉。为弥补预期诉讼风险所带来的诉讼损失，审计师倾向于要求作为投保人的上市公司支付潜在赔偿的风险溢价[27]，进而带来审计费用的增加。除此之外，为了将企业因影子银行所产生的风险降低至可接受水平，会计师事务所通常会委派更多专业胜任能力更高的审计人员以保证审计质量，从而带来审计成本的增加。而审计人员为保证做出恰当的审计决策，会通过扩大先前所确定的审计范围，增加实施的审计程序，提高审计测试的次数等途径来加大审计投入[19]，以搜集到更加充分可靠的审计证据，降低检查风险，因此，审计投入的增加也会带来审计成本的增加。综上所述，无论是审计风险溢价收取还是审计成本补偿，影子银行的发展均会使得审计师收取更高的审计费用。据此，本文提出如下假设1。

H1在其他条件不变的情况下，影子银行发展规模显著增加审计费用。

(二)公司债务违约风险的中介效应

影子银行融资成本高，再加上具有一定金融优势的非金融企业基于逐利心理参与影子银行业务，这种二次配置行为进一步提高了企业融资成本[28]。同时，相比于传统金融机构的贷款业务，影子银行与企业签订的契约不完善，在信用调查、日常监管与贷款清偿等方面欠缺完备制度，难以对借款者实施有效监督[9]。由于短期债务比长期债务在抑制企业道德风险和逆向选择问题方面更具优势，再加上影子银行没有吸收存款的正规途径，主要依赖短期债务工具从货币市场批发资金的影子银行倾向于发放短期贷款[29]。因此，企业从影子银行所融入的资金具有高利率和还款期限短的特点。根据投融资结构匹配理论可知，企业所贷资金的偿还期限与企业未来现金流的产生期限对应起来，即期限匹配，有利于其开展正常的生产经营活动；若企业资金流入与流出期限不一致，则产生期限错配，加大企业的债务违约风险[30]。一方面，在我国实体经济产能过剩和成本上升背景下，实体经济回报率逐年下降，企业普遍面临资金周转速度降低、投资收益率下降的困境[12]，未来现金流入的不确定性增加，企业未来偿债能力降低，资金发生期限错配的概率加大，易引发债务违约风险；另一方面，企业依赖从影子银行融入的高息短期债务资金从事经营活动，如果企业使用方式不恰当，如“短贷长投”，未来资金变现时间长，很容易引发不可理的财务结构，产生债务期限错配，增加债务代理成本，提高企业债务违约风险[11]。由此可知，影子银行发展规模的扩大增加了企业债务违约发生的可能性。

与此同时，影子银行发展所产生的债务违约风险主要通过三个方面来影响审计风险，进而影响审计师审计费用的收取：其一，债务违约风险反映了企业具有潜在或者实质性的财务风险。被审计单位的财务状况越差，发生未来诉讼的可能性越大，越可能被审计师收取高额的审计费用[31]。其二，面对债务违约风险，债权人会基于自身利益而制定相应的债务契约保护条件，对公司的关键会计指标(杠杆率、利息保障倍数等)做出相应限制，即划定“红线”。当公司债务违约风险较高时，势必会引起债权人的注意和实行紧缩性的放贷政策，股票市场对此亦会做出负面性反应，使得公司的债务违约存在一定的代价[32]。债务违约所引发的一系列成本的存在，加大了被审计单位的盈余管理动机，以避免或推迟公司债务违约的发生。债务违约引发的盈余管理行为使得审计师的审计风险进一步提高，审计师会采取更加审慎的态度和执行更多的审计工作来降低未来审计风险，因此也会要求更高的审计费用。其三，公司债务违约风险越高，隐藏的会计错报被揭露的可能性越大，由此所引发的一系列经济后果使得股东遭受损失的可能性也就越大。当股东遭受巨大的股票损失时，更有可能起诉审计师，因此来自股东层面的压力也会使得审计师收取更高的审计费用[33]。由此可见，影子银行发展所产生的公司债务违约风险越高，审计收费越高。

