王如燕 赵芷祎
（上海对外经贸大学）
当今世界正处于百年未有之大变局，创新在经济发展中的重要性日益凸显，这要求必须充分发挥企业创新的主体地位。而企业要保持创新能力就要进行研发投入，现代企业竞争优势已经从对资源的拥有和配置转变为对知识和无形技术的拥有和发展。高质量的审计能促进资本市场健康发展，而合理的审计收费是注册会计师充分利用资源实施审计程序的前提（孟莎莎，2014）。实务中，审计费用一般根据审计项目需要的审计资源、审计风险、业务复杂程度等因素确定，近年来，有学者关注到对外投资、研发支出资本化行为等对审计行为有重要影响。
为了研究审计师能否合理应对企业的创新行为、保持应有的职业道德，并最终体现在审计费用的调整上，本文将以2010—2020年我国A股上市公司为研究样本，围绕企业创新与审计费用之间的关系展开，并引入股权性质、企业创新产出，研究企业创新与各个调节变量对审计费用的叠加效果。
（一）企业创新与审计费用
第一，企业的创新投入增加了审计风险，企业创新不确定性大、周期较长、所需投入较大、风险较高（Wedig,1990；
徐经长，2017）,若创新成功，很可能获得超额收益，但一旦失败，很可能导致企业破产（陈彩云和汤湘希，2019），因此对于审计师而言，为了避免出现审计失败，会显著改变审计投入，并为此收取更多审计费用（Keefe等，1994）。第二，企业的创新投入增加了审计师的工作量，企业创新的经济效益具有较大不确定性，因此与研发相关的支出的确认与计量难度较大，这导致研发支出、无形资产等报表项目的重大错报风险可能变为高风险，审计师为了这样的风险需要投入更多的时间、精力（Bell，2001），比如扩大审计范围、实施更多审计程序、与更多专家沟通等，这加大了审计的工作成本和工作量，作为对成本的补偿，审计师可能提高审计收费。基于此，本文提出假说H1：
H1：企业创新对审计费用有正向影响。
（二）企业创新、股权性质与审计费用
第一，国有控股公司对于资本市场的依赖度相对较低，领导更注重短期收益，对创新活动兴趣不大，而非国有企业为了在激烈的市场环境中能够维持企业的核心竞争力，必须进行不断创新，自主研发动力可能更强，研发强度也会更高。第二，现有研究表明，非国有企业的融资约束往往更高（余明桂等，2019），国有企业融资渠道多、成本相对较低（万佳彧等，2020），有更多的创新资金，且基于国有企业自身特质，其经营风险要低于非国有企业。因此，审计师会充分考虑到非国有企业风险相对较高，研发强度高于国有企业，这为盈余管理提供了可能，因此会加强对其创新投入的审计，进而促进审计费用的提高。基于此，本文提出假说H2：
H2:相较于国有企业，非国有企业中，企业创新对审计收费的促进作用更为明显。
（三）企业创新、企业创新产出与审计费用
创新产出是确定性的创新中间产物。第一，创新产出作为一种利好信号能够给企业带来正面影响。我国准则对于资本化研发支出的要求非常严格，基本可以认定为阶段性研发产物，能代表企业的研发产出（步丹璐，2020），会给企业带来正面影响，比如吸引投资者关注、获得政府补助等，这在很大程度上能够降低创新风险（李常洪，2013）。第二，研发成本资本化意味着企业的研发投入转化效果较好（Krishnan等，2014），研发活动风险也相应较低，在风险导向审计模式下，企业创新对于审计费用的正向促进作用也会相应削弱。基于此，本文提出假说H3：
H3：在其他条件不变的情况下，创新产出增加，企业创新对于审计费用的正向促进作用会被削弱。
（一）样本选取和数据来源
本文选取2010—2020年我国全部A股上市公司为研究样本，并对其进行如下处理：剔除金融业公司、剔除ST公司、剔除指标缺失样本、对所有连续变量进行1%分位的双侧winsorize处理。
（二）变量设计
被解释变量：借鉴了窦超（2020）的做法，用公司审计费用的自然对数衡量企业审计费用（）。解释变量：借鉴了李歆（2022）的做法，采用上市公司研发投入的自然对数衡量企业创新（）。调节变量及控制变量详见表1。
表1 主要变量定义表及说明
（三）模型设计
为检验企业创新与审计费用的关系（即H1），构建模型（1）进行检验，其中为审计费用，为企业创新，为控制变量，代表随机误差。
在研究企业创新对审计费用的作用机制时，分别在模型（1）中加入调节变量：股权性质和企业创新产出，得到模型（2）（3）。
（一）描述性统计
从表2的描述性统计结果来看，审计费用的均值为13.81,最大值为16.18，最小值为12.61，标准差为0.660，可以看出我国不同上市公司的审计费用在分布上差距较大。企业创新（）的均值为17.92，标准差为1.392，说明不同上市公司的创新投入也相差较大。从各变量统计来看，本文所选研究数据具有一定差异性，符合回归分析的基础。
表2 全变量描述性统计
