企业管理者能力与审计收费

　　【摘要】企业管理者是异质的，不同管理者有着差异化构建控制环境和控制风险的能力，这可能会对审计收费产生影响，但现有审计收费文献忽略了管理者及其能力的影响。本文通过追踪一段时期在两家上市公司至少有两年工作经历的管理者，构造了管理者—公司配对数据，研究发现管理者对审计收费有着经济和统计意义上的显著影响。在此基础上，本文以管理者能力为研究对象，分析管理者影响审计收费的途径，发现公司管理者能力越强，其支付的审计费用越低。这一现象主要存在于国有控股上市公司、产品市场竞争低以及企业风险低的上市公司中。本文研究不仅丰富了审计定价理论和管理者能力研究内容，而且对于规范审计收费有着指导意义。

　　本文源自会计研究《会计研究》杂志，于1980年经国家新闻出版总署批准正式创刊，CN:11-1078/F，本刊在国内外有广泛的覆盖面，题材新颖，信息量大、时效性强的特点，其中主要栏目有：会计电算化、会计教育、外国会计等。

　　【关键词】管理者能力审计收费产品市场竞争企业风险

　　一、引言

　　Simunic(1980)开创性研究以来，审计收费一直是审计理论的重要研究内容。学者们围绕审计收费的影响因素展开了深入研究，特别是在客户规模、经济业务复杂程度、客户风险、公司治理结构以及盈余管理等公司特征方面取得了丰硕成果(吴联生等，2010)。尽管如此，这些研究都存在一个共同问题，就是把审计客户公司的管理者视为同质，忽视了现实中的管理者异质性及其对审计收费的影响。然而，心理学和管理学等学科早就关注到管理者的差异及其对企业决策行为的影响。在有限理性假设下，心理学中的判断与决策理论研究认为个人对企业决策结果有重要影响(Bonner，2008)。由HambrickandMason(1984)等人提出的高层梯队理论则认为，不同管理者的认知结构和价值观是存在差异的，这会使其对相关信息的解释是不同的。简而言之，管理者特征影响公司战略选择，并进一步影响着公司行为。大量经验研究也为管理者与公司决策之间关系提供了证据，发现管理者会影响公司财务行为(MalmendierandTate，2005、2009;Bennedsenetal.，2010;姜付秀等，2009)。在这些文献中，尤为值得关注的是，BertrandandSchoar(2003)、Bamberetal.(2010)、Dyrengetal.(2010)、Geetal.(2011)、Yang(2012)等通过跨公司工作的管理者构建了管理者—公司配对数据，发现公司在融资、投资、并购、现金持有、自愿信息披露以及避税等行为中存在管理者固定效应，即管理者会影响公司行为。

　　审计收费是会计师事务所与审计客户之间在审计服务方面发生的重要经济联系，既体现了审计师预期的审计资源投入，又反映着审计师对因潜在审计风险而要求的风险补偿。显然，管理者对构建公司良好的控制环境有着直接影响，而这将会影响到审计师对公司的风险评估，并将可能影响审计费用。为此，我们首先检验了管理者是否会影响审计收费。研究结果表明，管理者对审计收费有着重要影响，即审计收费中确实存在管理者固定效应，这是之前审计收费文献所没有观察到的现象。在此基础上，我们以管理者能力为对象，研究了管理者影响审计收费的途径。我们发现，公司管理者能力越强，支付的审计费用越低。最后，我们研究了企业产权性质、产品市场竞争以及企业风险等不同公司中管理者能力与审计收费之间的关系。研究结果表明，国有控股上市公司、产品市场竞争低以及企业风险低的上市公司，能力强的管理者将会支付较低的审计费用;但非国有控股上市公司、产品市场竞争强以及企业风险高的公司没有发现管理者能力会影响审计收费。

