企業管理者能力與審計收費

　　【摘要】企業管理者是異質的，不同管理者有著差異化構建控制環境和控制風險的能力，這可能會對審計收費產生影響，但現有審計收費文獻忽略了管理者及其能力的影響。本文通過追蹤一段時期在兩家上市公司至少有兩年工作經歷的管理者，構造了管理者—公司配對數據，研究發現管理者對審計收費有著經濟和統計意義上的顯著影響。在此基礎上，本文以管理者能力為研究對象，分析管理者影響審計收費的途徑，發現公司管理者能力越強，其支付的審計費用越低。這一現象主要存在于國有控股上市公司、產品市場競爭低以及企業風險低的上市公司中。本文研究不僅豐富了審計定價理論和管理者能力研究內容，而且對于規范審計收費有著指導意義。

　　本文源自會計研究《會計研究》雜志，于1980年經國家新聞出版總署批準正式創刊，CN:11-1078/F，本刊在國內外有廣泛的覆蓋面，題材新穎，信息量大、時效性強的特點，其中主要欄目有：會計電算化、會計教育、外國會計等。

　　【關鍵詞】管理者能力審計收費產品市場競爭企業風險

　　一、引言

　　Simunic(1980)開創性研究以來，審計收費一直是審計理論的重要研究內容。學者們圍繞審計收費的影響因素展開了深入研究，特別是在客戶規模、經濟業務復雜程度、客戶風險、公司治理結構以及盈余管理等公司特征方面取得了豐碩成果(吳聯生等，2010)。盡管如此，這些研究都存在一個共同問題，就是把審計客戶公司的管理者視為同質，忽視了現實中的管理者異質性及其對審計收費的影響。然而，心理學和管理學等學科早就關注到管理者的差異及其對企業決策行為的影響。在有限理性假設下，心理學中的判斷與決策理論研究認為個人對企業決策結果有重要影響(Bonner，2008)。由HambrickandMason(1984)等人提出的高層梯隊理論則認為，不同管理者的認知結構和價值觀是存在差異的，這會使其對相關信息的解釋是不同的。簡而言之，管理者特征影響公司戰略選擇，并進一步影響著公司行為。大量經驗研究也為管理者與公司決策之間關系提供了證據，發現管理者會影響公司財務行為(MalmendierandTate，2005、2009;Bennedsenetal.，2010;姜付秀等，2009)。在這些文獻中，尤為值得關注的是，BertrandandSchoar(2003)、Bamberetal.(2010)、Dyrengetal.(2010)、Geetal.(2011)、Yang(2012)等通過跨公司工作的管理者構建了管理者—公司配對數據，發現公司在融資、投資、并購、現金持有、自愿信息披露以及避稅等行為中存在管理者固定效應，即管理者會影響公司行為。

　　審計收費是會計師事務所與審計客戶之間在審計服務方面發生的重要經濟聯系，既體現了審計師預期的審計資源投入，又反映著審計師對因潛在審計風險而要求的風險補償。顯然，管理者對構建公司良好的控制環境有著直接影響，而這將會影響到審計師對公司的風險評估，并將可能影響審計費用。為此，我們首先檢驗了管理者是否會影響審計收費。研究結果表明，管理者對審計收費有著重要影響，即審計收費中確實存在管理者固定效應，這是之前審計收費文獻所沒有觀察到的現象。在此基礎上，我們以管理者能力為對象，研究了管理者影響審計收費的途徑。我們發現，公司管理者能力越強，支付的審計費用越低。最后，我們研究了企業產權性質、產品市場競爭以及企業風險等不同公司中管理者能力與審計收費之間的關系。研究結果表明，國有控股上市公司、產品市場競爭低以及企業風險低的上市公司，能力強的管理者將會支付較低的審計費用;但非國有控股上市公司、產品市場競爭強以及企業風險高的公司沒有發現管理者能力會影響審計收費。

