企業(yè)合作文化與審計定價

【摘要】本文以2010 ～ 2023年滬深A 股上市公司為樣本， 利用上市公司年報披露的企業(yè)合作文化信息， 通過關鍵詞詞頻構造企業(yè)合作文化指標， 檢驗企業(yè)合作文化對審計定價的影響。實證研究發(fā)現(xiàn)， 企業(yè)合作文化會顯著提高審計定價。機制檢驗發(fā)現(xiàn)， 企業(yè)合作文化通過提升業(yè)務復雜程度和經營風險提高審計定價； 進一步研究發(fā)現(xiàn)， 在非國有企業(yè)、 由非四大會計師事務所審計和財務風險較高的企業(yè)中， 企業(yè)合作文化提升審計定價的效果更明顯。本文從非正式制度角度為企業(yè)合作文化對審計定價的影響研究提供了實證證據， 豐富了有關企業(yè)合作文化經濟后果和審計定價影響因素的研究。

【關鍵詞】合作文化；企業(yè)文化；審計定價；文本分析

【中圖分類號】 F239" " "【文獻標識碼】A" " " 【文章編號】1004-0994（2025）07-0080-7

一、 引言

習近平總書記指出， 錨定建成文化強國戰(zhàn)略目標， 不斷發(fā)展新時代中國特色社會主義文化。在此背景下， 文化作為非正式制度研究的核心內容（Li等，2013；張婷婷和王珠珠，2022）， 越來越受到學術界的廣泛關注。企業(yè)文化根植于企業(yè)價值觀中， 會在不知不覺中影響企業(yè)員工的思維方式和決策行為， 并不斷調整企業(yè)經營方式（Schein，2010）。合作文化是確保其他文化發(fā)揮作用的核心文化屬性（Graham等，2022）。近年來， 合作文化逐漸內化到企業(yè)文化之中， 成為體現(xiàn)企業(yè)“軟實力”的重要因素之一（吳武清和洪振瀚，2024）。

審計作為一項外部監(jiān)督機制， 是確保企業(yè)財務體系高效運行的重要保障（王艷艷和陳漢文，2006；杜興強等，2022）。其中， 審計定價影響因素是審計理論研究的重要內容之一（Simunic，1980）。審計定價是基于審計人員與管理層的合作關系（張繼勛等，2016）形成的合作活動， 它的效率和效果受到企業(yè)合作文化的影響。對于企業(yè)內部而言， 合作文化可以增強企業(yè)各方的溝通意愿， 幫助企業(yè)建立更好的溝通環(huán)境（Cameron 等，2006；潘健平等，2019）， 使員工更愿意以開放透明的態(tài)度與審計師進行交流， 審計人員也更容易收集財務數據或采訪財務人員， 從而減少審計工作量， 降低審計定價（杜亞光等，2023）； 對于企業(yè)外部而言， 在與外部企業(yè)合作的過程中， 企業(yè)的業(yè)務復雜程度（溫來成等，2015）和經營風險（姜忠輝等，2024）上升， 導致審計師加大對被審計單位的審計投入并增強風險感知， 進而提高審計定價以補償成本和風險溢價（陳勝藍和馬慧，2018；王洋洋等，2023）。可見， 企業(yè)合作文化會對審計定價產生影響， 但是影響機制究竟如何， 尚待嚴謹的理論與實證數據支撐。

為此， 本文以2010 ～ 2023年滬深A股上市公司為研究樣本， 運用固定效應模型檢驗企業(yè)合作文化對審計定價的影響。研究發(fā)現(xiàn)， 企業(yè)合作文化會顯著提高審計定價， 經過傾向得分匹配、 熵平衡匹配、 替換被解釋變量衡量方式、 將核心解釋變量滯后一期以及控制遺漏變量的影響等穩(wěn)健性檢驗后發(fā)現(xiàn)以上結論依然成立。機制檢驗結果顯示， 企業(yè)合作文化通過提升業(yè)務復雜程度和經營風險兩個渠道提高審計定價。異質性分析發(fā)現(xiàn)， 對于非國有企業(yè)、 由非四大會計師事務所審計以及財務風險較高的企業(yè)， 企業(yè)合作文化對審計定價的影響更顯著。

