审计研究2014年2期表4
LAFEE
LAFEE1.000ICMWLNTAFOＲGNSQSONLIQ*DAＲOABIG4*
＊＊
－0.065＊
Person相关性分析结果SQSON
LIQ
DA
ＲOA
BIG4
LOCATIONCOU
ICMWLNTAFOＲGN
1.000
1.000
1.000
＊＊
0.304＊
＊＊＊＊
0.724＊－0.119＊
＊＊＊＊＊＊0.278＊－0.061＊0.243＊＊＊＊＊＊＊0.517＊－0.070＊0.466＊＊＊＊＊＊＊－0.136＊－0.086＊－0.173＊＊＊－0.134＊＊＊
0.114＊
1.000
0.040
1.000
＊＊
0.195＊
＊＊
0.125＊
－0.033
＊＊
0.089＊
＊＊＊＊
－0.498＊0.137＊1.000
1.000
＊＊＊＊＊＊
0.125＊－0.062＊0.083＊＊＊0.553＊＊＊
0.384＊
＊＊＊＊＊＊
0.120＊－0.129＊0.112＊
－0.041
＊＊
0.138＊
＊＊＊＊
0.205＊－0.070＊
＊＊
0.198＊
0.015
＊＊
0.117＊
0.0121.000
＊＊
0.084＊
＊＊＊＊＊＊
LOCATION0.171＊－0.056＊0.048＊＊＊＊＊＊＊
0.063＊－0.084＊0.083＊
＊＊
0.063＊
1.000
COU＊＊
0.164＊－0.013＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊
－0.053＊0.115＊－0.198＊0.120＊0.324＊＊＊＊＊
1.0000.106＊－0.108＊
*＊＊＊＊
注：＊表示0.01的显著性水平，表示0.05的显著性水平；表示0.1的显著性水平。下同。
(三)回归结果分析
对所有样本总体进行了进一步多元回归，结果显示：内部控制重大缺陷的系数为0.04997且在1%水平上显著，即审计费用与企业存在内部控制重大缺陷显著正相关，研究假设H1得到验证。但在表4中两者的关系为负相关，原因在于表4中只考虑了内部控制重大缺陷（ICMW）与审计费用（LAFEE）两者的关系，没有考虑其他变量对它们的影响。而在表5中考虑了其他变量的影响，通过逐次加入控制变量的方式，发现公司规模（LNTA）这个控制变量导致了内部控制重大缺陷（ICMW）与审计费用（LAFEE）相关性系数符号的变化。原因是由于公司规模越大，其对市场的影响越大，越受到公众的关注，如果公司存在重大的内部控制缺陷，公司治理层和管理层为了维护公司的声誉，愿意也有能力出高的审计费用聘请审计人员查出问题并给出建议同时，事务所也会考虑自己的违规成本和声誉，花更多资源进行审计。
审计费用与内部控制重大缺陷显著正相关，说明我国注册会计师对被审计单位进行财务审计时，并非仅仅依赖分析性程序和细节测试等实质性程序，而是对企业的内部控制进行了一定的了解、测试，并根据企业内部控制质量，合理地调整审计资源，对内部控制质量较差的企业付出了更多的工作量，从而提高了对内部控制存在重大缺陷企业的审计收费。但由于该系数仅为0.04997，说明注册会计师审计定价时，并非将内部控制是否存在重大缺陷作为主要考虑因素。
进一步将样本按照实际控制人性质分为国有企业和非国有企业两组，分别进行上述模型的多元回归，国有企业的审计费用与内部控制重大缺陷间显著正相关，系数为0.07094，明显大于总体样本、非国有企业样本回归结果对应的回归系数。非国有企业审计费用与内部控制重大缺陷间回归系数约为0.022，且不显著。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，研究假设H2得到验证。由于国有企业的监管要求相对较高，当其内部控制存在重大缺陷时，财务报告存在的重大错报风险及带来的审计风险的经济后果的严重性与非国有企业相比更强。注册会计师为应对该风险，会分配更多的审计资源，增加审计收费。相对于在总体回归中，在其他条件不变情况下，事务所对国有企业的审计收费低于非国有企业，这说明事务所在进行审计定价时对不同产权性质的企业具有较大的区别收费倾向。
总体样本回归结果显示：除流动比率外，各控制变量与审计费用的回归系数符号与预测的一致，且在1%水平上显著。国有企业样本组回归结果显示：除资产负债率回归系数降低且变为不显著外，其他控制50
