审计研究2014年2期内部控制重大缺陷、产权性质与审计定价
李越冬
张
冬
刘伟伟
*
【摘要】本文基于内部控制与外部审计间具有的相互替代作用和互补作用，选取2007至2011年沪深两
市6227个样本为研究对象，并考虑公司规模、审计复杂性、企业风险、事务所特征、上市公司所处地经济发达程度、行业等因素的影响，对内部控制重大缺陷与审计定价进行研究，结果表明内部控制与外部审计间具有相互替代作用，即审计费用与内部控制重大缺陷间存在显著正相关关系。进一步根据不同的产权性质讨论该作用机理后，发现注册会计师对内部控制存在重大缺陷的企业收取的审计费用较高，且与非国有企业相比，该现象在国有企业更加显著。【关键词】内部控制
一、引言
《审计准则公告第78号》规定内部控制旨在保证财务报告的可靠性、经营的效果和效率。即高质量的内部控制可以有效降低重大错报风险，有利于保证企业财务报告的真实、公允。外部独立审计则通过审计企业财务报告，对其是否在所有重大方面公允反映企业的财务状况、经营成果和现金流量发表审计意见。我国注册会计师审计准则规定，审计过程中应了解被审计单位的内部控制，进行风险评估，该评估要贯穿于整个审计过程，以选择、实施合理的审计程序。从理论上讲，当企业内部控制存在重大缺陷时，财务报告就会存在较高的重大错报风险，其可靠性降低，从而使注册会计师面临较高的审计失败风险。为规避风险，事务所会付出更多的工作量，进而提高审计收费。另外，随着安然、世通、中航油、长虹等内控失败事件的发生，现代风险导向审计的逐步使用和完善，注册会计师更应该根据被审计单位内部控制质量，实施审计相应程序并予以定价。
一些国外学者从内部控制与外部审计间作用机理角度，研究了内部控制对审计费用的影响，并形成两，认为内部控制质量较高的企种观点：一是内部控制与外部审计间具有相互替代作用，称为“替代论”
业，尤其是内部审计较为健全的企业，可以降低外部审计的实质性测试范围（Simunic，1980），从而付出较低的审计成本（Ｒaghunandan和Ｒama，2006；Hogan和Wilkins，2008）。二是内部控制与外部审计间具，认为内部控制质量较高的企业，为保证企业良好声誉（Eichenseher和有相互补充作用，称为“互补论”
Shields，1985），管理层和治理层会高度重视企业的内部控制情况，会聘请能代表高质量审计的事务所进行审计（Pincus等，1989），从而愿意付出高的审计费用（Hay等，2006）。我国也有学者对内部控制与审计费用的相关性进行了研究，但其研究只限于某个行业，如马士振等（2012）研究了建筑类行业；陈宋生、杨双（2010）以自愿披露行为作为内控质量的衡量指标。仅针对某个行业的研究不具有普适性，而且我国对内控披露已进入强制性披露阶段，自愿性披露已无法作为内控质量的衡量指标。所以，本文选取是否存在内部控制重大缺陷作为内部控制质量的衡量指标，以注册会计师审计过程为视角验证我国审计市场的审计定价是否充分考虑内部控制这一因素，对内部控制与审计费用的影响予以研究，丰富对二者间关系的实证检验。另外，由于中国上市公司的实际控制人不同，其与监管机构的关系有较大差异，公司的
重大缺陷
产权性质
审计费用
*李越冬、张冬、刘伟伟，西南财经大学会计学院，邮政编码：611130，电子信箱：liyuedong@swufe.edu.cn。
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审计研究2014年2期实际控制人性质对审计定价本身以及公司治理与审计定价之间的关系也有一定的影响（郭梦岚、李明辉，2009）。鉴于内部控制是公司治理的重要组成部分，本文还通过对比研究，进一步拓展不同产权性质下内部控制重大缺陷对审计费用的影响。
本文贡献在于：一是选取更能代表内部控制质量的内部控制重大缺陷作为研究对象。内部控制缺陷按照严重程度分为一般缺陷、重要缺陷和重大缺陷。重大缺陷也称实质性漏洞，是指一个或多个控制缺陷的组合，可能严重影响内部整体控制的有效性，进而导致企业无法及时防范风险或发现严重偏离整体控制目标的情形。以往大部分研究只是针对内部控制缺陷进行研究，并没有把内部控制重大缺陷独立出来。本文研究内部控制重大缺陷对审计定价的影响，从而验证注册会计师审计过程中是否合理利用了内部控制信息；二是考虑产权性质对该利用机理的影响作用。蔡吉甫（2006）指出内部控制与产权关系密切，将内部控制置于产权理论中进行思考和探讨可以对内部控制有更为深刻的理解和把握。因此，本文进一步研究不同产权性质企业中内部控制重大缺陷与审计费用的变化情况；三是通过对内部控制重大缺陷对审计定价的影响研究，进一步验证“替代论”更适合中国的情况。总之，通过本文的研究，一方面拟丰富内部控制重大缺陷经济后果及内部控制与外部独立审计的“替代论”和“互补论”理论研究；另一方面拟对我国审计市场发展及企业内部控制完善提供指导和借鉴。
