企業創新投入會提高審計收費水平嗎

胡海川 賈望藤 安海崗

【摘 要】 在現代風險導向審計下，審計師是否會將企業創新活動視為一種風險預警并反映到審計定價決策上，是當前業界和學術界關注的新熱點。基于此，文章基于2015—2019年滬深A股上市公司數據，探尋企業創新投入與審計收費兩者間的關系。實證結果顯示，企業創新投入與審計服務收費存在顯著的正相關關系，在此基礎上，引入審計時滯對審計成本進行衡量，進一步證明了審計機構追加服務并非審計收費提升的首要原因，獲得風險溢價補償才是其首要目標。與此同時，企業的創新產出與創新環境作為有效調節因素，能顯著削弱企業創新投入與審計收費的正相關性。由此可知，企業支持創新活動并降低創新活動所帶來的負面影響，對于企業可持續發展具有重要意義。

【關鍵詞】 創新投入; 審計收費; 審計時滯; 風險導向審計

【中圖分類號】 F275? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2022）12-0024-08

一、引言

創新是企業持續發展的源動力，“十四五”規劃指出，要提升企業技術創新能力，完善創新服務體系。企業創新活動周期長、投入多、不確定性強，增加了企業盈余管理的可能性，進而會影響到創新主體的潛在風險水平[1]。作為資本市場的重要參與者，外部審計機構通常會根據現代風險導向審計的要求，對高風險點投入更多的審計資源。同時，根據Simunic[2]的審計收費模型，企業審計收費會受到審計師努力程度、審計資源以及由于審計失敗而索取的審計溢價補償等因素的影響。基于創新驅動發展的經濟背景，探析審計機構是否會對企業創新行為保持應有的職業謹慎，并最終反映到審計收費上是十分有必要的。

本文在探析創新活動與收費關系時，以創新投入、創新產出以及創新環境為切入點，以滬深A股上市公司2015—2019年樣本數據為基礎，試圖明確三個實質性問題，第一，企業創新活動是否會導致審計收費水平的提高？第二，審計收費的提高是由于審計師提升了工作強度導致成本增加，還是僅單方面為了彌補可能發生的損失收取了更高的風險溢價？第三，創新產出和創新環境是否會對創新投入與審計收費的關聯度產生影響？與現有文獻相比，本文的邊際貢獻在于：第一，深入剖析企業創新活動對其他市場參與主體的影響，使該領域的研究邊界得以拓展。第二，在已有學者研究企業創新活動與審計收費的基礎上，明確創新活動對審計收費的影響機理，厘清會計師事務所針對創新型企業審計收費的內在依據。第三，全方位審視企業的創新活動，考查其對審計收費的影響。本文深入探析企業創新行為和審計收費的內在邏輯關系，以期能夠為“十四五”發展背景下企業創新水平提升和風險管控意識的強化提供經驗證據，并且能夠進一步豐富企業創新和外部審計方面的研究成果。

二、理論分析和研究假設

（一）企業創新投入與審計收費

在風險導向審計模式下，審計風險的主要考量因素是企業經營戰略風險，而審計風險也會顯著影響審計收費，葛新旗等[3]、張鑫等[4]研究指出，企業經營風險越高，審計風險越大，審計收費就越高。企業創新活動可能預示著更高的產出，也可能會因其本身的周期長和高度不確定性面臨經營失敗的風險，陳彩云等[5]研究發現，創新投入與企業風險之間存在U型關系。就我國現階段情況來看，創新投資活動預示著更高的風險：第一，現階段我國創新產出效率依舊較低，要堅定創新自信，著力攻克關鍵核心技術，加快技術自主創新。因此，創新投入作為企業重要的經營戰略，投入越多，其失敗后則承受更大的損失，給企業帶來更多未知風險。第二，創新活動是企業核心環節，管理層為保持企業競爭力一般不愿披露過多有關信息，增加了信息不對稱性，提高了股價崩盤風險，加劇了企業經營風險和重大錯報風險。第三，創新投入增加了企業財務績效的不確定性。創新投入的不斷增加，企業財務績效的不確定性也隨之上升，根據信號傳遞理論，盈余波動在一定程度上會影響投資者對于企業風險的認知與評判，面對經營業績的不確定性，投資者會更為謹慎，企業融資約束將被擴大，因此為規避收益不確定性帶來的負面影響及給投資者造成的不良預期，企業通過盈余管理來平滑收益及謀取私利的動機將大大增加，帶來潛在的財務舞弊和造假的風險[6]。第四，由于創新活動的獨特性造成結果預見性差，市場上缺乏衡量的統一標準，企業的新技術、新業務可能會使財務舞弊的手段更加隱蔽與高明，審計師無法利用以前的經驗，審計難度會順勢增加。第五，邢會等[7]認為，部分企業創新投資活動的動機在于獲得政府的短期補助，是“謀求扶持”的策略性創新行為，存在較高的政策性風險。在上述情形下需要審計師保持應有的職業謹慎，李洪[8]指出，審計機構會追加審計資源、實施更充分的審計程序等來降低審計失敗的概率;而基于Telser[9]提出的“深口袋”理論，芮懷漣等[10]認為要通過收取更多風險補償溢價轉移潛在的審計失敗風險，彌補損失，因此審計機構的上述兩種選擇都會導致審計師提高審計收費來確保審計質量。基于上述分析，提出假設1。

