上市公司审计论文精选(九篇)

第1篇：上市公司审计论文范文

关键词：舞弊;舞弊动因;防范舞弊

一、引言

近年来,虽然我国上市公司因财务舞弊而被中国证监会公开处罚的公司逐渐减少，但上市公司舞弊手段却越来越隐蔽且日趋多样化。上市公司舞弊带来的社会后果非常严重，也对会计师事务所及注册会计师产生了巨大的执业风险。本文针对我国上市公司产生舞弊行为的动因、方式、手段，结合审计准则的具体要求和我国的实际情况提出了相应的审计对策。

二、舞弊的概念与方式

公司舞弊又称公司欺诈，指被审计单位的管理层、治理层、员工或第三方使用欺骗手段获取不当或非法利益的故意行为。在上市公司的信息披露中一般表现为有目的欺骗或故意谎报重大财务事实的不诚实行为。根据注册会计师在财务报表审计中关注点的不同，我国上市公司的舞弊主要有以下两种方式。

1.侵占资产

主要包括:管理层或员工在购货时收取回扣；将个人费用在单位列支；盗取或挪用货币资金、实物资产等。侵占资产通常伴随着虚假或误导性的文件记录,其目的是隐瞒资产缺失或未经适当授权使用资产的事实。

2.对财务信息做出虚假报告

通常表现为:

(1)对财务报表所依据的会计记录或相关文件记录的操纵、伪造或篡改；

(2)对交易、事项或其他重要信息在财务报表中的不真实表达或故意遗漏；

3.对与确认、计量、分类或列报有关的会计政策和会计估计的故意误用。

三、我国上市公司产生舞弊行为的动因

引发我国证券市场上市公司舞弊行为的因素很多，主要有压力因素、机会因素和自我合理化。

1.压力因素

压力是舞弊的行为动机，舞弊的压力可能是经营或财务上的困境以及对资本的急切需求。

（1）经济方面的动机。经济方面的动机是舞弊行为产生的最主要的因素，主要从舞弊成本来分析。

在我国主要是指直接成本，就是舞弊被揭露的可能性以及揭露出来以后，舞弊主体所要面对的惩罚力度。一般而言，我国的舞弊成本是很低的：①财务舞弊被揭露的概率低。②舞弊事后处罚过轻，违规成本非常低廉。

（2）经营方面的动机。经营方面的动机是舞弊产生的主要因素。①增加每股盈余，使公司的业绩看起来更具有吸引力，以便增发或配股，鼓励投资者。②公司出于筹集资金及纳税方面的考虑。在企业资金短缺、急于获取贷款时，为了应付金融机构的考察，一些财务状况不好的公司不得不编制一份“像样”一点的会计报告。公司为了达到少纳税的目的，也会通过会计报告做文章，调整会计利润，从而调整应纳税所得额。③管理当局为实现上级下达的目标和任务并获得绩效奖金，面临完成财务计划的压力。④公司面临着市场占有率的持续下降及收益的突然减少，为掩盖面临的财务困难而舞弊。

2.机会因素

机会是企业进行舞弊而又掩盖起来不被发现或能逃避惩罚的时机。

（1）信息不对称,是指契约的一方比另一方具有信息优势。信息不对称的直接后果，是产生逆向选择和道德风险问题。信息不对称的存在，为舞弊者提供了舞弊机会。

（2）疏松的内部控制,完善的内部控制制度对规模较大的公司意义重大。如果管理当局垄断权力，董事会或董事会成员缺乏独立性：缺乏审计委员会的有效监督；对重要控制缺乏适当的监控等都可能成为舞弊发生的隐患。

(3)外在监督不力,外在监督包括政府监督和社会监督。我国财政、审计、税务、证券监督等部门依据有关法律、法规的规定，负责对有关单位的会计资料实施监督检查，进行宏观调控。但目前监管部门的监管方式主要还是救火式，处罚较滞后，处罚力度不够，行政处罚多于经济处罚，致使许多企业敢于铤而走险以获取经济利益。

(4)法制不完善。①法律责任的规定不明确。新《会计法》虽然在法律责任方面有了很大的改进，但真要对照实施起来，会计法律责任界定方面仍然存在着较大的操作难度。②民事赔偿尚未建立。中国企业中的违规、造假者受到处罚多是行政处罚和刑事处罚，很少受到民事赔偿处罚，与成熟市场经济国家成鲜明对比，这是由于现行法规的不足所造成的。在《会计法》、《公司法》中都没有涉及民事责任赔偿问题。《证券法》中，只是描述舞弊的责任人应承担赔偿民事责任，如何赔偿民事责任，几乎没有涉及。③现行相关法律之间对于法律责任的表述存在一定程度的冲突。我国现行的公司法、会计法、刑法、证券法都对舞弊行为作了法律责任的规定，但现行法规对法律责任的处罚不是太轻就是处罚条款不明确，且存在一定的冲突，在处理的过程中很难把握。

3.自我合理化(借口)

舞弊者必须找到某个理由，使舞弊行为与其本人的道德观念相吻合，无论这一解释本身是否真正合理。在协同舞弊过程中，舞弊者自我合理化的理由就是公司利益：我是为了公司，不是为了自己。这时，即使会计人员单独行为时的道德水平较高，也不会觉得协同舞弊有何不可。这就是集体行为对个人道德标准的侵蚀。管理层在舞弊时自我合理化的理由就是：公司欠我的，这是我应得的。这种观点产生，主要受当前人们价值观的影响。

四、上市公司舞弊的手段

我国上市公司财务舞弊经历了从公开到隐蔽,从单一到多样,从集中在期末的舞弊到连续、均匀、系统的舞弊，从真账假作到假账真作的过程。主要有以下几种舞弊手段。

1.利用不当的会计政策和会计估计舞弊

主要表现为，(1)选用不当的借款费用核算方法；(2)选用不当的股权投资核算方法；(3)选用不当的折旧方法；(4)选用不当的收入、费用确认方法；(5)选用不当的合并政策等方式。

2.利用剥离与模拟等“会计创新”舞弊

管理当局一方面将一部分经营业务和经营性资产剥离，或者进行局部改制,将原本不具有独立面向市场能力的生产线、车间或若干业务拼凑成一个上市公司，并通过模拟手段编制这些非独立核算单位的会计报表。另一方面,剥离与模拟犹如“整容术”,通过将劣质资产、负债及相关的成本和潜亏剥离，便可轻而易举地将亏损企业模拟成盈利企业。

3.利用资产重组舞弊

资产重组有资产置换、并购、债务重组等形式,多发生在关联方之间。我国上市公司的很多资产重组采用了协议定价的原则，定价的高低取决于公司的需要，使得利润在关联方之间转移。

4.地方政府“援助”舞弊

地方政府采用税收优惠、财政补贴的形式帮助上市公司实现一定的盈利目标，这些补贴往往数额巨大且缺乏正当理由。这种地方政府“援助”为不少上市公司操纵利润、粉饰财务报表开了方便之门。

5.虚构经济业务舞弊

(1)虚构销售,管理当局通常通过自我交易、循环交易、阴阳交易、填塞渠道等方式虚构销售来操纵利润、粉饰经营业绩；(2)虚构资产评估。虚假的资产评估包括，未经正规程序立项的资产评估、虚无资产评估和不恰当的评估。

6.利用关联交易舞弊

这是我国上市公司最常用的舞弊手段。我国的上市公司背后大多都有一个庞大的集团公司，而整个集团公司就像一个大家族，存在着难以理清的子公司、孙公司、兄弟公司，它们之间的关系错综复杂.有的公司为了达到一定目的，会通过各种办法安排和改变股权结构,致使一些关联交易从表面上看完全是两个独立法人之间的交易。通常,我国上市公司采用关联购销舞弊、受托经营舞弊、资金往来舞弊、费用分担舞弊等四种关联交易舞弊方式来虚构利润。7.利用隐瞒重要事项的揭露舞弊

例如对外担保、重大诉案、补税借款的限制条款、关联方交易,或负债、会计方法变更等，未予适当披露。

8.利用“其他应收款”和“其他应付款”舞弊

“其他应收款”和“其他应付款”是我国上市公司财务报表中的“垃圾桶”和“利润调节器”，管理当局常常利用这两个报表项目操纵公司利润。一般地,“其他应收款”的内容经常涉及收不回的坏账、已经支付的费用或失败的投资，所以,它是隐藏潜亏的“垃圾桶”。而“其他应付款”则常常是调节各期收入和利润的“调节器”，当收入多的时候,先在这儿存放一下，以备不景气的年度使用。

五、上市公司舞弊的审计策略

作为注册会计师不可能揭露财务报表中存在的全部差错和舞弊行为，但有责任揭露财务报表中的重大差错、舞弊以及对财务报告有直接重大影响的非法行为。

1.询问

询问程序对于注册会计师获取信息，评估舞弊风险十分有用。除了管理层以外，注册会计师还应当询问被审计单位内部的其他相关人员，以便从不同于管理层和对财务报告负有责任的人员的角度获取信息。

2.考虑舞弊因素

舞弊风险因素是注册会计师执业实践的总结,对于注册会计师评估舞弊风险很有帮助。在了解被审计单位及其环境时，注册会计师应当考虑所获取的信息是否表明存在舞弊风险因素。注册会计师应当运用职业判断，考虑被审计单位的规模、复杂程度、所有权结构及所处行业等，以确定舞弊风险因素的相关性和重要程度及其对重大错报风险评估可能产生的影响。

3.实施分析程序

注册会计师实施分析程序有助于识别异常的交易或事项，以及对财务报表和审计产生影响的金额、比率和趋势。在实施分析程序以了解被审计单位及其环境时，注册会计师应当考虑可能表明存在舞弊导致的重大错报风险的异常关系或偏离预期的关系。

4.考虑其他信息

注册会计师应当考虑在了解被审计单位及其环境时所获取的其他信息，是否表明被审计单位存在舞弊导致的重大错报风险。

5.组织项目组讨论

在整个审计过程中,项目组成员应当持续交换可能影响舞弊导致的重大错报的风险评估及其应对程序的信息。项目负责人应当参与项目组内部的讨论，并根据职业判断、以往的审计经验以及对被审计单位本期变化情况的了解，确定参与讨论的项目组成员。项目组的关键成员及技术专家都应当参与讨论。

6.设计延伸性审计程序借以发现舞弊

注册会计师执行审计业务时，拟可采纳“错误与舞弊推定”原则,即若未搜索到充分、适当的审计证据证明被审计单位会计报表的合法性和公允性，那么，应推定该公司存在重大错误或欺诈嫌疑。

六、结语

鉴于我国上市公司舞弊对社会及公众造成的重大影响和由此带来的严重的法律责任，注册会计师在对其进行审计时要保持足够的执业怀疑态度，审计工作中要严格遵循审计准则的规定，并对上述事项予以足够关注。如果发现舞弊或获取的信息表明可能存在舞弊，注册会计师应当尽早将此类事项与适当层次的管理层沟通，并考虑串通舞弊的可能性、舞弊嫌疑的性质和重大程序等因素的影响。如果在审计过程中发现管理层和治理层的重大舞弊，注册会计师应当考虑征询法律意见，以采取适当措施。

参考文献:

[1]杨本利:财务报表审计中的舞弊与对策[J].科学理财,2007(9).

[2]王海侠:上市公司舞弊的诱因分析[J]，会计之友，2007（3）.

第2篇：上市公司审计论文范文

（一）内部审计机构设置情况

26家上市公司全部设立了内部审计机构，其中24家设有独立的内部审计机构，占92.31%；2家未设独立的内部审计机构，1家内部审计机构隶属于监察部，1家由企业管理部履行内部审计职责。在纳入合并报表范围内子公司设立内部审计机构或岗位的上市公司有10家，占38.46%。具体来看，有36家子公司设立了内部审计机构或岗位，占纳入海南省上市公司合并报表范围内子公司总数（335家）的10.75%，

（二）内部审计机构的隶属情况

26家上市公司内部审计机构隶属关系类型多样，但主要是隶属于公司董事会，其中，隶属于董事会（含审计委员会）的19家，隶属于管理层的1家，隶属于董事会和监事会的1家，隶属于董事会和纪委书记的1家，隶属于董事会、监事会和管理层的1家，隶属于董事会和管理层的3家。

（三）内部审计机构人员配备情况

26家上市公司共有内部审计人员134人，单家公司内部审计人员一般在1~7人，个别上市公司达到16人和31人。在134名内部审计人员中，专职人员占68.66%，兼职人员占31.34%；年龄结构30岁以上的占76.87%，40岁以上的占35.07%，30岁以下的占23.13%；具有本科以上学历的占83.58%，本科以下的占16.42%；会计、审计相关专业人员占74.63%，拥有会计、审计相关证书的人员占73.88%，其中注册会计师或高级会计师占4.48%，注册内部审计师占5.22%；内部审计工作经验在1至5年的占61.94%，6至10年的占26.87%，11至20年的占7.46%，20年以上的占3.73%。

（四）内部审计制度建设情况

26家上市公司大部分已建立了内部审计制度体系，其中，建立内部审计工作制度的有24家，占92.31%；已建立内部审计质量控制制度和内部审计部门考评机制的各16家，分别占公司总数的61.54%。

（五）内部审计工作开展情况

1．内部审计的组织方式。26家上市公司中，内部审计工作由内部审计机构独立完成的有21家，占80.77%；由内部审计机构牵头，其他部门协助的有1家，占3.85%；部分外包其他机构完成的有4家，占15.38%。

2.内部审计的实施方式。26家上市公司中，19.23%的公司开展的内部审计工作属于事后审计，46.15%的公司开展内部审计以事后审计为主，部分业务实施事中审计，34.62%的公司在事后、事中、事前同时开展。

3.利用信息技术情况。26家上市公司已开始利用信息技术辅助内部审计，其中，50%的公司在内部审计过程中利用了信息技术辅助开展审计工作，其中7.69%的公司开发了专门的审计软件，42.31%的公司利用公司财务核算软件及OA办公室系统。

