会计诚信与审计定价——基于公司和事务所话语权的调节效应

朱哲滢，胡旭微

（浙江理工大学启新学院，浙江杭州 310018）

一、引言

我国一直将会计诚信视为会计工作的核心要求。2018年，财政部《会计人员管理办法》（财会〔2018〕33 号）规定，会计人员应该具备良好的职业道德。2014年修订的《企业会计准则——基本准则》（中华人民共和国财政部令第76 号）也对会计信息质量做了可靠性、谨慎性等八个明确规定。会计诚信原则要求会计从业人员构建诚实守信、客观公正的价值观，如实反映生产经营活动和企业的财务状况，向报表使用者提供真实的财务信息。但是，近年来，财会领域造假案件频发，从高新技术企业万福生科（SZ.300268）财务造假，到瑞幸咖啡（NASDAQ.LK）22 亿元交易数据造假，企业会计诚信问题备受关注。

审计定价是审计服务供需双方就审计服务价格达成一致意见的过程。2001年，中国证监会发布《公开发行证券的公司信息披露规范问答第6 号——支付会计师事务所报酬及其披露》（证监会计字〔2001〕67 号），对上市公司披露支付给会计师事务所报酬的内容和形式作了具体规定。审计定价会直接影响审计的独立性和财务报表的审计质量，因此审计定价成为一个热点话题。审计收费是指会计师事务所向被审计单位收取一定的报酬，以弥补在提供服务过程中付出的成本和费用。

Simunic(1980)设定了审计风险模型，认为审计成本与风险溢价共同构成了审计定价。芮怀涟和王诗仪（2013）指出，审计收费主要取决于审计成本，而审计成本主要取决于审计工作量。同时，余玉苗等（2020）、张天舒和黄俊（2013）将审计收费看作是除审计成本之外对审计溢价风险的弥补，因为承担较高风险的企业较大可能面临较大的业绩波动和经营业绩下滑，当审计意见与企业真实状况不符合时，事务所需要承担法律赔偿责任。因此，审计定价中有一部分资金是对未来风险溢价的补偿。张鑫等(2020)研究发现，被审计单位风险承担水平越高，审计定价越高。

已有文献集中于研究审计定价的影响因素，相关理论假设提出的影响因素一般涉及审计服务的提供方和接受方。从会计师事务所的角度来看，事务所的行业地位、所在地区、行业专长等均会对审计定价产生影响；从被审计单位来看，其业务的复杂程度、规模、审计风险、所在地区等也是重要影响因素。但是，鲜有文献研究会计诚信和审计定价之间的关系。周萍(2020)研究发现，会计诚信与审计定价呈负相关。理论上来讲，会计审计越诚信，信息披露质量越高，事务所越能够以较低的成本掌握企业财务状况和经营成果。同时，企业的诚信度越高与外部相关利益者之间信息透明度也越高，有助于规避审计风险，降低审计定价。

基于此，本文以沪深两市A 股上市公司2010－2019年财务数据为样本，以样本公司当年审计费用作为审计定价，用当年至前三年管理层业绩预告准确性的均值度量会计诚信，对会计诚信与审计定价之间的关系以及作用路径进行定量分析，考察公司和事务所双方的话语权在其中发挥的调节效应，以便为监管部门制定相关政策提供经验证据。研究发现，会计诚信和审计定价呈显著负相关，公司话语权对会计诚信和审计定价关系的影响并不显著，事务所话语权显著增强会计诚信和审计定价的负相关关系，但并未发现以是否推迟财务报告预约披露日期度量的审计工作量在会计诚信影响审计定价中有显著的中介效应。

