上市公司审计师备案制改革对审计费用的影响研究

Research on the Impact of the Reform of the Filing System for Auditors of Listed Companies on Audit Fees

摘要: 备案制改革放松了上市公司审计市场准入资格要求，改变了上市公司审计市场竞争格局。选取2017~2022年A股上市公司为样本，探究备案制改革对上市公司审计费用的影响。研究发现：备案制改革显著提高了上市公司审计费用，其作用机制有两条路径，一是通过审计成本，二是通过审计风险补偿。进一步研究发现：备案制改革背景下法治化水平低的地区上市公司审计费用上升更快，同时“十大”会计师事务所的审计费用增加程度要小于“非十大”会计师事务所。

Abstract: The reform of the filing system has relaxed the qualification requirements for market access in the audit market for listed companies and altered the competitive landscape of this market. Taking A-share listed companies from 2017 to 2022 as samples, this study explores the impact of the reform of the filing system on audit fees for listed companies. The research findings reveal that the reform of the filing system significantly increases audit fees for listed companies, operating through two mechanisms: one is via audit costs, and the other is through audit risk premiums. Further research shows that, in regions with a lower level of legal development against the backdrop of the filing system reform, audit fees for listed companies rise faster. Additionally, the increase in audit fees for the “Big Ten” accounting firms is less than that for “non-Big Ten” accounting firms.

1. 引言

2019年，全国人民代表大会常务委员会修订了《中华人民共和国证券法》，新法于2020年3月1日生效。财政部与中国证监会推出了《会计师事务所从事证券服务业务备案管理办法》，将审批制改为双备案制度，要求会计师事务所在财政部和证监会备案。双备案制响应了“放管服”改革，适应资本市场快速发展，改变了上市公司审计市场的监管方式，转向事中事后动态监管。

新政策初期面临挑战，主要问题是市场无序竞争。事务所责任增加，早期监管措施和处罚效能不足，会计师事务所能否依法履职？审计费用是否受影响？本文以2017~2022年A股上市公司为样本，探讨备案制改革对证券审计费用的影响，并分析其影响路径。

2. 文献综述

本文研究主题相关的文献综述包括两个方面：审计费用的影响因素和备案制改革对上市公司审计行业的影响。

2.1. 审计费用影响因素研究

审计费用研究最早可追溯到Simunic提出的经典审计定价模型[1]，将审计费用分为审计成本和风险补偿两部分。影响因素包括被审计单位、会计师事务所和外部环境。被审计单位因素涉及公司规模、子公司数量等[1]，以及会计活动、经营管理和公司治理[2] [3]。会计师事务所的规模、组织形式、行业专门化战略等也影响审计定价[2]-[4]。外部环境因素如证监会的监管措施、资本市场开放政策等对审计费用有显著影响[5] [6]。目前，学者对审计费用内部因素影响的研究较多，但对外部政策环境如备案制改革的影响研究较少。

2.2. 备案制改革影响研究

备案制改革的主要影响在于允许中小会计师事务所进入上市公司审计市场，并减少监管干预，提高审计市场活跃度，这种改变将会淘汰审计质量不佳的事务所，提高整体标准[7]。郑宏涛指出，中小事务所在价格谈判中处于劣势，低价服务提供者更易赢得客户[8]。吴秋生认为事务所会考虑风险溢价，以补偿潜在损失，可能导致审计服务价格总体上升，缓解低价竞争压力[7]。

综上，现有文献多集中于理论和案例层面，缺乏对备案制改革对上市公司审计费用影响的专门研究。本文利用2017~2022年上市公司数据，探究备案制改革对上市公司审计费用的影响及其作用机制，为新环境下会计师事务所的发展提供参考。

3. 理论分析与研究假设

备案制改革对上市公司审计市场最直接的影响是改变了事务所竞争格局，审计需求和供给均发生变化。不同类型的事务所为应对更激烈的竞争，其审计定价策略会变化。基于经济人假设，上市公司审计作为经济活动，会计师事务所在履职同时追求利益最大化，并承担政策变化带来的责任和压力，这将体现在审计收费中。

Simunic的经典审计定价模型将审计费用分为审计成本和风险补偿两部分[1]，备案制改革对这两部分产生不同影响。正向影响方面，竞争加剧激励审计人员提高审计质量，审计师提高审计标准，执行更多程序，增强审计意见准确性，这将增加审计成本和费用。负向影响方面，更多事务所进入市场，加剧竞争，引发价格战，导致审计费用下降。新事务所为抢夺市场，原证券资格所为应对竞争，可能采取低价策略，降低审计费用。另一方面，备案制改革后监管方式改变，监管力度增强，审计师违法违规成本提高。审计师为弥补风险，在面临被审计单位存在的风险和错报时，可能向被审计单位索要更高的审计费用。

