面京孪计蓄鲍学报 ０ｌ４年第ｌ期 公允价值计量、资产价值变动与审计收费 基于２００９ｑ２０１２年沪深上市公司的经验证据 郝玉贵 ，赵宽宽 ，郝［摘铮 ０２００） （１．杭州电子科技大学会计学院，浙江杭州３１００１８；２．澳大利亚国立大学商学院，澳大利亚堪培拉要］公允价值计量具有价值相关性，但也存在资产估价的风险性，这一会计估计风险对以风险成本为基 础的审计定价及其变化至关重要。以后金融危机时期２００９－－２０１２年沪深上市公司的数据为样本，实证研究公允 价值计量下的资产价值变动对审计收费的影响，结果显示：持有资产价值变动总体和公允价值变动损益、资产减值 损失分项均显著正向影响审计收费，这表明持有资产价值变动幅度越大，审计收费越高；在持有资产价值变动总体 正向影响审计收费的强度逐年显著增强的情况下，公允价值变动损益对审计收费正向影响的显著性提升，但是影 响强度下降；资产减值损失对审计收费正向影响的强度和显著性均逐年提升，这表明审计收费蕴含公允价值估计 风险和资产计价的公允性。 ［关键词］审计收费；审计定价；持有资产价值变动；公允价值计量；公允价值变动损益；资产减值损失 ［中图分类号］Ｆ２３９．４３ ［文献标识码］Ａ ［文章编号］１６７２—８７５０（２０１４）０ｌ一００９７—１０ 一、引言 审计收费（或定价）作为审计市场的核心要素，是审计市场供需均衡的结果，且伴随市场规则等 环境的变化而变动。就审计需求方而言，审计客户的资产规模显著影响审计收费；就审计供给方而 言，审计成本包括风险成本显著影响审计收费。这些公认的结论是资产历史成本计量观的产物。随 着资产计量属性由历史成本转向公允价值，资产价值变动是否影响审计收费，如何影响审计收费，是 继我国财政部《企业会计准则（２００６）》引入了公允价值计量之后理论界和实务界所面临的重要问题。 在公允价值计量下，资产和负债按照在公平交易中，熟悉情况的交易双方自愿进行资产交换或者债务 清偿的金额计量。公允价值具有价值相关性，但公允价值取自何处、如何取得，该准则并没有给出独 立的和具体的可操作性标准…。借鉴国际准则，财政部于２０１２年５月颁布的《企业会计准则第× 号——公允价值计量（征求意见稿）》明确了公允价值的估价有市场法、收益法和成本法三种主流估 价技术。这些技术的应用需要大量的主观估计和判断，这一方面影响资产价值变动计量的准确性，从 而影响现行审计客户资产比例定价基础，另一方面也使得审计师在执行审计的过程中所承担的审计 风险增大－ｚ Ｊ。为此，在可接受的风险之内，审计师势必增加审计人工等成本，从而影响审计收费。本 文运用２００９－－２０１２年后金融危机时期的沪深上市公司数据，从公允价值计量下的未实现损益视角实 证检验持有资产价值变动对审计收费的影响。本研究不仅可以丰富审计定价的理论研究，而且还有 助于审计实务的公允定价。 ［收稿日期］２０１３—０９—１５ ［基金项目］教育部人文社会科学研究规划基金项目（１２ＹＪＡ７９００４０） ［作者简介】郝玉贵（１９６３一），男，河南伊川人，杭州电子科技大学会计学院教授，硕士生导师，博士，主要研究方向为审计与内部 控制；赵宽宽（１９８７一），男，山西长治人，杭州电子科技大学会计学院硕士生，主要研究方向为审计理论与方法；郝铮（１９９０一），男， 河南开封人，澳大利亚国立大学商学院硕士生，主要研究方向为会计理论与方法。 ・９７・ 郝玉贵，等：公允价值计量、资产价值变动与审计收费 二、文献综述 有关财务报告审计收费的研究中，Ｓｉｍｕｎｉｃ首次从公司和事务所两个层面对美国上市公司审计费 用的影响因素进行了实证研究 。之后，Ｆｒａｎｃｉｓ 和Ｈｏｕｓｔｏｎ 基于Ｓｉｍｕｎｉｃ审计定价模型进行了不 同国别审计市场定价的研究。国内关于审计收费的研究文献可以归纳为三个方面：一是审计客户层 面的研究。张继勋等 ｏ 、伍利娜 等的研究一致认为总资产、资产负债率、流动比率、纳入合并报表子 公司个数、公司盈利状况等显著影响审计收费。韩厚军和周生春发现风险因素中存货占总资产的比 例与审计费用显著相关 ，而刘斌等却发现风险因素对审计收费并没有明显的影响 。