本文的研究貢獻主要體現(xiàn)在： 第一， 拓展了合作文化對企業(yè)所產生影響的相關研究。現(xiàn)有文獻多聚焦于企業(yè)內部運營（王亮亮等，2024）、 創(chuàng)新能力（潘健平等，2019）等方面， 本文將視角拓展到合作文化對審計定價的影響上， 實證揭示其不僅作用于企業(yè)內部， 還在企業(yè)與外部審計互動中產生重要影響， 為深入研究企業(yè)合作文化的經濟后果提供了新的方向。第二， 從非正式制度視角豐富了審計定價影響因素的研究。已有研究多從審計師特征、 公司內部治理與公司外部環(huán)境等正式制度因素展開， 本文引入企業(yè)合作文化這一非正式制度， 發(fā)現(xiàn)其與審計定價顯著正相關， 為理解審計定價的決定機制提供了新的視角， 豐富了審計定價影響因素研究體系。同時， 也為審計師在評估審計風險和確定審計定價時考慮非正式制度因素提供了實證依據。第三， 揭示了企業(yè)合作文化通過提高業(yè)務復雜程度與經營風險影響審計定價的內在機理。這一發(fā)現(xiàn)從企業(yè)合作文化的角度拓展了對風險導向審計理論的認識。在風險導向審計中， 審計師需要評估企業(yè)的各種風險因素進而確定審計定價（盛永志等，2018）。以往的研究較少關注企業(yè)合作文化對風險的影響， 本文通過實證分析， 為風險導向審計理論的發(fā)展和應用提供了新的實證支持。

二、 文獻回顧與假設提出

（一） 企業(yè)合作文化相關研究

企業(yè)文化是指企業(yè)員工之間廣泛共享的價值觀和規(guī)范（O'Reilly和Chatman，1996）。企業(yè)文化對企業(yè)內部和外部的影響并不一致。對于企業(yè)內部而言， 企業(yè)文化作為一項非正式制度， 可以彌補正式制度的缺陷， 通過共享的價值觀、 信仰、 行為準則引導員工的思想和行為， 提升組織內部的協(xié)調度和激勵效果（Hermalin，1999）。對于企業(yè)外部而言， 大部分學者認為， 文化強度不同會導致企業(yè)間文化不兼容， 企業(yè)文化會降低長期并購績效（王艷和闞鑠，2014）。然而， 企業(yè)文化的真正價值只有在企業(yè)員工接受并且共同合作， 按標準開展工作的情況下才能實現(xiàn)（Guiso等，2015）。

合作文化是確保其他文化發(fā)揮作用的核心文化屬性（Graham等，2022）。近年來， 合作文化逐漸內化到企業(yè)文化之中， 成為體現(xiàn)企業(yè)“軟實力”的重要因素之一（吳武清和洪振瀚，2024）。企業(yè)合作文化強調合作、 共享、 共贏的價值觀念和行為模式， 以此引導和約束員工的行為（Cameron等，2006）。如果企業(yè)文化推崇合作， 那么企業(yè)內部人員的凝聚力以及團隊合作的緊密度將得到提升。同時， 企業(yè)也會更加積極主動地與有實力的外部機構開展合作， 以實現(xiàn)對稀缺資源的有效整合（潘健平等，2019）。從合作文化對企業(yè)內部的影響來看： 提倡合作文化的企業(yè)不僅具有較強的溝通意愿， 而且往往擁有健全的信息溝通機制（Cameron等，2006；潘健平等，2019；賀正楚等，2022）； 合作文化通過強調合作、 共贏等理念， 促使企業(yè)內部各方的目標和行為更加趨于一致， 從而有效緩解委托代理問題（王亮亮等，2024）。強調合作的企業(yè)更熱衷于與其他企業(yè)建立合作關系。然而， 這種合作傾向可能會帶來一定的弊端， 即增加合作過程中的交易成本， 具體表現(xiàn)為： 一方面， 合作的道德風險會有所上升， 容易出現(xiàn)“搭便車”現(xiàn)象； 另一方面， 合作中技術泄露的風險也會上升（潘健平等，2019）。還有文獻發(fā)現(xiàn)， 對于合作文化氛圍濃厚的企業(yè)來說， 隨著合作的深入， 業(yè)務復雜程度也會上升（溫來成等，2015）。

（二） 企業(yè)合作文化與審計定價

審計定價由審計成本和審計風險組成， 是審計師應對風險的主要決策手段（Simunic，1980）。從審計風險的角度而言， 如果被審計單位具有較高的經營風險， 則審計師會面臨更高的聲譽損失和訴訟風險， 在這種情況下， 審計師傾向于收取更高的審計費用來彌補可能的損失（Bedard和Johnstone，2004）。從審計成本的角度而言， 審計師在開展審計工作前， 會根據企業(yè)經營狀況設計審計程序， 確保工作順利開展并提升報告的可靠性。當被審計單位業(yè)務范圍廣、 復雜程度高時， 為了完成審計程序， 審計師需要投入更多的時間和精力（Simunic，1980；周中勝等，2020）。風險導向審計要求審計師了解被審計單位及其環(huán)境， 而企業(yè)文化又是企業(yè)整體控制環(huán)境中必不可少的一部分， 所以在審計師對企業(yè)環(huán)境風險進行評估進而確定審計定價的過程中， 企業(yè)文化是一項重要因素（Costa和Habib，2023；Chen等，2022）。合作文化是確保其他文化發(fā)揮作用的核心文化屬性（Graham等，2022）， 會從企業(yè)內部和外部兩個方面影響審計定價。