综上所述，影子银行发展规模越大，公司债务违约风险越高，进而使得审计师收取更高的审计费用。据此，本文提出假设2。

H2在其他条件不变的情况下，公司债务违约风险在影子银行发展规模和审计费用之间发挥中介作用。

四、研究设计

(一)样本选择和数据来源

本文以2010—2019年期间沪深A股非金融类上市公司作为初选研究样本，并根据研究目标，对初选样本进行如下筛选：(1)剔除金融、保险类公司；(2)剔除变量存在缺失情况的上市公司；(3)剔除ST、*ST等交易状态异常的上市公司；(4)为了减轻极端值对数据结果的影响，对所有连续变量在1%和99%水平上进行Winsorize缩尾处理。经过上述筛选过程，最终整理得到有效样本20 365个。本文在中国人民银行网站和国家统计局手工收集了影子银行相关数据，其余数据源自CSMAR、CCER数据库，研究中的数据处理主要利用Excel和Stata 15.0软件完成。

(二)变量定义

1.被解释变量

被解释变量是审计费用(Lnfee)。审计收费标准由审计成本与风险补偿溢价共同决定，既包括了审计资源投入成本，也包括了审计师因容忍风险要求的溢价。借鉴宋衍蘅(2011)[27]、李世辉等(2021)[19]的研究，本文采用年度审计费用的自然对数度量审计费用。

表1 变量定义表

2.兴趣变量

兴趣变量是影子银行发展规模(Shadow)。同业业务作为我国影子银行的主要形式之一，因此本文借鉴程小可等(2015)[8]、吴娜等(2020)[12]的研究，采用银行同业资产占比度量影子银行发展规模，具体利用央行公布的《其他存款性公司资产负债表》中的“对其他存款性公司债权”与“对其他金融机构债权”之和且以总资产标准化后衡量影子银行发展程度。其中，总资产指国外资产、储备资产、对政府债券以及其他资产的加总。

3.中介变量

中介变量是公司债务违约风险(Default)。债务违约风险是指债务人停止或延期支付，致使债权人无法按时足额收回债权本息形成的一种契约执行风险。借鉴Altman(1968)[34]的研究，采用基于中国企业分析构建的Zscore模型来度量企业债务违约风险。Default=0.517-0.46×(负债总额/资产总额)-0.388×(营运资金/资产总额)+9.32×(净利润/平均资产总额)+1.158×(留存收益/资产总额)。Default为负向指标，其值越小，表明企业的偿债能力越弱，债务违约风险越大。

4.控制变量

借鉴刘笑霞等(2017)[35]、冯丽艳等(2016)[36]的研究，本文选用的控制变量有：公司规模(Size)、产权性质(State)、应收账款比重(Ar)、存货比重(Inv)、速动比率(Quick)、董事会规模(Board)、高管持股(Hold)、审计意见(Op)、事务所类型(Big4)、是否亏损(Loss)、非经常性损益与资产总额比值的绝对值(Absei)、利息保障倍数(Coverage)、担保能力(Capital)、投资增长率(Lgr)、自有资金充裕程度(Cfio)。具体定义如表1所示。

(三)模型设计

为了检验所提假设，借鉴温忠麟等(2004)[37]的研究，构建如下三个模型

Lnfeeit=α0+α1Shadowt+αfControlsit+εit

(1)

Defaultit=β0+β1Shadowt+βfControlsit+εit

(2)

Lnfeeit=γ0+γ1Shadowt+γ2Defaultit+γfControlsit+εit

(3)

其中Lnfeeit表示i上市公司在t年的审计费用，Shadowt为t年影子银行的发展规模，Defaultit为i上市公司在t年的违约风险，Controls为上表1中所列示的控制变量，ε为残值。

本文检验程序具体如下：

第一步，在模型(1)中，用影子银行发展规模对审计费用进行直接回归，检验主效应。若α1显著为正，则假设1成立，可进行下一步检验；若不显著，失去中介效应检验的前提，则停止检验。

第二步，在模型(2)中，用影子银行发展规模对公司债务违约风险进行回归。若β1显著为负，则可进行下一步检验；若不显著，则需通过Sobel检验验证中介作用是否成立。

第三步，在模型(3)中，把影子银行发展规模和公司债务违约风险同时作为解释变量对审计费用进行回归。若γ2显著为负，则假设2成立，并结合γ1判断中介效应类型：γ1显著为正，γ小于α1，则存在部分中介效应；γ1不显著，则存在完全中介效应。若γ2不显著，则需通过Sobel检验验证中介作用是否成立。

五、实证结果与分析

(一)描述性统计与相关性检验

1.变量的描述性统计与分析

据表2描述性统计可知，审计费用(Lnfee)的最小值为12.429，最大值为16.333，说明不同样本公司之间的审计费用存在明显差异。影子银行发展规模(Shadow)的最小值为0.160，最大值为1.811，表明近些年来我国影子银行发展存在着较大差异。公司债务违约风险(Default)的最小值为-2.774，最大值为2.771，表明样本公司之间的债务违约风险差异很大。State的均值为0.390，说明研究样本中大概有39%的上市公司实际控制人为国有属性，约61%为非国有属性。