　　二、理論分析與研究假設

　　一)審計費用中的管理者固定效應

　　新古典經濟學理論中，管理者是同質的和可以完美替換。在該觀點下，有著相同技術和市場競爭條件的兩家公司將會有相似的選擇，不需要考慮管理者影響。盡管標準代理模型認為管理者在公司內部有自己的處理權，管理者可以改變公司決策和實施自己的目標，但這些模型沒有發現公司行為會因為管理者而存在差異和管理者特殊背景的影響。不僅如此，這些代理模型在新古典經濟學假設基礎上將公司行為差異歸為不同公司治理因素的異質性上，著重分析不同治理結構下企業行為，忽視了管理者影響。因而，在新古典經濟學理論分析框架中，只要經濟環境相同，不同的管理者必然會做出相同的理性選擇。在現實中由于個人背景的不同，管理者在偏好、風險回避以及技能水平上存在較大差異，這可能會對企業行為產生影響。同時，由于人的有限理性，使其難以完全認識和掌握企業決策過程中需要的所有信息，很難做出新古典經濟學理論意義上的理性決策。在管理者異質性和有限理性基礎上，由判斷與決策研究發展起來的高層梯隊理論注意到了管理者個人特征會對企業戰略決策產生重要影響。該理論認為，不同管理者的認知結構和價值觀是存在差異的，這會使其對相關信息的解釋是不同的。簡而言之，管理者特征影響著公司戰略選擇，并將影響著公司行為(HambrickandMason，1984)。

　　審計費用是客戶給予審計師付出的回報，既體現著審計師預期在審計過程中的投入，又反映了審計師要求的風險補償。已有文獻發現，審計師預期資源投入不僅與其專業素質和職業能力有關系，還取決于客戶公司特征。作為企業經濟活動的主要參與者和決策者，管理者不僅直接負責構建良好的企業控制環境，還對誠信和道德價值觀念的溝通與落實、員工勝任能力以及企業組織結構等間接影響控制環境因素有著重要影響。企業控制環境直接決定了審計師的預期投入和風險，是審計收費的重要因素。基于上述分析，我們提出如下假設:

　　假設1:公司管理者會影響審計收費。

　　二)管理者能力與審計收費

　　管理者是現代企業持續發展的關鍵力量，而管理者能力是促進企業成長的重要能力之一(賀小剛和李新春，2005;項國鵬等，2009)。對于客觀條件相近的兩個企業，管理者能力的高低將會對企業戰略目標和管理效能的實現起著決定性作用。由于偏好、風險回避、擁有社會資源等方面差異，不同公司管理者能力有著較大差異，這可能會影響審計收費。本文認為，管理者能力強會減少審計收費。理由如下:首先，能力強的管理者將會在公司建立起合理的規章制度，形成有效的控制環境，這將會減少外部審計師的工作，因而會減少審計師的收費。管理者能力反映了管理者的認知水平和處理復雜事務的能力。高能力管理者會在制度環境不確定性較大的情況下，通過有效的制度設計來增強對制度環境的認知和提高預測制度需求的變化，并將會積極實施制度變革促進企業成長(Batjargal，2005)。建立起完善的控制環境不僅可以使企業內部控制得到貫徹和執行，而且可以確保會計準則和有關的會計制度能夠被會計人員了解并能正確運用。對公司控制環境的了解和考慮內部控制的實質是審計師審計的必備工作，高能力管理者建立起的合理規章制度將會使企業控制環境較為完善，內部控制基礎扎實，會減少外部審計師的工作，降低審計風險，因而會增加審計師低收費的可能性。其次，能力強的管理者將會有效控制公司風險，降低了審計師執業風險，因而有著較低的審計費用。自O’Keefeetal.(1994)較早發現審計收費受到客戶的風險影響以來，Seetharamanetal.(2002)、邢立全和陳漢文(2013)以及張天舒和黃俊(2013)等都發現審計客戶風險是審計收費的重要影響因素，當公司的風險越高時，審計師要求的審計費用就會上升。不同管理者有著差異性的管理能力，并將會有著不同的風險控制能力。管理者能力強將會有著較多的關系網絡和社會資源，這將有助于管理者建立起穩定、持續的交易模式，增加了經營活動中資源供給的及時性、穩定性，使管理者決策具有前瞻性和現實性，更有效整合和優化企業資源配置，減少了經營過程中風險。同時，能力強的管理者往往有著較好的學習能力，能夠吸取其他企業風險控制失敗的教訓，提高自身風險控制能力。因而，強能力管理者所形成的強控制風險能力將會降低審計師的執業風險，也降低了審計師的費用。最后，能力強的管理者有能力減少審計費用，以減少公司成本費用。通過有效的管理活動使公司有限資源產生最大的經濟收入不僅可以使公司獲得持續發展，也使管理者個人人力資本得以實現。能力強管理者經營的公司往往有著良好的績效，并在資本市場中容易被投資者和審計師發現。盡管外部審計活動有助于公司會計信息質量提高，且通過聘請高質量審計師可以向外界傳遞公司管理者能力的信息，但外部審計活動畢竟會消耗公司資源。能力強的管理者往往會給企業帶來良好業績，有著較好的市場聲譽，這些公司往往是會計師事務所積極爭取的優質客戶。這可能使能力強管理者所在公司在與會計師事務所博弈過程中會處于優勢地位，并選取審計費用較低的會計師事務所。同時，對于能力強的管理者直接向資本市場披露高質量會計信息可能比支付高審計費用來維護其聲譽更為有效。因此，對于能力強的管理者有能力減少公司審計費用，以減少公司成本費用?；谏鲜龇治觯覀兲岢鋈缦录僭O:

　　假設2:公司管理者能力越強，審計費用越低。

　　(三)產權性質、產品市場競爭以及企業風險與管理者能力和審計收費

　　在已有審計收費文獻中，對于企業產權性質、產品市場競爭以及企業風險與審計收費之間關系研究較多，但卻沒有出現較為一致的結論(Seetharamanetal.，2002;Leventisetal.，2011;郭夢嵐和李明輝，2009;梅波，2013;邢立全和陳漢文，2013;張天舒和黃俊，2013)。已有文獻研究結論不一致的原因可能在于將公司管理者視為給定的，認為不同公司管理者能力是沒有差異的。為此，我們將基于管理者異質性背景，考慮企業產權性質、產品市場競爭以及企業風險不同情況下管理者能力對審計收費的影響。與非國有控股上市公司相比，國有控股上市公司最終控制人為政府，使其管理者在考慮審計費用時情況有所差異。主要理由是:一是能力強的國有控股上市公司管理者能夠從政府獲得更多的資源。與政府之間的關系使國有控股上市公司可以獲得較多的資源，如公司經營領域的政策授權、出現困境時獲得政府的支持、違規時政府處罰程度小等。但不同國有控股上市公司可以獲得這些資源多少依賴于公司管理者能力的大小。能力越強的管理者，可以從政府獲得資源越多。郭夢嵐和李明輝(2009)和梅波(2013)研究發現，政府給予上市公司支持行為可以降低審計師的審計風險，并減少審計費用?？梢?，能力強的管理者從政府越能獲得較多的資源，其越能降低審計師的審計風險，審計費用也就會越少。二是國有控股上市公司管理者選聘機制促使能力強的管理者通過減少審計費用來獲得較好的行政性評價。盡管我國國有控股上市公司已經市場化改革，但管理者選聘并沒有完全市場化，通過行政手段選聘管理者還是主要方式，獲得上級主管部門較好的評價可能更為管理者所看重。國有控股上市公司能力強的管理者可能就更為在意上級主管部門的評價。能力強的管理者通過與審計師博弈獲得較低的審計費用，不僅可以減少公司成本費用，而且可以向上級主管部門展示其能力。三是國有控股上市公司管理者缺少支付較高審計費用來向市場傳遞其能力信息或購買審計意見的動力。因為能力強的管理者可能更為在意政府等行政方面的評價，而不是審計師等市場評價，因而也就缺少支付較高審計費用來向市場傳遞其能力信息或購買審計意見的動力。因此，可以預期在國有控股上市公司中，管理者能力越強，支付的審計費用將會越低。

　　在經濟全球化和科學技術持續發展中，產品市場競爭對企業和資本市場的影響日趨嚴重。MarciukaityteandPark(2009)認為公司面臨的產品市場競爭和所處競爭地位會影響公司行為。Griffinetal.(2010)發現，當審計師識別了公司間行為差異時，審計師會區別處理業務承接和執行，并進行差別化定價。當公司處于低產品市場競爭環境中，能力強的管理者可以更多關注公司內部規章制度建設，進行精細化管理，建立起恰當有效的內部控制程序。這些有效的內部控制不僅可以保護企業資產的安全完整，保證經營活動的效率性，還可以確保會計信息的真實可靠。顯然，能力強管理者所進行的工作不僅使企業控制環境更為完善，也降低了企業經營風險。這直接降低了外部審計師的風險，也增加了公司要求審計師低收費的預期。不僅如此，當公司處于低產品市場競爭環境中，能力強的管理者側重于內部精細化管理可以大大降低公司的經營風險，為公司與審計師收費博弈提供了較為充分的理由。盡管審計師的活動可以提高公司治理水平，從而促進企業績效的提高，但公司必須付費才能獲得審計師的服務。以較小的成本獲得最大的收益是盈利性公司經營目標的應有之義，支付盡可能少的審計費用符合公司經營原則，而能力強的管理者則有助于實現這一原則。因此，可以預期低產品市場競爭中，公司管理者能力越強，支付的審計費用將會越低。