综上，备案制改革预计会改变上市公司审计费用。基于经典审计定价模型，推导出备案制改革通过影响审计市场竞争和审计师风险补偿，对上市公司审计费用产生影响。本文研究框架如图1所示。

Figure 1. The reform of the filing system and audit fees

图1. 备案制改革与审计费用

3.1. 备案制改革、审计成本与审计费用

备案制改革对上市公司审计费用的第一种可能路径是提高审计成本。依据保险理论和声誉保护理论，备案制改革改变了上市公司审计竞争格局，事务所为了提升竞争力，会提供更优质的审计服务，增加审计成本，从而提高审计费用[1]。

保险理论将审计工作视为一种为投资者提供信心的保障方式。据此理论，审计师发出的财务报告象征着一张对其准确性和真实性承担保证责任的“保险单”。若该报告因瑕疵导致投资者损失，审计师需承担法律责任，就如产品质量担保一般。确保会计信息的可靠性及准确性是审计师的核心职责，同时也是保障投资者权益的重要手段[9]。在这种情况下，为了维护自己的声誉并减少潜在的法律风险，审计师必须加大投入，采取更为细致和广泛的审计程序来确保财务报告的质量。这可能包括投入更多的时间进行更为深入的财务分析、增加更高层次的审计检查、或者运用更高级的技术手段进行数据验证等。审计过程复杂性的提升，对审计专业能力的要求随之上升，导致审计团队成本上涨，进而反映在整体审计服务的收费中。

根据“声誉保护说”和信号传递理论，一个审计事务所构建起的良好声誉，代表着其高质量的审计服务和对职业道德的坚守，从而有效地向市场传达了该事务所的信誉和可靠性。在信息不对称的商业环境中，声誉的作用显得尤为重要，它被视为彰显专业水平和道德标准的关键标志。此外，声誉机制也起到了一种内在的约束作用，一旦事务所在执业中出现失败，它将可能承受严重的名誉损失、法律责任，乃至影响其业务持续性。由于声誉的重要性和维护的难度，审计事务所通常会采取一系列措施确保独立性和客观性，包括避免与客户的潜在冲突、维护客观公正的审计立场，严格执行审计标准与法规，确保审计结果的真实性和可靠性。根据声誉保护理论，会计事务所的声誉是其吸引客户和维持市场竞争力的关键资产。改革强化了对审计质量的监管，这意味着任何审计失败或违规行为的后果将更为严重，可能包括声誉损失、法律责任，甚至可能影响到事务所的业务持续性。因此，事务所有更大的动机去增强其审计的独立性和客观性，避免任何可能损害其声誉的行为[10]。为了维护其声誉并符合更高的审计标准，会计事务所可能需要执行更为细致和全面的审计活动。这包括进行更深入的财务分析、更频繁的内部审查和更严格的合规检查，所有这些都需要额外的时间和专业技能，进一步推高审计成本。随着成本的增加，为了确保业务的可持续性和合理的利润率，会计事务所可能会将这些增加的成本部分转嫁给客户，表现为审计费用的提升。

综上，依据上述理论，备案制改革改变了竞争格局，促进事务所提升竞争力和审计服务质量，增加审计成本，最终导致审计费用提高。

3.2. 备案制改革、低价揽客与审计费用

备案制改革加剧了证券审计市场竞争，在更加激烈的竞争条件下，事务所可能会采取“低价揽客”的经营策略，以抢夺市场份额，保持市场地位，而低价揽客的行为会降低审计费用。

当下我国证券审计市场属于买方市场，由于上市公司属于出价方，且数量有限，会计师事务所在上市公司审计关系合作中处于谈判劣势，另一方面上市公司对高质量审计的现实需求不足，审计鉴证的出具主要源于监管部门的强制性要求而非审计客体的主观意愿，这些导致上市公司审计市场竞争激烈，一些规模较小的会计师事务所为了维持生存会采用价格战策略来吸引客户，造成了审计中的“低价揽客”现象。“低价揽客”现象反映了审计市场的激烈竞争，事务所愿意通过低于正常审计费用的价格争取市场份额，其背后有两种情况：对规模较小的事务所而言，降低审计收费标准一方面是为了获取市场份额，另一方面也因为一些上市公司有意选择小型事务所，事务所为了维持客户稳定性、保证收益，降低了审计收费标准。因此这类会计师事务所“低价揽客”的目的就是能延续审计关系；相反，一些大型事务所虽然也注重通过降低审计收费标准扩大市场份额，但其可以充分发挥“大所”的规模优势和人员优势控制审计成本，保证审计收费与审计成本平衡。

