殷 红

一、引言

证券交易所在上市公司信息披露方面承担着一线监管责任。交易所的监管方式多样，包括行政处罚性监管和非行政处罚性监管（陈运森等，2018a）。其中，非行政处罚性监管以出具问询函为代表。当交易所在审核上市公司发布的公告过程中发现其信息披露或交易行为未达到监管标准时主动发函问询，要求上市公司补充披露或做出解释，而非直接给予行政处罚，因此，被称作“非行政处罚性监管”。在当前我国证券交易所的监管模式由“事前审核”向“事中事后审查”转型的过程中，问询函成了交易所自律监管的一个有力手段。近年来随着两大交易所出具问询函频率的增加，对问询监管经济后果的研究开始得到学术界的关注。

问询监管制度的推行旨在提高上市公司的信息披露质量，缓解内部人和外部人的信息不对称（Johnston and Petacchi， 2017）。 问 询 函 或者意见函强化了对公司业务模式、风险因素等重大非财务信息的披露，使得上市公司年报中披露的信息更具实用性和可读性（Bens et al.，2016;Bozanic et al，2017），降低了公司股价崩盘风险（陈俊生等，2018）。问询函具有一定的信息含量（陈运森等，2018a），投资者十分关注问询函中披露的信息，利用这些信息对企业风险进行评估，进而做出投资决策（Gietzmann and Isidro，2013）。那么，作为上市公司年报审计的负责人，审计师在实施年报审计时会否考虑到客户年报问询函中披露的信息呢？审计定价的一个重要影响因素就是审计风险（Houston，2005）。被出具问询函的上市公司往往在信息披露、公司治理、内部控制等方面存在或多或少的弊端（陈硕、龙怡婷，2018），这也就意味着公司固有风险和控制风险较高，审计师进行风险评估、搜集审计证据时是否考虑到了这一潜在风险，进而制定审计计划、索取审计费用呢？

表1 变量定义表

表2 主要变量的描述性统计

本文以2015-2018年A股上市公司为研究对象，从锚定效应理论的视角出发，考察了年报问询监管强化对审计师行为的影响。研究发现，上期年报被出具问询函的公司本期支付了更高的审计费用，尤其是当被出具问询函的公司当期变更了审计师时。这意味着，当环境不确定性较高时，审计师在做出定价决策时会考虑上期年报问询函中反映的信息（即“锚”），将被出具问询函的公司评估为高风险，进而索取风险溢价，也就是说审计定价中存在锚定效应。在采用倾向得分匹配法控制内生性、改变自变量的衡量方式、改变样本量等之后，结论依然成立。进一步研究发现，年报问询监管对审计收费的正向影响主要存在于非“四大”审计的公司和民营企业。通过对影响机理的研究发现，年报问询监管之所以正向影响审计定价，是因为被出具问询函的公司两类代理成本显著高于未被出具问询函的公司，审计师面临较高的审计风险。

本文的研究贡献主要体现在以下几个方面：第一，本文从锚定效应的视角研究了年报问询监管对审计定价的影响，丰富了审计师行为中锚定效应影响的文献。以往研究多运用实验的方法考察审计判断中是否存在锚 定 效 应（Biggs and Wild，1985;Presutti，1995;杨 明 增、 张 继 勋，2007；杨明增，2009），较少运用大样本实证检验审计定价决策中的锚定效应。本文从年报问询监管这一新的角度探讨审计定价如何受到锚定效应的影响，拓展了这一领域的研究。第二，本文以我国上市公司为样本，发现上期年报被出具问询函的公司代理成本较高，审计师因而增加了审计收费。这不仅拓展了年报问询监管的经济后果研究，为新兴市场中监管风险对审计定价的影响机制提供了新的经验证据，而且对于上市公司、投资者和审计师全面理解年报问询监管制度具有借鉴意义。第三，本文从年报问询监管这一视角出发，探讨非行政处罚性监管强化对审计师行为的影响，丰富了审计定价影响因素的相关文献。