美国《萨班 斯一奥克斯利法案》出台后，学者们开始研究内部控制对审计收费影响，Ｒａｇｈｕｎａｎｄａｎ和Ｒａｍａ发现内 部控制披露与审计费用之间的关系并不是很依赖于重大控制缺陷的类型，它们与自愿披露内部控制 缺陷公司的审计费用没有直接联系 。但Ｈｏｇａｎ和Ｗｉｌｋｉｎｓ 、Ｈｏｉｔａｓｈ等¨ 却发现重大控制缺陷和 严重控制缺陷的披露会产生更高的审计费用，而非重大控制缺陷的披露则没有。二是事务所层面的 研究。国内学者一般认为事务所的声誉、行业专长、审计意见类型等因素与审计收费显著相关，但也 存在一些不同的研究结论。伍利娜发现聘请国际“四大”会计师事务所会显著提高上市公司的年度 审计费用ｕ ，但耿建新和房巧玲发现国际“四大”会计师事务所收取的审计费用并未显著高于我国本 土会计师事务所ｕ 。三是宏观经济环境、法律监管和政治联系等方面对审计定价影响的研究。李 爽、吴溪通过比较自愿性与监管诱致性审计师变更样本的审计定价发现，监管诱致性变更的审计定价 显著高于自愿性变更样本的审计定价 。陈小林、潘克勤发现法律执行力度、行政监管和法律制度 建设与审计定价显著正相关，上市公司政治关系与审计定价显著负相关 。 ２００８年金融危机爆发后，公允价值计量属性饱受争议，有关公允价值对审计收费影响的研究开 始起步。Ｅｔｔｒｅｄｇｅ等实证研究了银行业中公允价值计量、审计师专长和审计费用的关系，发现由于银 行资产的公允价值难以验证，相应地，在可验证的困难性上审计风险和审计工作量都会增加，审计费 用也会增加 。Ｇｏｎｃｈａｒｏｖ等实证研究了欧洲房地产行业采用公允价值计量和审计费用的关系，发 现当公允价值估计的复杂性和难以辨别性增加时，审计风险会不可避免地升高，审计费用就会相应增 加¨引。Ｃａｎｎｏｎ等通过实地调查的方式研究发现一系列估计的不确定性和复杂的假设造成了较高的 固有风险，导致审计师无法为公允价值审计提供积极的保证 。朱松等人实证研究发现公允价值计 量下表征盈余管理动机的资产减值损失与审计收费显著正相关 。马建威等人实证研究发现以公 允价值计量的金融资产分类与审计收费相关，可供出售金融资产占交易性金融资产和可供出售金融 资产两类金融资产之和的比例越大，审计收费越高；金融危机下，审计收费与以公允价值计量的金融 资产分类的相关性增强 。 上述研究多是考虑审计客户方公允价值计量对审计收费的影响，鲜有考虑后金融危机期审计供 给方的风险导向整合审计方式与客户公允价值下持有资产价值变动对审计定价影响的研究。本文以 决策有用计量观为基础，结合风险导向整合审计方式，研究持有资产价值变动对审计收费的影响。 三、理论分析与研究假设 决策有用性计量观认为，在合理可靠的前提下，会计人员应负责将公允价值纳入财务报表，从而 认可他们在帮助投资者评价公司内在价值时应承担的义务。该观点也称为资产负债表观，其实质是 在财务报表中大量使用公允价值。公允价值计量模式，就是将未实现但将来可实现的损益（即未实 现损益）予以确认，以反映资产和负债的真实价值。未实现损益是指公允价值变动损益、资产减值损 失等未实现的利得和损失，该项目本质上属于会计估计事项，且属于未实现的资产持有损益，并未真 正影响企业现金流量 。李永鹏认为资产减值会计计量中包含了大量的公允价值计量方式，其实质 就是一种不同时点的公允价值，资产减值会计是公允价值会计的单向行为，更准确地讲，是资产后续 －９８・ 历京 计 鲍学报２０１４￣・期 计量的减值行为，所以资产减值会计实质上是一种不对称的公允价值计量 。公允价值计量下的未 实现损益反映了持有资产价值变动的结果。依据公允价值的“顺周期”性，公允价值变动收益反映资 产价值的升高，公允价值变动损失和资产减值损失反映持有资产价值的下降，根据资产比例审计定价 理论，我们提出假设１。 假设１：在公允价值计量下，持有资产价值变动与审计收费正相关。 我国公允价值计量准则对公允价值的运用作了谨慎设计，但公允价值计量需要大量的职业判断 和估计 。 ，使得注册会计师执行公允价值审计时不得不面对公允价值估计风险。采用公允价值计 量模式，很多情况下会计人员无法从活跃市场中取得公允价值 。