本文的创新之处在于：一是选取管理层业绩预告的准确性度量会计诚信，研究会计诚信与审计定价之间的显著性关系。以往针对审计定价影响因素的相关研究，大多集中在分析被审计单位的规模、业务的复杂程度以及会计师事务所的声誉等方面，对会计诚信与审计定价相关关系的研究较少。二是将公司和事务所的话语权作为会计诚信与审计定价影响机制的调节变量。现有文献大多将两者定义为解释变量，将审计定价定义为被解释变量，本文进一步研究在会计不诚信情况下，公司和事务所的话语权是否能影响审计定价。三是对用业绩预告的及时性来衡量审计工作量的做法提出质疑。本文认为上市公司是否做出推迟业绩预告日期的决定主要与当年“消息好坏”挂钩，不能显著反映审计工作量。本文的研究有助于推动会计诚信领域的相关研究，为提高会计诚信、完善企业监管制度，加强事务所审计项目风险防控能力，有效降低审计定价，提供借鉴和参考。

二、文献综述和研究假设

（一）会计诚信对审计定价的影响机制

审计成本可以分为直接审计成本和间接风险成本。一方面，根据信息不对称理论，会计诚信度越高，企业信息披露的积极性越高、公开透明度越高，越能有效缩小委托人和受托人之间的信息不对称程度，越有利于会计师事务所开展审计工作，进而减少资源投入，减少包括审计测试在内的审计工作量。另一方面，根据风险报酬理论，会计人员披露的信息与实际情况符合程度越高，即被审计单位信息越真实、客观、公允，会计师事务所对风险的感知度越高，当财务报表存在重大错报时，注册会计师发表不恰当审计意见的可能性越小，即可能面临的审计风险溢价越低，因此审计定价中的风险成本越低。同时，会计诚信作为企业的一种文化，能够为其塑造良好的形象，向利益相关者传递正向影响，有利于获得会计师事务所的认可和好感，从而降低审计定价。

Li 等(2010)认为会计诚信有助于企业降低交易成本，提高经营效率，扩大市场份额和竞争力。耿艳丽和鲁桂华(2018)以企业纳税诚信状况衡量企业诚信，发现纳税诚信企业的审计收费显著低于纳税非诚信企业，企业诚信能够显著降低审计定价，且这一关系不受股权性质、法制水平的影响。因此，本文认为会计诚信作为企业诚信文化的一个重要方面，能够有效降低审计收费，提出假设1：

H1：会计诚信与审计定价呈显著负相关。

（二）产权性质对审计定价的影响及与会计诚信的关系

Simunic (1980)认为被审计单位的规模、控股子公司个数、资产负债率，会计师事务所的声誉、地理位置等均会对审计定价的制定产生影响。郭梦岚和李明辉(2009)发现，如果政府是上市公司最终控制人，则审计定价较低。陈冬和罗袆(2015)从企业避税的角度，发现非国有企业的避税程度较大，且其支付的审计费用较高。程璐和陈宋生(2016)从审计市场供需的视角，发现沪深A 股上市公司中国有企业审计收费显著低于民营企业。彭张林等(2020)从企业内部控制的角度，证实了国有企业的内部控制建设受到的监管力度更大，国有企业对内部控制更为重视，且其内部控制质量对审计收费的抑制作用更为显著。

政府是国有企业的实际控制人，在国有上市公司中拥有绝对的控制权。相较于非国有企业，国有企业与政府的关系更为密切。一方面，国有企业可以通过财政补贴、低息贷款等方式促进发展，从而降低经营与财务风险，降低审计定价的风险溢价。另一方面，国有企业面临法律诉讼案件时，出于对自身绩效及社会效应的考虑，政府作为实际控制人可能会实施干预，在风险导向审计模式下，审计机构确定审计收费时，会对国有企业实施更低的风险评估，从而降低了审计定价。总之，政府在国有企业中占据主导地位，具有绝对的话语权，将直接影响审计定价。韩洪灵（2006）研究发现，大客户具有相对较高的议价能力。本文认为会计师事务所作为自利的经济主体，在考虑是否披露大客户的财务报告错误与舞弊之前，会衡量自身的成本、收益和风险。会计师事务所为了不丢失国有企业这样的重要客户，且指出国有企业不诚信问题的成本较大，因此不会轻易因为国有企业的不诚信行为，做出提高审计定价的决策，削弱了会计诚信对审计定价的影响。据此，本文提出假设2：