二、理论分析与研究假设

审计定价影响因素的研究一直是会计学界关注的热点话题。根据经典审计定价模型，审计定价主要取决于两类因素：一是审计师投入的审计资源，二是审计师对潜在风险要求的补偿，即风险溢价（Simunic，1980）。审计风险包括因财务报表存在重大错报而导致的法律诉讼风险，以及与财务报表重大错报无关的其他风险（Houston，1999）。法律诉讼风险高的公司往往治理基础较差、法律意识淡薄、违规概率较高，在风险导向审计准则下，会计师事务所需要派遣更有经验的人员、投入更多的时间、执行更多的审计程序以将风险降到可接受的水平，因此，法律风险高的公司往往审计收费也较高（Seetharaman et al， 2002; 冯延超、梁莱歆，2010）。除了法律诉讼风险之外，审计师还面临着证券监督机构的监管风险。当审计客户违规行为被查处时，审计师一方面可能由于执业不当面临公开谴责、罚款等经济处罚，另一方面因为声誉受损导致客户流失、影响未来的声誉溢价（李晓慧等，2016）。因此，监管风险越高，审计收费越高（宋衍蘅，2011）。李爽和吴溪（2004）通过对48例监管诱致性审计师变更和50例自愿性审计师变更样本的研究发现，监管诱致性变更向审计师传递了更为强烈的监管信号，审计师面临的监管风险更高，因此索取了较自愿性变更更高的审计收费。

表3 变量的Pearson相关系数矩阵

年报问询监管作为非行政处罚性监管的重要内容，对审计定价的影响路径体现在如下几个方面：首先，上市公司年报被出具问询函通常意味着公司信息披露不充分或者信息披露有缺陷，监管部门在要求公司补充披露或者回函时，常常要求会计师事务所一并出具专业核查意见。由此可见，审计师在上市公司年报问询监管方面负有不可脱卸的责任。一旦公司收到问询函，市场往往认为该公司存在问题，将其视为 “坏消息”，给予负面反应（郭飞、周泳彤，2018），同时会对负责该公司财务报表审计的审计师的专业胜任能力产生质疑，事务所的声誉受损。在接下来的年度，事务所再次承接此类客户的业务时，可能出于声誉的考虑向该客户索取更高的审计收费。其次，问询监管只是一种非行政处罚性监管措施，相对于行政处罚性监管，问询监管的震慑力较低。个别公司在收到问询函时并未对问询函中所提问题进行改正，也未在规定时间内回函，甚至一而再再而三地发出延期回复申请。当这些公司上期年报被出具问询函时，下一期年报中仍然存在重大错报的风险很高。此时，审计师会将上期年报问询函当作判断依据，即“锚”，修正对被审单位的风险判断，将被审单位视为高风险客户，进而索取风险溢价。最后，当审计师所审客户年报被出具问询函时，审计师个人声誉也会受损。为了避免声誉受损，审计师在承接上期年报被出具问询函的客户业务时，会主动增加审计投入，加强对助理人员的指导、监督和复核，增加审计程序，扩大样本量，尤其是对上期年报问询函中的遗留问题，审计师会关注本期进展及其信息披露情况。这样一来势必增加审计成本，成本的增加又会导致审计收费的增加。据此，本文提出如下假设：

表4 回归结果

H1：相对于未收到年报问询函的公司，上期收到年报问询函的公司本期审计费用更高。

在不确定的环境下，个体判断会以初始值也就是“锚”为依据，进行上下调整（Tversky & Kahneman，1974）。财务报表审计工作涉及到大量的职业判断。审计师在做出职业判断时也会选定“锚”，审计判断效率和审计定价决策都会受到锚定效应的影响（Joyce & Biddle，1981；Pike et al，2013）。当客户更换了审计师之后，面对新客户，新任审计师首先要做的就是评估客户的风险进而决定审计收费。在初步业务活动阶段，由于信息有限，新任审计师对客户了解甚少。而且，审计费用往往是在期初就确定下来了，所审财务报表的编制工作还未完成，上期财务报表就成了审计师获取客户信息的一个重要途径。李伟（2015）的研究表明，在高度不确定的环境下，上期会计稳健性不仅影响本期审计收费，而且影响审计师出具的审计意见类型。上期会计稳健性越高，本期审计收费越低、出具非标准审计意见的概率越低。