同时，由于我国会计师事务所数量众多、整体规模偏小且服务差异性有限，通过低价与上市公司达成审计合约成为事务所之间的重要竞争手段。为了获得更多的上市公司审计业务，事务所可能会给予客户一定的审计定价折扣。Cameran等发现，事务所在从事新任上市公司审计工作时会花费更长的审计时间但却给予上市公司较高的审计收费折扣，这意味着存在事务所低价揽客行为[11]。

备案制改革使得更多的事务所得以从事上市公司审计业务，这加剧了证券审计市场竞争，这些非原证券资格事务所相较于原资格所员工较少，规模较小，且从事证券审计工作经验不足，由于其提供审计服务的质量不如原资格所，可能会与审计客户约定较低的审计收费标准，以抢夺审计客户。另一方面，原资格事务所为了维持市场份额，可能也会被迫降低收费标准，以应对更加激烈的市场竞争。

综上所述，在备案制改革初期，由于相关的外部法规并不完善，一些非原证券资格事务所进入证券审计市场后，可能会引发“低价揽客”等一些恶性竞争问题，事务所之间为了提高竞争力，抢夺上市公司审计市场份额，可能会降低收费标准，以吸引审计客户。

3.3. 备案制改革、审计风险补偿与审计费用

新《证券法》改变了证券审计市场的监管方式和力度，备案制改革后会计师事务所可能面临更多监管问询函。基于风险揭示效应和风险传导效应，审计师将通过增加审计收费应对提高的审计风险。

随着备案制的实施，原本以行政审批为核心的监管模式被调整为更注重信息公开，以增加市场效率。在新规定下，上市公司需要公开更为详细和全面的会计师事务所信息，包括但不限于事务所的人员组成、职业资质、历史信用状况等，信息披露的提升也使得市场信息更为对称，减少市场参与者之间的信息不对称，以及因信息不透明而可能导致的市场失灵。

备案制改革推进后，对审计机构的监管策略和严格程度显著变化，反映在监管问询函数量上。问询函是证监会对上市公司提交文件的正式回应，揭示潜在风险，增加注册会计师的监管压力[12]。面对高审计风险，审计师可能提高审计服务费用作为风险补偿。

基于风险揭示效应，年度报告问询函具有显著的风险透露功能，作为一个关键的风险警示机制能够有效地标识出企业潜在的风险行为，且上市公司一旦收到此类问询函则暗示着存在未对外公开的风险信息[13]。企业可能隐藏的运营、管理问题，或者财务不当行为及合规缺失难以被及时发现和识别，在这种情况下，监管机构通过监控和识别企业的风险信息，利用发布年报问询函的方式对相关者发出预警，揭露企业潜在的问题和风险点。当审计师收到监管问询函，了解到与这些公司相关的审计风险较未收到函件的公司要更高，会有意识地加强对这些受到问询的企业的审计力度。这种加强的审计关注通常导致了审计费用的上升，以应对和补偿增加的风险。

风险传导效应认为，当上市公司收到年报问询函时，该事件通常向市场投射负向的信号，这可能触发一连串风险。企业面临着加剧的运营不确定性，并且其财务报告出现错报的风险增大[12]，随着复杂程度的提升，审计师面对的审计挑战与失败风险也会相应提高。市场层面上，公司收到问询函会吸引媒体覆盖和投资者注意，如果公司的回复不够合理或不够及时，可能会造成企业声誉的损害。即便公司对问询作出了有效回应，潜在的风险信息仍旧会成为投资者关注的焦点，进而提高了其涉诉和法律责任的风险，审计失败被识别的概率也会随之增加，并可能需要事务所承担连带诉讼责任[12]。在特定情境下，年报问询函可能要求审计师就回函内容的可信度发表意见[12]，这为审计师带来了额外的监管负担和风险，要求他们对审计得出的结果的可靠性提供附加保证。

综上，备案制改革提高审计标准和监管要求，提高的审计风险和严格要求导致审计费用相应提高以补偿风险。因此，若备案制改革通过改变监管方式和力度影响审计费用成立，监管问询函数量将变化，审计师面对高审计风险倾向于提高审计费用以补偿风险。

