企業(yè)創(chuàng)新對審計費用的影響
——基于商譽的中介效應

郭雅菲

（西京學院）

一、引言

創(chuàng)新是企業(yè)能夠具有核心競爭力，促進企業(yè)持續(xù)發(fā)展的重要手段，同時也是推動國家經(jīng)濟增長的力量源泉。早在2012年11月召開的黨的十八大就提出了實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展；2020年10月召開的黨的十九屆五中全會更是提出要加快建設科技強國。因此為響應國家號召，同時也為擴大自身的市場競爭優(yōu)勢，企業(yè)對于創(chuàng)新的探索正在蓬勃發(fā)展。

但不得不提的是，創(chuàng)新是一項資金投入大、投資周期長、不確定性高的活動。根據(jù)現(xiàn)代風險導向?qū)徲嬂碚?，事務所往往對更易產(chǎn)生錯報的事項或企業(yè)投以更高的執(zhí)業(yè)關注度，誕生更強的警惕意識。所以企業(yè)創(chuàng)新將會是會計師重點關注的方面之一，因此會計師大概率會產(chǎn)生更多的審計投入，致使審計費用提高。本文在研究企業(yè)創(chuàng)新對審計費用影響的同時，創(chuàng)新的加入了商譽作為企業(yè)創(chuàng)新影響審計費用的中介變量，探究了商譽對兩者間的中介效應，對豐富企業(yè)創(chuàng)新與審計費用的研究體系起到了一定作用。

二、文獻回顧

學者們對于企業(yè)創(chuàng)新的研究，多從內(nèi)部影響因素與外部影響因素這兩方面進行討論。對于企業(yè)創(chuàng)新的內(nèi)部影響因素，張冊和王曉燕（2020）認為高管的薪資差距對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響是負向的。但楊小幸和王秀芬（2019）研究得出高管薪酬差距激勵企業(yè)創(chuàng)新活動。尹佳偉等（2020）認為獨立董事的存在將會對企業(yè)創(chuàng)新起到積極作用。不過孫光國和陳思陽（2020）認為在經(jīng)理與董事兼任時，董事會能起到的作用很有限，監(jiān)督功能很難履行，因此經(jīng)理可能會抑制創(chuàng)新活動的開展。對于企業(yè)創(chuàng)新的外部影響因素，劉井建等（2021）認為稅收優(yōu)惠與財政補貼起到了部分中介效應。但卜偉和曲彤（2019）則認為產(chǎn)業(yè)政策只作用于非發(fā)明專利的增加。不過陳文俊等（2020）研究發(fā)現(xiàn)，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策會抑制企業(yè)專利數(shù)量。

對于審計費用的研究，學者們多是圍繞著會計師事務所與被審計單位展開研究。對于會計師事務所，葉陳剛和馮銀波（2018）認為行業(yè)專家會因為具有更高的專業(yè)知識，而會比非行業(yè)專家獲取更高的審計費用。關于被審計單位的研究，朱鵬飛等（2018）研究發(fā)現(xiàn)，在非國有企業(yè)中，審計費用會隨著企業(yè)風險的提高而增加。邱霞和申成銳（2019）則認為管理者的學術經(jīng)驗可能會降低審計費用。王殉等（2018）研究發(fā)現(xiàn)，管理者的過度自信，可能會導致企業(yè)的財務狀況面臨更大風險，從而會導致審計風險的增加，因而就會付出更多的審計費用。

綜上所述，學者們對于企業(yè)創(chuàng)新的研究大多從創(chuàng)新投入的角度進行研究，本文立足于此，將選用專利數(shù)量來研究企業(yè)創(chuàng)新與審計費用之間的關系。并且本文引入了商譽作為中介變量，探究其可能存在的中介效應。

三、理論分析與研究假設

企業(yè)創(chuàng)新活動大多有不確定性高、投入資金多、時間周期長等特征，因此，企業(yè)一方面可能會為了規(guī)避給相關利益者帶來的負面預期，以及研發(fā)失敗給企業(yè)帶來的不利影響，而采取平滑研發(fā)活動亦或是進行盈余管理。所以當一個企業(yè)擁有更多的創(chuàng)新活動時，其進行盈余管理的可能性就會增加，而這也將會對財務報表的質(zhì)量產(chǎn)生影響。另一方面從委托代理角度進行分析，企業(yè)信息的不對稱程度會隨著研發(fā)投入的增加而增加。而過大的信息不對稱將會滋生管理層道德風險，這就會嚴重影響股東與管理層之間的代理問題。