表2 描述性统计

2.相关性分析及VIF检验

相关性检验结果如表3所示。影子银行发展规模(Shadow)与审计费用(Lnfee)的Pearson相关系数为0.114，且在1%水平上显著正相关，说明影子银行发展规模越大，审计费用越高。影子银行(Shadow)与公司债违约风险(Default)的Pearson相关系数为-0.015，且在5%水平上显著负相关，表明影子银行发展规模越大，公司债务违约风险越高。公司债务违约风险(Default)与审计费用(Lnfee)的Pearson相关系数为-0.035，且在1%水平上显著负相关，说明公司债务违约风险越高，审计费用越高。本文还对各控制变量进行了VIF检验，表4展示了变量的VIF检验结果。其中，最大的VIF值为1.630，所有控制变量的方差膨胀因子(VIF)均远小于10，表明控制变量间不存在严重的多重共线性问题。

表3 变量的相关性分析

表4 控制变量VIF检验

(二)回归结果分析

表5呈现了主效应及中介效应的回归结果。本文借鉴温忠麟等(2004)[37]的中介效应三步检验法来对回归结果进行分析。

第一步，在表5列(1)中，首先用模型(1)对影子银行发展规模是否影响审计费用进行验证。回归结果中，Shadow系数为0.401，且在1%水平上显著为正，表明影子银行发展规模越大，其较高的系统性风险不可避免地影响到作为金融市场参与主体之一的企业，提高了企业风险系数，进而使得审计风险提高，审计费用越高，假设1得到验证。因此具备探讨中介效应存在的可能，可进行下一步检验。

第二步，在表5列(2)中，用模型(2)对影子银行发展规模是否影响公司债务违约风险进行验证。回归结果中，影子银行(Shadow)与公司债违约风险(Default)在1%水平上显著负相关，说明影子银行发展规模越大，依赖从影子银行所融入的短期资金从事经营活动的企业，高额的影子银行利息加剧其债务违约风险，可进行下一步检验。

第三步，在表5列(3)中，用模型(3)对公司债务违约风险是否在影子银行与审计费用中起中介作用进行验证。回归结果中，公司债务违约风险(Default)与审计费用(Lnfee)在1%水平上显著负相关，说明中介效应存在。影子银行(Shadow)与审计费用(Lnfee)在1%水平上显著正相关，且Shadow系数为0.396，小于第一步回归结果中的Shadow系数0.401，说明公司债务违约风险在影子银行与审计费用之间起部分中介作用，即影子银行发展规模越大，公司债务违约风险越高，审计费用越高，假设2得到验证。

表5 主效应及中介效应回归结果

六、稳健性检验

(一)替换变量测度

1.替换审计费用测度

公司规模作为影响审计费用的重要因素，为稳健研究结论，借鉴Simunic等(1980)[13]的做法，本文将年度审计费用除以期末资产总额的自然对数重新衡量审计费用。据表6列(1)结果可知，影子银行发展规模(Shadow)与审计费用(Lnfee1)在1%水平上显著正相关(系数为0.386)，说明影子银行发展规模越大，审计费用越高，假设1稳健。据表6列(2)结果显示，影子银行(Shadow)与公司债违约风险(Default)在1%水平上显著负相关，表明影子银行发展规模越大，公司债务违约风险越高。同时，在表6列(3)中，公司债违约风险(Default)与审计费用(Lnfee1)在1%水平上显著负相关，影子银行(Shadow)与审计费用(Lnfee1)在1%水平上显著正相关，且系数为0.378，小于列(1)中的Shadow系数0.386，说明公司债务违约风险在影子银行与审计费用中发挥部分中介作用，假设2稳健。