当上期年报被出具问询函的公司更换了审计师之后，新任审计师由于不了解被审计单位的基本情况面临较大的不确定性。在对被审计单位进行风险评估时，新任审计师会将上期财务报表及其问询函当作参照即“锚”，根据上期财务报表的质量状况初步评估本期审计风险。若上期年报被问询，审计师需要设计进一步的审计程序以判断影响上期财务报表的事项在本期是否得到妥善处理，审计师的工作量加大，审计成本增加，因此需要通过增加审计收费来弥补未来可能的支出。此外，上期年报被问询的公司本期可能受到监管部门和媒体的额外关注，新任审计师面临的舆论压力增大。为了规避诉讼风险和监管风险，新任审计师会更加勤勉尽责地执业，提高审计质量。陈运森等（2018b）的研究表明，收到财务报告问询函的公司在随后年份被出具非标准审计意见的概率显著上升。据此，本文提出如下假设：

H2：其他条件不变的情况下，审计师变更显著提高了年报问询监管对审计收费的正向影响。

表5 年报问询监管、事务所规模与审计定价

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文手工收集了2015-2018年A股上市公司年报问询函，其他财务数据和股票交易数据来自于国泰安数据库。参照以往研究，剔除了金融保险业公司样本和存在缺失值数据的样本，最终获得10744个有效的公司年度观测值。其中，被出具问询函的观测值有996个，占全部样本量的9.3%。为了消除极端值的影响，本文对所有连续变量在上下1%的水平上进行了winsorize处理。

（二）变量测度

1.因变量。本文的因变量是审计定价（AuditFee），以审计收费的自然对数测度。

2.自变量。本文的自变量是样本公司上期年报是否被出具问询函（Inquiry）。当上期年报被出具问询函时取1，否则取0。在稳健性检验部分，以同一年度样本公司年报被出具问询函的次数作为自变量进行稳健性检验。

3.调节变量和中介变量。本文采用审计师变更、事务所规模和企业产权性质作为调节变量。审计师变更（Switch）以样本公司是否改聘会计师事务所为虚拟变量测度。事务所规模以是否经国际“四大”（Big4）审计作为虚拟变量进行测度。产权性质则以是否国有企业（SOE）设置虚拟变量来测度。为了检验年报问询监管对审计定价的影响机理，以两类代理成本作为中介变量。其中，第一类代理成本（AC1）以经营费用率测度，第二类代理成本（AC2）以大股东占款比例测度。

4.控制变量。参考已有文献（Simunic，1980；Griffin et al，2010；袁蓉丽等，2018），本文在模型中加入了以下变量进行控制：企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、总资产收益率（ROA）、存货和应收账款占比（IR）、速动比率（Quick）、股票年收益率（Return）、审计意见类型（Opinion）、是否亏损（Loss）以及行业（Industry）和年份（Year）等变量。主要变量的定义见表1。

（三）模型设定

为了检验假设H1和H2，本文分别构建如下多元回归模型：

其中，模型（2）是在模型（1）的基础上加入了年报问询监管Inquiry和审计师变更Switch的交互项，以检验审计师变更和年报问询监管对审计定价的共同影响。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计与相关性分析

表2报告了主要变量的描述性统计结果。从该表可以看到，审计收费的均值为13.724，最小值为12.612，最大值为15.895。这说明，上市公司总体审计收费偏高，不同类型的公司审计收费存在一定的差异。Inquiry的均值为0.093，意味着9.3%的样本公司被出具了年报问询函，公司年报中的信息披露质量有待提升。