二、海南省上市公司内部审计存在的问题

（一）内部审计机构设置及职能定位不合理，独立性不强

海南省仍有2家上市公司未设置独立的内部审计机构，截至2014年9月末，在已设置独立内部审计机构的上市公司中，仅10家以“审计部”命名，14家以“监察、法务、稽核、纪检……审计部”命名，大部分内部审计机构存在与“监察”、“法务”等合署办公的现象，部分公司的内部审计机构还同时承担内控规范体系的建设和评价两个不相容职能，表明部分公司虽已设置专门的内部审计机构，但其职能定位并非专注于内部审计工作，还承担着一些被审计对象的工作，导致内部审计机构发表的审计意见难以真正独立。内部审计作为公司内部的专业性监督检查组织，它与股东、债权人等不存在直接的委托与受托关系，其本身也不能单独承担公司治理的监督职能，必须依附于公司治理的监督机构（如审计委员会、监事会等）作为支持力量存在。一般来讲，董事会或审计委员会的领导模式更有利于内部审计工作的开展，董事会的有效领导能提高内部审计的权威性，审计委员会可利用其专业方面的优势，提高内部审计的专业性。海南还有6家上市公司的内部审计机构直接隶属于管理层，在“被审计对象”的领导下开展工作，不利于内部审计的独立性。

（二）内部审计人员数量较少，经验不足，力量薄弱

海南省上市公司内部审计人员平均为5人，专职人员平均3.5人，1家公司无专职人员，4家公司专职人员仅1人，6家公司专职人员2人，内部审计人员数量少。在培训方面，2家公司内部审计人员未参加内部审计相关培训，12家公司仅参加了1次培训，审计人员参加培训学习次数较少，审计相关专业知识不足。在工作经验方面，1至5年内部审计工作经验的人员占61.94%，表明大多数人员经验不足。

（三）内部审计制度不够健全，执行不到位

海南省仍有2家上市公司未建立内部审计工作制度，8家未建立内部审计质量控制制度和内部审计评价机制，且已建立的内部审计质量控制制度和内部审计评价机制，大多包含在内部审计工作制度中，未形成独立制度。从实践情况看，部分上市公司未能按照制度规定开展内部审计工作，如部分公司内部审计报告未按照制度规定报送董事会或审计委员会，而是报送给分管副总；部分公司虽建立内部审计考评机制，但未实际执行。

（四）内部审计借助外力不足，信息化程度不高，难以全面发挥内部监督作用

目前，海南省80.77%的上市公司由内部审计机构独立完成内部审计工作，内部审计工作主要在事后开展，有一半的上市公司未利用信息技术辅助开展内部审计工作。由于内部审计力量薄弱、信息化程度不高，内部审计机构完全依靠自身力量对上市公司进行事后审计，难以实现对内部控制有效性进行监督检查的目标。

三、改进海南省上市公司内部审计工作的思考

（一）完善内部审计机构设置，提高内部审计的独立性

一是设置独立专门的内部审计机构，专职从事内部审计工作，与监察、法务、内控建设等职能分离开来，充分利用有限的内部审计资源，发挥内部审计监督职责。二是内部审计机构直接隶属于董事会或审计委员会，提高内部审计的权威性、专业性和独立性。

（二）加强队伍建设，提高内部审计的专业胜任能力

一是应结合公司实际情况，配备足够的专职内部审计人员，充实内部审计力量，使得上市公司及其控股子公司都能在内部审计的监督范围之内，去除内部监督死角。二是组织多种形式的内部审计理论及实务培训，鼓励内部审计人员自学新知识、新法规，不断更新内部审计人员的专业知识，提高内部审计人员的专业胜任能力。三是针对内部审计专业性、独立性强的特点，制定差异化的考核激励办法，调动内部审计工作人员的积极性与创造性，培养内部审计人才。四是鉴于海南本地内部审计专业人才缺乏及薪酬水平不高的实际情况，上市公司应适当提高关键内部审计岗位的薪酬水平，吸引岛外内部审计专业人才加入到公司内部审计中来。

（三）健全内部审计制度，提高内部审计工作的执行力

《中国内部审计准则———基本准则》规定“内部审计机构应当根据内部审计准则及相关规定，结合本组织的实际情况制定内部审计工作手册，指导内部审计人员的工作”。通过健全内部审计工作制度、质量控制制度及考评机制，明确内部审计机构的权利和责任，提升内部审计的独立性，规范内部审计标准、质量控制程序和方法，改进内部审计工作质量，完善内部审计考评机制，激发内部审计人员工作热情和动力，才能提高内部审计工作的执行力。

（四）加快内部审计信息化建设，提高内部审计效能

随着计算机技术的快速发展和社会信息化程度的不断提高，信息系统在企业得到了迅速普及和广泛应用，给内部审计工作带来了新的挑战。开发内部审计信息系统辅助内部审计工作，实现对采购、生产、销售等各个环节的实时监督，改变内部审计局限于事后审计的弊病，缓解内部审计机构数量少及胜任能力问题，提高内部审计信息的客观性，减少人为干预，完善内部控制监督体系，提高内部审计效能。

（五）组织内部审计培训，提高公司治理层和管理层对内部审计的重视程度

《中国内部审计准则———基本准则》规定“内部审计机构应当接受组织董事会或者最高管理层的领导和监督，并保持与董事会或者最高管理层及时、高效的沟通”，因此，内部审计在上市公司治理方面起着不可替代的作用。内部审计职能的有效发挥，能够提高会计信息质量，及时识别和防范上市公司经营风险，为董事会和最高管理层决策提供有价值的信息。政府监管部门应在推动上市公司完善内部审计工作方面发挥积极的指导作用。

1.组织内部审计培训。将内部审计相关内容纳入上市公司董事、监事及高级管理人员培训课程，加深上市公司治理层和管理层对内部审计的认识，提高对内部审计的重视程度。

2.内部审计指引。由政府监管部门牵头，研究编制适应各个行业的内部审计指引，为上市公司理顺内部审计关系，科学合理设置内部审计机构和配置人员，完善内部审计制度，提高内部审计工作的针对性和有效性提供指导，帮助上市公司解决存在的内部审计机构不独立、制度缺失、人员配备不足、工作效能不高等问题。

第3篇：上市公司审计论文范文

[关键词] 审计收费 影响因素 实证研究

为了保护投资者的利益，规范上市公司的信息披露行为，提高信息披露质量，中国证监会于2001年12月10日了新修订的年报内容与格式的要求，规定上市公司应在年报中披露其聘任、解聘会计师事务所情况以及报告年度支付给聘任会计师事务所的报酬情况，从而确认了我国上市公司有向股东报告其支付给会计师事务所报酬情况的义务，使广大投资者有了获知会计师事务所收费情况的权利。时过几年，我国上市公司对事务所审计费用的披露质量有了较大提高。那么，在目前我国这样一个新兴市场，审计收费受到哪些因素的影响呢？

本文欲通过实证研究证据，为广大投资者正确解读审计收费信息提供帮助，从而帮助他们从上市公司的年报中获得更多对投资决策有用的信息，也可以为证券监管部门制定相关监管措施提供理论依据。

一、文献回顾

Simunic的经典论文“The pricing of services: Theory and evidence” 最早运用多元线性回归模型考察了可能影响审计收费的因素。该模型认为：审计费用是由风险状况、损失的分担机制、会计师事务所的生产函数、规模等决定的。其研究结果发现，上市公司的资产规模是决定审计收费的最重要因素，其次为控股子公司个数、涉及行业类型、资产负债率、前两年的盈亏状况、审计年度的审计意见类型以及上市公司的内部审计成本，而会计收益率、审计任期和事务所规模等因素在回归方程中并不显著,模型的拟合优度为46%。

后来不少学者将Simunic的模型进行或多或少的修正，并运用到不同的国家。虽然他们的研究结论并不完全一致，但所有学者都发现被审计单位的资产规模和子公司的个数是影响审计收费的两大重要因素。

而我国由于相关制度出台较晚，对审计收费的实证研究起步较晚。王振林的博士学位论文是较系统地采用实证方法研究我国本土审计收费问题的文献，其中审计收费数据来源于中国证监会向上市公司获取的调查问卷数据。他根据证监会关于1997至1999年期间具有证券（期货）从业资格会计师事务所的审计收费情况的调查结果，得到的结论是：上市公司的规模、经济业务的复杂程度等特征构成了影响审计收费的主要因素，客户的风险因素则不具有重要影响。

自2001年证监会要求上市公司披露审计收费信息的规定以来，我国的审计收费实证研究有了较大的发展。伍丽娜、张继勋等都利用我国上市公司披露的审计收费情况对我国的审计市场进行了研究。他们的研究考虑到了我国证券市场的特殊情况，如上市公司是否发行B股或H股，得到了一些有用的结论。

本文拟在前述研究的基础上，以我国沪市的经验证据对我国审计收费情况进行实证研究。本文将重点关注上市公司的盈余管理动机对审计收费的影响。因为盈余管理在一定程度上有损于投资者的利益，而监管部门对这个问题也比较关注。

二、研究假设与模型构建

本文参考已有的研究成果，并结合我国证券市场、上市公司和会计师事务所的实际情况，提出以下的研究假设：

1.假设1:上市公司规模和审计业务复杂程度与年报审计收费相关

在其他条件相同的情况下，上市公司的规模越大，其所涉及的经济业务范围就越广，在审计时注册会计师也会增加审计事项，扩大审计测试范围，增加审计时间，以便控制可能承受的诉讼风险。而上市公司拥有的控股子公司越多，其发生关联方交易的可能性就越大，而关联交易审计本身就很复杂，需要花费很多审计时间。因此，本文采用上市公司的年末总资产的自然对数（ln(Assets)）和纳入合并报表的子公司的个数（SqSubs）表示上市公司的规模和业务复杂程度。

2.假设2:上市公司财务状况和审计风险与年报审计收费相关

审计风险通常指当被审计单位的财务报告存在实质性错报时，审计师签发标准审计报告的概率。通常成熟的市场经济国家，对审计风险采用的度量指标变量是财务风险和经营风险。因为这两者高的公司的股东和债权人更有可能蒙受损失从而向审计师提讼，会计师事务所和注册会计师面临承担无限赔偿责任的风险。通常采用的度量指标有：流动比率、速动比率、资产负债率等。本文采用净资产收益率（ROE）、应收帐款与存货之和占总资产的比率（IReRatio）、流动比率（CurRatio）、长期负债占总资产的比率（Leverage）表示上市公司的财务状况和审计风险。

3.假设3:上市公司盈余管理动机和审计意见类型与年报审计收费相关

如果上市公司的净资产收益率处于避亏区间（0%～1%）或者配股达线区间（10%～11%），上市公司就有更大的动机去粉饰报表，因此在与事务所就审计费用进行谈判的时候会处于较被动地位。而事务所则可能以出具非标准无保留意见为筹码，趁机提高审计收费。本文以EM代表盈余管理动机，当上市公司的净资产收益率处于0%～1%或10%～11%时，EM=1，否则EM=0。当上市公司收到的审计意见类型为标准无保留意见时，变量Opinion=1，否则为0。盈余管理动机与审计意见类型的交互变量即为EM*Opinon，当上市公司有盈余管理动机且收到标准无保留意见时，交互变量等于1，否则为0。

4.假设4:事务所规模、审计任期与年报审计收费相关

由于“深口袋”理论，在同等条件下，审计委托人、投资者和债权人等利益相关者更倾向于向大事务所，大会计公司预期面临的诉讼损失和恢复名誉的潜在成本都要大于小会计公司。因此，大会计公司自然会要求得到更高的审计报酬。本文以年报审计事务所是否四大（Big4）反映事务所规模，当事务所为四大时Big4=1，否则为0。同时，为了考察我国审计市场是否存在“低价进入”现象，设置了“是否初次审计”（Intial）这一控制变量，当为初次审计时Intial=1，否则为0。

5.假设5:上市公司所在地与年报审计收费相关

考虑到经济发达地区的物价、消费水平较不发达地区高，因此在经济发达地区进行审计需要付出较不发达地区更高的审计成本，因此，本文在借鉴刘斌、叶建中和廖莹毅（2003）对全国各地区的分类结论，将全国分为五块，依次为:(1)上海、北京、天津、广东(包括深圳)、浙江;(2)福建、江苏、山东、辽宁;(3)黑龙江、吉林、新疆、海南、湖北、河北;(4)安徽、四川、广西、重庆、湖南、江西、内蒙、河南、山西、云南、;(5)贵州、青海、甘肃、宁夏、陕西。分别以P1、P2、P3、P4、P5代表上述五个地区。当上市公司所在地为上海、北京、天津、广东（包括深圳）、浙江时，P1=1，否则P1=0；其他类似。

综上，本文拟检验的模型为:

三、样本的选择与数据的收集

本文以2005年上海证券交易所A股上市公司为研究对象，上市公司2005年年度报告来源于上海证券交易所网站，财务指标来源于CCER经济金融数据库，本文的实证研究借助SPSS 13.0软件。在本文研究中，剔除了以下几类上市公司:金融证券类上市公司;同时发行B股的上市公司;ST公司;在2005年的年报中披露的年报审计收费为2004年审计收费的A股上市公司;2003年年报中披露的审计收费包括年报、中报以及其他收费，无法清楚划分出年报审计收费的A股上市公司;同时聘请两家会计师事务所分别按照国内和国际会计准则进行审计，所披露的年报审计收费无法划分出境内审计收费和境外审计收费的上市公司;净资产收益率为负的公司，这与回归采用最小二乘方法有关。在剔除了以上几类上市公司后，有390家沪市A股上市公司符合要求。

四、实证结果

1.样本的描述统计

2.样本回归结果

此次多元回归采取Stepwise的回归方法。得到的结果如下:

根据表1可知，所得模型5的拟合优度为较好（R2为0.568，调整的R20.562）。根据表2，检验后的审计收费模型为:

模型的多重共线性诊断显示模型不存在需要处理的多重共线性问题。模型表明，假设1得到实证结果支持，假设2、假设4、假设5得到部分支持，而假设3没有得到实证结果的支持。

五、研究结论与局限性

本文研究发现，上市公司资产规模与审计业务的复杂程度，以及事务所的规模仍然是影响我国上市公司审计收费的重要因素。而衡量上市公司盈余管理动机的指标，包括净资产收益率是否处于避亏或者配股达线区间和审计意见类型，以及它们的交互变量对审计收费的影响都不显著。这说明我国审计市场是有效的，事务所并不因为客户是所谓的“衣食父母”而影响到审计质量。

另一方面，本文的发现与已有结果不太一样。本文发现，上市公司的财务状况中只有长期负债与总资产的比率是显著变量。事务所的特征方面，事务所的规模（是否为四大）仍然是影响审计收费的重要因素，但审计任期（是否初次审计）并不是影响审计收费的显著变量。而上市公司所在地中，只有变量地区5是显著的，并且系数为负，这说明地区5的上市公司的审计收费是显著低于其他地区的，但并不支持地区1至5审计收费都是有差别的假设。

本文的局限性在于:只是将样本局限于沪市，而沪市和深市有许多不同的特征，本文的结论是否同样适合于深市有待以后的研究;只是选取了2005年的截面数据，模型的稳定性需要时间序列的检验;由于选取样本的时候按本文的标准剔除了不少样本，也可能是本文结论与已有研究结论不太一致的地方。因此，关于我国审计收费的研究有待于以后对样本选取、变量设置的改进以及更长研究期间的数据的收集、处理。

参考文献：

[1]Simunic. The pricing of audit services：theory and evidence. Journal of accounting research, 1980(18):161～190

[2]王振林:审计收费的决定与审计质量――中国上市公司的证据.上海财经大学博士论文，2002

[3]伍丽娜:审计定价影响因素研究――来自中国上市公司首次审计费用披露的证据中国会计评论，2003（1）:113～128

第4篇：上市公司审计论文范文

一、引言

资本市场的大量实证研究表明，我国上市公司财务报表信息中存在相当严重的盈余管理现象（蒋义宏，1998；陆金海，1999）。比如，为使公司的净资产收益率达到配股及格线的要求而通过各种会计的（如提前或延后确认收入与费用）或非会计的（如通过与母公司之间进行价格不公平的资产置换）方式，增加报告当期的利润。依据中国注册会计师独立审计准则，注册会计师应该根据重要性原则对公司的盈余管理进行揭示，而重要性原则是以不会误导财务报告使用者决策为标准。当盈余管理是一个较普遍的现象时，它与注册会计师的审计意见之间也就存在相应的内在联系：如果一家上市公司被认为存在盈余管理现象，其内在的风险将会增加，从风险导向型审计来看，注册会计师就不应当出具标准无保留意见的审计报告。这样，有关盈余管理的研究成为审计质量研究的一个中介或桥梁，审计意见是否与盈余管理之间存在统计上的相关性，是判断注册会计师执业质量的标准之一。本文拟从这个角度切入，研究注册会计师是否能够识别出上市公司的盈余管理行为。已有的文献已经从各种角度研究了这个问题（章永奎；夏立军；Chen，2001），也得出一些有意义的结论。本文在借鉴已有研究的基础上，以2004年上市公司数据为样本，进行了分析。

二、研究假设

本文假设：具有边际ROE（ROE落在配股政策下限如[10%，11%]中）的上市公司比不具有边际ROE的上市公司更容易收到非标准审计意见。

三、样本选择

本文以2004年沪深市上市公司的年报作为观察样本。样本选择的起点为截至2004年底在沪深两市上市的1492家公司。剔除掉数据缺失的151家公司，共得到有效样本1341家。本文的数据均来自于巨灵数据库（试用），部分手工收集。

四、实证分析及结果

表1列示了2004年我国上市公司ROE（ROE>0）的分布情况。

从各个区间的上市公司数量及占总样本的比例可以看出，[0%，1%]区间和[1%，2%]区间的公司较多，然后随着ROE数值的上升，公司数量及所占比例都呈下降趋势。但在[6%，7%]区间，上市公司的数量及所占比例达到了最大值，几乎占到了上市公司总量的10%。而当ROE超过7%后，上市公司的数量越来越少，形成了一个“大跳水”。这种趋势可以从图1看出。

从表1的数据及图1可以发现，上市公司还是存在比较严重的“6%”现象和“0%”现象。

由此可见，上市公司为迎合我国的配股政策或为了避免证监会的处罚，有进行盈余管理的动机，而事实也证明了这一点。

从表1我们还可以发现一个值得思考的现象，即有58.30%的上市公司ROE分布在[0%，7%]区间，75.32%的上市公司ROE小于10%。只有18.03%的上市公司ROE大于12%。而同期美国股市平均ROE在15%以上。另据摩根士丹利资本国际全球指数显示，1996年至2000年间，美国、欧洲大陆、英国和日本上市公司的净资产收益率分别为17.9%、13.9%、17.7%、1.7%，而中国A股上市公司的净资产收益率为14%左右。这说明我国上市公司ROE水平呈下降趋势。按照常理，ROE高低是投资者做投资决策的重要依据，如果上市公司的ROE水平不高，并且越来越低，为何当公司增发配股时还是有众多的投资者趋之若鹜？本文认为，这与投资者的素质固然分不开，但更重要的是，上市公司并不需要通过提高ROE水平来迎合投资者，而是仅仅满足配股政策即可，因为上市公司并不愁配股“无人问津”。这也从另一方面说明我国上市公司会计信息存在较大的问题。

表1还列示了不同ROE区间获得标准审计意见的比例。[0%，1%）区间获得标准审计意见的比例较低，只有85.05%。而随着ROE的增大，标准审计意见的比例没有明显的差别，基本都在94%以上，特别是[9%，12%）区间获得标准审计意见的比例竟达到了100%！只有在ROE大于20%的区间，获得标准审计意见的比例仅有68.75%。图2是ROE各分布区间获得标准审计意见比例的趋势图。从表1和图2可以看出，在[0%，1%）这一敏感区间注册会计师事务所表现出了相当的谨慎。由于这一区间是关系上市公司盈利还是亏损的关键点，也是关系到上市公司是否会受到处罚乃至摘牌的重要区间，注册会计师面临的审计风险较高。在高风险下，注册会计师选择了谨慎，表现出的特征就是出具标准审计意见的比例远低于整个市场的平均比例。而在[6%，7%）区间，上市公司获得标准审计意见的比例并没有和其他区间，特别是[5%，6%）区间和[7%，8%）区间，有明显的差别。说明注册会计师没有识别出[6%，7%）区间的盈余管理现象。

还有一个有趣的现象值得注意。当ROE超过20%时，仅有68.75%的公司获得了标准审计意见，这一比例比[0%，1%）敏感区间的比例还低！这似乎可以得出结论：ROE低的公司获得的标准意见比例反而高，ROE高的公司获得标准意见的比例却很低，而ROE高低是衡量上市公司业绩的重要指标，也是投资者投资决策的重要参考标准。如果注册会计师的工作是公正且公允的，那么结论就是我国ROE高的公司会计报表的可信赖程度很低！这一结论与常理相悖。高ROE的公司并不应该要比低ROE的公司可信赖程度低。那这一现象又该如何解释呢？本文认为，高ROE的上市公司在我国目前的证券市场机制下是“无欲无求”的，即这些公司既没有会因亏损被处罚的风险，也没有达不到配股标准不能增发的限制。审计报告的好坏与否并不会影响企业的发展。从这个角度来说，上市公司没有强烈的动机一定要获得标准审计意见。而对事务所来说，其审计失败的风险也很低，上市公司拒绝委托的可能性也较小，事务所更可能“说实话”，也即根据实际情况出具标准或非标准审计意见。那么三分之二左右比例的公司获得标准审计意见或许是我国上市公司的真实情况，这反而说明低ROE区间的审计报告存在较大的问题。以上两者解释似乎都有合理性，但也都有漏洞，正是由于这种矛盾的存在，恰恰表明我国上市公司审计存在较严重的问题。

表2列示了2004年我国上市公司ROE（ROE

从表2可以看出，ROE-1的区间。这说明大多数公司是有希望扭亏为盈的。

通过比较各ROE区间上市公司获得标准审计意见的比例，可以得到：ROE-1的上市公司获得了更高比例的标准审计意见。这一现象出现的原因也许与高ROE公司的相同。ROE

五、结论

第5篇：上市公司审计论文范文

    就公司风险而言,Simunic(1980)指出,对于高风险企业,由于执行审计的成本较高及面临诉讼的可能性较大,会计师事务所将收取更高的审计费用。因此,审计收费存在一个风险溢价(李爽和吴溪,2004)。然而,经验证据上,关于公司风险是否与审计费用相关联,国内外的研究结论尚不统一(Francis,1984;GulandTsui,1998;Seetharamanetal.,2002;朱小平和余谦,2004;张继勋等,2005)。而且,已有文献都忽略了考察公司审计收费风险溢价时可能面临的内生性问题,制约了相关结论的可靠性。2008年爆发的全球金融危机为我们研究公司风险与审计收费间关系提供了一个难得的机遇。首先,作为一个波及面甚广的事件,金融危机影响了大多数企业的经营,由于需求减少,银根紧缩,企业经营风险骤然增加,由此便利了我们对公司审计收费风险溢价的考察。其次,因危机的不可预知性,金融危机下公司审计费用的调整应是针对经营风险变化后的反应,由此提供了近乎自然实验的研究环境,克服了以往研究的内生性问题。最后,鉴于危机影响在不同公司中的差异,我们可以对不同行业、性质和事务所审计公司的风险溢价进行比较,以此增进对公司风险与审计收费间关系的理解。本文的研究贡献体现如下。首先,尽管公司风险被认为是审计收费的重要影响因素,但具体结论尚不明晰,本文对公司审计收费风险溢价现象进行了检验,深化了我们对公司风险与审计收费间关系的理解。其次,金融危机下公司审计收费的考察也为认识2008年金融危机对企业经营的影响提供了一个视角,有助于增进了解此次危机及所产生的经济后果。第三,我们的研究表明,产权国有为企业经营提供了隐形担保,进而影响到会计师事务所审计,其对审计收费风险溢价的作用就是一个具体表现。最后,本文就方法论而言也具引申意义,金融危机的爆发提供了一个外生冲击,企业经营行为的调整应是基于这一外生事件的反应,由此避免了相关分析的内生性问题。文章后面的结构安排如下:第二部分是文献回顾,对已有研究进行了综述;第三部分在理论分析的基础上提出本文的研究假说;我们在第四部分介绍了样本、变量和模型;第五部分是实证分析,报告了公司风险与审计费用间关系检验的结果;第六部分进一步对公司审计收费风险溢价的生成机理进行了探究;为验证本文研究结论,我们在第七部分进行了敏感性测试;最后,对全文进行了总结。

    二、文献回顾

    自Simunic(1980)的开创性研究以来,公司审计收费的决定引起了学者的好奇,大量文献对可能影响公司审计费用的各种因素进行了讨论,归纳起来包括如下几方面。(1)客户规模。Simunic(1980)研究发现,被审计公司规模与审计收费间存在显着的正相关关系,客户规模越大,审计收费越高。(2)资产结构。Firth(1985)考察证实,公司的应收账款和存货影响了审计收费。(3)业务复杂性。Francis(1984)分析表明,客户子公司数目与审计收费相关联。(4)审计意见。有研究发现,审计意见也是影响公司审计收费的重要因素(Simunic,1980)。(5)会计师事务所特征。DeFondetal.(2000)研究显示,公司审计收费还受到会计师事务所规模和声誉的作用。(6)治理结构。最后,公司治理也是会计师事务所审计收费的决定因素,如审计委员会特征等(Abbottetal.,2003)。就公司风险而言,尽管理论上其构成公司审计费用的一个重要影响因素,但具体的实证结论尚不一致。如,Simunic(1980)研究发现,随着客户经营风险的增加,会计师事务所的审计收费提高。GulandTsui(1998)分析显示,以自由现金流衡量的公司风险与审计收费正相关。但Francis(1984)考察指出,公司经营风险对审计收费不具解释力。Seetharamanetal.(2002)也分析认为,上市公司的经营风险与审计收费无关。我国学者对公司风险与审计收费间关系也进行了探讨。张继勋等(2005)研究发现,随着公司对外担保的增加,会计师事务所收取了更高的审计费用,表明公司风险对审计收费有正影响。以商业银行为研究样本,刘继红和周仁俊(2007)分析发现,单一客户集中度、资产敏感性缺口、资本利润率及资本充足率等风险指标与公司审计收费正相关。然而,不同与上述结论,刘斌等(2003)、朱小平和余谦(2004)研究显示,不论是以公司负债还是经营业绩作为风险的度量,其对公司审计收费都不具解释力。由上看出,关于公司风险与审计收费间关系,现有结论尚不明晰,国内外研究都存在互为矛盾的研究发现。而且,更重要的是,上述文献都未对分析中可能面临的内生性问题加以考虑,由此制约了相关结论的可靠性。