二、理论分析及研究假设
随着国际审计准则和我国2006年颁布的新审计准则先后引入现代风险导向审计的理念，安然、世通等内部控制失败案例的发生，现代风险导向审计逐步成为整个审计行业发展的趋势。现代风险导向审计不仅要求注册会计师在对企业进行审计时，了解被审计单位及其环境，以经营风险为出发点进行合理的风险评估，更需要了解被审计单位内部控制，评估控制风险，以评估重大错报风险。注册会计师通过了解被审计单位内部控制，并进行控制测试，适时调整对重大错报风险的评估，根据评估的重大错报风险，选择合适的审计程序，以控制检查风险，最终将审计风险限定在一定的水平之下。具体来说，当企业内部控制存在缺陷时，注册会计师需要扩大审计中实质性程序的范围，实施更具有证明力的实质性程序。这无疑会增加审计师的工作量，使审计成本增加。另一方面，内部控制存在重大缺陷时，企业财务报告存在重大错报风险较高，注册会计师面临的审计失败风险较高，基于“深口袋”理论，事务所会抬高审计收费。审计师根据企业内部控制情况选择、执行审计程序：内控质量较高时选择较低成本的控制测试，内控质量较差时选择较为细致但成本较高的实质性程序，从而影响审计收费，即内部控制对审计具有替代作用。
Ｒaghunandan和Ｒama（2006）以2004年上市公司为研究对象，验证了与无内部控制重大缺陷企业相比，披露内部控制重大缺陷企业的审计费用较高。陈宋生、杨双（2010）以2007年沪市上市公司为研究对象，发现企业是否自愿披露内部控制信息与审计费用间无直接相关关系，但说明了自愿披露内部控制信息的企业均在对应行业中居于相对领先地位，各方面综合情况要优于未自愿披露内部控制信息的企业，其对应的独董比例与企业审计费用呈显著负相关关系。马士振等（2012）以2007至2009年建筑类上市公司为研究对象，验证了高质量的内部控制可以有效地降低企业的审计费用。田利军（2010）通过对2009年上市公司进行检验，发现审计费用与内部控制质量间存在负相关关系，但并不显著。王守海、杨亚军（2009）首次对我国上市公司内部审计质量与审计费用之间关系进行实证研究，发现高质量的内部审计有助于减少审计费用。鉴于上述理论分析及已有的研究，提出以下假设：
H1：内部控制存在重大缺陷的企业审计费用高于内部控制不存在重大缺陷的企业。
陈汉文教授主持的厦门大学内控指数课题组（2010）构建的2007至2009年我国上市公司内部控制指数，发现相比于中央政府控制的公司，地方政府控制的公司内部控制质量相对较差，地方政府控制的公司在控制活动和内部监督方面弱于中央政府控制的公司。张玲和刘启亮（2009）指出由于治理环境的差异，以及行政力量和市场机制的作用，政府控制的上市公司的行为不同于单纯的市场经济行为，如债务契46
审计研究2014年2期约行为。他们发现，政府控制上市公司和非政府控制上市公司的财务行为表现出较大的差异。刘启亮等（2012）通过构建2007至2009年内部控制质量指数，对不同产权性质企业内控质量进行比较，得出与中央政府控制相比，地方政府控制的公司内部控制质量相对较差，而非政府控制与中央政府控制的公司内控质量有差异，但并不明显。由于不同的产权性质对内部控制的影响是不同的，因此笔者认为也会影响审计收费。蔡吉甫（2007）发现控制权性质影响公司治理结构的选择，公司治理与审计费用的关系受到公司控制权性质的显著影响。郭梦岚、李明辉（2009）指出终极控制人为政府的上市公司审计费用较低，股权集中度、管理层持股比例与审计定价之间大体上呈U型关系。高雷、张杰（2010）指出国有控股银行审计费用更高。
国有企业的规模总体上比非国有企业要大，由于国家持有股份的特殊性和在国民经济中的重要性，国家对国有企业监管较为严格。如自中航油事件以来，国有企业的公司治理越来越多地受到媒体的关注，2006年国资委印发了《中央企业全面风险管理指引》，对企业的内部控制风险管理提出了更高更严格的要求。因此，事务所在对国有企业进行审计中，其对应的违规成本较高，事务所对于存在内部控制重大缺陷的国有企业会花费更多的资源进行审计，可能会收取更高的审计费用，以降低自身要承担的审计风险。所以，提出以下本文假设：