审计研究2014年2期变量回归系数与总体样本回归系数、非国有企业样本组回归系数相比，更加趋向于预测情形。在回归3中，是否由“四大”审计对应的回归系数约为0.88，且均在1%水平上显著，表明我国企业的审计收费主要受到事务所类型的影响，选择审计质量较高的事务所对应的审计收费较高。另外，回归结果还表明司规模越大、审计越复杂、企业风险越高、上市公司所处地经济越发达企业的审计费用越高。三次回归中，有些回归系数差异性较大，如流动比率（LIQ）和资产负债比率（DA）。资产负债比率（DA）在非国有企业样本回归3中对应系数和显著性较高，而在国有企业样本组回归2中较小。这可能是较高的资产负债率表明企业的长期偿债能力较差，对应财务风险较高，但由于传统产权制度的限制，以及“拨改贷”资金制度的累积影响（刘胜卫，2012），我国国有企业的资产负债率普遍较高，所以，事务所对国有企业进行审计时，是否将资产负债率作为审计收费的参考依据并不重要。总体而言，流动比率这一短期偿债风险衡量指标，对审计收费影响并不显著，而其与国有企业审计费用相关性及显著性明显高于总体样本和非国有企业样本组回归结果。事务所在审计定价中用短期财务风险作为长期财务风险（资产负债率（DA））的一种补充，以此代替相对稳定资本结构所反映的偿债风险。
表5
总样本（n=6227）回归1系数
CON.ICMWLNTAFOＲGNSQSONLIQDAＲOABIG4LOCATIONCOUYEAＲINDAdj-Ｒ2
＊＊
6.389703＊＊＊
0.049970＊
多元线性回归结果
国有企业（n1=3633）回归2系数
＊＊
5.780874＊
非国有企业（n2=2594）回归3
系数
＊＊
7.606346＊
T值52.763.6351.772.9122.99－0.693.536.2138.8311.90－6.39
T值34.603.6241.93.2118.79－2.330.744.6729.688.49
—控制控制0.6970
T值42.581.2227.850.7414.39－1.052.953.7321.518.41
—控制控制0.5777
0.0709417
＊＊＊
0.0217188
＊＊
0.2315575＊
0.29006060.03970360.0879449
＊＊＊＊＊＊＊＊＊
＊＊
0.3187009＊＊＊
0.0653099＊＊＊
0.0961111＊＊
－0.0127941＊
0.0123729
＊＊
0.080706＊
－0.00171520.08612170.07154190.93458010.0893993
＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊
－0.0025531
＊＊
0.0798004＊＊＊
0.0583964＊＊＊
0.8784385＊＊＊
0.0857583＊
0.0312366
＊＊
0.0748123＊＊＊
0.907823＊＊＊
0.0892548＊
－0.0748452
控制控制0.6717
五、结论及建议
本文通过研究内部控制重大缺陷对审计定价的影响，发现内部控制与外部审计间具有相互替代作用。根据不同的产权性质讨论该作用机理，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。研究认为，注册会计师对我国企业进行审计时，考虑了企业内部控制质量，并根据对内部控制了解和测试的结果，调整了相应的审计程序，如对内部控制存在重大缺陷企业实施更多成本较高的实质性程序。对应回归系数较小，说明注册会计师在审计过程中使用的相关内控评估、测试结果较少，没有充分使用企业的内部控制信息，而是更多地依赖了实质性程序。且事务所对不同产权性质企业进行审计定价时，具有差别对待倾向。表现为：一是总体样本回归中产权性质（COU）回归系数为负值，即在其他条件不变的情况下，对国有企业的审计收费相对较低；二是我国国有企业的内部控制质量水平总体高于非国有企业，但审计费用平均水平高于后者，且离散性较强，即一旦国有企业内部控制存在重大缺陷，其审计收费就会明显高于非国有企业。由于我国国有企业的外部监督
51
审计研究2014年2期比较严格、违规成本较高，其内部控制质量相对较高，事务所可能收取较低的审计费用，但当其内部控制存在重大缺陷时，事务所为规避其相对于非国有企业更严重的经济后果，会增加其审计收费。另外，在所有变量中是否为“四大”审计对审计费用的影响尤为显著。
鉴于上述问题，应进一步加强对非国有企业的监管力度，逐步提高其违规成本，督促其改进内部控制；建立良好的审计市场机制，普及现代风险导向审计的运用，充分运用企业内部控制信息进行审计；为国内事务所提升生存空间，帮扶其提高审计质量，使审计收费趋于合理。主要参考文献：
J］.审计研究（3）：65-71.蔡吉甫.2007.公司治理、审计风险与审计费用关系研究［
——来自上市商业银行的经验证据［J］.审计研究（2）：77-82.张杰.2010.产权性质、不良贷款率与审计费用—高雷，
J］.管理科学22（6）：71-83.郭梦岚，李明辉.2009.公司治理、控制权性质与审计定价［
J］.审计研究（5）：65-73.杨亚军.2009.内部审计质量与审计费用研究-基于中国上市公司的证据［王守海，