表6 年报问询监管、产权性质与审计定价

表3报告了主要变量的相关系数矩阵。该表显示，Inquiry与AuditFee的相关系数是0.028，在1%的水平上显著，初步证实了前文提出的假设H1。此外，Inquiry与Switch的相关系数在1%的水平上显著为正，这说明上期年报被出具问询函的公司更换会计师事务所的概率显著上升。此外，本文主要变量的方差膨胀因子VIF均值为1.49，最大值为2.53，这说明解释变量之间不存在严重的多重共线性。

（二）问询监管、审计师变更与审计定价

表3报告了模型（1）和模型（2）的回归结果。第（1）列是对模型（1）的回归结果，Inquiry的回归系数在1%的水平上显著为正，与假设H1一致，说明上期年报被出具问询函的公司在本期支付了更高的审计费用。第（2）列是对模型（2）的回归结果，交互项Inquiry＊Switch的系数在1%的水平上显著为正，与假设H2一致，说明当上市公司更换会计师事务所时，新任审计师倾向于将上期年报被出具问询函的公司评估为高风险，进而索取了更高的审计收费。第（3）列和第（4）列是将全部样本按照是否发生审计师变更划分为“审计师变更”和“审计师未变更”两组后分组回归的结果。“审计师变更”组中Inquiry的回归系数是0.199，大于“审计师未变更”组（0.082）。为了检验分组回归系数的差异是否显著，本文进行了费舍尔组合检验 （Fisher’s Permutation test)。经由Bootstrap法得到的经验P值为0.025，证明两组回归系数的差异具有统计显著性。

（三）事务所规模和产权性质的调节作用

不同规模的会计师事务所在执业理念和执业能力方面存在一定的差异。大所尤其是国际“四大”拥有丰富的执业经验，具备良好的风险识别和应对能力，更容易发现财务报表中的重大错报（DeAngelo，1981），对于上期财务报表的依赖度更低，锚定效应较弱甚至完全丧失。此外，大所非常重视品牌的维护和建设（漆江娜等，2004）。对于高风险客户，国际“四大”更倾向于通过出具严格审计意见而非收取风险溢价来规避风险（潘克勤，2011）。因此，对于上期年报被出具问询函的公司，大所可能并不会额外增加审计收费。

为了检验不同规模的事务所之间年报问询监管对审计定价的影响是否有差异，本文按照事务所规模将样本公司划分为国际“四大”审计组和非国际“四大”审计组，按照模型（1）和模型（2）分组进行回归，回归结果如表5所示。在国际“四大”组，无论是Inquiry的系数还是Inquiry＊Switch的系数均不显著。相反，在非国际“四大”组，Inquiry和Inquiry＊Switch的系数均在1%的水平上显著为正，这说明年报问询监管对审计定价的影响主要存在于非国际“四大”的本土所。本土所更倾向于利用年报问询函中传递的信息，评估客户风险，制定收费策略。

表7 代理成本的中介效应

表8 稳健性检验

国有企业与政府有着天然的联系，面临的监管风险较低，当国有企业违规时，比较容易获得从轻处罚（谢香兵，2015）。由于政府的隐性担保，国有企业更容易获得外部融资，对审计意见的依赖程度较低，不需要通过支付高昂的审计费用购买审计意见（齐鲁光、韩传模，2016），因此，国有企业的风险溢价和异常审计收费往往较低。当国有企业年报被监管部门出具问询函时，审计师对其风险的评估不似民营企业那样高，审计收费可能不会显著增加。为了检验不同产权性质的公司被出具问询时审计定价是否存在显著差异，本文按照产权性质将样本划分为国有企业和民营企业两组，分组进行回归，回归结果如表6所示。在国有企业组，Inquiry的系数为正，但显著性水平较低，Inquiry＊Switch的系数也为正，但不显著；在民营企业组，Inquiry和Inquiry＊Switch的系数均在1%的水平上显著为正。这说明，年报问询监管对审计定价的影响主要存在于民营企业中，上期年报是否被问询对国有企业审计定价的影响较弱。