H2：国有企业显著减弱了会计诚信与审计定价之间的负相关性。

（三）事务所专长对审计定价的影响与会计诚信的关系

张铁铸和沙曼(2014)研究发现，审计定价与事务所的行业专长显著正相关，会计师事务所的行业专长程度越高，审计定价越高。Brian 和Michael(2003)研究发现，行业中事务所的市场份额存在明显差异时，行业专长与审计定价显著正相关。Casterella 等(2004)指出，具有行业专长的事务所对审计规模比较小的客户进行审计时,会确定较高的审计定价。王守海等(2017)从规模经济效果的角度发现，具有行业专长的事务所可以凭借其积累的审计经验及专业知识，提高审计效率，降低审计成本，从而收取较少的审计费用，达到规模经济化效果。

会计师事务所专长是会计师事务所长时间开展审计执业过程中形成的无形资产。例如，前十大会计师事务所具有较高的品牌声誉，为了维护来之不易的声誉，他们倾向于投入更多资源，审计时更加严谨细致，以减小评估误差。但也有事务所因为财务造假案而面临巨大的法律风险，例如，原国际五大会计师事务所之一的安达信因安然假账事件而倒闭。因此，具有行业专长的事务所一般通过抬高审计定价来弥补声誉溢价风险。同时，前十大会计师事务所具有体系健全、客户多、资源广等优势，具备更强的议价能力。若企业披露的信息存在会计不诚信行为，前十大会计师事务所更有话语权要求企业规范相关程序，抑制会计犯错的可能性，减小违法违规的风险。据此，本文提出假设3：

H3：事务所专长显著增强会计诚信与审计定价之间的负相关性。

（四）审计工作量对审计定价的影响与会计诚信的关系

刘慧芬(2015)发现管理层盈利预测质量是重要的风险评估依据，对审计定价的确定产生影响。我国审计准则对审计师识别、评估重大错报风险的做了相关规定，要求审计师应当关注被审计企业所在行业的关键业绩指标、预测信息等，以识别与评估重大错报风险，并在此基础上设计与实施审计程序。另外，中国注册会计师协会在《审计技术提示第1 号——财务欺诈风险》（会协〔2002〕203 号）、《中国注册会计师审计准则问题解答第1 号——职业怀疑》（会协〔2013〕77 号，2019年12月31日修订）等文件中指出盈利预测信息质量较差的企业，蕴含较大的审计风险。

一般来讲，企业会计诚信度越高，审计师识别、评估的重大错报风险越低，因而审计师需要收集的审计证据越少，进行实质性程序的范围也越小，即审计工作量越小，审计定价也越低。据此，本文提出假设4：

H4：审计工作量在会计诚信对审计定价的负相关关系中发挥中介作用。

三、研究设计

（一）样本选择和数据来源

本文选取2010－2019年沪深A 股上市公司数据为初始样本，根据研究目的，对数据做以下处理：一是剔除金融保险类企业的数据；二是剔除ST、SST 和*ST 类企业的数据；三是剔除财务指标或数据缺失的样本。本文业绩快报数据来源于RESSET 数据库，其他相关财务数据均来源于CSMAR 数据库，使用Stata15.0 进行实证分析。为了避免极端值对研究结果的影响，本文对样本连续变量按照1%的标准进行Winsorise 缩尾处理。

（二）变量选取

1.被解释变量

审计定价。本文借鉴廖义刚和邓贤琨(2017)、王彦东等(2020)的研究方法，以年度审计费用的自然对数值（lnFee）来度量审计定价。

2.解释变量

会计诚信。业绩预告和年度财务报告都是对外公开披露的，但业绩预告是未经审计的，而年度财务报告是经过会计师事务所审计的。基于此，本文认为预告盈余与财务报告盈余之间的差额经资产标准化处理后，能够替代审计调整金额，可以用来度量会计诚信。本文借鉴周萍（2020）的研究方法，同时，考虑到会计诚信行为具有一贯性，用研究当年至前三年管理层业绩预告准确性的均值（AveAcc）来度量企业会计诚信，且要求前三年中至少有两年披露了业绩预告。

