我国农业上市公司审计收费影响因素实证研究

司晓彬 袁建华

【摘要】  在我国农业上市公司审计失败事件频发的背景下，研究审计收费的合理性对提高审计工作的质量具有重要意义。文章通过建立多元线性回归模型，以我国A股农业上市公司2017年的数据作为样本进行实证研究，筛选出对我国农业上市公司审计收费产生影响的因素。研究发现，公司规模、股权结构、经营绩效和交易、事项的复杂程度是影响我国农业上市公司审计收费的主要因素，执行审计业务的会计师事务所特征及其出具的审计意见、管理层的背景产生的影响并不显著。

【关键词】  农业上市公司;审计收费;审计风险;影响因素

【中图分类号】  F239  【文献标识码】  A  【文章编号】  1002-5812（2019）01-0079-05

一、引言

审计收费，是指执行审计业务的会计师事务所根据对被审计单位的评估得出的，在提供服务后向业务委托方索取的费用，可以看作是对会计师事务所执行业务的过程中发生的成本和风险的一种补偿。根据国家发改委2014年12月发布的《关于放开部分服务价格意见的通知》，我国长期实行的政府引导会计师事务所服务收费价格被放开，这一改变为审计市场带来了竞争机制，促进了审计效率的提升。但是，审计收费的放开也带来了不可忽视的负面影响，如审计市場中出现的低价揽客的恶意竞争行为和购买审计意见等影响审计质量和独立性的现象，使得审计质量难以保证。2016年，中注协以书面的形式告知承接农林牧渔类上市公司审计业务的会计师事务所年报审计业务中可能存在的风险。绿大地、万福生科、蓝田科技等农业上市公司审计失败事件的频发，也凸显出农业上市公司可能隐藏着巨大的风险。因此，本文以我国农业上市公司为研究对象，分析影响该行业审计收费的因素，以期在市场化背景下为我国更有针对性地规范审计收费行为和提高农业上市公司审计质量提出建议。

二、文献综述

Simunic（1980）以美国397家上市公司为样本，建立多元线性回归模型，从风险状况、损失分担机制、会计师事务所的投入和产出及被审计单位的规模四个方面分析可能影响审计收费的十大因素，并认为被审计单位的规模是影响审计收费最重要的因素。自此，学术界开始对审计收费的影响因素开展广泛探讨。例如，Francis（1984），Anderson和Zeghal（1994）分别基于Simunic的研究结果分析了澳大利亚和加拿大的审计市场，发现审计收费与样本公司的资产规模、交易或事项的复杂程度以及执行审计业务的会计师事务所的规模密切相关。

审计收费问题同样引起了国内学者的重视，并在已经经过实证研究证实的上市公司规模等影响因素的基础上进行了拓展。近十几年的研究结果发现：上市公司所在地（刘斌等，2003）、对外担保额、应收账款占总资产的比率（张继勋等，2005）、关联方交易金额（马建威、李伟，2013）、高管审计背景（蔡春等，2015）、会计-税收差异对注册会计师判断审计风险的影响（程昔武等，2016）等因素也显著影响了审计收费。还有学者从供需不平衡、社会化网络媒体关注、媒体负面报道、企业信息化水平等角度进行了实证研究。根据有关学者的汇总结果，国内外研究中已经有100余个要素被用于实证研究以检验是否影响审计收费。但是，目前对不同行业审计收费影响因素的实证研究仍然较少，此类研究对于有针对性地提高不同行业的审计质量具有重要意义。

三、理论分析与假设

审计收费是审计服务的需求方与供给方博弈的结果，因此本文从被审计单位的特征、会计师事务所的特征及审计业务的特征三个方面进行理论分析并提出假设。

（一）被审计单位的特征

被审计单位的规模以及组织结构和交易或事项的复杂程度是被审计单位特征中与审计收费有关的主要因素。

1.被审计单位的规模。一般来说，被审计单位的规模越大，其内部控制系统更为复杂，需要审计测试的范围就越大，重大错报风险水平更高，相应地对审计风险补偿的要求也会提高。同时，为了控制审计风险，审计师需要花费更多的时间和精力进行控制测试和实质性测试，以降低检查风险，审计成本必然也会提高。因此本文提出第一个假设：