当无法从活跃市场中获取公允 价值时，公允价值的计量需要依赖一些技术手段和市场参数，技术手段必须足够可靠，市场参数必须 足够丰富和完备，作出专业判断的人员必须具备较高素质，所取得的公允价值才是可靠相关的，否则 公允价值难以可靠计量 。所以，由于公允价值计量的不确定性和变动性 ，管理层提供的财务 报表信息的真实性和可靠性难以避免地会受到置疑…。根据审计信息观，在信息不对称的情况下，处 于信息优势地位的管理层运用公允价值计量导致财务报表信息可靠性受到置疑，致使审计风险水平 升高，处于信息劣势地位的注册会计师必然要投入更多的关注，获取更加充分适当的审计证据，以应 对不可避免的审计风险。根据成本收益理论，审计工作投入增加导致审计成本增加，审计风险水平升 高导致预期损失增加，根据审计收费的决定因素，审计总成本是增加的ｕ ，那么，基于审计人工和风 险成本定价原理，审计收费不可避免地也会增加。因此，本文提出第二个假设。 假设２：公允价值计量下，公允价值变动损益与审计收费正相关。 如前所述，资产减值会计是公允价值会计的单向行为，更准确地讲，是资产后续计量的减值行为， 所以资产减值会计实质上是一种不对称的公允价值计量 。资产减值准备是资产的账面价值超过 其可收回金额，判断资产是否减值，应依据资产可能已经发生减损的某些迹象，如果存在任何一种迹 象，企业应对其可收回金额进行正式估计。减值的计提，通常是基于经济因素，即由于企业经营业绩 低下、同行业竞争以及经营策略转变而导致的资产价值的下降 提需要基于管理层的估计和判断，客观上增加 了注册会计师的审计风险；另一方面，资产减值 的计量，必然会增加审计工作量，促使注册会计 。资产减值的计量是一项非常复 杂的工作，它需要充分了解企业外部和内部信息，作出大量的职业判断 …。一方面，资产减值的计 师获取更多的审计证据来控制风险水平。根据 计提资产减值需ｌ 资产减值损失具有 审计收费人工小时定价原理和成本收益原理， 要判断和估计ｌ 估计性、不对称性 —● 的公允价值计量 审计收费在一定程度上是审计工作投入量和审 计风险的体现 。因此，本文提出第三个假设。 假设３：公允价值计量下，资产减值损失与审计收费正相关。 图１假设逻辑图 四、研究设计 （一）变量定义和模型构建 被解释变量为年度审计收费水平（审计费用取对数ＬＮＦＥＥ）。解释变量ＵＮＰＬ为未实现的持有 资产价值变动总损益，表示公允价值初期计量和后续计量所引起的持有资产价值的变动，用公允价值 变动损益和资产减值损失的绝对值之和占总资产的比例替代。ＰＬＦＣ表示公允价值变动损益的绝对 值占总资产的比例，ＩＭＰＡＩＲ表示资产减值损失的绝对值占总资产的比例。控制变量ＡＲ表示应收账 款净额占总资产的比例；ＳＩＺＥ表示上市公司规模，用总资产的自然对数ＬＮＡＳＳＥＴ表征；审计风险采 用企业的资产负债率（ＬＥＶ）、流动比率（ＣＲ）与本年盈利水平（ＲＯＥ）表征；事务所规模采用是否为 “四大”表征，如果上市公司当年的会计师事务所为“四大”，那么ＢＩＧ４等于１，否则为０；审计意见 ・９９・ 郝玉贵。等：公允价值计量、资产价值变动与审计收费 （ＯＰ）采用是否为“非标意见”表征，标准无保留意见为０，非标意见为１。 根据Ｓｉｍｕｎｉｃ审计收费的实证模型，结合我国近年来审计收费影响因素的相关实证研究，控制公 司层面和事务所层面的变量，本文建立回归模型如下： ＬＮＦＥＥ＝Ｏｌ＋ １×ＵＮＰＬ＋ ２×ＳＩＺＥ＋卢３×ＡＲ＋ ×ＬＥＶ＋卢５×ＣＲ＋卢６×ＲＯＥ＋ ×ＯＰ＋ 卢８×ＢＩＧ４＋ ８×ＯＰ＋卢９×ＢＩＧ４＋ ＡＬＮＦＥＥ＝ ＋卢ｌ×△ ’Ｃ＋ ×ＭＭＰＡＩＲ＋ ×△５ （１） （２） ＋ ×，ＭＲ＋ ×伽 ＋ ×△Ｃ ＋ ＬＮＦＥＥ＝Ｏｌ＋卢１×ＰＬＦＣ＋ ×ＩＭＰＡＩＲ＋ ×ＳＩＺＥ＋ ×ＡＲ＋ ×ＬＥＶ＋ ×ＣＲ＋ ×ＲＯＥ＋ 卢７×ＡＲＯＥ＋ ８×ＡＯＰ＋岛×ＡＢＩＧ４＋ 表１变量及定义 （３） （二）样本选择 本研究选取２００９－－２０１２年我国沪、深两市上市公司作为初始样本。２０１０年４月，财政部等五部 委颁布《企业内部控制审计指引》，指出可以在上市公司范围内开展整合审计。