首先，通过研究当年业绩预告中预计净利润（Pre_earnings）与年报中实际净利润（Actual_earnings）的差额，除以年末总资产（Asset）的绝对值乘以（-1），度量当年业绩预告的准确性（AccInt），由于预计净利润为闭区间，因此本文选取闭区间的中间值计算，计算模型如下：

其次，利用公式（2）计算研究当年前三年的会计诚信：

如果样本观测值在前三年均有管理层业绩预告的数值，则m取3，如仅有两年的业绩预告，m则取2。AveAcc值越大，则样本企业的会计诚信度越高。

3.调节变量

（1）产权性质（Pro）。本文以该变量代表公司话语权，实际控股的企业为1，其余为0。

（2）事务所专长（BigN）。本文选择2019年中国注册会计师协会公布的综合排名前十位的会计师事务所作为具有专长事务所的代表，2019年排名前十的会计师事务所包括：普华永道、安永、德勤、毕马威、天健、立信、信永中和、致同、天职国际、大华。具有专长的事务所为1，其余为0，本文以该变量代表事务所话语权。

4.中介变量

审计工作量。本文借鉴曾琦等(2018)的研究方法，以上市公司是否推迟预约披露日期作为衡量审计工作量的尺度，如果公司实际披露日晚于预约披露日，则视作推迟预约披露日期，Delay取1，否则为0。

5.控制变量

本文选择上市公司的企业规模（Asset，用企业年末总资产来衡量）、应收账款比率（REC）、存货比率（Inventory）、子公司数量（NOS）、资产负债率（LEV）、营业利润率（OPR）、现金营运指数（OCF）、第一大股东持股比例（Top1）、前三大股东持股比例之和（Top3）、Z 指数（ZI）作为控制变量。其中，企业规模、应收账款比率、存货比率、子公司数量是度量样本企业审计规模和审计复杂程度的指标，资产负债率、营业利润率和现金营运指数分别度量企业的偿债能力、盈利能力和营运能力，第一大股东持股比例、前三大股东持股比例之和与Z 指数用来度量股权集中程度。引入行业（Ind）和年度（Year）两个虚拟变量，对行业和年度影响加以控制，各变量说明如表1所示。

表1 变量说明

（三）模型构建

为了探讨会计诚信对审计定价的影响，验证H1，建立如下回归模型：

以模型(3)为基础，在保持解释变量和控制变量不变的前提下，引入产权性质和事务所专长，进一步考察产权性质和会计诚信的交叉项（Pro×AveAcc）以及事务所专长和会计诚信的交叉项(BigN×AveAcc)对审计定价的影响。

为了验证H2,构建如下模型：

为了验证H3，构建如下模型：

在模型（3）的基础上，进一步研究审计工作量在会计诚信对审计定价的影响中的中介作用，为了验证H4，构建模型（6）和模型（7）如下：

四、实证结果分析

（一）描述性统计

各变量的描述性统计如表2所示，由于观测值存在空值，使得变量的观测值并不相同，Stata 回归会自动跳过，但不影响最终结果。从样本企业来看，lnFee均值为13.91，总体审计定价水平较高，标准差为0.74，说明事务所确定的审计定价溢价程度不同且差异较大。AveAcc均值为-0.08，说明样本企业在业绩预告准确性上有待提高，因此企业仍应重视构建和提升会计诚信，最大值为-0.01，最小值为-0.29，表明不同企业的业绩预告准确性存在较大差距。Pro的均值为0.41，表明样本企业中国有企业占比41%，说明其他企业的数量多于国有企业，这与市场现状和股权分置改革有关。BigN的均值为0.56，说明有56%的样本企业聘请了十大会计师事务所为其审计，表明事务所的发展具有较强的声誉效应。