假设1：我国农业上市公司的规模与审计收费正相关。

2.被审计单位经济业务的复杂程度。一般来说，以被审计单位的子公司数目代表其交易或事项的复杂性。被审计单位子公司数目越多，关联交易量越大，经济业务更为复杂，发现被审计单位利用关联交易隐瞒真实财务状况、操纵盈余等舞弊行为的难度就越大，审计风险也就越高。本文研究的农业上市公司的业务特征，决定了其资产中可能包括大量的生物性资产，并且生产经营跨越的地理区域和业务类型较多，子公司数量相应增加，为了补偿审计风险和投入成本，审计收费相应越高。因此本文提出第二个假设：

假设2：我国农业上市公司交易或事项的复杂程度与审计收费正相关。

3.被审计单位的经营状况。在执行审计业务前，会计师事务所通过对被审计单位的经营绩效进行分析，判断接受业务的风险程度，进而影响收费定价。当被审计单位的经营管理状况较差时，重大错报风险增加，审计收费作为审计风险溢价随之提高。已有文献大多通过总资产净利率衡量盈利能力，利用资产负债率代替财务杠杆，通过存货占总资产的比例、应收账款占总资产的比例来衡量固有风险，这对于被审计单位经营状况的反映并不全面。本文选取12个指标建立农业上市公司绩效评价指标体系，利用因子分析法研究样本公司业绩的总得分，以衡量我国农业上市公司的经营绩效。因此本文提出第三个假设：

假设3：我国农业上市公司的经营绩效与审计收费负相关。

4.被审计单位的组织结构。企业的组织结构涵盖所有权结构、内部控制、公司治理等内容。在所有权结构方面，股权过度集中造成的大股东对中小股东的隧道挖掘问题，不利于企业向共同利益的方向发展，高度的股权集中，可能会增加审计风险，提高审计收费。本文通过前五大股东持股比例之和反映我国农业上市公司股权的集中程度，利用Z指数和DR₅衡量股权的制衡程度，以考察我国农业上市公司的所有权结构。此外，管理层的学历作为重要的信号反映了公司治理方面的主要风险，尤其是农业上市公司，不仅要求管理者精通经营管理，对其掌握的农业技术知识也有较高要求，如果管理层的能力较低，将提高公司经营管理的风险，增加审计收费。基于我国农业上市公司组织结构的特点，本文提出以下假设：

假设4：我国农业上市公司股权集中度、股权制衡度R₅与审计收费负相关，股权制衡度Z值与审计收费正相关。

假设5：我国农业上市公司管理层的能力与审计收费负相关。

（二）会计师事务所的特征

知名的会计师事务所通常意味着较强的专业胜任能力、较高的独立性和职业道德素养，象征着高质量的审计服务。为了获得高质量的审计服务，委托方需要为此支付更高的对价，品牌会计师事务所则凭借其以往在农业上市公司的审计业务中积累的较多专业知识和经验获得更多的行业专长溢价。从会计师事务所连续执行审计业务的任期角度来看，在“学习曲线”的作用下，一般审计任期越长，会计师事务所对被审计单位的信息了解得越多，成本也随之减少，审计收费有所降低。根据以上两方面，本文提出以下假设：

假设6：对我国农业上市公司进行审计的质量与审计收费负相关。

假设7：对我国农业上市公司进行审计的会计师事务所的连续任期与审计收费负相关。

（三）审计业务的特征

从审计报告滞后期的角度来看，自资产负债表日到审计报告最后签署的时间区间越长，意味着审计人员在执行审计的过程中遇到了较多的问题，或是需要准备更为复杂的审计报告，审计风险和成本增加，审计收费可能增加。从审计意见来看，任何一家上市公司的管理层都不希望获得带有非标准审计意见的审计报告，因此，在出具审计报告之前會计师事务所与管理层的沟通环节会更加繁琐，甚至希望购买审计意见，从而在审计收费上表现出增加的趋势。基于审计业务特征，本文提出假设：