上述原因都會對審計費用產(chǎn)生影響，審計人員在面對創(chuàng)新活動更多的企業(yè)時，將會視其是否進行了盈余管理而投入更大的關注度，進而增加審計程序?qū)е聦徲嫵杀镜奶岣?，所以會收取更高的審計費用。而在被審計單位因存在代理問題致使固有風險和控制風險更高時，審計人員也將會投入更多的時間精力來應對自身面對的審計風險，投入更多的努力以提高固有風險的評估水平。這樣一來審計費用勢必也將進一步增大?；谝陨戏治觯疚恼J為審計費用的高低會隨著企業(yè)創(chuàng)新的增加而增加。因此本文提出以下假設：

H1：企業(yè)創(chuàng)新活動越多則審計費用越高，即兩者間存在正相關關系。

四、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2011—2020年我國滬深A股上市公司作為研究樣本，剔除了ST和*ST公司及金融類上市公司。為了避免極端數(shù)據(jù)對研究的影響，本文所有連續(xù)變量都進行了在1%和99%分位上的縮尾處理。并通過Stata16.0完成對數(shù)據(jù)的分析。

（二）模型設定與變量定義

為了驗證假設，構建模型（1）為

其中被解釋變量為審計費用的自然對數(shù)，而對于學術界上多種有關企業(yè)創(chuàng)新的衡量方式中，本文認為專利數(shù)量更為有效。因此本文將企業(yè)發(fā)明專利、外觀設計專利以及實用新型專利這三種專利數(shù)之和作為企業(yè)創(chuàng)新的體現(xiàn)，記為解釋變量。同時，為了控制其他變量的影響，本文將企業(yè)規(guī)模（）、資產(chǎn)負債率（）、資產(chǎn)收益率（）、獨立董事比例（）、速動比率（）、產(chǎn)權性質(zhì)（）、國際四大會計師事務所（4）作為本文的控制變量，并控制了時間及行業(yè)產(chǎn)生的影響。

五、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

如表1所示，本文被解釋變量的平均值為13.820，最大值為16.970，最小值為12.540，由此可見我國各上市公司對審計費用的支出差異還是較大的。本文的解釋變量均值為3.147，中位數(shù)為3.045，兩者間差距不大，但是變量的最大值為7.194，最小值為0.693，兩者間還是有很大差距的，這說明了我國上市公司間的企業(yè)創(chuàng)新水平還是有很大差別，但也因為這差異性的表現(xiàn)也讓本研究更適宜開展。其他控制變量的描述結果也能傳達出一定的市場信息，例如變量的最大值為26.970，最小值為20.120，說明上市公司間的資產(chǎn)規(guī)模方面有較大不同。變量的均值為0.049，表明上市公司的盈余情況較差。變量4的均值為0.060，代表了有6%的上市公司由國際四大會計師事務所來為自己進行審計。

表1 描述性統(tǒng)計

（二）相關性分析

本文被解釋變量、解釋變量及控制變量的相關性分析結果如表2所示。可以看出，本文代表企業(yè)創(chuàng)新的解釋變量與被解釋變量審計收費在1%的水平上呈現(xiàn)出顯著的正相關關系，說明當企業(yè)的創(chuàng)新能力越強，企業(yè)所需要支付的審計費用就越高。這個結果基本符合了本文的預期假設H1。而各個控制變量也與被解釋變量審計費用間呈現(xiàn)出顯著的相關關系，其中企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、獨立董事比、產(chǎn)權性質(zhì)、事務所規(guī)模4與被解釋變量呈現(xiàn)為顯著正相關的關系，而資產(chǎn)收益率與速動比率則與審計費用呈現(xiàn)的是顯著負相關的關系。