H1：在其他條件不發生改變的前提下，企業創新投入越多，則審計收費就會越高。

（二）企業創新投入與審計成本

步丹璐等[11]研究發現，創新投入的增加導致企業風險的加大，財務錯報風險亦會伴隨其中，此時，審計機構必然會權衡審計成本與風險補償二者間的關系，最終會以審計收費的增加來確保審計質量。鐘鳳英等[12]立足審計機構視角，認為審計資源投入和風險溢價補償是審計收費的主要決定因素。面對企業的創新活動，審計機構必然會考量其風險水平并推行如下方案：第一，如果客戶追加了創新投資，審計機構必然會提升工作強度，對審計對象投入更多資源，進一步增加或細化審計程序，必然會導致審計工作成本的增加，拉長審計時滯[13];第二，“審計需求保險假說”認為，作為一種風險轉移和規避機制，審計活動會引致審計機構與客戶之間的博弈，當客戶在推進創新投資活動時，審計機構一方面會消極應對，另一方面則會以抬升審計收費的方式彌補可能發生的損失[14]。審計機構可能采取其中一種方案，也可能會兩種方案交叉使用，這其中必然繞不開針對企業創新投入對審計機構業務收費影響機理的討論，而且還應考慮審計工作成本在其中發揮的作用。因此，引入“審計時滯”變量作為審計成本的有效考量指標。審計時滯能直接反映審計機構的業務水平，更重要的是，它直接關系到利益相關者獲取財務信息的及時性。劉穎斐等[15]研究指出，如果在對存在創新投資的企業客戶提供審計服務時產生了審計時滯，則表明是由于審計師努力程度增加引致審計收費的提升;如果未引起審計時滯增加，則證明審計師僅對此類企業收取了風險補償溢價，并未投入更多實質性的審計資源，此時審計機構并未通過提高工作強度來增加審計收費。綜上所述，本文提出競爭性假設2。9AD6BB18-DE99-49D5-8DFE-BD10E47688CE

H2a：在其他條件不發生改變的前提下，企業創新投入與審計時滯呈正相關關系。

H2b：在其他條件不發生改變的前提下，企業創新投入并不會對審計時滯造成影響。

（三）創新產出和創新環境的抑制效應

作為一種利好信號，創新產出在很大程度上能夠削弱創新活動的不確定性，帶來一系列的正面效應，例如吸引更多投資者的關注，獲得政府補助，緩解融資約束，降低收益的波動性，減少財務舞弊和盈余管理發生的可能性，這一系列正面效應也使創新風險得以降低[16]。Krishnan et al.[17]則特別指出，研發成本的資本化意味著企業研發投入轉化效果較好，研發活動風險相對較低，在風險導向審計前提下，創新投入對審計收費的提升作用也相應被削弱了。與此同時，創新環境作為企業創新發展的基本支撐，是創新成果得以轉化的先決條件，營造良好的創新環境能夠在很大程度上降低企業創新活動所帶來的風險[18-19]。綜合上述分析，本文預期良好創新環境的營造是能夠向外界傳遞“創新活動風險較低”的信號，此信號也能有效削弱創新投入對審計收費的提升作用。基于此，本文提出假設3和假設4。

H3：在其他條件不發生改變的前提下，創新產出增加，企業創新投入對審計收費的提升作用就會被削弱。

H4：在其他條件不發生改變的前提下，創新環境越好，企業創新投入對審計收費的提升作用就會被削弱。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