我们考虑到事务所执 行整合审计的技术准备阶段和上市公司层面执行整合审计的实际情况，划定以２０１０年开始执行整合 审计为界，将整合审计实施前后两个阶段 的数据（阶段１为２００９－－２０１０年，下称“阶 段１”；阶段２为２０１１＿２０１２年，下称“阶 段２”）进行纵向对比，分析审计收费与公 表２全样本 允价值变动损益、资产减值损失的相关性 和相关程度。为确保研究结论的可靠性， 本文剔除了以下样本：（１）审计费用数据 注：２０１２年的样本数据搜集日期截至２０１３年４月２２日，所有 模型的相关数据都来自作者的手工收 缺失和异常数据的样本；（２）境内审计费 数据均取自ＣＳＭＡＲ数据库，用和境外审计费用合并披露的样本；（３） 集和计算，采用的分析软件为ＳＰＳＳ１５一Ｓｔａｔｉｓｔｉｃｓ。 未披露审计费用的样本。结果如表２所示。 五、描述性统计 （一）全样本审计费用描述性统计分析 表３描述了２００９－－２０１２年境内Ａ股上市公司的平均审计费用及整体变化趋势情况。我们可以 ・１００・ 南京 计 鲍学报ｚｏ－ 年第ｌ期 看到，２００９年到２０１０年平均审计费用增长２３６６７．４ 元，比２００９年增长３．０９％；２０１０年到２０１１年平均审 计费用增长１５１６３６．８元，比２０１０年增长１９．７９％； ２０１１年到２０１２年平均审计费用增长１３０２３５．８元，比 ２０１ １年增长１４．１９％。审计收费的增长可能是由公司 表３ ２００９－－２０１２年境内Ａ股上市 公司的平均审计费用及整体变化趋势情况 资产规模的扩张、宏观政策和经济形势的转变、审计风 险的变化所造成的，因此为了更好地说明公允价值计 量对审计风险和审计收费的影响，我们需要对其他影响审计费用的因素进行控制。 （二）整合审计前后描述性统计分析 表４列示了整合审计执行前２００９年至２０１０年（即“阶段１”）和执行后２０１１年至２０１２年（即“阶 段２”）两个阶段因变量和自变量的统计特征，包括没有进行对数转换的审计费用。在不考虑其他因 素的情况下，阶段１审计费用的自然对数的最大值为１７．５１７，最小值为１１．５１３，均值为１３．２４２，阶段 ２审计费用的自然对数的最大值为１９．１４８，最小值为９．２１０，均值为１３．３７９，这说明各公司的审计费 用存在较大差距，审计费用均值略有上升，阶段２审计费用的差距更大。 表４阶段１（２００９－－２０１０年）和阶段２（２０１１－－２０１２年）描述性统计量 阶段１持有资产价值变动比率（ＵＮＰＬ）的最大值为４．２８０，最小值为０，均值为０．０１５；阶段２持有 资产价值变动比率（ＵＮＰＬ）的最大值为０．７７６，最小值为０，均值为０．００７。从时间角度看，阶段１比 阶段２的ＵＮＰＬ差距更大，均值也更大，可能的解释是金融危机后，随着经济的好转，上市公司确认的 未实现的持有资产价值变动渐渐趋于平稳；从未实现损益组成的角度看，这说明上市公司并未在大量 确认资产减值损失的同时确认大量的公允价值变动损益。 阶段１公允价值变动损益的绝对值占总资产比例（ＰＬＦＣ）的最大值为０．０５９，最小值为０，均值为 ０．０００５１５；阶段２公允价值变动损益的绝对值占总资产比例（ＰＬＦＣ）的最大值为０．１０２，最小值为０， 均值为０．００６６７５。这说明各上市公司公允价值变动损益的比例各年的差距较大，阶段２比阶段１均 值更大，表明公允价值变动损益的增多，公允价值的运用越来越深入。 阶段１资产减值损失的绝对值占总资产比例（ＩＭＰＡＩＲ）的最大值为４．２８０，最小值为Ｏ，均值为 ０．０１４；阶段２资产减值损失的绝对值占总资产比例（ＩＭＰＡＩＲ）的最大值为０．７７６，最小值为０，均值为 ０．００７。这说明阶段１比阶段２的ＩＭＰＡＩＲ差距更大，均值也更大，可能的解释是金融危机后上市公 司的资产减值幅度渐渐变小。 ・１０１・ 郝玉贵，等：公允价值计量、资产价值变动与审计收费 六、实证分析 （一）相关性分析 表５为模型（１）全样本偏相关系数矩阵简表，表６为模型（２）全样本偏相系数矩阵。根据表５，变 量之间的相关系数均小于０．１４，变量之间的关系微弱，据此，我们可以判断各个变量之间不存在多重 共线性问题。审计收费与持有资产价值变动比率正相关，相关系数０．０５９，在１％的水平下显著，表明 持有资产价值变动损益越多，审计收费越高，与假设１的预期一致。 