    三、假说发展

    金融危机下,因需求减少,银根紧缩,企业的经营风险徒然增加,如销售下降、存货积压和应收账款无法收回等,在此情况下,企业永续经营的会计假设受到更多质疑。与此同时,因企业业绩下滑,为获取高额报酬及达到分析师盈利预期,公司管理者“粉饰”会计报表的动机增强,会计报表存在重大错报的可能性增大。因此,为避免发表不恰当审计意见,注册会计师将执行更多审计程序和扩大审计范围,审计收费提高。另一方面,金融危机下,由于经营风险的增加,公司陷入破产境地的概率增大,而且,当公司又具较高会计舞弊动机时,会计师事务所审计面临较大诉讼风险,审计收费要求的风险补偿相应提高。由此,我们提出本文的研究假说1。研究假说1:金融危机下,随着公司经营风险的增加,公司审计收费将提高。2008年的金融危机波及面甚广,影响了大多数企业的经营,但不同行业遭受危机影响的程度存在差异。此次危机源自美国,随着西方国家经济前景渐趋黯淡,失业率增加,居民消费支出减少,对新兴市场国家的产品需求逐渐下降。因此,危机对我国出口型企业影响较大。金融危机下,当出口型企业因出口受阻而业绩下滑时,基于获取高额报酬及满足分析师盈利预期动机,管理者操纵会计盈余的可能性增大。而且,受危机影响,出口企业破产的概率也更高,审计的诉讼风险增加。因此,对于危机下的出口型企业,会计师事务所将提高审计强度及要求更高的风险补偿,审计收费更高,由此我们得到研究假说2。研究假说2:相比非出口型企业,金融危机下出口型企业审计收费风险溢价现象更明显。我国资本市场的一个显着特征是国有公司占据上市公司的大多数。Kornai(1988)指出,产权国有为企业经营提供了隐形担保,出于避免失业及维护社会安定的考虑,国有公司经营陷入困境时更可能得到政府救助。由于政府救助降低了会计师事务所事后遭受诉讼的可能,相应的,要求的审计风险补偿降低,公司审计费用将下降。由此,我们预期,金融危机下国有公司的审计收费并不随经营风险的增加而提高,此为本文的研究假说3。研究假说3:相比民营公司,金融危机下国有公司审计收费风险溢价现象较不明显。最后,我们讨论会计师事务所类型对危机下审计收费风险溢价的影响。国际“四大”会计师事务所常被喻为高质量审计的代名词。因此,当危机下公司经营风险提高时,为降低审计风险,“四大”会计师事务所将执行更严格的审计程序,要求的诉讼风险补偿也更高,由此将提高公司审计收费。然而,对于中国这样的新兴市场,国际“四大”是否一定意味着更高质量的审计,还存在着不同的观点。由于受到特殊的政治礼遇及拥有强大的公关能力①,国际“四大”会计师事务所在中国审计市场面临比国内所更低的法律风险,而且,因国有股“一股独大”、股票发行的政府管制及对中小股东权益的弱保护,我国上市公司缺乏对高质量审计的需求。因此,国际“四大”在中国资本市场提供高质量审计服务的动机较弱(刘峰和周福源,2007)。基于此,关于“四大”会计师事务所审计对危机下公司审计收费风险溢价的影响,我们在此不做预测,而是通过后面的实证检验加以分析。

    四、研究设计

    (一)样本

    2008年金融危机发端于雷曼兄弟公司的破产,随后迅速波及其他国家,我国经济受其影响也在2008年出现下滑。因此,我们以2008年上市公司的全体为研究样本。同时,为分离出金融危机影响这一外生冲击,我们也将2007年经济平稳时期的上市公司纳入样本。最后,考虑到上市当年审计费用通常较高,我们剔除了IPO两年之内的公司样本。

    (二)数据

    本文用到的上市公司审计费用数据取自中国经济研究中心开发的《CCER中国证券市场数据库》;公司财务数据来自深圳国泰安公司开发的《CSMAR中国上市公司财务报表数据库》;上市公司最终控制人数据取自WIND数据库;最后,企业出口数据来自国家统计局编制的《中国工业企业数据库》。

    (三)模型

    为考察金融危机下公司风险与审计收费间关系,我们构造了如下模型,Fee_log=a0+a1ROA+a2Crisis+a3ROA×Crisis+a4Size+a5Lev+a6Liquidity+a7Diversify+a8Big4+a9Age+∑Industry+∑Region+ε(1)其中,Fee_log是上市公司审计费用的自然对数,且以年度通货膨胀率进行了调整;参照现有文献(Simunic,1980;Francis,1984),我们以经营业绩作为公司风险的度量,等于公司总资产收益率(ROA);Crisis是金融危机变量,若经营年度为2008年,取值为1,否则为0。控制变量包括:公司规模(Size),等于公司总资产的自然对数值;公司负债率(Lev),为公司借债与总资产的比值;资产结构(Liquidity),等于公司流动资产与流动负债之比;业务复杂性(Diversify),以公司经营的业务数表示;会计师事务所特征(Big4),若审计上市公司的事务所为国际“四大”,取值为1,否则为0;上市年限(Age);最后,Industry和Region分别是行业和地区哑变量。

第6篇：上市公司审计论文范文

关键词：审计师选择 信号传递 IPO价值

一、引言

随着我国证券市场不断发展，我国上市公司已有通过聘请高质量大规模的会计师事务所审计，以传递公司质量的信号的倾向。但由于我国的法律环境和证券市场的发展程度与西方国家存在着巨大差异，在此情况下，适合于西方经济条件下的审计师选择信号传递理论在中国是否依然成立，目前尚缺乏充分的证据，我国关于此方面的研究也很少。目前上市公司利用聘请大事务所审计传递企业质量的信号的动机并不强。公司首次公开招股（IPO）为研究审计师选择提供了良好的机会，因为相对于成熟的上市公司，IPO公司的信息不对称问题尤为突出，IPO公司管理当局通过选择大事务所来传递他们关于未来盈利的有利信息的动机也最强。因此，笔者认为研究中国IPO市场审计师选择行为，对改善注册会计师的执业环境，促使上市公司聘请高质量的事务所进行审计，以使外部投资者更好地对公司的价值和前景做出估计都是十分有意义的。本文以信号传递理论为基础，以2003年至2005年沪深两市165家A股IPO公司为研究对象，采用的Logistic回归模型检验IPO市场审计师选择行为的影响因素，用DFH的IPO价值评估信号模型检验审计师选择行为与IPO价值的关系。以此考察审计师选择信息传递理论在我国的适用性，以期能合理的解释IPO公司的审计师选择行为。

二、文献综述

（ 一 ）国外文献 信号传递理论最初是由美国经济学家迈克尔・斯宾塞（Michael Spence）于1972年提出，并运用于劳动力市场。此后该理论运用于审计领域中，用来解释经理（受托人）与股东、债权人（委托人或利益相关者）之间的信号传递问题：把企业的创办者或经理人作为信号的发送者，股东和债权人作为信号的发送对象，而审计则作为保证信号有效传递的措施和值得信任的信号。Leland 和 Pyle（LP）（1977）的信号模型是最早关于IPO价值评估的信号模型。认为公司的IPO价值是一个和发行公司本身留存所有权比例正相关的函数，只有那些对公司前景非常有信心的发行公司才会承担大部分经营投资风险，这对广大投资者是一个好的信号，投资者将会认同这些公司，对他们的IPO价值有较高的评估。Downes 和 Heinkel（1982）根据LP理论模型，用美国市场的数据进行实证分析，结论支持了LP信号模型。Datar，Feltham 和 Hughes（DFH）（1991）扩展了LP的信号理论模型，研究当企业家试图向投资者传递可信的私人信息时，招股说明书的信息所起的作用。预测随着未来现金流公司特别风险增加，IPO公司更有可能选择高质量审计师，同时维持较低水平的原始股东留存所有权比例。Feltham，Hugles 和 Simunic（1991）以美国1981年的469家新股发行公司为样本，将Downes 和 Heinkel（1982）的方程进行修正检验审计师选择理论，结果与作者的预测并不一致，不能证明公司特别风险和审计师质量相关。认为这个结果反映了审计服务供给方的束缚―潜在的诉讼成本，IPO公司风险的增加加大了诉讼发生的可能性。因此，在美国高质量的事务所需要更高的审计公费来弥补潜在的诉讼和声誉损失。公司将权衡高质量审计师的效益（较少低定价）和成本（高审计公费），这一权衡将导致高风险的客户选择较低质量的审计师。Clarkson 和 Simunic（1994）以多伦多交易市场1984年至1987年174家IPO公司为样本检验加拿大IPO市场审计质量选择。作者认为审计师选择行为要受到供给方和需求方两方面的影响。采用Simunic 和 Stein（1987）的审计师选择模型检验公司特征对审计师选择的影响，然后采用DFH的IPO价值评估信号模型对两种审计师选择行为进行比较。统计结果是在加拿大审计质量的需求和IPO公司特别风险因素正相关，和IPO价值正相关。由于加拿大的诉讼风险要小于美国，所以高声誉审计师避开风险客户的情况要明显少于美国。Firth和Tan （1998）、Lee et al.（2003）也分别通过新加坡和澳大利亚的样本，依据同一模型检验出相同的结果。

（ 二 ）国内文献我国关于IPO市场审计师选择的研究文献相对较少，可能因为国内文献似乎更多强调对审计市场监管的作用，而忽视了对审计市场需求的深入分析。李树华（2000）是最早研究我国IPO市场中的审计师选择行为的学者之一，发现1994年后财务健康的IPO公司已有聘请中国“十大”以此传递自己质量更高而值得投资的信号的倾向。特别是资产规模较大，有外资股的IPO公司倾向于聘请中国的“十大”作为主审事务所。吴溪（2002）以中国1997年至1999年110例审计师变更为样本，发现规模较大的上市公司在变更审计师时，更可能选择规模明显大于前任的后任审计师事务所。朱红军、夏立军和陈信元（2004）以2001年至2002年的IPO审计市场为研究对象，通过检验事务所特征与其IPO审计市场份额之间的关系，对我国IPO审计市场的需求特征进行了实证考察。研究发现，IPO审计市场依然缺乏对高质量审计师的需求，却存在着对管制便利、事务所规模和事务所地缘关系的需求。在我国证券市场上，IPO选择事务所的动机主要是为了迎合政府管制以获取股票发行资格，而不是为了向投资者传递公司经营的真实信号。李明辉（2006）研究IPO市场成本与审计师选择的关系。作者选取2001年7月10号至2004年6月30日间沪深两市179家IPO公司为研究对象，采取多元回归方法进行研究。研究发现公司规模与是否选择大事务所进行审计有显著正相关关系，管理层持股与是否选择大事务所审计则呈倒U型关系，没有发现公司成长性、负债水平与审计师选择存在显著关系的证据。

三、研究设计

（ 一 ）研究假设 结合上述文献分析，本文提出假设。

公司的留存所有权比例较高表明公司将大部分资产投资于首次公开招股的公司，因为他们对公司前景非常有信心，所以才愿意承担大部分投资经营风险，这对广大投资者是一个好的信号，但是如果留存所有权比例偏小，按照广大投资者常规的思维模式，他们会认为这将是一个不利的信号，为了抵消这种不利信号的影响程度，通常公司在IPO时会雇用高质量的审计师对公司的经营情况和财务预测进行审计，增强公众对IPO的可信度，以此来增加投资者对公司的信心。因此，本文提出研究假设1。

假设1：较低留存所有权比例的IPO公司更倾向于选择较高质量审计师

西方的研究表明具有较高声誉的承销商会依靠高质量审计师来减少他们持有的未销售股票的风险。大部分由小规模会计师事务所转换为大规模会计师事务所的IPO客户，是想通过高质量审计来增加与高声誉承销商合作的机会，同时，高声誉承销商也倾向于其客户选择高质量审计师来减少自己的承销风险，因为一旦IPO的发行情况不尽如人意，此时，投资者就会首先对承销商的职业操守和专业水准产生怀疑，这将直接影响到承销商在业内的声誉，减少承销商未来的收益。所以，承销商在签订销售合约时，在关注承销收入的同时，也更加关注其客户是否聘请大规模事务所对IPO公司财务报告进行审计。因此，本文提出研究假设2。

假设2：较高声誉的承销商更倾向于其IPO客户选择较高质量的审计师

不同类型和行业的IPO公司在进行特别风险披露时，由于为了达到发行股票所要求的盈利指标往往进行一些包装，披露的风险因素数量也会有所不同。投资者会根据这些风险因素来决定是否进行投资，对于那些列示风险因素较多的公司，这似乎是一个不利信号，它意味着公司未来经营和投资将要面临的风险较大，未来收益的不确定性也较大，投资者在对这些公司进行投资时会十分谨慎。根据西方信号传递理论，随着公司股票发行风险因素的增加，企业想通过雇用高质量审计师来向公众传递公司的私人信息的动机就更强了。审计质量是一种信号，该“信号”表达了管理当局对未来现金流量的预期，聘请大事务所审计师对财务报告进行审计以表明自己公司高质量，财务报告真实可信，增强投资者信心。因此，本文提出研究假设3。

假设3：较高公司特别风险的IPO公司更倾向于选择较高质量的审计师

由于公司通过举债筹资的资金与股东提供的资金在经营中发挥同样的作用，所以，股东关心的是全部资本利润率是否超过借入款项的利率，即借入资本的代价。在公司所得的全部资本利润率低于借款利息率时，股东得到的利润就会减少，因为借入资本的多余的利息要用股东所得到的利润份额来弥补。负债水平越高，管理者和股东可以转移的财富的潜在金额就越高，从债权人那里转移财富的动力就越大，就越需要监督。外部审计是降低股东、债权人和管理者之间矛盾的一种机制，所以，凡是影响外部审计降低股东债权人和管理者之间矛盾的客户特点都会对审计需求形成影响。因此，公司负债水平越高，对债权人的掠夺风险就越高，为了让投资者和债权人对公司产生信任感，IPO公司会选择较高质量的审计师对公司进行监督。因此，本文提出研究假设4。

假设4：较高负债水平的IPO公司更倾向于选择较高质量的审计师

IPO的发行价格一般都低于其以后的市场价格，这叫做定价偏低。低定价的产生主要是由于信息不对称导致投资者、承销商对公司价值评估的不确定。如果大会计师事务所的意见包含的信息更为准确，对公司情况不了解的投资者就能对证券预期回报的分布做出更好的估计。投资者事前不确定性的降低，将反映为愿意支付更高的价格购买该证券。因此，IPO的发行者有动力通过选择有声誉的事务所传递他们关于公司价值的有利的信息，或降低未来盈利的不确定性，从而降低低定价。因此，客户所聘请的事务所的类型能够影响IPO的定价和市场价值。公司IPO过程中雇用审计师的质量是一种信号，具有良好财务状况的公司将雇用高质量的审计师。市场承认这些高质量的审计师，并且相信这些审计师是不会允许自己的名字和低质量发行联系在一起的，因此，公司雇用较高声誉的审计师将带来较高的IPO市场价值。因此，本文提出研究假设5。