假设8：我国农业上市公司审计报告滞后期与审计收费正相关。

假设9：我国农业上市公司审计意见的类型与审计收费显著相关。

四、研究设计

（一）样本选择和数据来源

本文根据我国证监会发布的《上市公司行业分类指引》，选择在我国上海证券交易所和深圳证券交易所上市的农业企业，作为研究我国农业上市公司审计收费影响因素的样本。为保证数据的一致性和结果的可信性，最终选定2017年我国35家农业上市公司作为样本，其中包括：林业企业4家、畜牧业企业11家、渔业企业6家、农业企业12家、农林牧渔服务业企业2家。为确保数据的有效性，所有样本公司的相关评价指标和变量均以证监会指定信息披露网站巨潮资讯网（www.cnifo.com）公布的上市公司年报为基础，并运用SPSS 22统计软件进行分析。

（二）变量选择与定义

根据理论分析，本文从被审计单位的特征、会计师事务所的特征及审计业务的特征三个方面共选取了11个变量作为样本公司审计收费的解释变量，各变量的具体含义见下页表1。

（三）模型设计

为计算我国农业上市公司的经营绩效，本文采用了基于主成分分析的因子分析法。首先将所有样本指标的原始数据进行标准化处理，然后计算相关系数阵，对应于相关系数阵R，求特征方程|R-I|=0的p个非负特征值及特征向量，最后取特征值大于等于1的公因子作为主分量，利用因子得分分析模型和经营绩效总得分模型，最终得出样本公司绩效得分。

为检验表1中的解释变量对我国农业上市公司审计收费的影响程度，本文借鉴了以下公式（1）修订的Simunic审计收费模型，其中E（c）表示审计收费;c为单位审计资源的审计机会成本和业务利润;q表示审计师为完成审计所需要的资源;E（d）表示由于为被审计单位出具审计报告而导致会计师事务所可能承担的风险;E（θ）表示上述风险发生的概率。

E（c）=cq+E（d）E（θ）（1）

基于以上Simunic审计收费模型，结合本文的研究目的以及我国审计市场的特点，建立分析我国农业上市公司审计收费影响因素的模型（2）：

LNFEE=β₀+β₁LNASSET+β₂SUB+β₃F+β₄CR₅+β₅Z+β₆DR₅+β₇EDU+β₈RANK+β₉Y+β₁₀D+β₁₁OP+μ（2）

五、实证结果及分析

（一）运用因子分析法计算样本公司的经营绩效

1.相关绩效指标值描述性统计。表2反映了用于评价样本公司经营绩效的12个指标的描述性统计结果，其中88.57%的样本公司净利润为正，且平均销售净利率达到6.875%，结合净资产收益率和总资产报酬率，以及每股收益的均值，说明我国农业上市公司的整体盈利状况较好;另外，资产负债率平均为40%，说明我国农业上市公司的偿债能力较好，债务压力较小，虽然流动比率的均值大于2，但整体水平还有进一步优化的空间;从样本公司的运营状况和发展能力指标值可以看出，大部分农业上市公司的资产和业务规模正在以较快的速度不断扩大。虽然从总体上看，我国农业上市公司的绩效水平较好，但是从最大值、最小值以及标准差的角度来看，样本公司绩效指标的内部差异性很大，盈利状况、偿债能力、运营和发展存在优劣两级差距明显的状况。

2.综合绩效指标的计算。由于资产负债率与经营绩效负相关，为了方便评价和分析，在计算综合指标前取其倒数，将资产负债率转为正向指标。在运用统计软件进行因子分析前，需要对数据的相关性以及公因子提取指数之间的相关性进行检验。表3显示，KMO的检验结果为0.65，巴特利特球度检验统计量的观测值为465.47，显著性水平小于0.05，说明本文获得的数据适合采用因子分析法。