表５模型１全样本偏相关系数矩阵（简表） ＬＮＦＥＥ ＰＬＦＣ １．０００ ０．０２８ １．０００ ＩＭＰＡＩＲ ０．０５８…ＳＩＺＥ ＡＲ ０．０１４ ０．０ｏ５ 一Ｏ．∞｜５ １．０００ 一Ｏ．１０２ 一０．０１９ ０．６７５…０．ｏ６６… １．０００ —０．２００ １．０００ ＬＥＶ ＣＲ ＲＯＥ ＯＰ ＢＩＧ４ ０．１１２…一０．０２０ ０．０４８… ０．０６６ ０．２１８… ０．０２２ ０．０５４… 一０．０１１ ０．０１１ 一０．０２０ ０．０１４ 一０．０３２ ０．０２８ ０．１４３ 一０．００１ —０．１４９… 一０．１２２… 一０．Ｏ５Ｏ 一０．１８９… ０．０５１ 一０．０６３ 一０．０５Ｏ… 一０．０２９ 一０．１０４…０．００９ １．Ｏｏｏ 一０．０８９… 一０．７７２… ０．１５３… ０．００７ １．０００ 一０．０５１ 一０．０６６ ０．０ｏ８ １．０００ ０．０８４… Ｏ．０ｏ１ １．Ｏ００ ０．００６ 注： 、术丰、 分别表示１０％、５％和１％的水平显著。 由表６可知，变量之间的相关系数均小于０．７７，小 于０．８，变量之间的关系微弱，据此，我们可以判断各个 变量之间不存在多重共线性问题。其中，审计收费与公 表７ ２００９－－２０１２年审计收费影响 因素ＵＮＰＬ、ＰＬＦＣ、ＩＭＰＡＩＲ的回归结果 变量 预期符号模型１系数模型２系数 允价值变动损益比率正相关，且在５％的水平下显著。 这与假设２的预期一致。资产减值损失比率ＩＭＰＡＩＲ与 审计收费ＬＮＦＥＥ正相关，且在１％的水平下显著正相 关。这与假设３预期一致。 （二）回归结果及分析 １．２００９－－２０１２年全样本回归结果及分析 以２００９－－２０１２年四年全样本对模型（１）和模型（２） 进行多元线性回归，回归结果如表７所示，模型（１）回归 模型的Ｆ值为１０３１．７６０，通过了Ｆ检验，回归方程总体 显著。模型（１）和模型（２）调整后的Ｒ 均为０．５３８，表 明模型（１）和模型（２）的拟合优度较好。各变量的方差 膨胀因子（ＶＩＦ）均小于２，表明解释变量之间不存在严重 的共线性。这些统计量也说明实证回归结果的分析基础 是可信的。 模型（１）回归结果显示，持有资产价值变动比率 （ＵＮＰＬ）的回归系数为０．３１７，Ｐ值为０，在１％水平上显 著，与假设１预期一致，表明未实现持有资产价值变动损 益对审计收费显著正影响，未实现持有资产价值变动损 注： 、料、 ￥ 分别表示１０％、５％和１％的 益越多，审计收费也越多。这表明持有资产价值变动额 水平显著。括号内为ｔ值。 ・１０２． 南京 计 鲍学报ｚｏ・ 年第ｌ期 与审计收费正相关。假设１通过检验。 模型（２）的回归结果显示，公允价值变动损益比率（ＰＬＦＣ）的回归系数为３．８６０，Ｐ值为０．０１９，在 ５％水平上显著，与假设２预期一致，即公允价值变动损益绝对额对审计收费显著正影响，公允价值变 动损益绝对额越多，审计收费也越多，这表明审计收费蕴含公允价值估计风险和审计应对成本。资产 减值损失比率（ＩＭＰＡＩＲ）的回归系数为０．３０９，Ｐ值为０．０００，在１％水平上显著，与假设３预期一致， 即资产减值损失对审计收费显著正影响，资产减值损失越多，审计收费也越高，这同样表明审计收费 蕴含资产减值估计风险和和审计投入成本。 ２．２００９－－２０１０年样本和２０１１—２０１２年样本分阶段实证对比分析 在上述全样本回归的基础上，我们进一步实施阶段性回归检验（见表８），以便考察整合审计方式 的引入以及持有资产价值变动对审计收费的影响方向和强度。 由表８可知，模型（１）中阶段１和阶段２的 表８阶段１（２００９－－－２０１０年）和阶段２（２０１１－－２０１２年） 回归的模型均通过了Ｆ检验，模型是显著的。 审计收费影响因素ＵＮＰＬ与ＰＬＦＣ、ＩＭＰＡＩＲ的回归结果 从分阶段测试的情况看，持有资产价值变动比 率（ＵＮＰＬ）在阶段１的系数为０．２５２，Ｐ值为 ０．０４６，在５％的水平上显著。ＵＮＰＬ在阶段２ 的系数为１．１４０，Ｐ值为０，在１％的水平上显 著，显著性水平明显提高。ＵＮＰＬ系数由０．