　　企業風險水平不僅顯示出公司在融資、投資、技術創新等方面狀況，更體現了管理者經營公司的能力。在復雜經濟環境中，能力越強的管理者將會充分利用社會各種網絡關系和資源，為企業的持續發展提供充分、及時和穩定的資源供應，增加了企業資源整合能力，減少了融資、投資、技術創新以及經營等活動中的風險。因而，風險低的企業本身就是管理者能力強的結果。Wang(2010)研究發現，當審計師無法控制或消除客戶給其帶來的風險時，將會收取較高的審計費用。能力強管理者在控制融資、投資以及技術創新活動中風險將會減少審計師的審計風險，也將減少審計師的收費。在低風險公司中，強管理者能力對公司行為的影響將可能表現更明顯，因為能力強的管理者是公司低風險的重要因素。因此，可以預期風險低的公司中，公司管理者能力與審計費用之間將會存在負相關關系。

　　基于上述分析，我們提出如下假設:

　　假設3:在國有控股上市公司、產品市場競爭低以及企業風險低的公司中，能力強的管理者將會支付較低的審計費用。

　　三、研究設計

　　(一)數據來源與樣本選擇

　　我國上市公司2007年才開始披露本文計算管理者能力的數據，為此，我們選取2007至2012年間滬深兩市的上市公司為研究樣本。獲取初始樣本后，剔除了無法獲得審計費用、管理者能力指標、財務和公司治理數據的公司。此外，我們也剔除了已經退市的公司和金融保險類公司。最后共獲得得到6759個樣本公司數據。國泰安數據庫(CSMAR)和色諾芬數據庫(CCER)提供了本文所需要的相關數據。

　　二)實證模型與研究變量

　　1.審計費用中的管理者效應回歸模型

　　我們參考BertrandandSchoar(2003)方法，構建管理者———公司配對數據，采用時刻個體固定效應模型檢驗管理者對審計費用的影響。利用國泰安數據庫(CSMAR)，我們獲得了1027個管理者在兩家上市公司至少有兩年工作經驗。模型(1)即為檢驗管理者是否影響審計費用的模型。

　　模型(1)中，FEE為審計費用。在已有的文獻中如邢立全和陳漢文(2013)等，都是以上市公司當年的審計費用自然對數計算來度量，本文也將采用這一度量方法。MANAm是管理者m的固定效應，YEARt是年度t的固定效應，FIRMi是公司i的固定效應。Control為控制變量，本文控制變量參考了張天舒和黃俊(2013)、邢立全和陳漢文(2013)等文獻。包括子公司數量(SEG)，以上市公司子公司數量度量;審計師變更(SWITCH)，如果上市公司審計師發生變更，則為1，否則為0;凈資產收益率(ROE)，上市公司凈利潤與凈資產的比值;資產負債率(DEBT)，上市公司年末負債總額與資產總額的比值;產權性質(RC)，當上市公司最終控制人為政府時，取值1，否則為0;業務復雜程度(IR)，上市公司存貨加應收賬款之和與資產總額的比值;審計意見(OP)，當上市公司獲得標準無保留審計意見時為1，否則為0;企業虧損狀態LOSS)，如果上市公司當年發生虧損(凈利潤小于0)則為1，否則為0;國內十大(BIG10)和國際四大(BIG4)為虛擬變量，當上市公司的會計師事務所分別為國內十大和國際四大時，分別取值為1，否則取值0;企業成長性(TOBIN)，上市公司市場價值與資本重置成本的比值;企業規模(SIZE)，上市公司年末總資產的自然對數;企業所處地區(WEST和MID)，如果上市公司注冊地為陜西、重慶、貴州、云南、四川、甘肅、寧夏、青海、新疆、西藏等，WEST則為1，如果上市公司注冊地為河南、山西、湖北、安徽、湖南、江西等，MID則為1，否則WEST和MID為0。對于連續性變量，在回歸分析時都按1%進行了winsorize處理。