為保證樣本量充足及代表性，同時考慮2020年疫情特殊性，本文選取2015—2019年滬深A股上市公司作為研究樣本，為保證研究結論的可靠性，對所選樣本進行如下步驟的處理：第一，將研發投入數據空缺的樣本予以剔除;第二，金融類上市公司有其特殊性，與其他行業存在較大差異，故排除此類公司;第三，考慮到ST和？觹ST公司財務狀況的特殊性，亦剔除此類公司樣本;第四，部分公司財務數據不連續或缺失，也會影響最終的實證結果，故剔除。最終篩選得到12 587家公司-年度非平衡面板數據樣本。為盡可能降低極端值對最終結果的影響，筆者對所有連續變量進行1%和99%分位的Winsorize處理。本文企業層面的財務指標、創新活動、審計收費、基本經營狀況以及行業分類等數據均通過查詢企業年報和CSMAR數據庫取得。

（二）變量定義

審計收費為本研究的被解釋變量，參照李世輝等[22]、何威風等[23]的做法，對上市公司當年所發生的審計費用取自然對數，用Fee表示。審計時滯為另一個被解釋變量，參考劉穎斐等[15]、劉笑霞等[24]的做法，對資產負債表日與審計報告簽署日之間的間隔天數加1并取自然對數，用Arl表示，該數值越大，意味著審計延遲越久，也從側面反映出審計機構成本付出較多。企業創新投入作為解釋變量，借鑒王欣欣[20]、劉中燕等[21]的做法，以企業研發支出衡量創新投入，對其加1并取自然對數進行處理，用Inno表示。以創新產出和創新環境作為調節變量，創新產出變量設定參考崔也光等[25]的觀點，具體度量指標為研發資本化率，由研發資本化總額除以研發投入總額算得，用Capita來表示;企業現金流創造能力的強弱直接關乎研發活動能否順利開展，參考步丹璐等[11]的做法，本文使用經營性現金流作為企業創新環境的代理變量，由經營活動產生的現金凈流量除以總資產得出，用Cfo表示。為防止其他因素干擾，設定相應的控制變量來確保研究結論的可靠性。選取資產規模（Size）、財務杠桿（Lev）、凈資產收益率（Roe）、存貨占比（Inven）、應收賬款占比（Arec）、審計意見（Opinion）、事務所規模（Big4）、產權性質（State）、盈虧水平（Loss）作為控制變量，并對行業（Industry）和年份（Year）進行控制。具體變量定義如表1所示。

（三）模型構建

為了驗證H1與H2，分別構建模型1和模型2，檢驗創新投入對審計收費和審計時滯產生何種影響，只有當α1、β1顯著時，后續研究才有意義。

為了驗證H3與H4，構建模型3和模型4，檢驗創新產出和創新環境是否能減弱創新投入對審計收費的正向影響。當γ3和δ3顯著時，證明調節效應存在。

四、實證分析

（一）描述性統計

表2為變量的描述性統計結果。審計收費（Fee）的均值為13.864，最大值和最小值分別為16.321和12.610，標準差為0.675，表明審計機構對其服務的客戶收取的工作報酬存在一定的差異;審計時滯（Arl）的最大值和最小值分別為4.796和3.892，標準差為0.188，說明樣本公司審計報告簽署延遲水平差距較小;企業創新投入（Inno）的最小值和最大值分別為13.530和21.842，標準差為1.460，充分表明樣本企業的創新投入水平存在一定差距。與此同時，通過觀察樣本公司控制變量的描述性統計結果發現，公司債務融資比重的均值為0.398，凈資產收益率存在一定差距，97.8%的企業被出具了標準審計意見，僅有5.3%的企業雇傭“四大”會計師事務所提供審計服務，樣本企業有29.2%是國有性質的，91.5%的公司能夠實現盈利。所有控制變量的分布規律與既有文獻基本能夠保持一致。

（二）相關性分析

本文對樣本公司所有變量的相關性進行了Pearson檢驗（限于篇幅，Pearson相關系數表省略）。除企業規模（Size）與審計收費（Fee）的相關系數為0.774之外，其他主要變量相關系數均小于0.6，同時，由表2可知，各變量的方差膨脹因子（VIF）均小于10，說明本文所選取變量不存在嚴重多重共線性問題。審計收費（Fee）與企業創新投入（Inno）在1%的水平上存在正相關性，能夠初步驗證H1，審計時滯（Arl）與企業創新投入（Inno）相關性并不顯著，也初步驗證了H2b。主要變量間的關系，需要經過進一步系統檢驗以驗證結論的可靠性。9AD6BB18-DE99-49D5-8DFE-BD10E47688CE