２５２ 变量 （ｃ。“ “ ）ＵＮＰＬ ，，、 、 ｆ５０．７．０２１… ＊ ５．６３２… ＊ ７．０２９“ ５．６３７… ３０３）（４４．２２５）（５０．２９８）（４４．１９７） ￣．２５２ ９１４０一 一 ２Ｐ ｃ 一 一 ５ ８ ３ ＊ ４ ．．．８８０ ． ＊ 上升为１．１４０，即未实现持有资产价值变动损 益总体影响审计收费的强度增强。可能的解释 ＩＭＰＡＩＲ 是金融危机后我国实体经济逐渐复苏和公允价 … ，９一 ０．２８４… 一ｏ．３５２… ０・３７４” １・１８６” …８４＊ Ｏ ．２： 值相关内部控制审计测试量的增加，这表明整 ～（４５．０５２）（６１．５１２）（４４．９１３）（６１．３３０） ０．０２９…（－２．一合审计后的持有资产价值变动总体影响审计收 费的强度显著提升。 由表８还可知，模型（２）阶段１和阶段２进 行多元线性回归的结果也均通过了Ｆ检验，模 型是显著的。从分阶段测试的情况来看，公允 ＡＲ … … ＣＲ 。 ０．０７２…（ ０．０２８…）（－一０．０７２… （６．４６６） （５．２３９） （６・４１４） （５．２５４） ０００３＊．４０２．００．＊ ２０９３０７（ ） ０．０２５”０．０６２…０．０２５ ０．０６１… ４价值变动损益比率（ＰＬＦＣ）在阶段１的系数为 二 （２．２７．４２１２６…） ．２２．６９９０…） ．２７．４２２０…９） ．２２．７９７ ２）。 ５８３，Ｐ值为０．０９６，在１０％的水平上显著。 ＢＩ ０．．２２４）（８．３０４）（２０．２４２）（８．３１６） ＰＬＦＣ在阶段２的系数为２．８８０，Ｐ值为０．０２１， ＯＰ ０．１５４…０．０８９”０．１５３” ０．０８９” 在５％的水平上显著，显著水平明显提高。 一 ‘ 蓍 ’ ＰＬＦＣ系数由４．５８３下降为２．８８０，可能的解释 Ｒ２ ０．５３９ ０．５５２ ‘ 翟 ’ ０．５４０ ０．５５３ 是２００８年次贷金融危机爆发后公允价值变动Ａｄｊｕｓｔｅｄ Ｒ ０・５３８ ０・５５１ ０・５３８ ０・５５１ 损益的运用越来越广泛，随着金融危机影响的— 减弱，公允价值变动损益的解释作用也在降低。括号内为ｔ值。 ≤ 害 詈 ‘ 显著性水平明显提高可能的解释是：《企业内部控制审计指引》执行后注册会计师对内部控制和财务 报告进行整合审计，与单独执行财务报表审计相比，注册会计师必须要投入更多的关注公允价值计量 内部控制风险，获取更多的审计证据，要求的劳动报酬和风险溢价也相应提高。审计收费与公允价值 变动损益的相关程度显著提高，与内控审计指引颁布的时间节点也相吻合。 模型（２）变量资产减值损失比率（ＩＭＰＡＩＲ）在阶段１的系数为０．３７４，Ｐ值为０．０４７，在５％的水平 上显著。ＩＭＰＡＩＲ在阶段２的系数为１．１８６，Ｐ值为０，在１％的水平上显著，显著性水平明显提高。 ＩＭＰＡＩＲ系数由０．３７４上升为１．１８６，可能的解释是，美国次贷危机引发的全球金融危机后，在全球经 ・１０３・ 郝玉贵。等：公允价值计量、资产价值变动与审计收费 济环境不景气的情况下，我国实体经济运行下行压力不断加大，确认资产减值损失的情形更为普遍， 导致系数升高。显著性水平提升的可能解释是，确认资产减值损失需要职业判断和估计，这会对财务 报表的可靠性产生影响，注册会计师执行整合审计，除了关注估计风险，更多的是测试资产减值相关 的内部控制风险，因此要求的劳动报酬和风险溢价也会升高。 ３．２００９－－２０１２年样本分年度实证对比分析 本文在阶段性回归检验的基础上，进一步分 年度进行回归检验，回归结果见表９。表９显示， 持有资产价值变动比率（ＵＮＰＬ）对审计收费正影 响，影响强度逐年增强，且显著性逐年提升，这表 表９ ＵＮＰＬ、ＰＬＦＣ、ＩＭＰＡＩＲ变量 ２００９－－２０１２年各年的回归结果对比 明后金融危机时期持有资产价值变动总体正影响 审计收费的强度逐年显著增强，具体到公允价值 变动损益比率（ＰＬＦＣ），其对审计收费正影响显著 性提升，但是影响强度下降。