表6 审计费用测度替换：主效应及中介效应回归结果

2.替换影子银行测度

为稳健研究结论，本文借鉴程小可等(2015)[8]的研究，分别采用以下两种指标来重新衡量影子银行发展规模：(1)采用同业净资产，即同业资产减去同业负债，可用来估算我国“影子银行”的信用创造规模，具体由央行公布的《其他存款性公司资产负债表》中的“对其他存款性公司债权”与“对其他金融机构债权”之和减去“对其他存款性公司负债”与“对其他金融机构负债”，再使用总资产标准化得到影子银行发展程度。据表7列(1)结果可知，影子银行发展规模(Shadow1)与审计费用(Lnfee)在1%水平上显著正相关(系数为9.728)，假设1稳健。据表7列(2)结果显示，影子银行发展规模(Shadow1)与公司债违约风险(Default)，在1%水平上显著负相关。同时，在表7列(3)中，公司债务违约风险(Default)与审计费用(Lnfee)在1%水平上显著负相关，影子银行发展规模(Shadow1)与审计费用(Lnfee)依旧在1%水平上显著正相关，且系数为9.604，小于列(1)中的Shadow1系数9.728，假设2稳健。(2)采用(委托贷款+信托贷款+未贴现银行承兑汇票)/社会融资规模来衡量影子银行发展。据表7列(4)结果可知，影子银行发展规模(Shadow2)与审计费用(Lnfee)在1%水平上显著正相关(系数为0.462)，假设1稳健。由表7列(5)可知，影子银行发展规模(Shadow2)与公司债违约风险(Default)在5%水平上显著负相关。同时，据表7列(6)显示，公司债违约风险(Default)与审计费用(Lnfee)在1%水平上显著负相关，影子银行发展规模(Shadow2)与审计费用(Lnfee)依旧在1%水平上显著正相关，且系数为0.434，小于列(4)中的Shadow2系数0.462，假设2稳健。

表7 影子银行发展规模测度替换：主效应及中介效应回归结果

(二)内生性检验

1.工具变量法

为缓解影子银行发展规模与审计费用之间可能由于互为因果关系而导致的内生性问题，本文借鉴吴娜等(2020)[12]的研究，将影子银行规模滞后一期作为工具变量，采用2SLS对样本再次进行回归以稳健研究结论。据表8列(1)可知，影子银行发展规模(Shadow_lag)与审计费用(Lnfee)在1%水平上显著正相关(系数为7.302)，假设1稳健。表8列(2)结果显示，影子银行发展规模(Shadow_lag)与公司债违约风险(Default)，在1%水平上显著负相关。同时，在表8列(3)中，公司债违约风险(Default)与审计费用(Lnfee)在1%水平上显著负相关，影子银行发展规模(Shadow_lag)与审计费用(Lnfee)仍在1%水平上显著正相关，且系数为7.194，小于列(1)中的Shadow_lag系数7.302，说明公司债务违约风险在影子银行发展规模与审计费用中发挥部分中介作用，假设2稳健。

表8 工具变量法：主效应及中介效应回归结果

2.倾向性得分匹配法

考虑到样本存在自选择问题，为验证结果的稳健性，本文进一步从控制变量出发，采用近邻1∶1匹配法，最后得出倾向性匹配得分，选择与上市公司审计费用得分差异最小的企业作为对照组，最终得到表9列示的匹配后的实证结果。据表9 列(1)可知，影子银行发展规模与审计费用在1%水平上显著正相关(系数为0.399)，假设1稳健。表9列(2)显示，影子银行规模与公司债务违约风险在1%水平上显著负相关，并结合表9列(3)结果可知，公司债务违约与审计费用在1%水平上显著负相关，影子银行发展规模与审计费用仍在1%水平上显著正相关，且系数0.394小于列(1)中Shadow系数0.399，假设2稳健。

表9 倾向性得分匹配：主效应及中介效应回归结果

七、拓展性检验

(一)审计费用的机理分析

审计费用主要由审计投入和风险溢价组成，这两部分影响审计师的审计费用决策[38]。基于上文分析可知，影子银行发展规模的扩大，提高了被审计单位的风险系数，面对过高的审计风险，审计师倾向于制定更高的审计费用。那么，审计费用的增加是源于审计投入的增加还是风险溢价的增加，又或者是审计投入和风险溢价的同时增加？基于以上考虑，为检验影子银行发展规模对审计费用的作用机理，借鉴刘笑霞等(2017)[35]的做法，引入审计延迟变量(Lnarl)，以资产负债表日到审计报告日之间的日历天数加1的自然对数来对其进行度量。作为可公开观察、反映审计范围的变量，审计延迟比审计定价更加直观明了地显示出审计师所付出的努力程度，审计延迟越长，审计投入越多。具体中介效应模型如下所示

Lnarlit=δ0+δ1Shadowt+δfControlsit+δit

(4)

Defaultit=η0+η1Shadowt+ηfControlsit+δit

(5)

Lnarlit=θ0+θ1Shadowt+θ2Defaultit+θfControlsit+δit

(6)