H2：不同产权性质下，内部控制重大缺陷和审计费用相关性不同，即与非国有企业相比，国有企业存在内部控制重大缺陷时，其审计费用更高。
三、研究设计(一)样本选择
本文以现代风险导向审计的实践引进为时间起点，选取2007至2011年沪深两市上市公司为研究对象。在原始样本的基础上剔除金融业、所有变量的缺失值及变量的异常值（49个异常值），剩余研究样本共计6227个。本文原始数据均来自上市公司年报及CSMAＲ数据库，笔者通过STATA整理所得数据，并得出研究结论。
(二)变量设定1.被解释变量
本文主要研究内部控制重大缺陷对审计定价的影响。借鉴国内外相关研究（Ｒaghunandan和Ｒama，2006；郭梦岚、李明辉，2009），将企业对应审计费用取自然对数作为被解释变量，记为LAFEE。
2.解释变量
本文解释变量为内部控制重大缺陷。鉴于《萨班斯—奥克斯法案》要求企业披露内部控制信息的时候要说明三个层次的内部控制缺陷，即一般缺陷、重要缺陷和重大缺陷，国外学者一般根据企业内部控制审计报告、评估报告及年报中披露的内部控制重大缺陷披露直接衡量其内部控制状况（Ｒaghunandan和Ｒama，2006；Hoag和Hollingsworth，2011）。而我国内部控制规范体系的实施将逐步完成，从2012年才强制要求所有上市公司披露内控自我评估报告、内部控制审计报告，2007至2011年都是自愿披露，而且披露的时候并没有分一般缺陷、重要缺陷和重大缺陷。因此，直接参考企业对内部控制缺陷的披露，判定企业是否存在内部控制重大缺陷，可能会与实际情况不符。以往研究中，我国学者主要使用财务报表重述（董育军、谈多娇，2012）、被出具非标准审计意见、被证监会或交易所处罚（田勇，2011；李寿喜，2012；董卉娜、朱志雄，2012）作为内部控制存在缺陷的表现特征。虽然我国法规未明确内部控制重大缺陷的具体界定，但《企业内部控制审计指引》明确了可能存在内部控制重大缺陷的迹象表现在四个方面：注册会计师发现董事、监事和高级管理人员舞弊；企业更正已经公布的财务报表；注册会计师发现当期财务报表存在重大错报，而内部控制在运行过程中未能发现该错报；企业审计委员会和内部审计机构对内部控制的监督无效。所以，本文将内部控制重大缺陷界定为会计年度存在：（1）受到证监会或交易所的处罚；（2）财务报表重述；（3）由于持续性经营原因，财务报告被事务所出具非标准审计意见中任意
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审计研究2014年2期一种或几种情况。记为ICMW。当企业存在上述情况，即认为企业存在内部控制重大缺陷，其赋值为1，否则为0。
3.控制变量
为比较准确地验证本文的研究假设，笔者对其他可能影响审计费用的非公司治理的因素进行了控制。本文参考前人对审计费用的研究（Simunic，1980；Ｒaghunandan和Ｒama，2006；肖作平，2006；郭梦岚和李明辉，2009）等，将公司规模、审计复杂性、企业风险、事务所特征、上市公司所处地经济发达程度、行业及产权性质作为影响审计费用的控制变量。具体的变量设定，见表1。
表1
变量性质被解释变量
变量名称审计费用
变量符号LAFEE
变量定义
变量定义
公司年度审计费用取自然对数
对应的会计年度内存在①受到证监会或交易所的处罚、②财务报表重述、③由于持续性经营原因，财务报告被事务所出具非标准审计意见中任意情况，则赋值为1，否则为0年末总资产取自然对数
若存在外币业务则赋值为1，否则为0子公司数量取平方根
流动比率：年末流动资产与流动负债之比资产负债率：年末总负债与年末总资产比值净利润与总资产之比
由“四大”审计则取值为1，否则为0以经济区划分为标准，上市公司位于东部地区取值为3，位于中部地区取值为2，位于西部地区则取值为1
实际控制人为国家则赋值为1，否则为0按照证监会的行业分类标准进行行业划分
预测符号
解释变量内部控制重大缺陷ICMW+
公司规模审计复杂性
LNTAFOＲGNSQSONLIQ
+++－+++企业风险
控制变量
事务所特征上市公司所处地经济发达程度
产权性质行业
DAＲOABIG4LOCATIONCOUIND
+－
(三)研究模型