　　二、理论分析与研究假设

　　一)审计费用中的管理者固定效应

　　新古典经济学理论中，管理者是同质的和可以完美替换。在该观点下，有着相同技术和市场竞争条件的两家公司将会有相似的选择，不需要考虑管理者影响。尽管标准代理模型认为管理者在公司内部有自己的处理权，管理者可以改变公司决策和实施自己的目标，但这些模型没有发现公司行为会因为管理者而存在差异和管理者特殊背景的影响。不仅如此，这些代理模型在新古典经济学假设基础上将公司行为差异归为不同公司治理因素的异质性上，着重分析不同治理结构下企业行为，忽视了管理者影响。因而，在新古典经济学理论分析框架中，只要经济环境相同，不同的管理者必然会做出相同的理性选择。在现实中由于个人背景的不同，管理者在偏好、风险回避以及技能水平上存在较大差异，这可能会对企业行为产生影响。同时，由于人的有限理性，使其难以完全认识和掌握企业决策过程中需要的所有信息，很难做出新古典经济学理论意义上的理性决策。在管理者异质性和有限理性基础上，由判断与决策研究发展起来的高层梯队理论注意到了管理者个人特征会对企业战略决策产生重要影响。该理论认为，不同管理者的认知结构和价值观是存在差异的，这会使其对相关信息的解释是不同的。简而言之，管理者特征影响着公司战略选择，并将影响着公司行为(HambrickandMason，1984)。

　　审计费用是客户给予审计师付出的回报，既体现着审计师预期在审计过程中的投入，又反映了审计师要求的风险补偿。已有文献发现，审计师预期资源投入不仅与其专业素质和职业能力有关系，还取决于客户公司特征。作为企业经济活动的主要参与者和决策者，管理者不仅直接负责构建良好的企业控制环境，还对诚信和道德价值观念的沟通与落实、员工胜任能力以及企业组织结构等间接影响控制环境因素有着重要影响。企业控制环境直接决定了审计师的预期投入和风险，是审计收费的重要因素。基于上述分析，我们提出如下假设:

　　假设1:公司管理者会影响审计收费。

　　二)管理者能力与审计收费

　　管理者是现代企业持续发展的关键力量，而管理者能力是促进企业成长的重要能力之一(贺小刚和李新春，2005;项国鹏等，2009)。对于客观条件相近的两个企业，管理者能力的高低将会对企业战略目标和管理效能的实现起着决定性作用。由于偏好、风险回避、拥有社会资源等方面差异，不同公司管理者能力有着较大差异，这可能会影响审计收费。本文认为，管理者能力强会减少审计收费。理由如下:首先，能力强的管理者将会在公司建立起合理的规章制度，形成有效的控制环境，这将会减少外部审计师的工作，因而会减少审计师的收费。管理者能力反映了管理者的认知水平和处理复杂事务的能力。高能力管理者会在制度环境不确定性较大的情况下，通过有效的制度设计来增强对制度环境的认知和提高预测制度需求的变化，并将会积极实施制度变革促进企业成长(Batjargal，2005)。建立起完善的控制环境不仅可以使企业内部控制得到贯彻和执行，而且可以确保会计准则和有关的会计制度能够被会计人员了解并能正确运用。对公司控制环境的了解和考虑内部控制的实质是审计师审计的必备工作，高能力管理者建立起的合理规章制度将会使企业控制环境较为完善，内部控制基础扎实，会减少外部审计师的工作，降低审计风险，因而会增加审计师低收费的可能性。其次，能力强的管理者将会有效控制公司风险，降低了审计师执业风险，因而有着较低的审计费用。自O’Keefeetal.(1994)较早发现审计收费受到客户的风险影响以来，Seetharamanetal.(2002)、邢立全和陈汉文(2013)以及张天舒和黄俊(2013)等都发现审计客户风险是审计收费的重要影响因素，当公司的风险越高时，审计师要求的审计费用就会上升。不同管理者有着差异性的管理能力，并将会有着不同的风险控制能力。管理者能力强将会有着较多的关系网络和社会资源，这将有助于管理者建立起稳定、持续的交易模式，增加了经营活动中资源供给的及时性、稳定性，使管理者决策具有前瞻性和现实性，更有效整合和优化企业资源配置，减少了经营过程中风险。同时，能力强的管理者往往有着较好的学习能力，能够吸取其他企业风险控制失败的教训，提高自身风险控制能力。因而，强能力管理者所形成的强控制风险能力将会降低审计师的执业风险，也降低了审计师的费用。最后，能力强的管理者有能力减少审计费用，以减少公司成本费用。通过有效的管理活动使公司有限资源产生最大的经济收入不仅可以使公司获得持续发展，也使管理者个人人力资本得以实现。能力强管理者经营的公司往往有着良好的绩效，并在资本市场中容易被投资者和审计师发现。尽管外部审计活动有助于公司会计信息质量提高，且通过聘请高质量审计师可以向外界传递公司管理者能力的信息，但外部审计活动毕竟会消耗公司资源。能力强的管理者往往会给企业带来良好业绩，有着较好的市场声誉，这些公司往往是会计师事务所积极争取的优质客户。这可能使能力强管理者所在公司在与会计师事务所博弈过程中会处于优势地位，并选取审计费用较低的会计师事务所。同时，对于能力强的管理者直接向资本市场披露高质量会计信息可能比支付高审计费用来维护其声誉更为有效。因此，对于能力强的管理者有能力减少公司审计费用，以减少公司成本费用。基于上述分析，我们提出如下假设:

　　假设2:公司管理者能力越强，审计费用越低。

　　(三)产权性质、产品市场竞争以及企业风险与管理者能力和审计收费

　　在已有审计收费文献中，对于企业产权性质、产品市场竞争以及企业风险与审计收费之间关系研究较多，但却没有出现较为一致的结论(Seetharamanetal.，2002;Leventisetal.，2011;郭梦岚和李明辉，2009;梅波，2013;邢立全和陈汉文，2013;张天舒和黄俊，2013)。已有文献研究结论不一致的原因可能在于将公司管理者视为给定的，认为不同公司管理者能力是没有差异的。为此，我们将基于管理者异质性背景，考虑企业产权性质、产品市场竞争以及企业风险不同情况下管理者能力对审计收费的影响。与非国有控股上市公司相比，国有控股上市公司最终控制人为政府，使其管理者在考虑审计费用时情况有所差异。主要理由是:一是能力强的国有控股上市公司管理者能够从政府获得更多的资源。与政府之间的关系使国有控股上市公司可以获得较多的资源，如公司经营领域的政策授权、出现困境时获得政府的支持、违规时政府处罚程度小等。但不同国有控股上市公司可以获得这些资源多少依赖于公司管理者能力的大小。能力越强的管理者，可以从政府获得资源越多。郭梦岚和李明辉(2009)和梅波(2013)研究发现，政府给予上市公司支持行为可以降低审计师的审计风险，并减少审计费用。可见，能力强的管理者从政府越能获得较多的资源，其越能降低审计师的审计风险，审计费用也就会越少。二是国有控股上市公司管理者选聘机制促使能力强的管理者通过减少审计费用来获得较好的行政性评价。尽管我国国有控股上市公司已经市场化改革，但管理者选聘并没有完全市场化，通过行政手段选聘管理者还是主要方式，获得上级主管部门较好的评价可能更为管理者所看重。国有控股上市公司能力强的管理者可能就更为在意上级主管部门的评价。能力强的管理者通过与审计师博弈获得较低的审计费用，不仅可以减少公司成本费用，而且可以向上级主管部门展示其能力。三是国有控股上市公司管理者缺少支付较高审计费用来向市场传递其能力信息或购买审计意见的动力。因为能力强的管理者可能更为在意政府等行政方面的评价，而不是审计师等市场评价，因而也就缺少支付较高审计费用来向市场传递其能力信息或购买审计意见的动力。因此，可以预期在国有控股上市公司中，管理者能力越强，支付的审计费用将会越低。