第一步，在表10列(1)中，用模型(4)验证影子银行发展规模与审计延迟的关系。结果显示，影子银行发展规模与审计延迟在1%水平上显著正相关(系数为0.126)，说明影子银行发展规模越大，审计投入越多。第二步，在表10列(2)中，用模型(5)验证影子银行发展规模与公司债务违约风险的关系，结果显示，二者在1%水平上显著负相关，说明影子银行发展规模越大，公司债务违约风险越高。第三步，在表10列(3)中，用模型(6)验证公司债务违约风险是否在影子银行发展规模与审计延迟之间发挥中介作用。结果显示，公司债务违约风险与审计延迟在1%水平上显著负相关，说明中介效应存在，影子银行发展规模与审计延迟仍在1%水平显著，系数为0.120，小于列(1)系数0.126，表明公司债务违约风险在影子银行与审计延迟之间起部分中介作用，影子银行的发展，提高公司债务违约风险，为减少未来可能的审计损失，审计师会加大审计投入，以增加审计延迟的形式提高审计费用。

审计费用涵盖了风险溢价和审计延迟，在影子银行发展规模分别与审计费用和审计延迟显著正相关的情况下，为进一步检验审计费用的增加是否受到风险溢价的影响，借鉴楚有为等(2020)[39]、李世辉等(2021)[40]的做法，将审计延迟作为控制变量分别加入模型(1)和模型(3)。由表10列(4)可知，在控制了审计延迟变量之后，影子发展规模与审计费用依然在1%水平上显著(系数为0.396)，说明影子银行发展规模扩大所带来的审计费用的提高并不仅仅是由于审计延迟延长的原因，还受到了审计风险溢价的影响。由表10列(5)可知，公司债务违约风险与审计费用在1%水平上显著负相关，影子银行发展规模与审计费用在1%水平上显著正相关，系数为0.392，小于列(4)系数0.396，意味着影子银行的扩张增加了公司债务违约风险，审计师以提高风险溢价和增加审计延迟的方式应对未来风险损失，使得审计费用提高。

表10 审计费用的机理分析

(二)货币政策的调节作用

2007国际金融危机之后，货币政策目标体系不断丰富和发展。为有效应对影子银行发展带来的金融失衡，货币政策目标也从先前的有效控制通货膨胀和保持经济增长延伸至维持金融稳定统一。因此，为合理评估影子银行发展规模扩大对被审计单位风险水平的影响，审计师需要密切关注作为宏观政策调控工具之一的货币政策对影子银行发展规模的影响，进而调整相应的审计费用策略。宽松的货币政策下，货币供应量的增加倒逼银行信贷供给水平的上升，银行贷款条件放松，企业面临较小的信贷歧视，更容易获得银行贷款。且相比于影子银行的高利率，企业向银行融资更具有利率优势，降低企业影子银行的融资需求。对于审计师而言，企业通过银行贷款所产生的未来还款压力较小，降低了企业未来的债务违约风险，审计风险也随之降低；紧缩性货币政策背景下，银行贷款利率提高且贷款额度下降，企业难以从银行获得信贷支持，面临较高的信贷歧视，游离于宏观政策调控之外的影子银行可为融资约束企业提供发展资金，企业更倾向于从影子银行获得融资。对于审计师而言，企业通过影子银行所融入资金具有高利率和还款期限短的特点，而紧缩性货币政策下，企业所面临的未来风险不确定性增加，加剧企业债务违约风险，提高审计风险。那么不同货币政策下，影子银行发展规模与审计费用之间的关系是否受到货币政策的调节作用，而且这一调节作用也对公司债务违约风险产生了作用？

基于以上考虑，参考温忠麟等(2006)[41]和史青春等(2016)[42]的研究，本文在模型(1)-(3)的基础上引入货币政策作为调节变量。货币供给量主要采用广义货币供给量(M2)和流通中的现金(M0)衡量。但由于M0作为一种高能货币，能够对经济周期产生显著影响，央行可通过观测经济系统中M0的变动，来对流通中的货币量是否过剩做出判断，进而调整货币政策。因此，借鉴吴娜等(2020)[12]的研究，选用M0即流通中的现金作为货币供应量的代理指标，将大于均值的定义为宽松货币政策，取值为1，反之为0，以便探讨货币政策在影子银行、公司债务违约风险与审计费用之间的前半路径的调节作用。具体模型如下所示

Lnfeeit=μ0+μ1Shadowt+μ2M0t+μ3Shadowt×M0t+μfControlsit+δit

(7)