本文采用主成分分析法计算公因子的特征值、贡献率和累计贡献率，如表4所示。为了使公因子反映充足的样本信息，本文选择了特征值大于1的四个主成分，基本上反映了样本所包含的85.54%的信息。然后运用最大方差法对因子载荷矩阵进行五次旋转，并根据旋转因子载荷矩阵中各个指标在每个公因子上的载荷对四个公因子进行命名，以便对其经济意义进行解释。旋转后可以发现，销售净利率、净资产收益率、总资产报酬率、每股收益在因子F₁上的载荷值分别为0.954、0.883、0.861和0.702，因此F₁可以代表样本公司的盈利能力;流动比率、速动比率、资产负债率在F₂上的载荷均在0.9以上，因此F₂可以代表样本公司的偿债能力;因子F₃包含了应收账款周转率和总资产周转率，载荷值在0.8以上，代表了样本公司的营运能力;最后，因子F₄代表了样本公司的发展能力，主要包括存货周转率、主营业务和总资产周转率。

根据表5的因子得分系数矩阵，分别得到四个公因子的计算模型如下：

F₁=0.472X₁+0.304X₂+0.274X₃+0.133X₄-0.038X₅-0.043X₆-0.036X₇-0.092X₈-0.074X₉-0.237X₁₀-0.066X₁₁+0.075X₁₂（3）

F₂=-0.020X₁-0.034X₂-0.031X₃+0.020X₄+0.346X₅+0.346X₆+0.329X₇+0.005X₈-0.053X₉+0.054X₁₀-0.044X₁₁+0.031X₁₂（4）

F₃=-0.331X₁-0.025X₂+0.033X₃+0.216X₄-0.004X₅-0.032X₆+0.047X₇+0.052X₈+0.414X₉+0.520X₁₀+0.023X₁₁-0.185X₁₂（5）

F₄=-0.002X₁-0.013X₂-0.042X₃-0.050X₄-0.036X₅+0.048X₆-0.040X₇+0.459X₈-0.062X₉+0.031X₁₀+0.372X₁₁+0.442X₁₂（6）

最后，根據上页表4中主成分分析法所产生的四个公因子的方差贡献率占总方差贡献率的比重，可以得到评价我国农业上市公司经营绩效的模型如下：

F=0.3037F₁+0.2841F₂+0.2264F₃+0.1858F₄（7）

将样本公司的数据代入模型，得到各个样本的经营绩效总得分和排名结果，如表6所示。其中多家样本公司的得分为负，负值代表其经营绩效低于行业平均水平。从表6可以看出，在平均绩效水平之上的样本公司，50%为畜牧业，占该行业样本公司的63.64%，这表明目前我国畜牧类上市公司的绩效水平较好;另外，有33.33%的农业种植类上市公司的绩效在总体的平均水平之上;从事农业服务业的样本公司虽然只有两家，但是宏辉果蔬的绩效在所有样本公司中排名第一，开创国际的绩效与平均水平的差距也并不大，说明未来农业服务业的发展潜力巨大;水产业只有一家样本公司进入平均水平之上，林业样本公司的最高排名为第23名，表明这两个行业分类的农业上市公司的经营绩效水平较差。

（二）我国农业上市公司审计收费影响因素研究

1.描述性统计。对解释变量的描述性统计结果如表7所示。可以看出，平均每家样本公司拥有22家子公司，我国农业上市公司的规模普遍较大;第一大股东持股比例平均为第二大股东持股比例的13.94倍，表明样本公司48.87%的股权由前5大股东掌握，我国农业上市公司存在股权集中的现象。另外，在会计师事务所执行审计业务方面，样本公司倾向于选择排名前十位的会计师事务所进行审计，但均未选择国际“四大”进行审计，会计师事务所连续审计年限平均为6年，最长的达16年，最短的仅为1年，并通常在资产负债表日后3个月后公布审计报告。

2.回归分析结果。首先将设置的变量全部强制引入模型中，结果如下页表8所示，本文所建立的审计收费回归模型整体上高度显著（F=18.080），调整后的R²为0.847，表明模型对审计收费的影响因素的解释力比较强。

为了进一步增强我国农业上市公司审计收费模型的解释力，本文依次剔除管理层的教育水平、审计师的连续任期、会计师事务所的排名等不显著相关的变量，重新进行回归，以检验模型的稳健性。回归结果如下页表9所示，回归模型的F检验值提升至38.475，调整的R²也增加了0.02，模型的解释能力有了进一步的提升。