（二）相关性分析
从表3的Pearson相关系数检验可知，企业创新与审计费用在1%的水平上显著正相关，初步表明企业创新投入越多，审计费用越高。从相关系数来看，各控制变量和被解释变量之间的相关系数都在1%的水平上显著。此外，各变量间的相关系数最大值为0.76，对应的方差膨胀因子为2.367，远小于10，说明本文变量的选择不存在严重的多重共线性问题。
表3 Pearson相关系数检验
(三)回归结果分析
1.企业创新与审计费用回归结果分析
企业创新与审计费用的回归结果如表4所示，列（1）为企业创新与审计费用的单变量回归结果，只控制了年份和个体效应，结果表明企业创新与审计费用在1%的显著性水平上正向显著。列（2）为企业创新与审计费用的多变量回归结果，控制了年份和个体效应并且加入了其他控制变量，结果表明企业创新与审计费用的回归系数为0.014，在1%的水平上显著。因此得出结论，企业创新力度越大，审计师所需付出的努力越多、承担的风险越大，收取的审计费用越高。据此，H1得到支持。
表4 企业创新与审计费用的回归结果
2.企业创新、股权性质与审计费用回归结果的分析
为了检验股权性质的调节作用，本文将样本分为国有企业和非国有企两组，并在构建了企业创新和股权性质的交互项（）来验证假设H2，回归结果见表5。
表5 股权性质的调节作用
从股权性质的回归结果看，列（2）表明国有企业的企业创新与审计费用在5%的显著性水平上正相关，列（3）表明非国有企业的企业创新与审计费用在1%的显著性水平上正相关，这说明无论企业的股权性质，企业创新都促进了审计费用价格的提高。而从全样本的交互项来看，系数为-0.017，在5%的水平上显著，这表明在不同的股权性质企业中，企业创新对于审计费用的正向影响在非国有企业中更为显著，据此，H2得到支持。
3.企业创新、企业创新产出与审计费用回归结果的分析
本文将样本按照创新产出（）是否大于创新产出分为高创新产出组和低创新产出组，并在全样本中加入了企业创新和创新产出的交互项（）来验证假设H3，回归结果见表6。
表6 创新产出的调节作用
从全样本交互项来看，列（1）系数为-0.001,在10%的水平上显著，表明创新产出对企业创新与审计费用的影响呈负向调节作用，创新产出越高，越能减弱企业创新对审计费用的正向影响。从创新产出的分组来看，列（2）显示高创新产出公司的企业创新与审计费用正相关但不显著，列（3）显示低创新产出公司的企业创新与审计费用正相关且在1%的水平上显著，因此可以认为与高创新产出的公司相比，企业创新与审计费用的正相关关系在创新产出较低的公司更为明显，H3得到支持。
（四）稳健性检验
1.内生性检验
为避免内生性问题，本文采用将解释变量企业创新滞后一期与审计收费进行回归、并控制公司固定效应进行处理，如表7所示。列（1）企业创新与审计费用的回归系数在1%的水平上显著为正，表明企业创新显著提高审计费用，H1仍能验证。列（2）（3）分别在全样本中加入了滞后一期企业创新与股权性质（Inno）、企业创新产出（Inno）的交乘项，结果均在1%的水平上显著为负，说明在非国有企业中、低创新产出的企业中，企业创新对审计费用的正向影响越明显，H2、H3仍能验证，与前文结论均一致，因此可以认为模型通过了内生性检验。
表7 稳健性检验：内生性检验(简表)
2.替换解释变量企业创新
采用上市公司每年研发投入除以期末总资产来衡量企业创新，以剔除规模效应的影响，并进行回归，如表8所示。列（1）表明企业创新与审计费用呈正相关关系，且在1%的水平上显著，列（2）（3）分别检验了企业创新与股权性质（×SOE）、企业创新产出（）的交乘项分别在5%、1%的水平上显著负相关，表明在国有企业中、高创新产出的企业中，企业创新对审计费用的正向影响被削弱，与前文结论一致，回归结果稳健。
表8 稳健性检验：更换企业创新的衡量方式（简表）
本文以2010—2020年我国全部A股上市公司为样本展开实证研究，主要结论如下：（1）企业创新能够显著提高审计费用；
（2）企业创新对于审计费用的正向影响在非国有企业更为显著；
（3）企业较高的创新产出能够弱化企业创新对于审计费用的正向影响。
由上述研究成果，本文提出如下政策建议：第一，对审计师而言，应该不断关注经济发展的新形势，把企业创新相关战略作为制定审计收费时的考虑因素之一，在审计中充分识别、评估各个环节的创新风险，全方位考虑企业的创新投资行为可能对审计工作的影响，采取应对措施以保证审计质量；
第二，对于企业而言，要响应政策号召，加大创新力度，提高创新投入，提升创新能力，加快成果转化，更加积极主动地去适应环境的变化，加强企业内外部平衡，增大创新产出，加强对创新活动的风险管理，降低创新风险；
第三，对于审计机构而言，要恪守职业规则，努力提高审计质量而不是消极地收取风险溢价。