Defaultit=λ0+λ1Shadowt+λ2M0t+λ3Shadowt×M0t+λfControlsit+δit

(8)

Lnfeeit=ρ0+ρ1Shadowt+ρ2Defaultit+ρ3M0t+ρ4Shadowt×M0t+ρfControlsit+δit

(9)

模型(7)检验调节变量即货币政策M0对影子银行发展规模与审计费用的调节作用，当交乘项Shadowt×M0t的系数显著时，说明货币政策对影子银行发展规模与审计费用之间的关系具有显著的调节作用。模型(8)-(9)检验货币政策对影子银行与公司债务违约风险之间关系的前半路径调节。当模型(8)中交乘项Shadowt×M0t的系数显著且模型(9)中公司债务违约风险的系数显著时，说明该有调节的中介模型中前半路径的调节是存在的。具体逻辑思路如图1所示。

图1 货币政策的调节效应分析

表11 货币政策调节：影子银行、公司债务违约风险与审计费用

据表11列(1)结果显示，影子银行与货币政策的交乘项(Shadowt×M0t)在1%水平上显著负相关，说明相比于紧缩性货币政策，在宽松性货币政策下，影子银行发展规模与审计费用之间的正向关系被显著削弱。表11列(2)结果显示，影子银行与货币政策的交乘项(Shadowt×M0t)在1%水平上显著正相关，意味着在宽松性货币政策下，影子银行发展规模与公司债务违约风险之间的显著负向关系被弱化。同时，表11列(3)中，公司违约风险系数在1%水平上显著负相关，说明该有调节的中介模型中前半路径的调节是存在的，意味着公司债务违约风险对影子银行与审计费用之间的部分中介作用受到货币政策的调节，即相比于紧缩性货币政策，宽松性货币政策能够弱化影子银行发展规模与公司债务违约风险之间的关系，进而削弱影子银行发展规模与审计费用之间的显著正向关系。宽松货币政策的施行，企业更易获得银行贷款，降低了影子银行融资需求，企业未来还款压力较小，发生债务违约风险的可能性较低，审计师面临的审计风险也随之降低，进而带来审计费用的降低。

八、结论与政策建议

本文利用我国沪深A股非金融类上市公司2010—2019年数据，实证检验了影子银行、公司债务违约风险与审计费用之间的关系。研究结果表明：(1)影子银行发展规模的扩大使得审计师收取更高的审计费用以应对审计风险；(2)公司债务违约风险在影子银行与审计费用之间发挥部分中介作用，即影子银行发展规模越大，发生公司债务违约风险的可能性越大，审计师倾向于制定更高的审计费用；(3)影子银行发展规模扩大所带来的审计费用的增加源于审计师审计延迟的增加和风险溢价的收取；(4)货币政策在影子银行、公司债务违约风险与审计费用的中介效应中发挥前半路径的调节作用。即相比于紧缩性货币政策，宽松性货币政策能够弱化影子银行发展规模与公司债务违约风险之间的关系，进而削弱影子银行发展规模与审计费用之间的显著正向关系。

基于本文的研究结论，本文提出如下建议：第一，在制定相关政策防范影子银行带来的金融风险时，不仅要在金融系统建立风险预警和防控机制，还应发挥第三方独立审计机构的鉴证作用。审计师作为资本市场中的“经济警察”，在评估被审计单位风险状况时，应关注影子银行规模扩张所带来的风险，关注其增加审计风险的可能性，将其作为审计费用决策中的重要考虑因素，使得审计定价更加合理；第二，政府要加强对影子银行发展规模的管控，完善影子银行监管体系的同时，加大对银行等正规金融体系的支持，合理放松贷款条件限制，拓宽融资劣势企业因面临银行信贷歧视而举债于影子银行的现象。同时，政府相关部门应加强对会计师事务所独立性的监督，保证审计师能独立做出审计决策，有效发挥审计层面对金融市场资本运作的监管作用；第三、充分考虑货币政策对影子银行发展规模的影响，完善货币供应调控机制。央行在制定货币政策过程中，重视货币政策传导过程中对资本监管的影响，健全市场利率形成和传导机制，深化贷款市场报价利率改革，兼顾宏观经济调控和防范影子银行引致的金融风险，优化我国金融资本市场环境，有效发挥货币政策协调监管作用；第四、企业要优化自身资本结构配置，提高公司治理和风险防控水平，降低举债于影子银行带来的债务违约风险，进而减少额外的审计监督成本。