對于企業(yè)內部而言， 強調合作的企業(yè)不僅具有較強的溝通意愿， 而且往往擁有健全的信息溝通機制（Came-ron等，2006；潘健平等，2019；賀正楚等，2022）， 這為審計師與企業(yè)之間的高效溝通提供了有力保障。合作文化能夠讓企業(yè)員工將審計師所需要的信息及時、 準確地傳遞給審計師， 使審計師的信息需求得到迅速回應與反饋（王亮亮等，2024）。在合作文化氛圍濃厚的企業(yè)中， 員工在與審計師互動時可能會合作， 降低審計中的檢查風險， 從而降低風險溢價， 進而降低審計定價。例如， 員工更可能以開放和透明的態(tài)度與審計師交流， 他們可能更愿意提供詳細的信息， 解答審計師的問題， 甚至主動分享可能有助于審計開展的其他相關信息。由于審計過程更加順暢， 審計師有可能減少非必要的審計程序， 進而減輕自身的工作量。在此種情況下， 審計師傾向于調低審計定價（杜亞光等，2023）。

對于企業(yè)外部而言， 從成本補償角度來看， 合作文化會導致企業(yè)業(yè)務復雜程度上升， 進而提升審計師的審計成本， 提高審計定價。企業(yè)合作文化強調的是企業(yè)之間、 部門之間、 員工之間的協(xié)同合作與信息共享（Schein，2010）。在良好的合作文化氛圍中， 企業(yè)更傾向于與其他企業(yè)或機構建立戰(zhàn)略伙伴關系， 共同開發(fā)新產品、 拓展新市場或共享資源（王如玉和卓則良，2024；豆建民等，2023）。這種合作可能導致業(yè)務范圍擴大和業(yè)務流程復雜化， 進而提升業(yè)務復雜程度。一方面， 企業(yè)間的合作使得企業(yè)能夠涉足更多領域， 開展更多元化的業(yè)務（王亮亮等，2024）。隨著業(yè)務范圍的拓寬， 企業(yè)需要處理的信息和數據量也大幅增加， 從而提升了業(yè)務復雜程度（張嘉偉等，2022）。并且， 隨著企業(yè)合作范圍的不斷擴大， 越來越多的企業(yè)開始跨越地域、 跨越文化進行合作（劉彩虹和徐福緣，2008）。這種跨地域、 跨文化的合作要求企業(yè)具備更強的跨文化溝通能力和跨文化管理能力。同時， 不同地域、 不同文化背景下的商業(yè)習慣、 法律法規(guī)和市場需求等也存在差異（張旭等，2013）， 這進一步提升了企業(yè)業(yè)務復雜程度。另一方面， 隨著合作關系的建立， 企業(yè)需要整合不同合作伙伴的業(yè)務流程， 以適應新的合作模式（包冬梅，2015）。這往往涉及多個部門、 多個系統(tǒng)、 多個流程之間的協(xié)調與整合， 使得業(yè)務流程變得更加復雜， 從而導致業(yè)務復雜程度不斷提升（林菁菁等，2021）。業(yè)務復雜程度提升意味著審計范圍需要相應擴大， 以涵蓋更多的業(yè)務領域和交易類型， 這增加了審計師的工作量， 提高了審計定價（Simunic，1980；陳勝藍和馬慧，2018）。

從風險溢價角度來看， 強調合作文化的企業(yè)傾向于與其他企業(yè)建立合作關系， 這會提升合作中的交易成本， 具體表現(xiàn)為合作的道德風險上升， 產生“搭便車”現(xiàn)象， 進而可能提升企業(yè)的經營風險， 并最終提高審計定價。在企業(yè)合作中， 由于知識、 技術、 品牌等資源的共享和溢出效應， 合作雙方無法完全獨占合作帶來的全部收益（潘健平等，2019）。這種收益的不確定性可能導致雙方都有動機采取保守策略， 即減少自己的投入以降低成本， 同時希望從對方的投入中獲益， 這就是“搭便車”現(xiàn)象（Prokop和Tepe，2020）。同時， 合作雙方的努力程度往往難以準確度量， 這進一步加劇了“搭便車”的動機和事后機會主義行為（麻玉琦和張蔚文，2024）。在這種情況下， 合作雙方可能會陷入囚徒困境。一方面， 這會導致合作的整體效果不如預期， 使合作項目的整體進展和質量受到影響（陸娟和孫瑾，2022）。這種不均衡的投入可能導致項目延期、 成本超支或產品質量不達標等， 從而提升經營風險（昝夢瑩等，2020）。另一方面， 對外合作在為企業(yè)帶來諸多益處的同時， 也暗藏著一定的風險。對外合作能夠幫助企業(yè)獲取稀缺信息， 但與此同時， 企業(yè)自身的核心資產也面臨著被合作方侵占的風險， 即使合作方是相互熟悉信任的企業(yè)， 這種核心資產流失的風險依舊無法消除（潘健平等，2019）。這些行為不僅會破壞合作關系， 還可能帶來法律糾紛和聲譽損失， 進而導致企業(yè)經營風險上升（高運勝等，2021；姜忠輝等，2024）。當感知到客戶經營風險上升時， 會計師事務所會要求更高的風險溢價， 進而提高審計定價（馮婉昕和李闖，2023）。