　　2.管理者能力影響審計費用的回歸模型

　　模型(2)中，FEE為審計費用，與模型(1)定義一致。MGER為管理者能力變量。Dermerjianetal.(2012)采用數據包絡分析法(DEA)，從企業全效率中分離出管理者影響的部分，即為管理者能力。該方法可以通過大樣本對上市公司經營效率進行計算，不僅簡單直觀，而且避免樣本缺失問題，已獲得了大量文獻的支持(Dermerjianetal.，2013;Panayiotisetal.，2013)。本文也將采用這一方法度量我國上市公司管理者能力。Dermerjianetal.(2012)采用DEA方法分兩步計算管理者能力。首先，采用模型(3)分行業計算單個公司的全效率。模型(3)的意思是，在短期企業資源耗費不變的情況下，可以獲得的最大營業收入(Sale)。本文采用多階段變動規模DEA模型計算，并選擇投入導向。其次，運用Tobit模型對模型(4)進行回歸，以便將管理者的貢獻值分離出來。模型(4)計算出來的殘差即為管理者能力數值。由于模型(3)計算出來的DEA效率值介于0和1之間，模型(4)采用Tobit模型進行回歸就比較合適。同時，考慮組間相關性，本文在公司和年度層面上進行雙向Cluster來修正標準誤，以控制潛在的異方差和自相關問題，使管理者能力的擬合值更加準確。

　　模型(3)中Cg代表主營業務成本，Sga為銷售費用和管理費用之和，Fa為固定資產凈值，Netol為凈經營租賃費用，R&D為凈研發費用，Gw為合并財務報表商譽，Oi為除去商譽之外的無形資產，Sale為主營業收入。在這些變量中，Cg、Sga和Sale為本期期間數;Fa、Netol、R&D、Gw和Oi為上期期末數。

　　模型(4)中，Size為公司總資產的自然對數，Marsh為公司的市場份額，Posfcf代表公司是否有正向現金流量的虛擬變量，Lisyear為公司上市年數的自然對數，Bsc表示公司分部的銷售集中度，Fci為海外經營子公司的虛擬變量。Dumyear為公司年份的虛擬變量。

　　(三)統計性描述和相關性分析

　　表1是主要研究變量的統計性描述。審計費用的平均數為13.2757，最小值為9.2103，最大值為18.5946，審計費用統計性描述與邢立全和陳漢文(2013)等統計基本一致。審計費用最小值和最大值之間差異較大，表明上市公司之間支付的審計費用有著較大的差異。本文考察的關鍵變量管理者能力的平均數為-0.0036，最小值為-0.8552，最大值為0.7519。Demerjianetal.(2012)等統計的美國上市公司管理者能力平均數為-0.004，表明我國上市公司管理者能力水平整體與美國上市公司相近;最小值和最大值則反映了上市公司管理者能力之間也存在較大的差異。在控制變量方面，上市公司平均大約有兩家子公司，約13%的上市公司發生了審計師變更，上市公司的凈資產收益率和資產負債率平均數分別為0.0849和0.4834，樣本公司中國有控股上市公司大約占65%，約93%的上市公司獲得了無保留審計意見，其中由國內十大和國際四大會計師事務所審計的公司分別占37%和5.4%。

　　在未列示的研究變量相關性分析表中，管理者能力與審計費用顯著負相關，初步表明管理者能力越強的公司，支付的審計費用會越低。與審計費用顯著正相關變量包括企業產權性質、審計意見、國內十大、國際四大以及企業規模，審計師變更、業務復雜程度、企業虧損狀態以及企業成長性等與審計費用顯著負相關。不過，相關性分析只是檢驗了兩個變量之間的關系，更為準確的結果依賴于多元回歸分析。