假设5：较大规模事务所的高质量审计师在招股说明书中出具的报告，将给IPO公司带来较高的股票市场价值

（ 二 ）样本选择与数据来源 本文研究样本取自2003年至2005年沪深两市发行A股的IPO公司。公司财务数据来自于CSMAR数据系统，公司招股说明书中披露的风险因素数据由手工收集自金融界网站（省略）发表的各IPO公司的招股说明书和上市公告书，关于会计师事务所的数据则来源于中国证监会2001年至2004年的《谁审计中国证券市场》研究报告。研究样本中剔除了两家金融业公司和解释变量数据缺失的公司。最终选定的样本公司为165家，其中2003年65家，2004年93家，2005年7家。

（ 三 ）模型及变量说明 （1）检验IPO市场审计师选择行为影响因素的模型。本文引用Simunic & Stein（1987）和Clarkson & Simunic（1994）Logistic回归模型检验IPO市场审计师选择行为影响因素。所有的分析过程运用SPSS13.0 软件进行。

AUDITOR=β0 +β1INSIDE +β2UND+β3RISK+β4ASSETS+β5ISSUE+β6LEVER+β7GROWTH+β8AGE+ e i

审计质量的一个经典的定义是注册会计师在执行审计业务过程中发现并报告错误的联合概率，发现错误与会计师的专业胜任能力有关，报告错误与会计师的职业道德水准（审计的独立性）有关。本文将事务所的规模作为审计质量的变量。根据证监会相关标准，本文确定普华永道中天、毕马威华振、德勤华永、安永华明、上海立信长江、岳华、信永中和、北京京都、浙江天健、深圳鹏城为“十大”会计师事务所。设置哑变量AUDITOR，如果IPO公司选择上述“十大”作为主审事务所，则AUDITOR=1，否则，AUDITOR=0。本文的解释变量包括：留存所有权比例（INSIDE）、承销商声誉（UND）、负债水平（LEVER）、公司特别风险因素（RISK）。控制变量包括：公司IPO后规模（ASSETS）、公司成长性（GROWTH）、IPO规模（ISSUE）和经营时间（AGE）。其中，承销商声誉（UND），负债水平（LEVER），公司特别风险因素（RISK）的符号预计为正，而留存所有权比例（INSIDE）的符号预计为负；β0 ：截距；βi ：回归系数；e i ：随机变量。各变量如（表1）所示。（2）DFH检验审计师选择行为的IPO价值评估信号模型。前文SS模型中代表IPO公司特征的解释变量反映了公司特征对审计师选择的影响。但是这并不能完全反映公司选择审计师的动机，因此Datar，Feltham和Hughes（DFH）（1991）建议用IPO价值评估信号模型帮助检验他们关于审计师选择的理论，本文也借鉴这个价值评估信号模型对假设5进行检验。检验过程中，本文将会计师事务所分为“十大”“非十大”和“四大”“非四大”进行检验，同时将结果进行比较。

Vi=β0 +β1ALPHA i+β2NASSETSi + ei

其中，Vi：表示i公司IPO后股票的市场价值，等于i公司IPO上市首日的收盘价乘以发行量；ALPHAi等于［ln（1-INSIDE）+ INSIDE］；NASSETS i表示公司IPO后账面净资产价值；β0 ：截距；βi ：回归系数；e i ：随机变量。

四、实证结果分析

（ 一 ）模型1Logistic回归结果与分析本文在进行Logistic回归时，对所有自变量采用强制进入（Enter）策略，变量全部进入回归方程。经过检验可以发现，模型在0.05水平上显著，Cox & Snell R2和 Nagelkerke R2分别为0.288和0.377，正确率为78.18%，方程拟合度一般。Wald是判定一个变量是否应该包含在模型中的重要指标，考虑每个自变量在回归方程中的重要性，可以直接比较Wald统计量的大小（或sig.值）， Wald统计量大者（或sig.值小者）显著性高，也就更重要。（表2）可以看出，审计师选择与留存所有权比例、承销商声誉、公司特别风险因素存在显著相关关系（sig.=0.05），而与公司IPO后规模、IPO规模、负债水平、公司成长性、经营时间关系不显著。留存所有权比例与是否选择大会计师事务所之间存在显著负相关关系，假设1得到支持。承销商声誉与是否选择大会计师事务所之间存在显著正相关关系，与本文预测相一致，假设2得到支持。公司特别风险因素与是否选择大会计师事务所之间存在显著负相关关系，假设3未能得到支持。负债水平与是否选择大会计师事务所之间存在正相关关系，但并不显著，因此，未能支持假设4。公司IPO后规模和公司成长性与审计师质量选择成正相关关系，而经营时间和IPO规模与审计师选择呈负相关关系，但都不显著。

（ 二 ）模型二检验结果与分析 模型二回归检验结果如（表2）和（表3）所示，“十大”“非十大”和“四大”“非四大”R2值分别是0.934、0.985和0.835、0.982，均接近于1，方程的拟合程度较好。（表3）中， β0都为正值，没有显著性；β1都为正值，但“十大”“非十大”显著性不同；β2都为正值，且均显著性较高。（表4）中，β0都为正值，“四大”显著性较高；β1都为正值，“四大”显著相关，但“非四大”无显著性；β2都为正值，且均显著相关。（表3）和（表4）中ALPHA两组样本均值误差显著，NASSETS的均值误差不显著。（表3）“十大”的β1和β2值均小于“非十大”的 β1和β2值，因此，选择“十大”的IPO价值并不比选择“非十大”高。但（表4）“四大”的β1和β2值均大于“非四大”的 β1和β2值，选择“四大” 的IPO价值比选择“非四大”的高。因此，在按“四大” 和“非四大”对样本分类进行检验时，IPO公司选择大规模事务所的高质量审计师将给IPO公司带来较高的股票市场价值，假设5得到支持。

五、 结论

综上分析，本如下总结：第一，留存所有权比例较高的IPO公司不倾向于聘请高质量审计师。我国的国有股、境内法人股所占的比重较高，社会公众股股东所占比例较少。首先，国有股一股独大的股权结构使上市公司的财务报表会明显地带有倾向于国有大股东的迹象，这时候国有大股东不倾向于选择大规模事务所。其次，法人股股东很容易获得公司的内部信息，没有必要通过上市公司向外的财务信息来了解上市公司的经营状况，对其财务报表的可靠程度也就失去了监督的动力。因此，聘请高质量审计师的动力也就越来越不足。第二，高声誉承销商倾向于IPO客户选择高质量审计师。在中国IPO市场上，一方面，较高声誉的会计师事务所能为承销商提供更多的关于财务数据的保证，这些财务数据是发行价格得以确定的基础，从而减少了承销商自己搜寻的信息成本，同时，由于最有名的事务所被认为有“深口袋” ，所以证券承销商相信潜在的诉讼损失将减轻。另一方面，与较高声誉的事务所联系的IPO对投资者更有吸引力，导致IP0更加便于销售，承销商的承销委托风险将会降低，发行公司的承销费用也将较低。因此，IPO公司往往会在股票承销商的督促下聘请大事务所作为主审对公司进行审计。第三，由“四大”审计的IPO价值较高。本文用中国IPO市场数据来检验Datar，Feltham和Hughes（DFH）（1991）IPO价值评估信号模型发现，选择“四大”的公司其IPO市场价值要高于“非四大”的IPO市场价值，而当我们用“十大”和“非十大”进行检验时，结果并不明显。这说明在中国IPO市场上，投资者更相信国际“四大”的审计质量，他们认为著名大事务所的声誉是在长期执业过程中逐渐建立起来的，大事务所能提供高质量的审计服务，能更有效的监督合伙人的行为，IPO公司聘请高质量审计师的行为本身就是一个有利的信号，表明公司IPO质量较高，投资者将得到较好的未来收益。同时，结果表明中国国内的大事务所在传递IPO价值时的作用不如国际四大合作所。第四，影响审计师选择的其他因素。实验的结果表明，IPO公司风险越大，越不会选择高质量会计师事务所进行审计；负债水平与是否选择大会计师事务所之间存在正相关关系，但并不显著；公司IPO后规模、IPO规模、公司成长性都与审计师选择成正相关关系，而经营时间与审计师选择成负相关关系，但检验结果都不显著。

本文在以下方面有一定的特色与创新：首先，国内在研究IPO市场审计师选择问题时，多采用规范研究，为数不多的实证研究也仅从理论的角度对此问题进行研究。本文运用信号理论研究中国的审计师选择行为，同时考察审计师选择与IPO价值的关系。其次，本文借鉴国外对IPO市场审计师选择的研究方法，结合中国国情，选取中国IPO公司数据，在修正西方审计师选择信号模型的基础上进行实证研究。本文实证分析的样本期间仅限于2003年-2005年，缺乏更长时期的数据，这在一定程度上制约了本章实证研究结论的普遍适用性。本文考察审计师选择时主要以“十大”和“非十大”来区别IPO公司对审计质量的选择，并未考虑到审计市场存在着地区分割现象，因此，未将其考虑在内可能影响研究结论的严谨性，这也是有待进一步研究的方向。

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第7篇：上市公司审计论文范文

关键词：控制权性质 ； 审计需求 ；审计师级差

中图分类号：F239．2；F830．9文献标识码：A文章编号：1000-176X（2008）03-0088-07

一、问题的提出

证券审计市场是审计师向上市公司提供专业鉴证服务的市场，这一市场具备需求导向市场的典型特征。研究审计需求特征能够为深入理解审计市场特征提供理论支持，同时也能够为政府制定相关规制政策提供理论依据。但与日渐成熟的审计供给行为研究相比，当前有关审计需求的研究并不充分。

众所周知，我国审计市场的发展与证券市场密切相关。证券市场的各种问题往往会映射到审计市场，并对审计供求双方的行为产生影响。我国证券审计市场经历了若干次重大的制度变迁，作为市场供求主体的会计师事务所和上市公司均发生了很大变化。例如，自2005年开始，我国开始实行股权分置改革自2005年5月8日起，三一重工、紫江企业、清华同方、金牛能源4家上市公司已被确定为首批股权分置改革试点企业，截至2005年12月23日公布的全面股改第十五批企业名单显示，中国沪深两市已有403家上市公司完成股改或进入股改程序。旨在解决长期以来困扰股市的“国有股难题”。这场针对审计需求方的股权改革间接作用于审计市场以及审计服务供给方，其影响必然是深远的。无论是从反映事实还是从理论研究的角度出发，学术界有必要系统考察我国证券审计市场的需求特征。鉴于此，本文着眼于2003―2005年我国上市公司控制权特征，深入考察控制权性质与审计需求类型之间的关系。

二、相关文献概述

早在20世纪70年代，学术界就已经着手探究财务报告审计需求的影响因素。Jensen & Meckling(1976)是这一领域的开创者，后续的研究者们从不同视角深化这一主题。

(一)理论的研究

Jensen & Meckling(1976)认为，所有者―经理人和所有者―债权人冲突程度引发了对审计质量的不同需求，冲突程度决定了经理人为获取投资者信任所需的审计质量类型[1]。Chow(1982)沿着所有者―债权人冲突的思路，为冲突与审计需求的关系提供了进一步的证据。他以1926年普尔工业手册中的美国企业为样本，发现负债―权益比较高的大企业对外部审计的需求相对较大[2]。Palmrose(1984)也支持上述观点[3]。DeFond(1992)发现债务占资本结构的比重与高声誉审计师的选择正相关[4]。Simunic & Stein (1987)[5]、Francis & Wilson (1988) [6]的研究则发现，债务比重与的选择负相关造成上述差异原因可能是由于客户的高审计风险，事务所规避了此类高财务风险的客户。。还有一些研究者将审计需求与公司治理机制进一步联系起来。例如，Deli & Gillan(2000)发现，问题与审计委员会构成存在相关关系[7]。Klein(2002)证明，公司审计委员会独立性与其选择其他的公司治理机制存在负相关关系[8]。Mark Beasley& Kathy Petroni(2001)考察了外部董事对审计师选择的影响，以此检验公司治理与审计质量之间的关系。他们的研究发现，外部董事比例高的公司更有可能聘请具有行业专长声誉的审计师[9]。

（二）信号理论：对IPO市场的研究

Simunic & Stein(1987)研究了IPO公司的非管理层持股与审计师类型选择之间的关系，审计师类型以品牌声誉作为替代变量。他们观察到了非管理层持股比例与选择审计师之间存在显著正相关关系[5]。Titman & Trueman(1986)运用理论模型，阐述了一个拟公开上市的企业能够选择高质量审计师或者投资银行，以向投资者提供该企业的真实价值[10]。DeFond(1992)对冲突与审计质量的关系进行了文献回顾。他发现，当发行新证券时，公司更有可能选择具有声誉的大型事务所（以为代表）这一研究结论最具有稳定性[4]。