资产减值损失（ＩＭＰＡＩＲ）对审计收费正影响，影响强度和显著性逐年提 高，这表明后金融危机时期公允价值变动损益和资产减值损失均对审计收费正影响，显著性均在提 升，但两者影响审计收费的强度相反，总体而言，资产减值损失影响审计收费的强度大于公允价值变 动损益的影响强度，导致总体的未实现持有资产价值变动损益影响审计收费的强度和显著性双提升。 （三）稳健性检验 表１０整合审计前后ＡＬＮＦＥＥ稳健性检验 变量预期符号２ ２ 我们取２０１０年与２００９年、２０１２年与２０１１年 的样本数据的差额进行稳健性检验，因变量审计 收费变动分别为２０１０年审计收费减去２００９年审 计收费的差额、２０１２年审计收费减去２０１１年审 计收费的差额，自变量和控制变量也为２０１０年数 据减去２００９年数据的差额、２０１２年数据减去 ２０１ １年数据的差额，然后将所得新样本采用模型 （３）进行回归分析，所得回归结果见表１０，与表８ 模型（２）的回归结果基本一致，稳健性检验得以 通过。 七、研究结论与建议 审计收费是审计市场的核心要素，其影响因 素是多元的。本文以后金融危机时期的制度为背 景，以我国上市公司２００９年至２０１２年的经验数 据为样本，对公允价值计量下持有资产价值变动 对审计收费的影响进行了实证研究，发现持有资 产价值变动总体显著正影响审计收费，其中，公允 价值变动损益绝对额和资产减值损失绝对额均显 著正影响审计收费。这表明持有资产价值变动幅度越大，审计收费越高。同时，本文发现，持有资产 价值变动总体正影响审计收费的强度逐年显著增强，其中，公允价值变动损益对审计收费正影响的显 著性提升，但是影响强度下降。资产减值损失对审计收费正影响的强度和显著性逐年提高。这些发 现可能归因于我国新会计准则和审计准则执行的差异。在我国，公允价值准则尚在征求意见，处于谨 慎使用阶段，而资产减值准则与国际准则趋同，处于广泛使用阶段。同时，审计准则引入风险导向内 ・１０４・ 自京 计 鲍学报加ｔ 年第ｌ期 部控制审计，处于转向整合审计阶段，审计师不仅面对公允价值估计风险的增加，而且面对会计估计 相关内部控制测试量的增加，基于成本效益原则，审计收费也相应增加。 不同于传统的资产规模决定审计收费观点，本文从持有资产价值变动视角研究公允价值计量模 式对审计收费的正影响，结果显示审计收费蕴含公允价值估价风险成本与相关内部控制测试成本，并 且与资产规模比例审计收费制相比，后金融危机时期人工小时审计收费制更合理，也更广泛地被采 用。因此，本文对现有文献有一定的拓展，意义在于，随着公允价值计量准则的广泛实施，公允价值审 计准则必须相应修订完善，充分考虑会计估计风险对审计市场定价的影响，采用国际通行的人工小时 收费制与资产比例定价制的结合，实现审计供需公允定价。本文的局限在于未将后金融危机时期的 相关检验与金融危机前的比较，尚未分行业检验等，这些都是未来深人研究的方向。 参考文献： ［１］耿建新，朱友干．与公允价值确认相关的审计证据研究［Ｊ］．审计研究，２００８（５）：５０—５４． ［２］沈烈，张西萍．新会计准则与盈余管理［Ｊ］．会计研究，２００７（２）：５２—５８． ［３］Ｓｉｍｕｎｉｃ Ｄ Ａ．Ｔｈｅ ｐｒｉｃｉｎｇ ｏｆ ａｕｄｉｔ ｓｅｒｖｉｃｅ：ｔｈｅｏｒｙ ａｎｄ ｅｖｉｄｅｎｃｅ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆＡｃｃｏｕｎｔｉｎｇ Ｒｅｓｅａｒｃｈ，１９８０，１８：４１—５０． ［４］Ｆｒａｎｃｉｓ Ｊ Ｒ．Ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔ ｆ ｏａｕｄｉｔ ｆｉｎｎ ｓｉｚｅ ｏｎ ａｕｄｉｔ ｐｒｉｃｅｓ：ａ ｓｔｕｄｙ ｏｆ ｔｈｅ Ａｕｓｔｒａｌｉａｎ ｍａｒｋｅｔ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ ａｎｄ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９８４，２：１３３—１５１． ［５］Ｈｏｕｓｔｏｎ Ｗ Ｒ，Ｐｅｔｅｒｓ Ｆ Ｍ，Ｐｒａｔｔ Ｈ Ｊ．Ｎｏｎｌｉｔｉｇａｔｉｏｎ ｉｒｓｋ ａｎｄ ｐｒｉｃｉｎｇ ａｕｄｉｔ ｓｅｒｖｉｃｅｓ［Ｊ］．