　　四、實證分析

　　一)審計費用中的管理者效應

　　2是檢驗審計費用中的管理者效應回歸結果。在表2中，相關研究變量的固定效應是通過逐漸增加變量實現的。由表2的第4列與第1列相比可知，管理者調整R2為0.81，增加了0.22，上升比例為36.74%;由表2的第6列與第5列相比可知，當把管理者納入基本模型后，模型解釋力顯著增加，調整R2由0.85上升至0.92，上升比例為8%，且通過了Vuong檢驗。這表明管理者會對審計費用產生影響，即審計費用中的管理者效應是存在的。相關研究變量的固定效應是單獨與基本模型相比的。由表2的第2列與第1列相比可知，年度調整R2為0.60，增加了0.01，上升比例為1.34%;由表2的第3列與第1列相比可知，公司調整R2為0.84，增加了0.25，上升比例為41.72%。

　　這一結果說明在審計費用研究中控制公司特征的必要性。F統計值表明管理者效應呈現出聯合顯著性，但該結果可能受到少數幾個顯著系數的影響。為此，表3列示了管理者效應在各個顯著性水平上的分布情況。在零假設情況下，管理者對回歸模型中的其他變量是沒有增加效應的，1%(5%、10%)的管理者對應著1%(5%、10%)水平的系數顯著性。由表3的結果知，管理者對審計收費的影響頻率也超出預期，在1%、5%以及10%顯著性水平上對應值分別為34.57%、40.90%以及44.4%。表3的結果表明管理者效應回歸系數的實際百分比遠遠大于預期。因而，表2中審計費用的管理者效應在統計意義上是顯著的。表4是通過分析管理者效應回歸系數的分布情況來檢驗管理者效應的經濟顯著性。表4提供了管理者固定效應回歸系數的統計分布，包括平均數、中位數以及25%和75%分位數等。由表4知，審計費用中管理者固定效應回歸系數的平均數和中位數非常接近于零。這表明我們在構建樣本和分析外聘管理者方面沒有選擇過于保守或者激進的管理者。不同管理者對審計收費影響的差異也是顯著的，管理者對審計收費的四分之三分位數處比四分之一分位數處的值高44.12%?？傊?，表4顯示管理者固定效應的經濟意義是顯著的。綜合表2至表4的回歸結果，表明無論是經濟意義還是統計意義，管理者對公司審計費用會產生顯著影響。

　　(二)管理者能力與審計費用回歸分析

　　5是管理者能力與審計費用的回歸結果，與第一列相比，第二列增加了相關控制變量。由表5第一列知，管理者能力的回歸系數在1%水平上顯著負相關。由第二列結果知，在增加了控制變量后，管理者能力的回歸系數依然顯著為負。這表明公司管理者能力越高，將會支付較低的審計費用，假設2得到支持。管理者能力是企業擁有的關鍵技能和隱性知識，其不僅是管理者經驗規范和價值觀的傳遞，也是組織成員集體學習和相互交流、共同參與形成的企業重要智力資本。管理者能力在內部影響著組織機構的設立、正式與非正式制度的建立、成本控制技術創新等;外部則體現了管理者能否有機協調競爭環境與企業成長之間關系，這將影響到企業獲取市場資源的問題，并最終影響企業的發展方向和成長空間。審計收費反映了作為獨立的經濟監督主體審計師向客戶收取的，用于彌補其服務過程中付出的成本。實證回歸結果表明，除了公司自身影響外，管理者能力也會影響到審計師這樣外部利益相關者的行為。能力強的管理者不僅可以通過構建合理的規章制度和控制環境，還有著較強的意愿提供高質量會計信息，這將有助于減少審計師工作和風險，并會減少審計費用。在控制變量方面，與審計費用顯著正相關包括企業產權性質、審計意見、國內十大、國際四大以及企業規模，審計師變更、業務復雜程度、企業虧損狀態以及企業成長性等與審計費用顯著負相關。該結果基本上與張天舒和黃俊(2013)、邢立全和陳漢文(2013)等人結果

　　(三)產權性質、產品市場競爭以及企業風險與管理者能力和審計收費

　　本部分研究將繼續采用模型(2)進行回歸。對于企業性質，依據上市公司最終控制人分為國有控股上市公司和非國有控股上市公司兩類。我們參考邢立全和陳漢文(2013)等方法，產品市場競爭采用赫芬達指數度量，以赫芬達指數的中位數將產品市場競爭分為高低兩組進行回歸。我們參考趙龍凱等(2014)等文獻，采用凈資產收益的標準差度量企業風險，以凈資產收益標準差的中位數將企業風險分為高低兩組。