表2 相關性分析

（三）回歸分析

表3所示的是企業(yè)創(chuàng)新與審計費用的回歸結果。模型的R平方為0.768，這意味著該模型的擬合度很好，可以解釋審計費用76.8%的變化情況。在表格中企業(yè)創(chuàng)新（）的T值為3.2，回歸系數(shù)為0.02，在1%的水平上顯著，這表示了企業(yè)創(chuàng)新能力越強，需要支付的審計費用就越多，符合本文的假設H1。除此之外，其他控制變量中，企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、資產(chǎn)收益率、速動比率、產(chǎn)權性質(zhì)、事務所規(guī)模4與被解釋變量有顯著的相關性，證實其也是影響審計費用的重要變量。

表3 回歸分析

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了提高研究結論的可靠性，本文進行了下述兩種檢驗：

第一，改變解釋變量度量方法。本文用企業(yè)研發(fā)投入（）作為衡量企業(yè)創(chuàng)新的方法，代替了原本文本的解釋變量專利數(shù)量（）進行回歸。回歸結果中變量（）的T值為7.67，回歸系數(shù)為0.020，并且在1%的水平上顯著，表明了企業(yè)創(chuàng)新對審計費用具有顯著的正相關關系。這與原模型的回歸結果相一致，支持了假設H1。

第二，滯后一年的數(shù)據(jù)。本文將原模型中2011—2020年我國滬深A股上市公司的數(shù)據(jù)，更改為了2012—2020年滬深A股上市公司的數(shù)據(jù)，在對數(shù)據(jù)的處理上也與原模型采用了相同的處理方式。回歸結果顯示，變量（）的T值為3.36，回歸系數(shù)為0.022，并且在1%的水平上顯著，此結果與原模型中的結果一致，證實了企業(yè)創(chuàng)新對審計費用的影響具有顯著正相關關系，再次支持了假設H1。

六、進一步研究

根據(jù)上文的分析，企業(yè)創(chuàng)新與審計費用呈現(xiàn)顯著的正相關關系，即企業(yè)創(chuàng)新水平越強，就需支付更多審計費用。對于企業(yè)創(chuàng)新如何對審計費用產(chǎn)生影響，本文認為可能是因為企業(yè)創(chuàng)新水平提高了企業(yè)的商譽，而商譽計價結果難以核實與驗證，所以其中會隱藏著更多的審計風險，所以審計人員不得不追加審計程序以降低審計風險，從而收取更多審計費用。所以本文認為商譽（）是企業(yè)創(chuàng)新影響審計費用的中介因子，即企業(yè)創(chuàng)新會因為提高企業(yè)商譽而使審計費用增加。所以本文構建如下以商譽作為中介變量的模型（2）與模型（3）來進行檢驗。

表4所示的就是中介效應回歸分析結果，并分別展示了模型（1），模型（2）與模型（3）的結果。在模型（2）中變量（）的T值為2.46，回歸系數(shù)為0.248，且在5%的水平上顯著，這說明企業(yè)創(chuàng)新的增加，能夠使得商譽增加。而模型（3）中變量（）的T值為3.38，回歸系數(shù)為0.003，且在1%的水平上顯著，存在部分中介效應。這正是驗證了企業(yè)創(chuàng)新導致審計費用增加的原因是因為商譽的增加而使審計人員需要投入更多的精力來應對審計風險故而增加審計費用這一猜測。

表4 中介效應回歸分析結果

七、結語

本文以2011—2020年十年間我國滬深A股上市公司作為研究樣本，運用了實證的方法構建回歸模型，得出企業(yè)創(chuàng)新水平越高，企業(yè)所需要支付的審計費用就越多這一結論。本文還通過改變解釋變量的衡量方式，與滯后一年樣本數(shù)據(jù)兩種方法對研究結果進行了檢驗，兩種方法均表明企業(yè)創(chuàng)新與審計費用之間呈現(xiàn)顯著的正相關關系，所以本研究結果具有一定的可靠性。另外本文將商譽作為中介變量，發(fā)現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新導致審計費用增加的原因在于商譽的增加會給審計工作帶來相應的風險，這使得審計人員不得不采取更多的手段，花費更多的精力來規(guī)避審計風險，提高了審計費用。

本文帶來的啟示在于:企業(yè)創(chuàng)新活動的增加會使會計師事務所增加審計費用，所以企業(yè)創(chuàng)新的背后必然存在一定風險。因此有關部門在鼓勵企業(yè)創(chuàng)新并對企業(yè)創(chuàng)新予以關注的同時應及時發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新背后面臨的風險，維持經(jīng)濟市場的健康發(fā)展。