　　在经济全球化和科学技术持续发展中，产品市场竞争对企业和资本市场的影响日趋严重。MarciukaityteandPark(2009)认为公司面临的产品市场竞争和所处竞争地位会影响公司行为。Griffinetal.(2010)发现，当审计师识别了公司间行为差异时，审计师会区别处理业务承接和执行，并进行差别化定价。当公司处于低产品市场竞争环境中，能力强的管理者可以更多关注公司内部规章制度建设，进行精细化管理，建立起恰当有效的内部控制程序。这些有效的内部控制不仅可以保护企业资产的安全完整，保证经营活动的效率性，还可以确保会计信息的真实可靠。显然，能力强管理者所进行的工作不仅使企业控制环境更为完善，也降低了企业经营风险。这直接降低了外部审计师的风险，也增加了公司要求审计师低收费的预期。不仅如此，当公司处于低产品市场竞争环境中，能力强的管理者侧重于内部精细化管理可以大大降低公司的经营风险，为公司与审计师收费博弈提供了较为充分的理由。尽管审计师的活动可以提高公司治理水平，从而促进企业绩效的提高，但公司必须付费才能获得审计师的服务。以较小的成本获得最大的收益是盈利性公司经营目标的应有之义，支付尽可能少的审计费用符合公司经营原则，而能力强的管理者则有助于实现这一原则。因此，可以预期低产品市场竞争中，公司管理者能力越强，支付的审计费用将会越低。

　　企业风险水平不仅显示出公司在融资、投资、技术创新等方面状况，更体现了管理者经营公司的能力。在复杂经济环境中，能力越强的管理者将会充分利用社会各种网络关系和资源，为企业的持续发展提供充分、及时和稳定的资源供应，增加了企业资源整合能力，减少了融资、投资、技术创新以及经营等活动中的风险。因而，风险低的企业本身就是管理者能力强的结果。Wang(2010)研究发现，当审计师无法控制或消除客户给其带来的风险时，将会收取较高的审计费用。能力强管理者在控制融资、投资以及技术创新活动中风险将会减少审计师的审计风险，也将减少审计师的收费。在低风险公司中，强管理者能力对公司行为的影响将可能表现更明显，因为能力强的管理者是公司低风险的重要因素。因此，可以预期风险低的公司中，公司管理者能力与审计费用之间将会存在负相关关系。

　　基于上述分析，我们提出如下假设:

　　假设3:在国有控股上市公司、产品市场竞争低以及企业风险低的公司中，能力强的管理者将会支付较低的审计费用。

　　三、研究设计

　　(一)数据来源与样本选择

　　我国上市公司2007年才开始披露本文计算管理者能力的数据，为此，我们选取2007至2012年间沪深两市的上市公司为研究样本。获取初始样本后，剔除了无法获得审计费用、管理者能力指标、财务和公司治理数据的公司。此外，我们也剔除了已经退市的公司和金融保险类公司。最后共获得得到6759个样本公司数据。国泰安数据库(CSMAR)和色诺芬数据库(CCER)提供了本文所需要的相关数据。

　　二)实证模型与研究变量

　　1.审计费用中的管理者效应回归模型

　　我们参考BertrandandSchoar(2003)方法，构建管理者———公司配对数据，采用时刻个体固定效应模型检验管理者对审计费用的影响。利用国泰安数据库(CSMAR)，我们获得了1027个管理者在两家上市公司至少有两年工作经验。模型(1)即为检验管理者是否影响审计费用的模型。

　　模型(1)中，FEE为审计费用。在已有的文献中如邢立全和陈汉文(2013)等，都是以上市公司当年的审计费用自然对数计算来度量，本文也将采用这一度量方法。MANAm是管理者m的固定效应，YEARt是年度t的固定效应，FIRMi是公司i的固定效应。Control为控制变量，本文控制变量参考了张天舒和黄俊(2013)、邢立全和陈汉文(2013)等文献。包括子公司数量(SEG)，以上市公司子公司数量度量;审计师变更(SWITCH)，如果上市公司审计师发生变更，则为1，否则为0;净资产收益率(ROE)，上市公司净利润与净资产的比值;资产负债率(DEBT)，上市公司年末负债总额与资产总额的比值;产权性质(RC)，当上市公司最终控制人为政府时，取值1，否则为0;业务复杂程度(IR)，上市公司存货加应收账款之和与资产总额的比值;审计意见(OP)，当上市公司获得标准无保留审计意见时为1，否则为0;企业亏损状态LOSS)，如果上市公司当年发生亏损(净利润小于0)则为1，否则为0;国内十大(BIG10)和国际四大(BIG4)为虚拟变量，当上市公司的会计师事务所分别为国内十大和国际四大时，分别取值为1，否则取值0;企业成长性(TOBIN)，上市公司市场价值与资本重置成本的比值;企业规模(SIZE)，上市公司年末总资产的自然对数;企业所处地区(WEST和MID)，如果上市公司注册地为陕西、重庆、贵州、云南、四川、甘肃、宁夏、青海、新疆、西藏等，WEST则为1，如果上市公司注册地为河南、山西、湖北、安徽、湖南、江西等，MID则为1，否则WEST和MID为0。对于连续性变量，在回归分析时都按1%进行了winsorize处理。