　　表6的(1)和(2)列分別是國有控股上市公司和非國有控股上市公司的管理者能力與審計費用的回歸結果。在國有控股上市公司中，管理者能力與審計費用回歸系數顯著負相關;而在非國有企業中，管理者能力與審計費用回歸系數不顯著。這表明對于國有控股上市公司，能力越強的管理者將會支付較少的審計費用。國有控股上市公司與政府之間關系為其獲得更多資源提供了可能，但能力越強的管理者可以獲得更多資源，這減少了管理者通過第三方審計師來證實公司以獲得較多資源。因而，在國有控股上市公司中，能力越強的管理者支付較高審計費用意愿較低。表6的(3)和(4)列分別是高產品市場競爭公司和低產品市場競爭公司的管理者能力與審計費用的回歸結果。在低產品市場競爭上市公司中，管理者能力與審計費用回歸系數顯著負相關;而在高產品市場競爭上市公司中，管理者能力與審計費用回歸系數不顯著。這表明在低產品市場競爭中，上市公司管理者能力強將會支付較低的審計費用。公司經營風險與審計風險密切相關(邢立全和陳漢文，2013)，低產品競爭市場中的公司，管理者能力越強，其公司與審計師收費定價博弈中的優勢地位越明顯，支付的審計費用也就越低。表6的(5)和(6)列分別是高企業風險上市公司和低企業風險上市公司的管理者能力與審計費用的回歸結果。在低企業風險的上市公司中，管理者能力與審計費用回歸系數顯著負相關;而在高風險的上市公司中，管理者能力與審計費用回歸系數不顯著。這表明在低企業風險公司中，上市公司管理者能力強將會支付較低的審計費用。企業風險低不僅本身就是管理者能力強的結果，而且還可以為管理者在市場競爭和資本市場中提供博弈優勢。在低風險公司中，管理者能力越強的公司可以更有優勢地與審計師博弈審計收費，因而會支付較低的審計費用。

　　五、穩健性檢驗

　　我們主要進行了如下穩健性檢驗。首先，考慮管理者能力指標。管理者能力指標是本文研究的關鍵變量。前述研究是直接采用管理者能力指標進行回歸分析的，這可能會受到樣本分布的影響。在穩健性檢驗中，我們將管理者能力劃分為十等分進行回歸。其次，參考張天舒和黃俊(2013)方法，以年度通貨膨脹率對審計費用進行調整，并重新進行回歸。再次，由于審計師可能是依據前期對客戶公司管理者的了解而制定審計費用，這可能需要采用滯后一期審計費用。我們對審計費用采用滯后一期數據進行回歸。最后，對產品市場競爭和企業風險分別采用行業內上市公司數量和AltmanZ指數法重新計算，并分別進行了回歸。上述穩健性回歸結果與前述研究結論基本一致，表明本文研究結論是可靠的。限于篇幅，本文沒有報告這些穩健性檢驗結果。

　　六、結論

　　審計收費一直是審計領域的重要研究內容。與已有文獻不同的是，本文基于管理者異質性視角，研究了管理者及其能力對審計收費的影響。研究發現，管理者會對企業審計收費產生影響，能力越強的管理者，公司支付的審計費用會越低。進一步研究發現，國有控股上市公司、產品市場競爭低以及企業風險低的上市公司中，能力強的管理者將會支付較低的審計費用，但非國有控股上市公司、產品市場競爭激烈以及企業風險高的上市公司卻沒有發現這一關系。已有審計收費研究文獻主要集中在公司特征和會計師事務所特征層面，沒有考慮公司管理者在其中的作用，本文首次研究管理者及其能力對審計費用的影響，這不僅豐富了審計費用理論研究范圍，也拓展了管理者能力研究內容。

　　通過研究審計收費不僅可以了解審計市場競爭情況，還可以觀察審計師是否因為不合理審計收費而形成經濟依賴從而影響審計師獨立性。本文研究表明，在考察審計費用影響因素中，不僅需要考慮公司特征、會計師事務所特征，還需要考慮公司管理者的影響。對于會計師事務所來說，在審計收費過程中，公司特征是審計定價的重要關注點，但更應關注公司管理者在構建控制環境中的作用，及其對審計收費的影響。