據此， 本文提出競爭性假設， 檢驗企業(yè)合作文化對審計定價的影響：

H1a： 與合作文化較弱的企業(yè)相比， 合作文化較強的企業(yè)審計定價更低。

H1b： 與合作文化較弱的企業(yè)相比， 合作文化較強的企業(yè)審計定價更高。

三、 研究設計

（一） 研究樣本和數據來源

本文選取2010 ～ 2023年滬深A股上市公司作為研究對象， 并對相關數據進行如下處理： 剔除上市不足一年的公司； 剔除金融行業(yè)的公司； 剔除相關變量數據缺失的公司； 剔除ST等狀態(tài)異常的公司； 剔除資不抵債的公司。為避免極端值的影響， 對所有變量進行上下1% 的 Winsorize 處理。在企業(yè)合作文化數據方面， 本文采取文本分析法， 手動查閱資料搜集整理上市公司年報中董事會報告部分與企業(yè)價值觀相關的文字信息。在此基礎上， 參考潘健平等（2019）的研究， 通過文字信息中出現(xiàn)“合作”相關詞匯的次數來判斷企業(yè)文化中是否包含合作。其他數據來自 CNRDS 和 CSMAR 數據庫。

（二） 模型設定與變量定義

為了檢驗企業(yè)合作文化對審計定價的影響， 本文參考潘健平等（2019）、 梁日新和李英（2021）的研究， 構建如下實證模型：

Auditfeei，t+1=β0+β1Culturei，t+∑Controlsi，t+

∑Industryi+∑Yeart+εi，t （1）

其中， Auditfee表示審計定價， Culture表示企業(yè)合作文化， Controls 為一系列可能影響審計定價決策的控制變量， Industry 和 Year 分別表示行業(yè)和年度固定效應。

1. 被解釋變量： 審計定價。本文參考梁日新和李英（2021）、 于連超等（2022）的研究， 采用企業(yè)未來一年審計費用總額的自然對數來衡量審計定價（Auditfee）。

2. 解釋變量： 企業(yè)合作文化。本文參考潘健平等（2019）、 Loughran和McDonald（2013）的研究， 采用文本分析法， 基于年報中董事會報告部分的企業(yè)合作文化指標， 通過對其中有關價值觀部分的內容進行分析， 將與“合作”相關的近義詞提取出來， 確定合作文化詞庫， 計算“合作”相關詞匯出現(xiàn)的總頻數。考慮到文本統(tǒng)計數據具有“右偏性”， 本文在實證回歸中將所得到的詞頻總數加 1 后取自然對數用于衡量企業(yè)合作文化（Culture）。

3. 控制變量。本文參考Simunic（1980）、 潘健平等（2019）、 梁日新和李英（2021）的研究， 同時控制了其他可能影響審計定價的因素， 并控制了行業(yè)固定效應（Industry）和年度固定效應（Year）。具體變量定義如表 1 所示。

四、 實證結果分析

（一） 描述性統(tǒng)計

表2列示了有關企業(yè)合作文化的描述性統(tǒng)計結果。分析結果顯示， 在選取的詞庫中， “合作”這一關鍵詞共計出現(xiàn) 242662次， 出現(xiàn)次數最多， 在平均每份年報的董事會報告中出現(xiàn)9.987 次， 表明“合作”對于企業(yè)合作文化的衡量能力最好。從一份文本中相關詞出現(xiàn)的次數來看， “聯(lián)合”一詞出現(xiàn)的次數最多， 共計出現(xiàn)了536次。

表3報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。其次， 審計定價的均值為13.859， 標準差為0.717， 與現(xiàn)在研究無較大差異（周澤將等，2023）。企業(yè)合作文化的均值為3.397， 最小值為0， 最大值為4.844， 即原詞頻的均值為34， 最小值為0， 最大值為126， 說明樣本公司在合作文化重視程度方面存在較大差異， 僅有部分企業(yè)特別推崇合作文化。其余變量與已有研究基本一致。