　　2.管理者能力影响审计费用的回归模型

　　模型(2)中，FEE为审计费用，与模型(1)定义一致。MGER为管理者能力变量。Dermerjianetal.(2012)采用数据包络分析法(DEA)，从企业全效率中分离出管理者影响的部分，即为管理者能力。该方法可以通过大样本对上市公司经营效率进行计算，不仅简单直观，而且避免样本缺失问题，已获得了大量文献的支持(Dermerjianetal.，2013;Panayiotisetal.，2013)。本文也将采用这一方法度量我国上市公司管理者能力。Dermerjianetal.(2012)采用DEA方法分两步计算管理者能力。首先，采用模型(3)分行业计算单个公司的全效率。模型(3)的意思是，在短期企业资源耗费不变的情况下，可以获得的最大营业收入(Sale)。本文采用多阶段变动规模DEA模型计算，并选择投入导向。其次，运用Tobit模型对模型(4)进行回归，以便将管理者的贡献值分离出来。模型(4)计算出来的残差即为管理者能力数值。由于模型(3)计算出来的DEA效率值介于0和1之间，模型(4)采用Tobit模型进行回归就比较合适。同时，考虑组间相关性，本文在公司和年度层面上进行双向Cluster来修正标准误，以控制潜在的异方差和自相关问题，使管理者能力的拟合值更加准确。

　　模型(3)中Cg代表主营业务成本，Sga为销售费用和管理费用之和，Fa为固定资产净值，Netol为净经营租赁费用，R&D为净研发费用，Gw为合并财务报表商誉，Oi为除去商誉之外的无形资产，Sale为主营业收入。在这些变量中，Cg、Sga和Sale为本期期间数;Fa、Netol、R&D、Gw和Oi为上期期末数。

　　模型(4)中，Size为公司总资产的自然对数，Marsh为公司的市场份额，Posfcf代表公司是否有正向现金流量的虚拟变量，Lisyear为公司上市年数的自然对数，Bsc表示公司分部的销售集中度，Fci为海外经营子公司的虚拟变量。Dumyear为公司年份的虚拟变量。

　　(三)统计性描述和相关性分析

　　表1是主要研究变量的统计性描述。审计费用的平均数为13.2757，最小值为9.2103，最大值为18.5946，审计费用统计性描述与邢立全和陈汉文(2013)等统计基本一致。审计费用最小值和最大值之间差异较大，表明上市公司之间支付的审计费用有着较大的差异。本文考察的关键变量管理者能力的平均数为-0.0036，最小值为-0.8552，最大值为0.7519。Demerjianetal.(2012)等统计的美国上市公司管理者能力平均数为-0.004，表明我国上市公司管理者能力水平整体与美国上市公司相近;最小值和最大值则反映了上市公司管理者能力之间也存在较大的差异。在控制变量方面，上市公司平均大约有两家子公司，约13%的上市公司发生了审计师变更，上市公司的净资产收益率和资产负债率平均数分别为0.0849和0.4834，样本公司中国有控股上市公司大约占65%，约93%的上市公司获得了无保留审计意见，其中由国内十大和国际四大会计师事务所审计的公司分别占37%和5.4%。

　　在未列示的研究变量相关性分析表中，管理者能力与审计费用显著负相关，初步表明管理者能力越强的公司，支付的审计费用会越低。与审计费用显著正相关变量包括企业产权性质、审计意见、国内十大、国际四大以及企业规模，审计师变更、业务复杂程度、企业亏损状态以及企业成长性等与审计费用显著负相关。不过，相关性分析只是检验了两个变量之间的关系，更为准确的结果依赖于多元回归分析。