（三）对亚洲国家的研究

对于亚洲各国的新兴证券市场是否存在高质量审计需求这一问题，存在截然不同的两种观点。观点一认为，亚洲各国上市公司不存在对于高质量的审计需求。例如，Backman(1999)认为，亚洲上市公司的冲突并不能引发对高质量审计的需求。亚洲社会中的关系型文化、薄弱法律监管以及新兴市场中的政治“寻租”行为使得上市公司缺乏对高质量审计的需求[11]。Defond, Wong and Li(1999)的研究支持了上述观点，他们发现中国审计市场出现了审计独立性和审计市场集中度背离的现象，市场缺乏对高质量审计的需求，直接影响了高质量审计服务的供给[12]。余玉苗（2000)认为我国企业对高质量的审计需求是不充分的[13]；刘峰等（2002）研究表明没有证据支持那些认为我国审计市场已经形成了良性的、追求高质量的推论[14]；朱红军、夏立军、陈信元（2004）研究了我国IPO审计市场需求特征，结果表明IPO审计市场依然缺乏对高质量审计的需求[15]。观点二则持相反意见。例如，Joseph P．H．Fan & T．J．Wong (2003) 以大股东的控制权与收益权分离程度作为成本指标，考察了东亚国家上市公司的股东冲突对企业外部审计服务需求的影响。他们的研究发现，大股东的控制权与收益权分离程度越高（即成本越严重），企业越有可能聘请“五大”审计师事务所[16]。来自国内的若干研究表明，我国上市公司存在审计需求的差异。例如，孙铮、曹宇（2004）以2001年中国沪、深两市上市公司为样本，研究了股权结构与审计需求之间的关系，为我国上市公司存在高质量审计需求提供了初步证据。其研究结果表明，国有股、法人股及境内个人股股东促进上市公司选择高质量审计的动力较小；境外法人股及境外个人股股东为了维护自身的利益会很积极地对上市公司进行监督，从而促使上市公司管理人员去选择高质量的审计师[17]。曾颖、叶康涛（2005）则直接证明了我国存在对于高质量审计的需求。他们以中国A股上市公司2001和2002年的数据进行了研究，其研究结果表明，成本较高的上市公司更有可能聘请高质量的外部审计师以降低成本，提高公司市场价值[18]。

三、研究设计

为了实现本文的研究目标，在借鉴已有研究成果的基础之上，我们以审计师级差作为审计需求的替代变量，对上市公司控制权类型进行了重新分类，以此提出初步假设，进行实证检验，从而得出结论。

（一）控制权类型的重新分类

我国上市公司股东的传统分类是国家股、法人股和公众股。这种分类采取的是多元而非单一的标准，未对股权性质作出实质区别，容易引起混淆。例如，国家股的持股主体可能是国有资产管理机构、国有资产经营机构，也可能是国有独资公司。因此，我们通常无法获知某一国有股到底是国有公司直接持有，还是通过政府机构间接控制。法人股的构成更为复杂，股东之间的性质差异程度更大。法人股可能具有国有性质，也是非国有的（如民营企业）；合资等具有混合经济色彩的股份有限公司更是增加了法人股构成的复杂性[19]。国家股和法人股划分的模糊性影响了对于审计需求问题的理解和把握。鉴于此，本文借鉴La Porta et al(1999)“终极控股股东”的概念 ［20]，根据上市公司所有权的实际行使主体，我们把上市公司大股东的股权性质分为6种类型，并据此收集、整理了2003―2005年共计2 743家上市公司的相关数据，如表1所示。

由表1可见，地方所属类上市公司占样本比例最大，其次是政府及国资管理部门、私有产权、中央所属类、其他和外资类。总体上看，国有属性的上市公司仍然占据样本的绝大多数份额。但是，这一状况正在发生改变：无论是地方所属类、中央所属类的上市公司，还是政府及国有资产管理部门类上市公司，它们的数量在逐渐减少，而私有产权类上市公司数量则逐渐上升。

（二）审计需求的替代变量

从不同的角度看，审计需求存在多种分类标准，这些标准主要依据审计服务供给方特征设定。例如，审计师是否能够提供高质量的审计服务，是否具有行业声誉、是否具有较高的市场占有率，是否具有行业专长等等。事实上，无论采用何种特征，在实证研究中，都需要将这些特征转换为可检验的变量，即将审计师分为若干级别，每一级之间存在差别。处于第一级别的审计师（通常以国际四大为代表）能够提供高质量审计服务，具有良好的行业声誉，具有较高的市场占有率；处于第二级别的审计师（通常以国内大所为代表）在审计质量、行业声誉、占有率等方面可能是低于第一级别审计师的；第三级别，通常指的是除上述两类审计师之外的其他会计师事务所。本文采用了这种分级方式，将国际四大作为第一级别，国内四大作为第二级别，它们都属于高级差的审计师。我们以是否选择高级差审计师作为是否存在有效审计需求的替代变量。

（三）初步的假设

大量关于股权性质的研究表明，不同性质的股东在问题的产生和解决方式、所有权的行使方式上有着明显差别。因此，不同的控股股东性质可能会产生不同的审计需求，这一点在孙铮、曹宇（2004）的研究中得到了确切的验证[17]。我们沿用这一思路，认为上述6种分类标准下的上市公司其审计需求也有所不同。具体来看，中央直属类上市公司规模通常比较大，基本上是由国务院国资委直接管理的，受到各界关注的程度比较高，公司高管层存在较高的政治成本，而选择第一级别、第二级别的审计师将有助于树立和维护公众形象，也有助于降低、转嫁公司经营风险。因此，此类公司可能存在对于第一层级、第二层级的审计需求。对于地方所属类上市公司而言，地方政府的行政干预可能是显性的，这些情况都可能使得此类上市公司更乐于接受当地事务所的审计服务，往往缺乏对于高级差审计师的需求。私有产权具有明确的利益取向，股东对于自身财富的保护意识也是很明确的，因此，它们可能存在对于高质量审计的需求。

四、实证检验

（一）变量设置

耿建新、房巧玲（2005）按照聚类分析方法将会计师事务所分为若干类别[21]，这正好满足我们对于设定事务所级差的需要。因此，本文借鉴了他们的实证结果，即将国际四大作为第一级别的审计师，主要包括：安永华明、毕马威华振、德勤华永、普华永道中天；综合2003―2005年国内百家事务所排名情况，我们把排名比较稳定的四家国内所作为第二级别的审计师，主要包括上海立信长江、信永中合、岳华以及中审。AuditorN表示事务所类型，N=1时，表示2003―2005年的国际大所；N＝2时表示同期的国内大所。

Dfzs、Zyzs、Gzgl、Sycq、Wz、Qt指的是上市公司控股股权性质为地方所属、中央所属、政府及国资管理部门、私有产权、其他时相应的控股比例。为了控制其他影响审计需求的因素，我们还设置了相关的控制变量。Fan & Wong( 2003) 认为，企业对“四大”的需求受到企业是否同时发行B股或H股以及负债率、企业规模、行业因素等影响[16]。我们设置相关变量以控制上市公司是否同时发行B、H股。对于同时发行AB股、AH股的上市公司，用ABHstock＝1表示，否则ABHstock＝0。我们还将上市公司的期末总资产、速动比例、每股收益作为控制变量纳入模型。为了控制审计师行业专长对上市公司审计需求的影响[22]，我们采用该上市所属行业的中位数对年度财务数据进行了调整。

（二）数据来源

我们以中国A股所有上市公司2003―2005年的数据为分析样本。上市公司股权性质、审计师以及其他相关实证数据均来自北京大学中国经济研究中心的CCER数据库，并与巨潮资讯网(www．cninfo．com．cn)公布的公司年报数据进行了核对。按照下列筛选步骤实行股权分置改革的上市公司所拥有的国家股和法人股可在限售期满后上市流通，而限售期不得少于12个月，因此在2005年实施的股权分置改革对于样本的选择影响有限。本文在选择样本时并没有筛除G类公司。，我们最终得到了2 743个样本：首先，由于金融类企业的资本结构具有特殊性，金融类企业的审计有着特殊要求，我们剔除了金融类上市公司。其次，我们逐年剔除了ST、PT类上市公司。最后，剔除部分变量数据值缺失的上市公司。本文采用STATA9．0对上述数据进行统计分析。

根据研究目标和相关假设，本文建立下列Logistic回归模型：

根据表2可知，Dfzs上市公司控股比例的均值和标准差远远高于其他同类变量，这表明地方直属的国有上市公司股权集中度远远高于其他类型的上市公司；此类上市公司控股权比例之间也存在较大差别，这表现为标准差为28．4074；外资和其他类型上市公司的控股股权集中度相对较低。在各类控股股东的最高持股比例之中，中央直属类上市公司是最高的，达到85；外资类上市公司持股比例相对是最低的，其最大值也仅为65．12。

为了检验前文所述的初步假设，我们对不同类型的控股股东与审计需求的关系进行Logistic回归分析。

（1） 国际四大的回归结果，如表3所示。

卡方分布值远远大于1，说明整个回归方程系数具有较强的显著性。R2值非常小，即回归方程似然值比较大，说明方程拟合度比较好。伪决定系数为29．38%。

根据表3可知，不同控制权类型的上市公司对国际四大的审计需求是不同的。中央直属类、其他类上市公司对国际四大存在显著的审计需求；私有产权类和地方直属类上市公司表现为不同的审计需求；同是国有股性质的上市公司，中央直属、地方所属、政府和国资管理机构类的上市公司也存在截然不同的需求特征。回归结果还表明，资产规模较大、财务状况良好的上市公司以及发行B、H股的上市公司存在对四大的显著需求。

（2） 国内四大的回归结果，如表4所示。

整体来看，针对国内四大的回归方程虽然具有一定的拟合度，但是效果并不太好。外资、其他类上市公司对国内四大存在明显审计需求；中央直属类上市公司对国内四大存在显著负向需求。地方直属类、政府和国有资产管理机构类上市公司对国内四大存在负向需求，但是并不显著；私有产权类上市公司存在正向需求，但也不显著。具有较高资产总额、较快流动比例以及较高每股收益的上市公司倾向于选择国内四大，但是这种倾向也是不显著的；那些资产债务比重较高的上市公司往往选择了国内四大。发行B、H股的上市公司尽管对国内四大存在正向需求，但是这种需求是非常不显著的。

（四）敏感性测试

为了检验上述回归结果的稳定性，我们重新调整了样本构成，将私有产权类上市公司中的集体所有制企业剔除，将政府与国有资产管理机构类上市公司中的政府部门管辖的上市公司剔除。我们还考虑了地区因素对于审计需求的影响，在模型中加入了上市公司与审计师是否同地的变量，并替换了部分财务指标，将公司规模指标替换为年度营业收入，资产负债比替换为债务资本比。经过对样本构成的调整、控制变量的替换，我们再次进行了Logistic回归，回归结果与前文的结果并没有显著差别。

本文的研究结果表明，不同类型控股权的上市公司对审计需求表现出不同的特征。

第一，中央直属类上市公司对不同级差的审计师存在明显不同的需求偏好：中央直属类上市公司对国际四大呈现显著正相关的需求，而对国内四大呈现显著负相关的审计需求。造成这种偏好的原因主要在于：（1）中央直属类上市公司通常规模较大、财务状况良好，具有广泛的社会影响。此类企业倾向于选择具有国际声誉的大型审计师，正是由于此类上市公司的需求偏好既定，因此对于国内四大的需求自然会减少，从而在表4中反映为一正一负的系数。（2）中央直属国有企业绝大多数是中央国资委直接管理的，政府监管机构比较偏好国际四大，也可能影响了上市公司对于审计师的选择。（3）上市公司规模对审计需求的影响。表4说明大型上市公司更为偏好国际大所，而非国内大所，这种公司规模效应也是影响审计需求的因素。

第二，地方所属类上市公司对国际四大和国内四大的审计需求系数均不显著。此类上市公司对于国际四大的需求系数为正，而对国内四大系数为负。尽管系数并不具有显著性水平，但是符号的不同也说明了地方所属国有企业对于国际四大和国内四大的需求态度是不同的。

中央直属类和地方所属类上市公司对国际四大表现出不同的审计需求的主要原因在于各自控股主体的不同。中央直属类上市公司直接受到国务院国有资产监督管理委员会的严格监管，近年来，针对中央直属类上市公司管理层业绩考核日趋严格，受到的公众关注度也日益提高，这些都促使高管层更为关心其公司的经营业绩，也就更有可能选择高级差的审计师。对于地方所属类上市公司而言，地方政府的监管有效性因当地经济发展水平、司法体系完善程度、法律执行力度以及行政透明度等不同而有很大差异。这些环境因素极大影响着上市公司的审计需求和选择。因此，地方所属类上市公司对于高级差的审计需求可能是模糊的，他们更有可能根据实际需要作出更为现实的审计师选择，从而规避高级差审计师的监督。

第三，政府和国有资产管理机构类上市公司对高质量审计需求最为缺乏。无论是国际四大还是国内四大，国有资产管理机构类上市公司的审计需求系数均是负值，且并不显著。可见，同样是国有股性质的上市公司，国有资产管理机构类与前两类上市公司表现出截然不同的审计需求特征。相对于中央直属和地方所属类上市公司，国有资产管理机构所管辖的上市公司高管层更没有动力选择高级差审计师。原因主要在于：（1）此类公司的高管层自身利益往往并未与上市公司绩效挂钩，他们业绩考核、升迁奖罚考虑的更多是政治影响而不是经济效益，是否选择高级差审计师对于其自身利益没有促进作用。（2）国有资产管理机构本身缺乏对于上市公司的有效监管。国资管理机构本身不需要对上市公司战略决策承担风险和责任。某一国资管理机构往往管辖若干不同行业不同规模的上市公司，无论是在知识储备还是管理经验都可能不够充分，管理范围过于宽泛也可能影响了效率和效果。因此，国资管理机构往往无法培养、引导上市公司对于高级差审计师的需求。（3）国资管理机构更有可能受到地方行政干预的影响，从而对上市公司审计需求产生负面影响。

第四，私有产权类上市公司对国际四大和国内四大的需求系数为正，但是都不显著。私有产权类上市公司对高质量审计需求确实存在，但是高质量可能需要上市公司支付更高的审计费用，增加公司成本。从成本利益的角度出发，可能影响了私有产权类上市公司对高级差审计师的需求。另外，此类上市公司本身产权比较清晰，公司业绩直接与控股股东利益相关，控股股东有动力采用积极的公司治理机制，从而可能替代了高级差审计师的监督作用，因此，降低了其对高级差外部审计师的需求。

第五，外资类上市公司对不同类型审计师的需求是不同的。在本文的分析结果中，外资类上市公司对国际四大的需求并不显著，对于国内四大的需求却是显著的，这与以往的研究结果并不相同[17]。造成这种差异的原因主要在于样本数据中，外资类上市公司数量相对非常少，这些上市公司大多数选择国内四大，或者从国际四大更换为国内四大。因此，我们认为，是由于样本数据的原因对回归结果产生了影响，这一结论与孙铮、曹宇（2004）的研究结论并不矛盾。在理论上，外资类上市公司对于高级差审计的需求应当是充分的、显著的。

五、结论与不足之处

本文从上市公司控制权角度研究审计需求特征。我们将上市公司控制权性质进行重新分类，力图克服既有标准的不足，以反映上市公司真实的所有权性质。另外，我们采用了审计师级差的概念，以求综合反映上市公司的需求分布。本文的研究结果表明，不同控制权类型的上市公司对于审计师级差的需求是不同的。同是国有股的上市公司，中央直属类上市公司对国际四大存在显著的需求偏好；地方直属类上市公司对国际四大和国内四大的需求均不显著；国有资产管理机构类上市公司对于高级差审计的需求是最为缺乏的；外资类上市公司表现出了对高级差审计师的需求。

作为一项实验型的研究，本文还存在一些有待改进之处。例如，将控股权集中度与控股股权类型结合起来，将更会加深我们对于上市公司审计需求的认识。另外，我们尚且无法有效控制监管环境对于结论的影响。

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The character of largest ultimate ownership

of company and its demand for external auditing

――a empirical study on Chinese public company from 2003 to 2005

Abstract:This paper focuses on the nature control-share of public corporate, and analysis its demand auditing character. The difference between our study and the previously study is that we re-assorted the control-share character in order to reflected the truly character which based on the Ultimate Ownership theory. This paper conclude that control share of company belong to the central government which have commonly need for senior auditor; control share belong to local government have similarly need; local government & stated-owned assets supervision and administration commission don’t have any obviously need for senior auditor; private ownership and foreign capital have the need.