表2 变量描述性统计

控制变量中，Asset的均值为2.13，标准差为6.60，说明样本企业的总资产规模差别很大；REC的均值为0.11，最大值为0.47，表明已有部分供应链中上游企业将应收账款作为商业信用进行融资，同时，应收账款比率异常高的企业存在较大的坏账风险；Inventory的最小值为0，最大值为0.71，说明样本中存在零存货的企业，也存在面临存货囤积风险的企业；NOS的均值为2.64，说明样本企业平均拥有13 个子公司（Ln(13+1)=2.64）。LEV、OPR和OCF均值分别为0.44、0.10 和0.70，标准差分别为0.20、0.15 和3.85，表明样本企业的资产负债率、营业利润率、现金营运指数的差别较大，Top1、Top3 和ZI分别为35.97、50.26 和9.83，说明样本企业的股权集中度较高。

（二）多元回归分析

1.会计诚信影响审计定价的回归结果

表3为会计诚信和审计定价的回归结果，lnFee和AveAcc的回归系数为-0.527，且在1%的统计水平上显著，表明会计诚信能在很大程度上解释审计定价，会计诚信度越低，审计定价越高，H1 未被伪证。

表3 会计诚信和审计定价的回归结果

2.产权性质对会计诚信影响审计定价的调节效应的回归结果

表4是产权性质和会计诚信交互项的回归结果，Pro与AveAcc交互项的置信水平为0.153，并不显著，同时Pro×AveAcc的回归系数为-0.227，AveAcc在1%的统计水平上显著为负，说明国有企业会增强会计诚信和审计定价的负相关关系，即当上市公司产权性质为国有时，会计诚信程度越低，事务所的审计定价相比对其他企业反而越高，且并不显著。实证结果与H2 相悖，表明国有企业在审计定价中的话语权并不显著，同时也推翻了政府可能为国有企业提供“保护外衣”的猜测。这可能是因为近年来政府高度重视国有企业监督管理工作，具有政府背景的企业面临更多的关注与监督，因此会计信息更加公开透明，更多地起到模范带头作用。

表4 产权性质和会计诚信交互项的回归结果

3.事务所专长对会计诚信影响审计定价的调节效应的回归结果

表5是事务所专长和会计诚信交互项的回归结果，事务所专长与会计诚信交互项的回归系数为-0.271，在10%的统计水平上显著为负，BigN的回归系数是0.154，在1%的统计水平上显著。这说明事务所专长增强了会计诚信与审计定价之间的负相关关系，即当会计师事务所排名前十时，会计诚信程度越高，其审计定价相比其他事务所越高，H3 未被伪证。

表5 事务所专长和会计诚信交互项的回归结果

根据CSMAR 的数据，本文以会计师事务所2019年度业务收入计算行业市场份额，按照贝恩分类法，我国排名前八的事务所市场份额为52.93%，即CR8 指数为52.93%，产业市场结构属于低集中寡占型，这意味着我国审计市场有一定的集中度和垄断性。审计市场是不完全竞争市场，会计师事务所在审计定价方面有一定的议价能力。这种不完全竞争市场能够为事务所带来稳定的利润，避免因激烈竞争带来的服务价格下滑和收入减少。这样一来，事务所的声誉保护动机会更强，事务所为提供差异化审计服务，倾向于向客户收取更高的审计费用以弥补成本。

4.会计诚信影响审计定价的作用路径分析

表6是审计工作量中介作用的回归结果。Delay和AveAcc的系数为0.040，且没有通过显著性水平测试，说明会计诚信与审计工作量之间的线性关系并不显著，会计诚信无法解释审计工作量。lnFee和Delay的系数为0.003，也没有通过显著性水平测试，说明审计工作量不能显著提高审计定价。lnFee和AveAcc的系数为-0.526，且在1%的统计水平上显著，证实了会计诚信与审计定价负相关。通过以上分析，可知以业绩预告推迟日期来衡量的审计工作量不具有中介效应，会计诚信无法通过减少审计工作量降低审计定价，H4 并不成立。

表6 审计工作量中介效应的回归结果

现有文献集中于探究审计工作量与审计定价之间的关系，鲜有探究审计工作量在会计诚信与审计定价关系中的中介效应。曾琦等(2018)以上市公司是否推迟预约披露日期来度量审计工作量，发现审计工作量具有部分中介效应，即会计诚信可以通过减少审计工作量来降低审计定价。但从本文的分析结果来看，审计工作量大小仅靠是否推迟预约披露日期来衡量有待商榷。