（三）回歸分析

表3列（1）為模型1創新投入（Inno）與審計收費（Fee）關系的回歸結果，創新投入與審計收費回歸系數在1%的水平上顯著為正，即企業創新投入越多，審計機構的服務收費則會越高，H1得以驗證。該結果也表明：審計機構在對被審計單位提供審計服務時會充分權衡企業創新活動所蘊含的潛在經營風險和戰略風險，為有效規避審計失敗所帶來的聲譽損失及訴訟賠償風險，審計機構會對存在創新投資的公司制定更高的審計收費。此外，企業規模、事務所規模、產權性質、盈虧水平、盈利能力以及審計意見均會對事務所審計收費產生顯著影響，回歸結果基本符合預期，說明這些變量也發揮了應有的控制作用。

表3列（2）為模型2創新投入（Inno）與審計時滯（Arl）關系的回歸結果，創新投入與審計時滯兩者并沒有顯著的相關性，企業創新活動并不會對審計時滯帶來顯著影響，不會對審計師的努力程度帶來顯著的提升，H2b得到驗證。上述初步的回歸結果表明：面對企業創新活動所釋放的風險信號，審計師并沒有投入更多的時間和資源開展審計工作。模型1和模型2的回歸結果共同說明了審計機構對存在創新活動的企業客戶開展業務時，會充分審視潛在的風險，并制定更高的審計收費，審計收費提高則意味著審計機構要求更高的風險溢價補償，并非增加審計成本而產生的結果。

對變量中心化處理后進行回歸，表4列（1）為模型3中創新產出（Capita）對創新投入（Inno）與審計收費（Fee）調節作用的回歸結果，其中創新投入與研發支出資本化程度的交乘項（Inno×Capita）在1%水平上顯著為負，說明企業研發支出的實際轉化效果越好，越能夠有效地削弱創新投入與審計收費的正相關關系，H3得以驗證。表4列（2）為模型4中創新環境（Cfo）對創新投入（Inno）與審計收費（Fee）關系調節作用的回歸結果，其中經營性現金流與創新投入的交乘項（Inno×Cfo）在1%水平上顯著為負，說明企業經營性現金流越充裕，即企業擁有良好的創新支撐背景，則形成創新成果的概率越高，進而創新投入對審計收費的影響就會越小，即創新環境顯著抑制了兩者的正相關關系，H4得以驗證。

綜合以上結果來看，企業研發資本化率、企業經營性現金流能夠傳遞企業有充分的創新保障、創新成功概率較高等信息，降低了審計師所預期的創新投入引致的風險概率。因此，創新產出越高，創新環境越好，越能弱化創新投入對審計收費的正向效應。

（四）穩健性檢驗

審計收費提高意味著審計質量的改進與提升，基于信號傳遞理論，高質量的審計報告的提供能夠緩解企業與利益相關方之間的信息不對稱問題，改善投資者對企業的信任度，有效解決融資約束難題，進而疏解企業的運營管理壓力，為企業進一步開展創新活動奠定基礎，這也導致了本文構建的模型可能存在內生性問題。為了抑制內生性問題對于研究結果的干擾，有效緩解反向因果關系，一方面對主變量進行滯后一期回歸分析，另一方面引入工具變量法進行深入討論，旨在增強研究結論的穩健性和可信度。

對主變量企業創新投入滯后一期與審計收費進行回歸處理，表5列（1）結果顯示企業創新投入（Innot-1）的回歸系數在5%的水平上顯著為正，H1仍然得到驗證支持，與此同時，既有控制變量的回歸結果與進行滯后處理前的結果也基本保持一致。對主變量企業創新投入滯后一期與審計時滯進行回歸處理，表5列（2）結果顯示企業創新投入（Innot-1）的回歸系數依舊不顯著，也充分表明面對積極開展創新活動的企業，審計機構選擇以更高的風險溢價補償來對沖審計風險，追加資源開展審計工作的意愿并不夠強烈，H2b仍然能夠得到驗證。對創新投入變量滯后一期處理，再次檢驗創新產出、創新環境在企業創新投入與審計收費關系中的調節作用，研發資本化程度與企業創新投入的交乘項（Innot-1×Capita）、經營性現金流與創新投入的交乘項（Innot-1×Cfo）的回歸系數顯著為負，H3和H4仍然能夠得到驗證（限于篇幅，交乘項穩健性檢驗表省略）。綜上所述，相關回歸結果是穩健可靠的。