第8篇：上市公司审计论文范文

审计收费自从被强制要求披露后，一直成为学者研究的热点，国内研究审计收费的影响因素的文章很多，但因为风险因素较难衡量，所以研究风险因素的文章相对较少。本文的数据来源为2013年A股上市公司，对可能影响我国上市公司审计收费的相关风险因子进行了有关实证分析，并根据实证结果提出了相关建议。

关键词:

上市公司;审计收费;风险因素

一、引言

审计收费作为审计服务本身的价格，是一种能有效传递审计质量的信号，也是注册会计师在审计过程中的一个重要环节，是一种能有效调节审计市场供需平衡的重要变量。随着审计收费的强制披露，相关数据逐渐被公开，不仅只为公众传递审计服务的价格信息，而且可以有效比较各上市公司的不同审计费用，为今后的研究打下基础。进而对审计收费影响因素的研究，将会有助于证券市场的有关主体加深对相关审计服务的认识，便于相关部门的监管。

二、研究假设

根据之前的研究结论表明，客户的资产规模是对审计费用影响最强的一个因素。显而易见，客户资产规模越大，审计师进行相关审计工作的复杂程度则越大，相应的难度也提高，所要花费的时间就越多，所要求的审计报酬则理所当然的提高，所以审计费用也越高。因此，提出:假设1:上市公司资产规模与审计费用成正比例关系应收账款总资产比指标，表明企业的资产总额中的应收款项的多少，可以反映上市公司资产构成的稳健性。从成本角度，企业应收账款越多，更偏向采用实质性测试进行审计，会使审计成本相应提高。从风险角度，这一指标越高，会使注册会计师面临的审计风险也相应较大，进而提高对审计服务的收费。因此，提出:假设2:上市公司应收账款占总资产的比率与审计收费成正比例关系存货总资产比指标也存在相似的关系。存货项目金额的多少会影响实施的实质性审计程序的多少，总额越多，会使审计成本提高。同样地，存货总资产比率越高，由于存货的不可快速变现性，会加大公司经营风险以及财务风险，导致审计风险增加，从而审计费用相对增加。故此，我们提出:假设3:上市公司存货总额占总资产的比率与审计收费成正比例关系上市公司的资产负债率能较大程度的反映公司的财务风险状况。资产负债率越高，公司面临偿债压力越大，则到期不能偿还的经营风险相对较大，因而会计师事务所需要承担较大的风险，所以可能会适当提高审计收费。所以我们据此提出:假设4:上市公司资产负债率与审计收费成正比例关系我国对上市公司连续两年亏损需要做特别处理，连续三年亏损的公司有退市预警，因此ST、*ST类型的公司在一定程度上反映了上市公司的财务异常状况，可见，对这类型公司进行审计时，审计风险要相对其他公司要高，那么事务所也会对这类型的公司收取更高的费用。因此，提出假设5:假设5:上市公司是否被ST、*ST和审计收费成正比例关系。

三、样本选择及模型建立

(一)样本选择本文选取了2013年A股上市公司为研究样本，1、剔除掉金融保险上市公司;2、剔除2013年未披露审计收费的上市公司;3、剔除掉A股B股、A股H股同时上市;4、剔除数据缺失的上市公司。最后得到2187家上市公司样本。样本数据来源于CSMAR数据库上市公司研究板块。用EXCEL及STATA12．0对数据进行处理。

(二)模型建立本文以Simunic审计收费模型为基础，结合我国实际情况，参考张继勋、陈颖和吴璇(2005)建立多元线性回归模型如下

四、实证结果及分析

:由第五部分的实证结果我们可以看出，假设1成立，说明正如前人学者所研究的结论一致。公司的资产规模能较强的解释审计收费。主要是因为上市公司的资产规模越大，本身对应的审计成本就越高，且资产规模本身就是风险的一个度量因素，规模越大，注册会计师和会计师事务所承担的风险就越高，相应要求的风险补偿就越高，所以对应的审计收费就会越高;假设2不成立，这与前人的研究结果非常不一致，按照理论，应收账款占总资产的比率能较强的表现上市公司的经营风险，该结果应该显著正相关，这可能是因为我选取的应收账款数额只是资产负债表上的应收账款净额，而实际上市公司的经营风险应收账款应该是广义含义，包括应收票据，应收股利等等，如果选取加总额可能结果会不同;假设3不成立，与假设正好相反，即存货占总资产的比率与审计收费呈负显著相关，我们认为可能是我国上市公司的特殊性，会计师事务所在确定审计收费时并没有将存货比重作为影响审计成本的因素来考虑，这从另一侧面说明，会计师事务所在确定审计费用时，对上市公司资产质量的关注不十分充足;假设4成立，即资产负债率越高，审计收费越高，说明资产负债率越高的公司，潜在的经营风险较大，注册会计师需要投入较多的关心和精力，成本较大，审计收费较高;假设5成立，即上市公司一旦被特殊处理后，其相应的审计收费会提高，这也符合我们的常识理解。因为一旦被特别处理，说明上市公司的经营存在违规情况或不合法不合理情况，则需注册会计师及会计师事务所做出特别关注，所以审计收费会相应提高。

五、本文结论及建议

第9篇：上市公司审计论文范文

关键词：CEO控制权；成长性；审计定价

中图分类号：F239.43　文献标识码：A　文章编号：1005-0892(2011)04-0110-10

一、引言

审计定价是上市公司为会计师事务所所做的审计工作提供的报酬，包括会计师事务所在审计工作中耗费的资源和带来预期损失的补偿。审计定价的研究源于Simunie(1980)，他将影响审计定价的因素归纳为公司财务特征和会计师事务所特征，发现包括资产规模、资产负债率、审计意见等在内的10项因素会影响审计定价。随后陆续有多位学者针对不同国家及地区的审计市场进行了实证检验(Low、Tan和Koh，1990；Craswell和Francis，1999；Johnstone和Bedard，2001)，从公司特征与会计师事务所特征寻找影响审计定价的因素。国内对审计定价的研究始于2001年中国证监会要求上市公司披露支付会计师事务所报酬的信息之后。国内学者的研究延续了国外研究成果，发现公司规模、经济业务复杂度、事务所规模、事务所任期等因素会显著影响中国上市公司的审计定价(刘斌、叶建中和廖莹毅，2003；李爽和吴溪，2004；王芸和杨华领，2008)，而这些研究也是在Simunie(1980)审计定价模型基础上进行扩展的。

但是，由于已有相关研究大多是基于影响审计单位成本、审计工作量等因素进行的，不同的研究设计会使各种研究结果之间缺乏相应的可比性，使得在一些研究中得到的结论是矛盾的(Jussi和Petri，2004)。因此，Jussi和Petri(2004)为了解释不同会计和经济环境下的审计定价问题，基于理论建立了一个解释审计定价的研究框架，发现成本与审计定价间存在相关性。所以，当上市公司存在较高成本时，董事会、CEO的行为会由于影响到上市公司财务决策和治理决策而影响审计定价。尤其是由于审计定价属于上市公司与会计师事务所的协定价格，成本较高的上市公司的CEO会在一定程度上因为存在谋取私利、获取额外收益等心理因素原因而在谈判中左右审计定价。蔡吉甫(2007)也认为，在确定审计定价模型时，不应忽视上市公司控制权性质的影响。基于此，本文从CEO的视角出发，讨论CEO控制上市公司董事会力度对审计定价的影响。

国内基于CEO控制权对审计定价的研究，大多从公司治理的综合角度出发，将CEO控制权作为其中一个变量进行检验(刘明辉和胡波，2006；蔡吉甫，2007；郭梦岚和李明辉，2009)，仅有胡莲(2007)单独从董事会领导权结构的角度进行了研究。但是，胡莲(2007)一方面将董事会领导权进行了过细的划分，将总经理兼任情况细分为与董事长的兼任及与副董事长的兼任，另一方面样本区间较早(2001-2003年)，因此其结论并未发现二职合一对审计定价影响的统计显著性。考虑到近年来中国上市公司通过公司治理，CEO兼任情况已有较大变化，CEO兼任副董事长依然会对公司决策产生较大影响，以及新会计准则对上市公司信息披露的影响，本文选择2007-2009年沪深A股上市公司为样本。另外与以往研究不同的是，本文借鉴Tsui、Jaggi和Gul(2001)的研究，考虑上市公司成长性因素的作用，研究CEO控制权(即CEO兼任董事长及副董事长)对审计定价的影响。

本文余下部分的安排是：第二部分为文献回顾与假设发展，第三部分为研究设计，第四部分为实证分析，最后为研究结论。

二、文献回顾与假设发展

(一)CEO控制权与审计定价

CEO对董事会的控制以及董事会的监控机制已经在公司治理结构的文献中被广泛的检验(Fama和Jensen，1983；Kim和Yi，2006；胡玉可，2007；Chen和Liu，2010)。在一个独立和有效的董事会中，并不会存在一个人拥有绝对的权利；其中CEO拥有制定公司决策和维持公司正常运作的权利，而董事长则拥有提供公司行政决策和对公司正常运作进行监管的权利。大多数研究均认为当CEO不控制董事会，即CEO与董事长二职分离时，会对公司产生积极作用(Jensen，1993；白重恩等，2005)。

国内基于CEO控制权研究审计定价的文献，大多是从公司治理的角度出发，将CEO控制权作为其中一个变量进行检验，但是得到的结论却存在分歧(张奇峰、张鸣和戴佳君，2006)。一部分研究认为当CEO控制了董事会时，会因为成本的提高使得审计定价增加。刘明辉和胡波(2006)即认为总经理与董事长两职合一时，由于成本增加，提高了审计师对控制风险的评估水平，相应增加了审计定价。一部分研究则认为CEO控制董事会时，会增强管理层与会计师事务所的谈判能力，使得审计定价降低。蔡吉甫(2007)便认为总经理与董事长两职合一会增强公司管理层与会计师事务所协商确定审计费用时的讨价还价能力，最终导致会计师事务所对这些公司收取了较低的审计费用。还有一部分研究认为CEO是否控制董事会并不会影响审计定价。郭梦岚和李明辉(2009)便未发现总经理与董事长二职合一与审计定价间存在统计相关性。

从理论来看，CEO控制权对审计定价的影响主要体现在控制审计风险和提升审计功能上。由于会计师事务所在评估控制风险时，会根据董事会是否被CEO控制而将上市公司分为高风险或低风险(蔡吉甫，2007)，那么当CEO控制董事会时，董事会对CEO的监督效果便会下降，上市公司的控制风险会相应提高，而会计师事务所也会提高控制风险的评估水平，所付出的审计程序会更多，因而审计定价也会相应增加。而由于董事会同样需要对审计工作进行监督，需要对会计数字和审计范围的可靠性进行有效监督，因此一个有效的内部监控体系可以提供更高的审计可靠性，这将导致审计工作范围的缩小。而被CEO控制董事会的上市公司，则会因为缺乏对审计定价的足够监督，使得审计工作范围扩大，从而导致审计定价提升。因此，本文提出研究假设：

H1：CEO控制权与审计定价存在显著正相关关系，即CEO拥有对董事会控制权的上市公司的审计定价更高。

(二)CEO控制权、成长性与审计定价

国外许多文献通过对管理者行为和决策制定的研究检验了公司成长性因素对审计行为的影响，但是国内文献却鲜有提到成长性因素对审计行为的影响。通常，高成长性的公司会有更多机会选择未来投资而不是采取当前的资产到位，因为以有形资产为代表的资产到位会很容易地被辨认出，而且资产到位的价值也会很容易被决定和监督，而由于投资选择的价值由未来投资结果决定，便不容易被察觉。Myers(1977)和Gaver等(1993)均认为高成长性的公司因为受到未来任意投资支出的影响，不