　　四、实证分析

　　一)审计费用中的管理者效应

　　2是检验审计费用中的管理者效应回归结果。在表2中，相关研究变量的固定效应是通过逐渐增加变量实现的。由表2的第4列与第1列相比可知，管理者调整R2为0.81，增加了0.22，上升比例为36.74%;由表2的第6列与第5列相比可知，当把管理者纳入基本模型后，模型解释力显著增加，调整R2由0.85上升至0.92，上升比例为8%，且通过了Vuong检验。这表明管理者会对审计费用产生影响，即审计费用中的管理者效应是存在的。相关研究变量的固定效应是单独与基本模型相比的。由表2的第2列与第1列相比可知，年度调整R2为0.60，增加了0.01，上升比例为1.34%;由表2的第3列与第1列相比可知，公司调整R2为0.84，增加了0.25，上升比例为41.72%。

　　这一结果说明在审计费用研究中控制公司特征的必要性。F统计值表明管理者效应呈现出联合显著性，但该结果可能受到少数几个显著系数的影响。为此，表3列示了管理者效应在各个显著性水平上的分布情况。在零假设情况下，管理者对回归模型中的其他变量是没有增加效应的，1%(5%、10%)的管理者对应着1%(5%、10%)水平的系数显著性。由表3的结果知，管理者对审计收费的影响频率也超出预期，在1%、5%以及10%显著性水平上对应值分别为34.57%、40.90%以及44.4%。表3的结果表明管理者效应回归系数的实际百分比远远大于预期。因而，表2中审计费用的管理者效应在统计意义上是显著的。表4是通过分析管理者效应回归系数的分布情况来检验管理者效应的经济显著性。表4提供了管理者固定效应回归系数的统计分布，包括平均数、中位数以及25%和75%分位数等。由表4知，审计费用中管理者固定效应回归系数的平均数和中位数非常接近于零。这表明我们在构建样本和分析外聘管理者方面没有选择过于保守或者激进的管理者。不同管理者对审计收费影响的差异也是显著的，管理者对审计收费的四分之三分位数处比四分之一分位数处的值高44.12%。总之，表4显示管理者固定效应的经济意义是显著的。综合表2至表4的回归结果，表明无论是经济意义还是统计意义，管理者对公司审计费用会产生显著影响。

　　(二)管理者能力与审计费用回归分析

　　5是管理者能力与审计费用的回归结果，与第一列相比，第二列增加了相关控制变量。由表5第一列知，管理者能力的回归系数在1%水平上显著负相关。由第二列结果知，在增加了控制变量后，管理者能力的回归系数依然显著为负。这表明公司管理者能力越高，将会支付较低的审计费用，假设2得到支持。管理者能力是企业拥有的关键技能和隐性知识，其不仅是管理者经验规范和价值观的传递，也是组织成员集体学习和相互交流、共同参与形成的企业重要智力资本。管理者能力在内部影响着组织机构的设立、正式与非正式制度的建立、成本控制技术创新等;外部则体现了管理者能否有机协调竞争环境与企业成长之间关系，这将影响到企业获取市场资源的问题，并最终影响企业的发展方向和成长空间。审计收费反映了作为独立的经济监督主体审计师向客户收取的，用于弥补其服务过程中付出的成本。实证回归结果表明，除了公司自身影响外，管理者能力也会影响到审计师这样外部利益相关者的行为。能力强的管理者不仅可以通过构建合理的规章制度和控制环境，还有着较强的意愿提供高质量会计信息，这将有助于减少审计师工作和风险，并会减少审计费用。在控制变量方面，与审计费用显著正相关包括企业产权性质、审计意见、国内十大、国际四大以及企业规模，审计师变更、业务复杂程度、企业亏损状态以及企业成长性等与审计费用显著负相关。该结果基本上与张天舒和黄俊(2013)、邢立全和陈汉文(2013)等人结果

　　(三)产权性质、产品市场竞争以及企业风险与管理者能力和审计收费

　　本部分研究将继续采用模型(2)进行回归。对于企业性质，依据上市公司最终控制人分为国有控股上市公司和非国有控股上市公司两类。我们参考邢立全和陈汉文(2013)等方法，产品市场竞争采用赫芬达指数度量，以赫芬达指数的中位数将产品市场竞争分为高低两组进行回归。我们参考赵龙凯等(2014)等文献，采用净资产收益的标准差度量企业风险，以净资产收益标准差的中位数将企业风险分为高低两组。

