姚祎歆
根據(jù) Simunic 提出的的審計(jì)收費(fèi)模型,審計(jì)收費(fèi)包含正常報(bào)酬、審計(jì)資源成本和審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。[1]相比于在存貨、應(yīng)收賬款和固定資產(chǎn)等方面的投資,企業(yè)在無形資產(chǎn)上的投入的不確定性更大。創(chuàng)新項(xiàng)目往往需要大量的資源投入,產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)收益具有較大的波動性和不確定性,復(fù)雜程度較高,審計(jì)研發(fā)投入的過程涉及大量的職業(yè)判斷,審計(jì)師需要投入更多的時(shí)間和資源,最終會導(dǎo)致審計(jì)費(fèi)用的提高。另外,由于研發(fā)投入對財(cái)務(wù)指標(biāo)波動性的影響較大,公司會平滑研發(fā)投入帶來的利潤波動,創(chuàng)新投入帶來的風(fēng)險(xiǎn)會增加企業(yè)粉飾利潤的可能性,這會導(dǎo)致財(cái)務(wù)報(bào)表重大錯(cuò)報(bào)風(fēng)險(xiǎn)提高,為了保證審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)處于既定的水平,審計(jì)師需要通過增加審計(jì)投入來降低檢查風(fēng)險(xiǎn),最終導(dǎo)致審計(jì)費(fèi)用的增加。[2]研發(fā)投入的不確定性會增加審計(jì)失敗的風(fēng)險(xiǎn)和訴訟風(fēng)險(xiǎn),也會最終提高審計(jì)收費(fèi)。
因此,本文提出假設(shè)一:
H1:在控制其他變量的情況下,研發(fā)投入越多,審計(jì)費(fèi)用越高
相較于規(guī)模較小的事務(wù)所,規(guī)模較大的事務(wù)所擁有更多資深的和具有行業(yè)專長的注冊會計(jì)師。規(guī)模較大的事務(wù)所的審計(jì)師往往能更輕易地識別研發(fā)投入引發(fā)的盈余管理行為和導(dǎo)致的財(cái)務(wù)報(bào)表重大錯(cuò)報(bào)風(fēng)險(xiǎn),進(jìn)而降低審計(jì)失敗的風(fēng)險(xiǎn)。而規(guī)模較小的事務(wù)所往往需要增加更多的審計(jì)程序和投入更多的審計(jì)資源來降低審計(jì)風(fēng)險(xiǎn),這會導(dǎo)致審計(jì)成本的上升,這些審計(jì)成本的上升需要通過審計(jì)收費(fèi)的提高來補(bǔ)償。因此,本文提出假設(shè)二:
H2:事務(wù)所規(guī)模會對研發(fā)投入與審計(jì)費(fèi)用的關(guān)系產(chǎn)生負(fù)向調(diào)節(jié)作用。
本文以2014年至2019年滬深 A 股的上市公司的數(shù)據(jù)作為初始樣本。剔除了金融保險(xiǎn)類公司樣本、ST公司的樣本、數(shù)據(jù)缺失樣本和極端數(shù)據(jù)樣本之后,本文最終得到了12988個(gè)樣本觀測值。本文所有數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫,本文采用的分析軟件是 Excel2010 和Stata15.0。
為了驗(yàn)證假設(shè)一,本文建立模型一如下:
為了驗(yàn)證假設(shè)二,本文建立模型二如下:
其中,被解釋變量為Tcost,用樣本企業(yè)當(dāng)年支付的審計(jì)費(fèi)用的自然對數(shù)來衡量,解釋變量為RD,用樣本企業(yè)當(dāng)年的研發(fā)費(fèi)用的自然對數(shù)來衡量,變量bigfour為虛擬變量,本文以是否為國際四大會計(jì)師事務(wù)所來區(qū)別事務(wù)所的規(guī)模,若當(dāng)年為樣本企業(yè)提供審計(jì)服務(wù)的事務(wù)所為國際四大,則該變量取1,否則取0。為了檢驗(yàn)事務(wù)所規(guī)模對研發(fā)投入與審計(jì)收費(fèi)之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用,本文在模型二中構(gòu)建了調(diào)節(jié)變量bigfour_RD,該變量是變量bigfour與變量RD交乘的結(jié)果。在借鑒學(xué)者研究成果的基礎(chǔ)上,本文還選取了公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、資產(chǎn)報(bào)酬率、股權(quán)性質(zhì)、第一大股東持股比例和審計(jì)意見為控制變量。本文還控制年份效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)。