能被会计师事务所简单地识别和监督。Skinner(1993)进一步研究发现，高成长性公司管理者进行机会主义行为的概率更高，这使得管理者对投资机会的监管作用降低。

由于在高成长性公司中管理者投机行为的概率变高，而且不容易被察觉，那么这些公司会具有更高的风险。而且在这些公司中，原有控制风险体系仅会在原有经营规模下产生作用，若同期公司发生较大成长时，原有的控制风险体系会失去作用(Tsui、Jaggi和Gul，2001)。所以，高成长性会导致上市公司较弱的初始风险控制体系以及较低的审计可靠性体系，会产生相对较高的审计风险和造成更宽的审计工作范围。此时CEO的控制权会借助成长性因素加强，CEO会通过隐蔽的成长计划获得更多私人利益，而且不会被轻易发现，这加大了上市公司成本。而董事会独立性和低审计定价的关联性也会被公司的高成长性所缓和或削弱。因此，本文提出研究假设：

H2：成长性与审计定价存在显著正相关关系，即高成长性公司的审计定价更高。

H3：CEO控制权和审计定价的正相关关系依赖于公司成长性。

三、研究设计

(一)模型与变量设计

本文构建如下多元回归模型检验相应研究变量：

为了避免共线性问题，本文会根据研究内容对(1)式分开检验。a为截距项，ε为残差项，其余变量解释如下：

1.被解释变量

审计定价(Audfee)：本文选择上市公司年报公布的会计师事务所年度审计报酬进行衡量，并对其取自然对数(In似udfee))。

2.解释变量

CEO控制权(CEO)：本文选择上市公司CEO与董事长或副董事长兼任情况的虚拟变量进行衡量，若CEO与董事长二职合一，则CEO=1；若CEO与副董事长二职合一，则CEO=1，否则，CEO=0。成长性(Growth)：衡量上市公司成长性的变量有很多，本文选择市场账面价值比进行衡量，即Growth=市场价值／账面价值=(年末股票价格×流通股股数+每股净资产×非流通股股数)／公司年末净资产。同时，为检验成长性对CEO控制权的影响作用，本文加入CEO控制权与成长性的交互项(CEO×Growth)。

3.控制变量

Simunie(1980)研究美国上市公司审计定价时，认为资产规模是决定审计收费的最重要因素，其次为控股子公司个数及前两年盈亏状况等因素。刘斌、叶建中和廖莹毅(2003)研究中国上市公司审计定价时，发现公司规模、控制子公司家数、应收款项与资产总额之比以及反映区域因素的虚拟变量与审计定价显著相关。王芸和杨华领(2008)得出了事务所规模和审计任期会显著影响审计定价的结论。因此本文加入公司规模(size)、应收账款占总资产之比(AR)、盈亏状况(Loss)、控制子公司家数(subs)、审计任期(Tenu)、会计师事务所规模(Big)及四个区域因素的虚拟变量。具体变量解释见表1。

(二)样本选择

2007年，新企业会计准则在中国上市公司中全面实施，新会计准则的实施增加了审计成本，使得上市公司审计定价有了一个跳跃的增加，也为研究审计定价提供了难得的契机。因此，本文选择2007-2009年期间所有在沪深证券交易所上市的公司为原始样本，并按照以下原则对其进行筛选：(1)剔除年报中不含有审计报酬的公司；(2)为重点研究年度审计定价的影响，剔除所公布的审计报酬含上年度审计费用、含半年度审计费用、含验资等特殊服务费用和差旅费补助另算的公司；(3)考虑到双重审计或补充审计环境下的审计定价与单纯法定审计环境下的审计定价特征不同，剔除含有B股或H股的公司；(4)由于按照中国证监会的相关规定金融行业上市公司需要进行补充市计，剔除金融行业公司样本；(5)由于特殊处理的上市公司财务状况及审计风险差异较大，剔除ST及*ST的公司；(6)剔除样本年度新上市的公司；(7)剔除样本期间缺失数据较多且无法补充的公司。

最终本文得到的样本总数为2596个，其中2007年为654个，2008年为896个，2009年为1046个。为保证数据准确性，本文CEO控制权的数据为作者根据上市公司年报手工整理所得。另外，公司纳入合并报表范围子公司数据也是根据上市公司年报手工整理所得，上市公司其他财务数据及相关信息来源于锐思金融数据库(省略)。数据分析软件为EViews7.0。

四、实证分析

(一)统计性分析

表2列出CEO控制权与审计定价的统计情况。可以看出，CEO控制董事会的上市公司约占样本三成左右，有七成左右上市公司的CEO并未控制董事会，与董事长或副董事长是完全分离的。近年来中国上市公司中CEO二职合一状况有明显改善，胡莲(2007)样本中CEO兼任董事长或副董事长的比例高达八成以上，说明近年来中国上市公司治理状况有所改善。

从审计定价情况来看，2007-2009年间随着样本量的增加，审计定价均值也逐年上升。具体来看，无论是各年度，还是样本总体，CEO=1样本的审计定价均值都小于CEO=0样本的均值。这与研究假说中认为CEO拥有控制权的上市公司的审计定价会更高的说法相悖，但这与CEO=0样本量较大有关系。

表3为各变量描述性统计结果。In(Audfee)均值为13.149，CEO均值为0.296。其他变量中，Growth均值为2.948，样本内上市公司市值平均大约是账面价值3倍左右，成长性并不高，而最大值为19.533，最小值为0.422，上市公司间成长性差异较大。CEO×Growth均值为0.889，由于CEO=1样本量较低，使得CEO×Growth均值降低。

在控制变量中，In(size)均值为21.582，中位数为21.463；AR均值为0.086，样本内上市公司应收账款占总资产比例仅为8.6％；Loss均值为0.127，样本内有一成多上市公司在审计年度或上一年度出现亏损状况；Subs均值为2.708，中位数为2.646，样本内上市公司纳入合并报表范围子公司数量大约平均为7家，而纳入合并报表范围子公司数量最少的为0家，最多的为126家，差距较大；Tenu均值为0.908，有九成多上市公司的会计师事务所是属于续聘的，更多上市公司会选择继续相信已有事务所；Big均值为0.440，有四成多上市公司的会计师事务所是国际四大或当年度的国内十大事务所，该比例并不高说明国内审计市场集中度不高。而从区域因素的四个虚拟变量来看，D1均值为0.363，在四个变量中最大，位于上海、北京、天津、广东、浙江的上市公司数量最多；而D4均值为0.059，在四个变量中最小，位于贵州、青海、甘肃、宁夏、陕西的上市公司数量最少。

同时，从各变量标准差的值来看，除Growth、CEO×Growth、Size和Subs的标准差大于1，其他变量的标准差均小于1，说明各变量值较为集中，差距并不大。

(二)相关性分析

表4给出主要变量的Spearman相关系数。可以看出，被解释变量、解释变量及控制变量间的相关系数并不高，尤其是解释变量和控制变量间的相关系数，基本都在0.20以下，可以认为各变量间的共线性问题较弱，变量间不存在多重共线性，使得实证结果可信。

(三)实证结果分析

表5列出回归的实证检验结果。从回归结果的F检验值来看，所有回归模型均通过1％显著水平下的F检验，表明被解释变量实际值与预测值的分布没有显著差异，而且各模型拟合效果较好，各模型的调整R2最低为0.497，最高为0.500。因此各回归模型具有较强的解释力，回归结果可信。

从具体各变量来看，本文感兴趣的是CEO控制权变量(CEO)、成长性变量(Growth)以及二者交互项(CEO×Growth)。结果表明，CEO与In(Audfee)间存在显著的正相关关系，说明CEO控制权对审计定价有显著的正向影响，即CEO兼任董事长或副董事长的上市公司的审计定价更高。这个结果验证了假说1，反映了成本与审计定价之间存在显著的相关性，成本高的上市公司的审计定价也会更高。Growth与In(Audfee)间也存在显著的正相关关系，说明成长性因素对审计定价也有显著的正向影响，高成长性的公司的审计定价也更高。这个结果验证了假说2。而且在回归方程中同时加入CEO、Growth变量，得到的结论也未发生变化，进一步说明CEO控制权和成长性因素与审计定价之间存在显著的正相关关系。但是在回归方程中加入CEO控制权变量和成长性变量的交互项(CEO×Growth)时，回归结果则发生了变化。由于交互项的加入，CEO与In(Audfee)间不再存在显著的正相关关系，而是成为负相关关系，而且显著性程度明显下降，说明在考虑成长性对CEO控制权影响的情况下，CEO控制权与审计定价之间的关系并不稳定，会出现负相关关系，即CEO兼任董事长或副董事长的上市公司的审计定价反而更低。由此假说3并未得到相应的验证，这说明成长性因素在一定程度上反而降低了上市公司的成本，董事会独立性和低审计定价的关联性并未被公司的高成长性所缓和或削弱，CEO兼任董事长或副董事长反而可能增强了公司管理层与事务所协商确定审计定价时的讨价还价能力，使得审计定价降低。

但本文所得实证结果，与Tsui、Jaggi和Gul(2001)利用香港市场上市公司数据得到的结论完全相反。本文认为结果出现差异的原因在于，从市场发展情况来看，香港证券市场发展相对更为成熟，其上市公司成本相对较低，而沪深A股上市公司由于上市时间较短，成本较高，所以在未加入交互项时，CEO控制权对审计定价产生显著的正向影响，但是由于沪深A股上市公司大多处于发展阶段，即成长初期，还未到高成长性阶段，而且随着近年来沪深A股市场的完善，对CEO行为监管力度加大，使得CEO机会主义行为概率降低，尤其是希望借助公司成长机会获取个人利益的概率变低，因此在加入交互项后，成本得到缓和，CEO控制权不但没有继续提升审计定价，反而使得审计定价降低。

根据Bowerman和O’Connell(1990)的方法，本文将CEO控制权和公司成长性的关系利用图示表现出来。

首先将(1)式的其他控制变量去除，回归模型改写为：

In(Audfee)＝β1CEO＋β2Growth＋β3(CEO×Growth)+a　(2)

将表5中最后一列中所得的变量系数代入(2)式：

In(Audfee)＝-0.037CEO＋0.003Growth＋0.024(CEO×Growth)＋5.867　(3)

为了可以更加清晰地观察到不同CEO控制权的上市公司中成长性与审计定价的关系，将(3)式分为两部分，一部分为CEO拥有对董事会的控制权，而另一部分则为CEO并不拥有控制权。由于变量CEO为虚拟变量，所以当CEO并未拥有控制权时，CEO=0，那么(3)式可以写为：

In(Audfee)=0.003Growth＋5.867　(4)

而当CEO拥有控制权时，CEO=1，那么(3)式可以写为：

In(Audfee)=-0.037＋0.003Growth＋0.024Growth＋5.867

In(Audfee)=0.027Growth＋5.830　(5)

所以，将(4)式和(5)式的内容表现在图1中。

从图1来看，Growth系数在CEO拥有控制权的上市公司中为正(0.027)，在CEO未拥有控制权的上市公司中也为正(0.003)。但是，成长性因素在不同类型上市公司中对审计定价的弹性却差距很大，在CEO拥有控制权的上市公司中的弹性明显大于未拥有控制权的上市公司。另外，在成长性的临界点(1.542，5.872)之前，成长性在CEO未拥有控制权的上市公司中对审计定价的影响程度大于拥有控制权的上市公司，但是影响程度差距不大，而在临界点之后，则相反。由于样本内上市公司的Growth变量中位数为2.394，可以看出Growth刚跨过临界点，此时成长性因素对两种类型上市公司影响程度的差距并未明显地表现出来，这也是导致本文实证结果与Tsui、Jaggi和Gul(2001)不同，并未验证假说3的原因。

关于控制变量，本文发现与先前的研究结论基本相同，在此不进行详细分析，只简单阐述。其中，In(size)、Subs、Tenu及Big均与Audfee呈显著的正相关关系，说明公司规模大、控制子公司家数多、新聘任的会计师事务所及会计师事务所规模大的上市公司的审计定价会更高。AR、Loss与Audfee呈正相关关系，但是在统计上未能显著。

(四)稳健性检验

为了检验上述结论的可靠性，本文进行了相应的稳健性测试。首先，本文利用Tsui、Jaggi和Gul(2001)衡量成长性的指标总资产增长率变量进行检验，所得结论与前文一致，而与Tsui、Jaggi和Gul(2001)的结论相反。其次，去掉本文回归检验中并未有显著结果的AR和Loss变量，然后对其余变量进行回归检验，得到的结果与前文一致。再者，有文献认为存货占总资产之比、资产负债率会对审计定价产生影响，因此本文加入这两个变量进行回归检验。结果显示，存货占总资产之比和资产负债率并不能对审计定价产生显著性影响，而且也未使本文感兴趣的三个主要变量产生实质性变化。最后，本文用国内排名前20位的事务所(Big20)代替排名前10位的事务所，用会计师事务所为上市公司实际服务年数代替审计任期的虚拟变量分别检验，所得结论同样未发生变化，因此认为前文结论是比较稳健的。

五、研究结论

本文在控制相关变量下，利用沪深A股2007-2009年间2596家非金融行业上市公司的混合面板数据，应用一系列回归方程检验CEO控制权、成长性因素与审计定价之间的关系。研究发现：(1)

CEO控制权对审计定价具有显著的正向影响，即CEO兼任董事长或副董事长的上市公司的审计定价更高；(2)成长性因素对审计定价具有显著的正向影响，高成长性公司的审计定价更高；(3)加入CEO控制权与成长性因素交互项后，CEO控制权对审计定价的影响不再显著。另外，本文提供的经验证据还表明，公司规模、控制子公司家数、会计师事务所任期以及会计师事务所规模与审计定价显著正相关，应收账款比重及公司盈亏程度对审计定价的影响不显著。

通过本文研究以及与其他文献比较发现，近年来中国上市公司中董事会被CEO控制的局面有所改善，无论CEO兼任董事长还是兼任副董事长的比例都有所下降，这说明上市公司的治理效应在不断提升，而相关法规对上市公司的治理效应改善也起到了一定作用。另一方面，由于中国上市公司的历史较短，大多处于成长初期，因此，成长性并不高。但是随着上市公司成长性的增强，cEO的利己行为是否会随着公司成长性的增强显现出来，这将是未来进一步研究的方向。

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