本文借鉴Ｒaghunandan和Ｒama（2006）研究内部控制重大缺陷披露和审计费用相关性的研究模型，并根据我国学者对产权性质、经济区域对审计费用有一定影响（郭梦岚和李明辉，2009）的研究结论，对其进行修正，构建如下模型进行研究。
LAFEE=b0+b1×ICMW+b2×LNTA+b3×FOＲGN+b4×SQSON+b5×LIQ+b6×DA+b7×ＲOA+b8×BIG4+b9×LOCATION+b10×COU+b11×∑YEAＲ+b12×∑IND+ε
四、实证结果分析(一)描述性统计
本文对模型中所有变量进行描述性统计，见表2。结果显示：有效样本中我国企业2007至2011年存在内部控制重大缺陷的比例约为19.46%，相对较低。该数据只能说明我国企业内部控制中重大缺陷比例较低，预示着我国企业内部控制质量总体情况较好。但由于没有考虑内部控制中一般缺陷、重要缺陷、以及与财务报告不相关的内控缺陷，因而不能说明我国企业的内部控制质量很高。ICMW指标2007至2011年由27.2%逐年下降至12.3%，表明我国企业内部控制质量在逐年改善。这应该与该期间内我国内部控制相关法规的颁布有关，如2006年颁布了《上海证券交易所上市公司内部控制指引》和《深证证券交易48
审计研究2014年2期，2008年6颁布了《企业内部控制基本规范》，2010年4月颁布了《企业内部所上市公司内部控制指引》
》、《企业内部控制评价指引》、《企业内部控制审计指引》等。结合表3和表2看，我国审控制应用指引
计费用的最大值和最小值均出现在国有企业，国有企业审计收费的总体差异性比非国有企业大，且审计收费平均水平高于后者。另外，表3中不同产权性质下ICMW的均值及标准差的差异，表明内部控制存在重大缺陷的国有企业少于非国有企业，即国有企业内部控制质量优于非国有企业。
表2
变
量
有效样本数
622762279371136122313291602622762276227622762276227622762276227表3
变
量
产权性质Cou=1Cou=0
ICMW
Cou=1Cou=0
均
值
描述性统计结果
标准差0.71389840.39588990.44530190.42905870.4052260.36907360.32850681.2458420.41886191.6417042.5297590.25525070.49737660.2361260.72803690.4930304
极小值11.51293
00000016.70218
010.03846290.0167704
0010
极大值18.19754
11111128.00309
113.7840533.571132.991773.846049
131
LAFEEICMW（2007-2011）
ICMW（2007）ICMW（2008）ICMW（2009）ICMW（2010）ICMW（2011）LNTAFOＲGNSQSONLIQDAＲOABIG4LOCATIONCOU
13.309780.19455560.27214510.24295770.20686840.16252820.122971321.673870.22690153.1956041.9153380.49951550.72528320.05925812.5209570.583427
不同产权性质下对应解释变量、被解释变量的描述性统计
均
值
标准差0.8102210.5224570.39076510.3986823
极小值11.5129311.849400
极大值18.1975416.588111
LAFEE13.4101113.172010.18799890.1981496
注：Cou=1指国有企业，Cou=0指非国有企业。
(二)相关性分析
表4中，对变量进行相关性分析。解释变量与所有控制变量、控制变量之间的相关系数绝对值较小（均小于0.6），所以模型中变量间不存在多重共线性。被解释变量和解释变量、控制变量之间的相关性系数，除解释变量内部控制重大缺陷（ICMW）和审计费用（LAFEE）以及控制变量产权性质（COU）外，符号与假设中预测的均相同。内部控制重大缺陷（ICMW）与审计费用（LAFEE）为负相关关系，说明当企业内部控制存在重大缺陷时，管理层不愿意让审计人员发现企业存在的问题，更有可能降低审计费用，限制审计人员审计范围。
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