表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)
根據(jù)表1的結(jié)果,RD的均值為17.79,標(biāo)準(zhǔn)差為1.469,中位數(shù)為17.76,最小值是13.61,最大值為21.89,可見在2014至2019年間,上市公司的研發(fā)投入金額較大,公司間研發(fā)投入的數(shù)額存在一定差距。Tcost的均值為13.83,標(biāo)準(zhǔn)差為0.687,中位數(shù)為13.71,最大值為16.36,最小值為12.61,可見不同上市公司的審計(jì)費(fèi)用存在差異,這些差異是由審計(jì)客戶情況、市場環(huán)境和審計(jì)師特征等因素導(dǎo)致的。Bigfour的均值為0.0540,標(biāo)準(zhǔn)差為0.226,這說明在2014至2019年間,大概有5.4%的樣本公司選擇國際四大作為審計(jì)服務(wù)的提供方。
表2 研發(fā)投入與審計(jì)收費(fèi)
結(jié)果顯示,研發(fā)費(fèi)用(RD)會對審計(jì)收費(fèi)(Tcost)產(chǎn)生顯著的正向影響,該結(jié)果在1%的顯著性水平上具有意義,回歸系數(shù)為0.021。這個(gè)結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)一,即在控制了相關(guān)變量的前提下,企業(yè)的研發(fā)投入越多,需要向?qū)徲?jì)方支付的審計(jì)費(fèi)用越高。另外,事務(wù)所規(guī)模(bigfour)、公司規(guī)模(size)和股權(quán)性質(zhì)(state)都會對審計(jì)費(fèi)用產(chǎn)生正向影響,且回歸系數(shù)都在1%的水平上顯著大于零。根據(jù)研究結(jié)果,資產(chǎn)收益率(ROA)的回歸系數(shù)為-0.216,在1%的水平上顯著,審計(jì)意見類型(opinion)對審計(jì)收費(fèi)(Tcost)產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響,系數(shù)為-0.076。
表3 研發(fā)投入與審計(jì)收費(fèi)(基于事務(wù)所規(guī)模的調(diào)節(jié)效應(yīng))
表3檢驗(yàn)了事務(wù)所規(guī)模對研發(fā)投入和審計(jì)收費(fèi)之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文構(gòu)建了事務(wù)所規(guī)模與研發(fā)投入的交乘項(xiàng)(bigfour_RD),作為研發(fā)投入與審計(jì)收費(fèi)之間關(guān)系的調(diào)節(jié)變量。研究結(jié)果表明,在引入了調(diào)節(jié)變量bigfour_RD后,研發(fā)投入對審計(jì)收費(fèi)的正向影響依然在1%的水平上顯著,系數(shù)為0.026,事務(wù)所規(guī)模的回歸系數(shù)為1.265,該結(jié)果也是在1%的水平上顯著,調(diào)節(jié)變量bigfour_RD的回歸系數(shù)為-0.056,該結(jié)果在1%的水平上顯著,這與本文的假設(shè)二相一致,說明了事務(wù)所規(guī)模會對研發(fā)投入與審計(jì)收費(fèi)之間的關(guān)系產(chǎn)生負(fù)向的調(diào)節(jié)作用。
研發(fā)投入和審計(jì)收費(fèi)可能存在著互為因果的問題。為了解決反向因果問題,本文采取了工具變量法。本文選取的工具變量是企業(yè)收到的政府補(bǔ)助收入。收到的來源于政府的補(bǔ)助收入是企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入的一個(gè)重要資金來源,政府補(bǔ)助可以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入的提高,這兩者之間顯著正相關(guān),這滿足了使用工具變量法的第一個(gè)條件。[3]另外,政府補(bǔ)助與模型中的殘差項(xiàng)不相關(guān),這滿足了使用工具變量法的第二個(gè)條件。本文采用工具變量法的結(jié)果如表4所示。
表4 工具變量法回歸結(jié)果
由表4可見,在第一階段的回歸中,政府補(bǔ)助在1%的水平上與研發(fā)費(fèi)用顯著正相關(guān),系數(shù)為0.178,說明不存在弱工具變量。在第二階段的回歸中,研發(fā)費(fèi)用(predict_RD)對審計(jì)費(fèi)用(Tcost)產(chǎn)生的正向影響在1%的水平上顯著,回歸系數(shù)為0.071,說明研發(fā)費(fèi)用越多,審計(jì)費(fèi)用越高這一結(jié)論是穩(wěn)健的。