Ａｕｄｉｔｉｎｇ：Ａ Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆＰｒａｃｔｉｃｅ ａｎｄ Ｔｈｅｏｒｙ，２００５，２４：２２—２６． ［６］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（４）：２２—２８． ［７］伍利娜．审计收费之谜［Ｊ］．中国会计评论，２００５（４）：２９—３５． ［８］韩厚军，周生春．中国证券市场会计师报酬研究——上市公司实证数据分析［Ｊ］．管理世界，２００３（２）：１５—２２． ［９］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研究——深沪市２００１年报的经验证据［Ｊ］．审计研 究，２００３（１）：４４—４７． ［１０］Ｒａｇｈｕｎａｎｄａｎ Ｋ，Ｒａｍａ Ｄ．ＳＯＸ Ｓｅｃｔｉｏｎ ４０４ ｍａｔｅｒｉｌａ ｗｅａｋｎｅｓｓ ｄｉｓｃｌｏｓｕｒｅｓ ａｎｄ ａｕｄｉｔ ｆｅｅｓ［Ｊ］．Ａｕｄｉｔｉｎｇ：Ａ Ｊｏｕｍａｌ ｏｆ Ｐｒａｃｔｉｃｅ＆Ｔｈｅｏｒｙ，２００６（１）：９９—１１４． ［１ １］Ｈｏｇａｎ Ｃ Ｈ，Ｗｉｌｋｉｎｓ Ｍ Ｓ．Ｅｖｉｄｅｎｃｅ ｏｎ ｔｈｅ ａｕｄｉｔ ｉｒｓｋ ｍｏｄｅｌ：ｄｏ ａｕｄｉｔｏｒｓ ｉｎｃｒｅａｓｅ ａｕｄｉｔ ｅｆｆｏｒｔ ｉｎ ｔｈｅ ｐｒｅｓｅｎｃｅ ｏｆ ｉｎｔｅｒｎａｌ ｃｏｎｔｒｏｌ ｗｅａｋｎｅｓｓｅｓ［Ｒ］．Ｗｏｒｋｉｎｇ ｐａｐｅｒ，２００６． ［１２］Ｈｏｉｔｓｈ Ｒ，ａＨｏｉｔａｓｈ Ｕ，Ｂｅｄａｒｄ Ｃ Ｊ．Ｉｎｔｅｒｎａｌ ｃｏｎｔｒｏｌ ｑｕａｌｉｔｙ ａｎｄ ａｕｄｉｔ ｐｒｉｃｉｎｇ ｕｎｄｅｒ ｔｈｅ ｓａｒｂａｎｅｓ—ｏｘｌｅｙ ａｃｔ［Ｒ］．Ｗｏｒｋｉｎｇ ｐａｐｅｒ，２００７． 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ｔｈａｔ：ｇａｉｎｓ ｏｒ ｌｏｓｓｅｓ ｆｒｏｍ ｃｈａｎｇｅｓ ｉｎ ｆａｉｒ ｖａｌ－ ｕｅ ａｎｄ ａｓｓｅｔ ｉｍｐａｉｍｅｎｔ ｌｒｏｓｓ ｂｏｔｈ ｈａｖｅ ａ ｓｉｇｎｉｉｆｃａｎｔｌｙ ｐｏｓｉｔｉｖｅ ｉｍｐａｃｔ ｏｎ ａｕｄｉｔ ｆｅｅｓ．Ｉｔ ｉｎｄｉｃａｔｅｓ ｔｈａｔ ｔｈｅ ｇｒｅａｔｅｒ ｆｌｕｃｔｕａｔｉｏｎ ｏｆ ｔｈｅ ｈｏｌｄｉｎｇ ａｓｓｅｔｓ’ｖａｌｕｅ ｉｓ，ｔｈｅ ｈｉｇｈｅｒ ａｕｄｉｔ ｆｅｅ ｃｏｍｐａｎｙ ｗｉｌｌ ｕｎｄｅｒｔａｋｅ．Ｉｎ ｔｈｅ ｍｅａｎｔｉｍｅ，ｗｉｔｈ ｔｈｅ ｉｎｃｒｅａｓｉｎｇｌｙ ｐｏｓｉｔｉｖｅ ｉｎｆｌｕ— ｅｎｃｅ ｏｆ ａｓｓｅｔ ｖａｌｕｅ ｆｌｕｃｔｕａｔｉｏｎ ｏｎ ａｕｄｉｔ ｆｅｅｓ ｙｅａｒ ｂｙ ｙｅａｒ，ｔｈｅ ｓｉｇｎｉｉｆｃａｎｃｅ ｏｆ ｔｈｅ ｐｏｓｉｔｉｖｅ ｉｍｐａｃｔ ｏｆ ｇａｉｎｓ ｏｒ ｌｏｓｓｅｓ ｆｒｏｍ ｃｈａｎｇｅｓ ｉｎ ｆａｉｒ ｖａｌｕｅ ｏｎ ａｕｄｉｔ ｆｅｅｓ ｉｓ ｒｉｓｉｎｇ．Ｂｕｔ ｗｉｔｈ ｔｈｅ ｄｅｃｒｅａｓｅ ｏｆ ｔｈｅ ｓｔｒｅｎｇｔｈ ｏｆ ｔｈｉｓ ｉｎｆｌｕｅｎｃｅ，ｂｏｔｈ ｔｈｅ ｓｉｎｉｇｉｆｃａｎｃｅ ａｎｄ ｓｔｒｅｎｇｔｈ ｏｆ ｔｈｅ ｐｏｓｉｔｉｖｅ ｉｍｐａｃｔ ｏｆ ｓｓｅｔ ｉａｍｐａｉｍｅｎｔ ｏｎ ａｕｄｉｔｒ ｆｅｅｓ ａｒｅ ｉｎｃｒｅａｓｉｎｇ．Ｔｈｅ ｒｅｓｕｈｓ ｉｎｄｉｃａｔｅ ｔｈａｔ ｔｈｅ ａｕｄｉｔ ｆｅｅ ｃｏｎｔａｉｎｓ ｔｈｅ ｆａｉｒ－ ｎｅｓｓ ｏｆ ｅｓｔｉｍａｔｅｄ ａｕｄｉｔ’Ｓ ｒｉｓｋ ｃｏｓｔ ａｎｄ ｐｒｉｃｉｎｇ ｂａｓｉｓ． Ｋｅｙ Ｗｏｒｄｓ：ａｕｄｉｔ ｆｅｅｓ；ａｕｄｉｔ ｐｒｉｃｉｎｇ；ｆｌｕｃｔｕａｔｉｏｎ ｏｆ ｈｏｌｄｉｎｇ ａｓｓｅｔｓ’ｖａｌｕｅ；ｆａｉｒ ｖａｌｕｅ；ｇａｉｎｓ ｏｒ ｌｏｓｓｅｓ ｆｒｏｍ ｃｈａｎｇｅｓ ｉｎ ｆａｉｒ ｖａｌ— ｕｅ；ａｓｓｅｔ ｉｍｐａｉｍｅｎｔ ｒ