J］.金融研究（2）：102-114.刘启亮.2009.治理环境、控制人性质与债务契约假说［张玲，
Eichenseher，J.W.＆Shields，D..1985.CorporateDirectorLiabilityandMonitoringPreferences，JournalofAccountingandPublicPolicy，4：13-31.
Hay，D.，Knechel，W.Ｒ.＆Wong，N.2006.Auditfees：Ameta-analysisoftheeffectofsupplyanddemandattributes，ContemporaryAccountingＲesearch，23：141-92.
Hogan，ChrishE.，MichaelS.Wilkins.2008.EvidenceontheAuditＲiskModel：DoAuditorsIncreaseAuditFeesinthePresenceofInternalControlDeficiencies？ContemporaryAccountingＲesearch，25（1）：219-242.
Hoag，MatthewL.andCarlW.Hollingsworth.2011.AnIntertemporalAnalysisofAuditFeesandSection404MaterialWeaknesses.Auditing，30（2）：173-200.
Pincus，K.，Ｒusbarsky，M.＆Wong，J.1989，VoluntaryformationofcorporateauditcommitteesamongNASDAQfirms，JournalofAc-countingandPublicPolicy，8：239-65.
Ｒaghunandan，K.andDasarathaV.Ｒama.2006.SOXSection404MaterialWeaknessDisclosuresandAuditFees.Auditing，25（1）：99-114.
SimunicDA.1980.ThePricingofAuditServices：TheoryandEvidence.JournalofAccountingＲesearch，18（1）：161-190.
MaterialInternalControlDeficiency，OwnershipandAuditFee
LiYuedong
ZhangDong
LiuWeiwei
Abstract：Basedonthesubstitutivefunctionandsupplementaryfunctionbetweeninternalcontrolandexternalau-dit，theauthorchose6227observationsinbothShanghaiandShengzhenStockExchangefrom2007to2011，consid-eringtheinfluenceoffactors，suchascompanysize，auditcomplexity，companyrisk，characteristicsofaccountingfirms，economydevelopmentincompany'slocationandindustry，tostudytherelationshipbetweenmatenialinternalcontrotdeficiencyandauditfee.Theregressionresultindicatesthatthereissubstitutivefunctionbetweeninternalcontrolandexternalaudit，whichmeansthematerialinternalcontroldeficiencyhasasignificantpositiverelationwithauditfee.Theauthorfurtheranalyzedtherelationbetweenmaterialinternalcontroldeficiencyandauditfeebetweenstate-ownedcompaniesandprivatecompanies.Theresultsshowthatstate-ownedcompanies，comparedwithprivatecompanies，willincreaseauditfeewhenmaterialinternalcontroldeficiencyexists.Keywords：internalcontrol，materialdeficiency，ownership，auditfee
52