许多研究均发现年报披露及时性与年报消息类型相关。Beaver(1968)最早提出“好消息早，坏消息晚”的观点，即如果披露的信息是好消息，则实际披露日要比预期披露日早，反之则晚。与此同时，盈利的公司更倾向于较早地披露盈余信息，而亏损的公司则倾向于延迟披露盈余信息。孟卫东和陆静(2000)研究发现，我国上市公司倾向于较早公布好消息而较晚公布坏消息。李筱强(2003)研究发现，2002年共有167 家报告亏损的上市公司，其中，147 家在4月披露年报，占全部亏损公司的88%，且大部分亏损公司都集中在4月下旬披露年报。蒋义宏和陈辉发(2006)认为消息类型影响了年报披露的时间。王俊秋和张奇峰2006)研究了上市公司年报披露时间的影响因素，发现有好消息的公司比有坏消息的公司更早披露年报。因此，本文认为上市公司是否推迟年报披露日期与年报消息类型有关，而与审计工作量不存在显著的因果关系，即以审计工作量度量是否推迟年报披露日期有失准确性。

（三）稳健性测试

为了进一步检验研究结论的有效性，本文进行了稳健性测试：首先，对被解释变量会计诚信衡量指标进行替换，采用管理层业绩预计净利润的上限代替区间中间值；其次，采用更改年限法，原有样本观测值是从2010－2019年，现缩短到2015－2019年，重新进行多元回归分析后，结果显示得到的结论与研究结论一致，表明本文的研究结论具有较好的稳健性和可靠性。

五、结论与启示

本文以我国沪深A 股上市公司2010－2019年数据为研究对象，探究会计诚信、产权性质、事务所专长、审计工作量和审计定价之间的关系，得到如下结论：

（1）会计诚信与审计定价显著负相关，会计诚信度越高，事务所确定的审计定价越低，提高会计诚信有助于企业降低审计费用。因此，推进会计诚信建设制度化，建立健全激励诚信和惩戒失信长效机制十分重要。

（2）以产权性质度量的公司话语权对会计诚信与审计定价关系的调节作用并不显著，即当上市公司产权性质为国有时，会计诚信度越低，事务所确定的审计定价相比民营企业收取的费用越高。虽然结果并不显著，但可以发现产权性质的调节效应是有一定作用的，即国有企业的属性在一定程度上可以抑制企业犯错。由此可见，国有企业发生会计不诚信问题时并不能拿政府当“挡箭牌”。这反映了近年来政府对国有企业的监管越来越完善，这在一定程度上督促企业建立健全有效的内部控制体系，遵守会计法规。

（3）以事务所专长度量的事务所话语权显著增加了会计诚信与审计定价的负相关性，当事务所排名前十时，会计诚信程度越高，所收取的审计费用相比其他事务所越高。这说明，事务所专长在一定程度上可以促进企业的会计诚信。因此，会计师事务所需加强审计项目风险防控能力，深入了解被审计单位风险状况，完善被审计单位风险评估程序，及时发现会计不诚信问题，从而为会计行业营造良好的外部环境。

（4）以是否推迟预约披露日期来衡量的审计工作量与会计诚信和审计定价关联度不高，不存在中介效应。

本文的不足之处在于：由于审计工作量个体差异较大且具有一定的主观性，因此审计工作量的度量仍然不够严谨。另外，业绩预告准确性较高，即预计净利润与实际净利润调整金额较小，也并不能完全代表会计诚信，也可能与审计师不勤勉尽责有关。这些是本文欠考虑的地方，未来的研究将进一步解决这些问题。

总体来讲，本文为政府价格监管部门工作的开展及审计定价标准的制定提供了经验证据。政府部门应加强对上市公司内部控制建设的监管力度，推动中小企业内部控制体系的建立健全，重视完善国内现有审计制度。对会计师事务所来说，在确定审计收费时，可以从会计诚信角度入手，合理分配审计资源、严格执行审计程序，做出合理的审计收费定价决策。