　　表6的(1)和(2)列分别是国有控股上市公司和非国有控股上市公司的管理者能力与审计费用的回归结果。在国有控股上市公司中，管理者能力与审计费用回归系数显著负相关;而在非国有企业中，管理者能力与审计费用回归系数不显著。这表明对于国有控股上市公司，能力越强的管理者将会支付较少的审计费用。国有控股上市公司与政府之间关系为其获得更多资源提供了可能，但能力越强的管理者可以获得更多资源，这减少了管理者通过第三方审计师来证实公司以获得较多资源。因而，在国有控股上市公司中，能力越强的管理者支付较高审计费用意愿较低。表6的(3)和(4)列分别是高产品市场竞争公司和低产品市场竞争公司的管理者能力与审计费用的回归结果。在低产品市场竞争上市公司中，管理者能力与审计费用回归系数显著负相关;而在高产品市场竞争上市公司中，管理者能力与审计费用回归系数不显著。这表明在低产品市场竞争中，上市公司管理者能力强将会支付较低的审计费用。公司经营风险与审计风险密切相关(邢立全和陈汉文，2013)，低产品竞争市场中的公司，管理者能力越强，其公司与审计师收费定价博弈中的优势地位越明显，支付的审计费用也就越低。表6的(5)和(6)列分别是高企业风险上市公司和低企业风险上市公司的管理者能力与审计费用的回归结果。在低企业风险的上市公司中，管理者能力与审计费用回归系数显著负相关;而在高风险的上市公司中，管理者能力与审计费用回归系数不显著。这表明在低企业风险公司中，上市公司管理者能力强将会支付较低的审计费用。企业风险低不仅本身就是管理者能力强的结果，而且还可以为管理者在市场竞争和资本市场中提供博弈优势。在低风险公司中，管理者能力越强的公司可以更有优势地与审计师博弈审计收费，因而会支付较低的审计费用。

　　五、稳健性检验

　　我们主要进行了如下稳健性检验。首先，考虑管理者能力指标。管理者能力指标是本文研究的关键变量。前述研究是直接采用管理者能力指标进行回归分析的，这可能会受到样本分布的影响。在稳健性检验中，我们将管理者能力划分为十等分进行回归。其次，参考张天舒和黄俊(2013)方法，以年度通货膨胀率对审计费用进行调整，并重新进行回归。再次，由于审计师可能是依据前期对客户公司管理者的了解而制定审计费用，这可能需要采用滞后一期审计费用。我们对审计费用采用滞后一期数据进行回归。最后，对产品市场竞争和企业风险分别采用行业内上市公司数量和AltmanZ指数法重新计算，并分别进行了回归。上述稳健性回归结果与前述研究结论基本一致，表明本文研究结论是可靠的。限于篇幅，本文没有报告这些稳健性检验结果。

　　六、结论

　　审计收费一直是审计领域的重要研究内容。与已有文献不同的是，本文基于管理者异质性视角，研究了管理者及其能力对审计收费的影响。研究发现，管理者会对企业审计收费产生影响，能力越强的管理者，公司支付的审计费用会越低。进一步研究发现，国有控股上市公司、产品市场竞争低以及企业风险低的上市公司中，能力强的管理者将会支付较低的审计费用，但非国有控股上市公司、产品市场竞争激烈以及企业风险高的上市公司却没有发现这一关系。已有审计收费研究文献主要集中在公司特征和会计师事务所特征层面，没有考虑公司管理者在其中的作用，本文首次研究管理者及其能力对审计费用的影响，这不仅丰富了审计费用理论研究范围，也拓展了管理者能力研究内容。

　　通过研究审计收费不仅可以了解审计市场竞争情况，还可以观察审计师是否因为不合理审计收费而形成经济依赖从而影响审计师独立性。本文研究表明，在考察审计费用影响因素中，不仅需要考虑公司特征、会计师事务所特征，还需要考虑公司管理者的影响。对于会计师事务所来说，在审计收费过程中，公司特征是审计定价的重要关注点，但更应关注公司管理者在构建控制环境中的作用，及其对审计收费的影响。