（二） 基準回歸結果分析

本文采用模型（1）檢驗企業(yè)合作文化對審計定價的影響， 回歸結果見表4。其中， 列（1）為單變量回歸結果， 列（2）控制了公司財務特征變量， 列（3）控制了公司財務特征和公司治理特征變量， 列（4）控制了公司財務特征、 公司治理特征和審計特征變量， 列（1） ～ （4）均控制了年度和行業(yè)固定效應。回歸結果顯示， 企業(yè)合作文化（Culture）的系數均為正， 且在1%的水平上顯著， 表明企業(yè)越提倡合作文化， 其審計定價就越高， 即企業(yè)合作文化會顯著提高審計定價， H1b得到驗證。

（三） 穩(wěn)健性檢驗

1. 傾向得分匹配。由于企業(yè)對于合作文化的強調程度不同， 強調合作的企業(yè)和忽視合作的企業(yè)可能在公司特征層面存在較大差異， 從而導致二者對審計定價的影響程度有所不同。為了保證結果的穩(wěn)健性， 本文采用傾向得分匹配法（Rosenbaum和Rubin，1983）進行穩(wěn)健性檢驗。具體地， 在第一階段概率估計時， 按照企業(yè)合作文化（Culture）是否大于行業(yè)年度中位數將樣本企業(yè)劃分為對照組（大于中位數）和控制組（小于或等于中位數）， 選取所有控制變量作為協(xié)變量， 并控制行業(yè)和年度固定效應。得到第一階段估計結果后， 采用 Logit 模型將兩組樣本按照同行業(yè)同年份進行近鄰匹配（k=4）和1∶1 有放回的卡尺范圍為 0.01的卡尺匹配以及核匹配， 以消除樣本的自選擇偏差， 并基于匹配后的樣本進行回歸。回歸結果與基準回歸結論一致。

2. 熵平衡匹配。為了縮小提倡合作文化的企業(yè)與忽視合作文化的企業(yè)在各個控制變量上的差距， 借鑒 Madsen和McMullin（2020）的做法， 采用熵平衡匹配法， 在不影響樣本量的前提下， 對忽視合作文化的企業(yè)的觀測值賦予權重， 以確保處理組與對照組協(xié)變量的平衡。具體而言， 同樣按照企業(yè)合作文化（Culture）是否大于行業(yè)年度中位數將樣本劃分為對照組（大于中位數）和控制組（小于或等于中位數）， 匹配后對照組與處理組的差距變小。基于熵平衡匹配樣本進行回歸， 回歸結果進一步驗證了H1b。

3. 替換被解釋變量衡量方式。考慮到企業(yè)規(guī)模是影響審計定價的重要因素， 對審計定價的解釋能力甚至超過 50%（O'Keefe等，1994）， 參考已有研究（Simunic，1980）， 對審計費用進行標準化處理， 以上市公司年報審計費用與期末總資產的比值取自然對數（Auditfee1）替代原有被解釋變量， 再次進行回歸。回歸結果與基準回歸結論一致。

4. 將解釋變量滯后一期。時間因素在回歸分析中至關重要。為了避免企業(yè)合作文化對審計定價的影響隨時間變化， 將核心解釋變量企業(yè)合作文化滯后一期（Lculture）， 替代原有解釋變量， 再次進行回歸。回歸結果與基準回歸結論一致。

5. 控制遺漏變量的影響。國家文化是在漫長的歷史長河中逐漸發(fā)展起來的， 具有一定的延續(xù)性， 但企業(yè)層面的文化相對容易發(fā)生改變（Guiso等，2015）。本文認為， 在我國的環(huán)境背景下， 董事長的個人特征可能會對企業(yè)文化產生影響， 進而使企業(yè)文化發(fā)生不同程度的變化。為了消除董事長變遷對回歸結果的影響， 本文進一步豐富了控制變量的選取， 增加了董事長年齡、 性別、 薪水以及是否兩職合一等相關變量， 在此基礎上進行相關回歸。回歸結果與基準回歸結論一致。