內生性問題的解決主要借助兩階段最小二乘法（2SLS），將創新投入變量滯后一期處理后（Innot-1）作為其工具變量。一方面，滯后一期的創新投入水平會影響該企業當年的創新投入水平，滿足相關性要求;另一方面，滯后一期的創新投入水平并不會直接影響審計師對該企業當年的審計收費，滿足外生性要求。因此，該變量的構建可以較好地將企業創新投入中相對外生的部分“剝離”出來，符合工具變量的選擇要求。針對企業創新投入對于審計收費的影響，檢驗所選工具變量的有效性，第一階段回歸結果表明創新投入的滯后變量（Innot-1）在1%的水平上顯著為正，“存在弱工具變量”的原假設被拒絕，說明本文所設定的工具變量是合理有效的;未進行滯后處理的創新投入變量，在第二階段檢驗中其回歸系數依然在1%的水平上顯著為正，說明充分考慮內生性問題并對其實施控制之后，H1仍能夠得到驗證，結果是穩健的。同理，針對創新投入對于審計時滯的影響，驗證所選工具變量的有效性，第一階段回歸結果仍拒絕“存在弱工具變量”原假設，工具變量合理有效，而未進行滯后處理的創新投入變量不顯著，說明控制內生性問題后，H2b仍得到驗證，結果穩健。

（五）進一步討論

企業因其自身產權差異可能在經營目標和資源豐裕程度上存在明顯差異，可能導致創新活動對審計師定價決策的影響存在區別，本文認為相較于非國有企業，審計師在為國有企業提供審計服務時，企業創新投資對審計師定價決策的影響相對較弱。因此，對樣本公司按照產權性質進行分組，研究企業創新活動對審計收費的影響在不同產權性質下是否存在差異。

創新投入與審計收費的回歸結果如表6列（1）和列（3）所示，不管是國有企業還是非國有企業，創新投入（Inno）的回歸系數均在1%水平上顯著為正，說明企業開展創新活動，追加創新投資，都會使審計機構提高審計收費，通過觀察回歸系數可知，相較于國有企業，審計機構針對非國有企業的審計定價會更高一些。為增強結論的穩健性，進一步采用交乘項的方法予以檢驗，結果如表6列（5）顯示，采用審計收費（Fee）作被解釋變量時，交乘項（Inno×State）的系數在5%水平上顯著。結果表明在審計收費方面，審計師對企業創新投資的態度會因企業產權性質而有所差異。創新投入與審計時滯的回歸結果如表6列（2）和列（4）所示，對于存在創新投資的企業，無論是否為國有企業，審計師都不會增加審計投入，報以消極態度，直接收取審計風險溢價補償。為增強結論的穩健性，進一步采用交乘項的方法予以檢驗，結果如表6列（6）顯示，采用審計收費（Arl）作被解釋變量時，交乘項（Inno×State）的系數不顯著，表明企業創新活動不會因產權性質的不同而對審計資源的投入產生顯著影響。9AD6BB18-DE99-49D5-8DFE-BD10E47688CE

五、結論與相關建議

在我國企業創新投資日益增加的背景下，本文從信號傳遞理論、審計需求保險理論等角度出發，探究企業創新活動對審計機構定價的影響，研究發現：一方面，審計機構向存在創新活動的企業客戶提供審計服務時，會充分審視潛在的風險，制定更高的審計收費標準;另一方面，企業創新投入的增加不會影響審計時滯，即創新投入所導致的審計收費增加意味著審計機構會要求更高的風險溢價補償，并非增加審計成本而產生的結果。另外，穩定的創新產出和良好的創新環境能夠顯著抑制創新投入與審計收費的正相關關系。進一步研究發現，創新投入與審計收費的正相關關系在非國有企業更為顯著，與審計時滯的關系不因產權性質不同而產生差異。

基于以上結論可得出如下啟示：對于審計機構而言，第一，審計業務的開展要嚴格落實風險導向審計，充分考慮企業創新活動等潛在風險點，合理制定審計收費。第二，在評估企業潛在風險時將創新活動其納入分析框架，系統和全方位地考慮創新活動對審計工作的影響，合理采取措施保障審計質量。第三，審計機構要恪守職業規則，努力提高審計質量而不是消極地收取風險溢價。對企業而言，第一，激發創新活力，加速成果高質量轉化，抓好創新投入過程中的風險管控，降低創新帶來的風險與不利影響。第二，提升創新活動信息披露質量，進一步強化與審計機構的溝通，減少信息不對稱，傳遞利好信號，緩解融資約束，降低審計機構對企業的風險預期。

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