根据最终的回归结果，可以看出我国农业上市公司的资产规模、子公司的数量、股权集中度Z指标在1%的水平上显著，并且与审计收费正相关。也就是说我国农业上市公司的规模越大，经济业务事项越复杂，第一大股东相对第二大股东持股比例越有优势，审计收费越高。股权制衡度指标DR₅在5%的水平上对我国农业上市公司审计收费有显著影响，但与预期的负相关关系相反，第二到第五大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比与审计收费呈显著正相关，即其他股东能够完全牵制第一大股东时，审计师要考虑这一类型的股权结构降低了被审计单位的经营决策效率，增加了风险，审计收费增加。而我国农业上市公司的经营绩效在10%的水平上对审计收费有显著的负向影响，表明我国农业上市公司的经营绩效越好，重大错报风险相对较低，审计收费也会减少。

虽然已有研究已证明管理层的教育水平、审计师的连续任期、会计师事务所的排名、审计意见、审计滞后期对审计收费有显著影响，但是可能由于我国农业上市公司自身的特征以及如審计意见相关数据等并没有显著变化，以上变量并没有在本文的模型中与审计收费表现出显著的相关关系。未来的研究可以扩展数据，将截面数据扩展为连续几年的面板数据，以更好地观察各个变量与审计收费之间的关系。

六、结论与建议

本文对影响我国农业上市公司审计收费的因素进行了检验，结果显示，农业上市公司的资产规模、子公司数量、股权结构、经营绩效显著影响审计收费。与其他研究的结论一致，目前我国农业上市公司的规模和经济业务复杂程度是影响审计收费的主要因素。

为此，本文提出以下建议：（1）虽然审计收费的标准已经放开，政府仍然应当采取措施加强监管，监督审计师是否执行了必要的审计程序，在确定审计收费时是否充分考虑了影响收费的多种因素，确保会计师事务所的投入与收费关系的合理性，保障审计质量，避免审计市场中出现低价揽客、购买审计意见等恶意竞争行为。（2）政府在放开审计定价标准的同时要完善法律诉讼制度和赔偿制度，使审计收费有法可依。应当考虑审计的特点和审计风险产生的原因，使审计师和会计师事务所在合理的情况和范围内承担责任，避免其承担审计责任之外的风险。（3）从会计师事务所和审计师的角度来看，审计师应当提高独立性和专业胜任能力，尤其是农业等对专业要求较高的行业，要求会计师事务所具备掌握相关知识的审计人员和专家等资源，当会计师事务所拥有丰富的相关行业审计经验之后，可以获得更多的行业专长溢价，既提高了审计质量，又可以使审计收费更加合理。（4）建立审计收费第三方监管机制，由独立第三方保管审计收费，依据相关标准对审计工作进行评价，判定会计师事务所应当获得的报酬，防止委托方与会计师事务所之间存在不当利益关系，从而保证审计的独立性及审计质量。S

【参考文献】

[ 1 ] 伍利娜.审计定价影响因素研究——来自中国上市公司首次审计收费披露的证据[J].中国会计评论，2003，（01）：114-127.

[ 2 ] 刘斌，叶建中，廖莹毅.我国上市公司审计收费影响因素的实证分析——深沪市2001年报的经验证据[J].审计研究，2003，（01）：44-47.

[ 3 ] 张继勋，陈颖，吴璇.风险因素对我国上市公司审计收费影响的分析——沪市2003年报的数据[J].审计研究，2005，（04）：35-38.

[ 4 ] 张宜霞.财务报告内部控制审计收费的影响因素——基于中国内地在美上市公司的实证研究[J].会计研究，2011，（12）：70-77.

[ 5 ] 朱晓文，王兵.国家审计对注册会计师审计质量与审计收费的影响研究[J].审计研究，2016，（05）：53-62.

[ 6 ] 陈峻，杨旭东，张志宏.环境不确定性、企业社会责任与审计收费[J].审计研究，2016，（04）：61-66.