（四）代理成本的渠道效应检验

被交易所出具问询函的上市公司往往在信息披露、公司治理、内部控制等方面存在缺陷。信息披露质量较低意味着公司代理成本较高（杜兴强、周泽将，2009）。而良好的公司治理和内部控制有助于降低股权代理成本（李明辉，2009；杨德明等，2009）。因此，被出具问询函的公司代理成本可能较高。当公司代理成本较高时，大股东更可能通过手中的权力掏空上市公司，管理层的机会主义行为增加，审计师面临的审计风险增加（朱春艳等，2017），需要实施更多的审计程序、搜集更多的审计证据，以降低面临的风险。所以，针对上期年报被出具问询函的客户，审计师可能会收取更高的审计收费。也就是说，年报问询监管通过影响代理成本进而影响审计收费。上期年报被出具问询函的公司面临更高的代理成本，因而被审计师索取了更高的审计收费。

为了检验代理成本的中介效应是否成立，本文借鉴Sobel（1982）的方法，以两类代理成本AC1和AC2作为被解释变量，Inquiry作为解释变量构建模型（3），以审计收费作为被解释变量，以AC1和AC2作为解释变量，构建模型（4），根据回归系数的显著性检验代理成本的中介效应。

由表7可见，Inquiry与两类代理成本AC1和AC2之间的系数均在1%的水平上显著为正，说明上期年报被出具问询函的公司第一类代理成本和第二类代理成本都较高。AC1和AC2与AuditFee的系数均在1%的水平上显著为正，说明审计收费与两类代理成本显著正相关，代理成本的中介效应成立，上期被问询监管的公司本期代理冲突仍然较为严重，审计师为此收取了更高的审计费用。

（五）稳健性检验

为了验证研究结论的稳健性，本文进行了如下稳健性测试：一是采用倾向得分匹配法（PSM）缓解内生性，先期利用逐步回归法筛选出显著性水平超过10%的变量作为匹配变量，用于配对，然后重新进行回归分析，PSM1:1有放回配对后的回归结果依然显著，回归结果见表8第（1）列。二是改变自变量的衡量方式，以一年内公司被问询的次数作为自变量，代入模型进行回归分析，回归结果如表8第（2）列所示，Inquiry的系数在1%的水平上显著为正。三是考虑到企业违规可能对研究结论产生的影响，删除了违规企业的样本后重新进行回归分析，回归结果如表8第（3）列所示，Inquiry的系数为0.084，在1%的水平上显著，说明本文的研究结论总体可靠。

五、结论与启示

本文通过手工搜集2015-2018年上市公司年报问询数据，基于前景理论中的锚定效应理论，详细考察了年报问询函的发布对审计师行为的影响。研究发现：（1）相比未被出具问询函的公司，被出具问询函的公司下期支付了更高的审计费用，审计师变更强化了年报问询对审计收费的正向影响。这说明，在不确定的环境下，审计师会将上期年报及其问询函当作“锚”，用来评估被审计单位的风险，进而决定审计收费。（2）从审计供需双方的影响因素来看，年报问询对审计收费的正向影响主要存在于非“四大”审计的公司和民营企业。这说明事务所规模和客户产权性质对年报问询与审计收费之间的关系产生了调节作用。（3）通过渠道探索发现，审计师之所以对上期年报被问询的公司索取更高的审计收费，是因为这类公司的两类代理成本较高，审计师面临的审计风险较高。

本文的研究价值在于：首先，对审计师而言，客户上期年报是否被出具问询函以及被出具问询函的次数是判断客户审计风险的一个重要依据，审计师可以据此决定是否承接该项业务，同时将年报问询情况作为制定审计收费的依据。其次，对投资者而言，年报问询函向市场传递了重要的信息，被问询的公司往往存在或多或少的问题，投资者在关注年报问询函收函和回函的同时应当及时跟进被问询公司对问询问题的处理进展，进而优化投资决策。再者，对上市公司而言，应当给予问询函充分的关注，积极应对问询函中所提问题，对利益相关者及时释疑以免给企业声誉带来不良影响。最后，从国家层面来讲，应当强化问询监管制度，同时充分发挥审计的外部治理功能，只有这样，才能促使企业提升信息披露质量和公司治理水平。