由于篇幅所限， 以上穩(wěn)健性檢驗結果均沒有列示出來， 留存?zhèn)渌鳌?/p>

五、 進一步分析

（一） 異質性分析

1. 產權性質的異質性。企業(yè)合作文化對審計定價的影響可能因產權性質的不同而有所差異。一方面， 國有企業(yè)承擔著經濟責任之外的社會責任和政治責任（Bai等，2006）， 不僅要考慮經濟效益， 還要兼顧社會效益。在企業(yè)提倡合作文化的情況下， 由于有國家兜底， 國有企業(yè)面臨的經營風險往往更小； 相反， 對于非國有企業(yè)而言， 其所承擔的社會責任較小， 又沒有國家兜底（李文貴和余明桂，2012）， 在企業(yè)提倡合作文化的情況下， 往往會面臨更大的經營風險。另一方面， 國有企業(yè)存在預算軟約束， 在獲取貸款和相關資源等方面存在明顯優(yōu)勢（林毅夫等，2004）， 即使面臨因合作文化導致的經營風險， 也能獲得政府和銀行的幫助， 風險較低。因此本文預期， 相比于提倡合作文化的國有企業(yè)， 提倡合作文化的非國有企業(yè)面臨的經營風險更高， 審計師會提高風險溢價， 收取更高的審計費用。本文按照產權性質將樣本企業(yè)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩組， 分組回歸結果見表5列（1）和列（2）。可以看到， 非國有企業(yè)組中企業(yè)合作文化的估計系數在1%的水平上顯著為正， 國有企業(yè)組中這一系數不顯著， 組間差異檢驗得到的P值為0.000， 證實該組間差異具備顯著性。這表明與國有企業(yè)相比， 在非國有企業(yè)中， 合作文化提升審計定價的效果更顯著。

2. 會計師事務所規(guī)模的異質性。企業(yè)合作文化對審計定價的影響可能會因會計師事務所規(guī)模的不同而產生差異。在資本市場中， 相比于非四大會計師事務所， 四大會計師事務所的資金實力更加雄厚、 業(yè)務范圍更加廣泛。因此， 四大會計師事務所應對審計風險的能力更強， 有更大的緩沖空間（宋衍蘅和肖星，2012）。本文認為， 企業(yè)合作文化對非四大會計師事務所的影響更大。具體來說： 面對企業(yè)合作文化導致的較高的經營風險， 非四大會計師事務所為了更好地降低風險， 提高自身聲譽， 更有動機提高審計定價； 而四大會計師事務所由于在應對風險時有更大的緩沖空間， 相應的動機會減弱。因此， 企業(yè)合作文化對審計定價的正向影響在非四大會計師事務所中更為顯著。本文采用是否由“四大”審計（Big4）來衡量會計師事務所規(guī)模， 分組回歸結果見表5列（3）和列（4）。回歸結果顯示， 企業(yè)合作文化的回歸系數僅在非四大組中顯著為正， 組間差異檢驗得到的P值為0.017， 證實該組間差異具備顯著性。這表明在企業(yè)提倡合作文化的情況下， 來自非四大會計師事務所的審計師傾向于收取更高的審計費用。

3. 財務風險的異質性。企業(yè)合作文化對審計定價的影響還可能因企業(yè)財務風險的不同而產生差異。財務風險較高的企業(yè)為了避免破產， 需要漂亮的財務數據來維持投資者信心以及穩(wěn)定的現(xiàn)金流來償還負債。企業(yè)合作文化會導致合作中交易成本增加， 具體表現(xiàn)為合作的道德風險有所上升， 產生“搭便車”現(xiàn)象， 進而提升企業(yè)的經營風險， 企業(yè)可能轉而通過操縱財務報表來提高業(yè)績（Hogan等，2008）， 使得審計師面臨的審計風險上升。因此本文預期， 當財務風險較高時， 企業(yè)合作文化對審計定價的影響更加顯著。為了探究不同財務風險下企業(yè)合作文化對審計定價的影響， 本文借鑒王西子和吳聯(lián)生（2020）的做法， 采用基于Altman的Z值計算的財務困境指標（Zscore）衡量財務風險， Zscore值越小， 企業(yè)財務風險越高。同時， 按照該值的行業(yè)年度中位數將樣本分為兩組， 并進行分組回歸， 結果見表5列（5）和列（6）。回歸結果顯示， 企業(yè)合作文化的回歸系數在兩組樣本中均顯著為正， 但高財務風險組的系數大于低財務風險組， 而且顯著性更高， 組間差異檢驗得到的P值為0.014， 證實該組間差異具備顯著性， 表明企業(yè)合作文化對于審計定價的提升效果在財務風險較高的企業(yè)中更顯著。

（二） 機制檢驗

上述研究表明， 企業(yè)合作文化會提高審計定價， 下面檢驗企業(yè)合作文化通過哪種機制對審計定價產生影響。本文在假設提出部分從業(yè)務復雜程度和經營風險兩個角度分析了企業(yè)合作文化帶來的影響。一方面， 企業(yè)合作文化之所以會提高審計定價， 是因為提倡合作文化的企業(yè)在與其他企業(yè)建立合作關系的過程中， 自身的業(yè)務復雜程度上升， 需要審計師付出更多的努力， 增加審計資源投入， 進而提高審計定價。另一方面， 企業(yè)合作文化會增加合作中的交易成本， 具體表現(xiàn)為合作的道德風險有所上升， 產生“搭便車”現(xiàn)象， 進而可能提升企業(yè)的經營風險， 并最終提高審計定價。因此， 本文利用中介效應分析方法， 實證檢驗企業(yè)合作文化對審計定價的潛在作用機制。構建中介效應模型如下：

Mi，t=β0+β1Culturei，t+∑Controlsi，t+∑Industryi+

∑Yeart+εi，t （2）

Auditfeei，t+1=β0+β1Culturei，t+β2Mi，t+∑Controlsi，t+∑Industryi+∑Yeart+εi，t （3）

其中， M為中介變量， 包括業(yè)務復雜程度（SUB）和經營風險（sRoa）。首先， 參考Simunic（1980）、 劉斌等（2003）的研究， 使用上市公司當年全部控股子公司數量加1取自然對數來衡量業(yè)務復雜程度（SUB）。該指標值越大， 表明業(yè)務復雜程度越高。其次， 借鑒Cao等（2023）、 步丹璐和王鈺涵（2023）的研究， 采用經行業(yè)調整的上市公司3年期的資產回報率波動程度衡量經營風險（sRoa）。

1. 業(yè)務復雜程度的中介效應。業(yè)務復雜程度的中介效應檢驗結果如表6列（1）和列（2）所示。其中： 列（1）的回歸結果表明， 企業(yè)合作文化有效提升了業(yè)務復雜程度； 列（2）的回歸結果表明， 隨著業(yè)務復雜程度的上升， 審計師會付出更多的努力， 增加審計資源投入， 進而提高審計定價。另外， 本文對中介效應進行了補充檢驗， Bootstrap 中介效應檢驗結果顯示， 檢驗結果在 95%的置信區(qū)間均不包括0， 驗證了企業(yè)合作文化通過提升業(yè)務復雜程度進而提高審計定價的作用機制。

2. 經營風險的中介效應。經營風險的中介效應檢驗結果如表6列（3）和列（4）所示。其中： 列（3）的回歸結果表明， 企業(yè)合作文化顯著提高了經營風險； 列（4）的回歸結果表明， 隨著經營風險的上升， 審計師會收取更高的風險溢價， 進而提高審計定價。另外， 本文對中介效應進行了補充檢驗， Bootstrap 中介效應檢驗結果顯示， 檢驗結果在 95%的置信區(qū)間均不包括0， 驗證了企業(yè)合作文化通過提升經營風險進而提高審計定價的作用機制。

六、 結論與啟示

本文以2010 ～ 2023年滬深A股非金融類上市公司為樣本， 研究企業(yè)合作文化是否以及如何影響審計定價。研究發(fā)現(xiàn)， 企業(yè)合作文化與審計定價具有顯著的正相關關系。企業(yè)合作文化通過提升業(yè)務復雜程度， 增加審計師工作量， 以及通過提升經營風險， 增加審計風險溢價， 最終提高審計定價。上述結論在進行傾向得分匹配、 熵平衡匹配、 替換被解釋變量衡量方式、 將解釋變量滯后一期以及控制遺漏變量的影響等穩(wěn)健性檢驗后仍然成立。進一步檢驗發(fā)現(xiàn)， 在非國有企業(yè)、 由非四大會計師事務所審計以及財務風險較高的企業(yè)中， 企業(yè)合作文化對審計定價的提升作用更為明顯。

本文結論具有重要的政策意義和實踐啟示： 第一， 對于企業(yè)來說， 需正確認識合作文化的多面性， 合作文化一方面對內部運營和團隊協(xié)作有益， 但另一方面會影響外部審計。在培育合作文化時， 要考慮可能增加的審計成本， 做好成本管理和預算規(guī)劃。非國有企業(yè)應更重視合作文化對審計定價的影響， 根據產權性質調整合作文化培育策略， 平衡內部協(xié)作與外部審計成本。財務風險較高的企業(yè)應加強風險管理， 注重風險控制和信息透明度提升， 降低審計風險溢價。第二， 對于會計師事務所來說， 審計師應深入了解企業(yè)合作文化對審計風險和定價的影響。在審計計劃和執(zhí)行階段， 充分考慮企業(yè)合作文化因素， 制定合理的審計策略。對于合作文化濃厚的企業(yè)， 關注其內部溝通協(xié)作機制、 決策流程和風險管理體系， 準確評估其審計風險。非四大會計師事務所可利用自身優(yōu)勢， 深入了解非國有企業(yè)和高財務風險企業(yè)， 提供更具針對性的審計服務。第三， 對于監(jiān)管部門來說， 應重視企業(yè)合作文化對審計定價和質量的潛在影響。可制定相關政策和指導意見， 引導企業(yè)和審計機構正確處理合作文化與審計工作的關系。例如， 要求企業(yè)在財務報告中披露合作文化的主要特征及對審計工作的影響， 讓投資者和利益相關者更好地了解企業(yè)風險狀況。總之， 企業(yè)、 會計師事務所和監(jiān)管部門都應認識到合作文化的重要性及其對審計工作的影響， 共同努力實現(xiàn)企業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展、 審計質量的提升和市場的健康運行。

【 主 要 參 考 文 獻 】

豆建民，王光麗，馬融．數字經濟發(fā)展對城市合作創(chuàng)新的影響——基于空間溢出效應的視角［ J］．經濟管理，2023（7）：56 ～ 75．

杜興強，肖亮，張乙祺．“一帶一路”沿線國中國企業(yè)外部審計治理與公司信息披露質量［ J］．中央財經大學學報，2022（5）：59 ～ 71．

馮婉昕，李闖．商業(yè)模式創(chuàng)新與審計收費——基于線上銷售的視角［ J］．審計與經濟研究，2023（6）：24 ～ 34．

賀正楚，羅靜，潘為華．企業(yè)合作文化、知識流動對創(chuàng)新績效的影響［ J］．湖南大學學報（社會科學版），2022（3）：57 ～ 64．

姜忠輝，李靚，羅均梅等．跨組織協(xié)同如何影響專精特新企業(yè)成長？——基于資源依賴理論的案例研究［ J］．經濟管理，2024（2）：110 ～ 128．

梁日新，李英．年報文本語調與審計費用——來自我國A股上市公司的經驗數據［ J］．審計研究，2021（5）：109 ～ 119．

林菁菁，張雁鳴，蘇敬勤．從資源拼湊到資源協(xié)奏——一個制度情境視角的解釋［ J］．管理評論，2021（10）：249 ～ 262．

林毅夫，劉明興，章奇．政策性負擔與企業(yè)的預算軟約束：來自中國的實證研究［ J］．管理世界，2004（8）：81 ～ 89+127 ～ 156．

陸娟，孫瑾．鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略下農產品區(qū)域品牌協(xié)同共建研究——基于價值共創(chuàng)的視角［ J］．經濟與管理研究，2022（4）：96 ～ 110．

麻玉琦，張蔚文．府際合作能否改善城市資本錯配？基于網絡嵌入視角［ J］．浙江大學學報（人文社會科學版），2024（10）：81 ～ 96．

潘健平，潘越，馬奕涵．以“合”為貴？合作文化與企業(yè)創(chuàng)新［ J］．金融研究，2019（1）：148 ～ 167．

王亮亮，張海洋，祁媛媛．合作文化與公司稅負水平的動態(tài)調整［ J］．世界經濟，2024（11）：150 ～ 182．

王艷，闞鑠．企業(yè)文化與并購績效［ J］．管理世界，2014（11）：146 ～ 157+163．

溫來成，劉洪芳，彭羽．政府與社會資本合作（PPP）財政風險監(jiān)管問題研究［ J］．中央財經大學學報，2015（12）：3 ～ 8．

于連超，董晉亭，畢茜．環(huán)境管理體系認證與審計費用——來自我國重污染企業(yè)的經驗證據［ J］．審計研究，2022（2）：117 ～ 128．

張繼勛，蔡閆東，劉文歡．標準審計報告改進、管理層和審計人員的關系與管理層溝通意愿——一項實驗證據［ J］．審計研究，2016（3）：77 ～ 83．

張婷婷，王珠珠．誠至金開：區(qū)域誠信文化建設與商業(yè)信用融資［ J］．會計研究，2022（12）：19 ～ 34．

張旭，樊耘，黃敏萍等．基于自我決定理論的組織承諾形成機制模型構建：以自主需求成為主導需求為背景［ J］．南開管理評論，2013（6）：59 ～ 69+111．

Graham J. R.， Grennan J.， Harvey C. R.， et al.. Corporate Culture： Evidence from the Field［ J］． Journal of Financial Economics，2022（2）：552 ～ 593．

Loughran T.， McDonald B.. IPO First-day Returns， Offer Price Revisions， Volatility， and Form S-1 Language［ J］． Journal of Financial Economics，2013（2）：307 ～ 326．

Schein E. H.. Organizational Culture and Leadership［M］． New York： Jossey-Bass，2010．

Simunic D. A.. The Pricing of Audit Services： Theory and Evidence［ J］． Journal of Accounting Research，1980（1）：161 ～ 190．