基于以上分析，本文提出主假设H₁、H₂以及探究主假设路径机制的两个可能性假设H_1a-H_1b：

H₁：备案制改革会提高审计费用。

H_1a：备案制改革通过提高审计成本，进而提高审计费用。

H_1b：备案制改革通过提高监管力度，提高监管问询函数量，进而提高审计费用。

H₂：备案制改革会降低审计费用。

4. 研究设计

4.1. 样本选择与数据来源

备案制改革于2020年实施，因此选择2017~2022年A股上市公司为初始样本，并剔除了*ST及ST公司、金融类企业以及关键数据缺失的企业，最终获得有效研究对象19,574个。上市公司基本数据、事务所基本资料主要来自国泰安数据库，为避免极端值对实证结果的影响，所有连续变量在1%和99%的水平上进行Winsorize处理。数据处理与分析Stata17.0中完成。

4.2. 变量定义

4.2.1. 被解释变量：审计费用

被解释变量FEE为审计费用，采用上市公司当年财务报告审计费用的自然对数进行衡量。

4.2.2. 解释变量

解释变量为备案制是否实施。备案制实施post为时间虚拟变量，会计师事务所的证券期货服务资格若为审批制(2017~2019年)则取0；若为备案制(2020~2022年)则取1。

4.2.3. 中介变量

中介变量Lnarl为审计报告时滞，参考李世辉[13]，以审计报告时滞衡量审计师努力程度。

中介变量Letter为监管问询函数量，参考陈文婷[14]，以监管问询函数量衡量。

4.2.4. 控制变量

为了有效控制自变量以外的其他因素对审计费用的影响,参考李世辉[13]，在回归模型中控制以下变量：企业规模(Size)、是否“四大”审计(Big4)、上市时间(Age)、董事会规模(Board)、实际控制人性质(Soe)、资产流动性(Current)、资产负债率(Lev)、产权比率(CPR)、资产收益率(ROA)、公司成长性(Growth)、现金流(Cash)、亏损(Loss)、上一年度审计意见类型(Lop)作为控制变量。

具体研究变量及其说明如表1所示。

Table 1. Variable definition and measurement methods

表1. 变量定义与衡量方式

变量名称	变量符号	变量定义
审计费用	FEE	当年财务报告的审计收费的自然对数
审计报告时滞	Lnarl	审计报告出具日期与12月31日间隔天数 + 1的自然对数
监管问询函数量	Letter	上市公司本年度收到的针对会计师事务所的问询函的数量
是否实施备案制	post	虚拟变量，若为2019年及之前年度取0，2020年和之后年度取1
企业规模	Size	年末总资产的自然对数
事务所类型	Big4	若事务所为“四大”为1，否则0
上市时间	Age	Ln (当年年份 − 企业上市年份 + 1)
董事会规模	Board	公司董事会人数的自然对数

续表

实际控制人性质	Soe	公司实际控制人为国有企业取1，否则0
资产流动性	Current	流动资产/流动负债
资产负债率	Lev	负债/总资产
产权比率	CPR	负债总额/股东权益
资产收益率	ROA	利润/总资产
公司成长性	Growth	主营业务收入增长额/上期主营业务收入额
现金流	Cash	经营活动现金流净额/总资产
是否亏损	Loss	当年亏损为1，否则0
上一年度的审计意见类型	Lop	上一年度为非标准无保留审计意见为1，否则为0
年份	Year	年份哑变量
行业固定效应	Industry	行业哑变量

4.3. 模型构建

本文以证券审计费用作为被解释变量，将备案制改革作为解释变量，通过OLS回归检验备案制改革对审计费用的影响。同时，按照温忠麟和叶宝娟提出的中介效应检验流程[15]，在模型(1)的基础上，构建模型(2)与模型(3)来检验审计成本的中介效应；构建模型(4)与模型(5)来检验监管力度的中介效应。本文还对进一步对模型进行了Bootstrap检验，以此来检验审计成本与审计风险补偿的中介效应。

本文构建模型如下：

${\text{FEE}}_{\text{i},\text{t}}={\alpha }_0+{\alpha }_1{\text{post}}_{\text{i},\text{t}}+\sum \text{Controls}+\text{Year}+\text{Ind}+{\epsilon }_{\text{i},\text{t}}$ (1)

${\text{Lnarl}}_{\text{i},\text{t}}={\beta }_0+{\beta }_1{\text{post}}_{\text{i},\text{t}}+\sum \text{Controls}+\text{Year}+\text{Ind}+{\epsilon }_{\text{i},\text{t}}$ (2)

${\text{FEE}}_{\text{i},\text{t}}={\alpha }_0+{\alpha }_1{\text{post}}_{\text{i},\text{t}}+{\beta }_2{\text{Lnarl}}_{\text{i},\text{t}}+\sum \text{Controls}+\text{Year}+\text{Ind}+{\epsilon }_{\text{i},\text{t}}$ (3)

${\text{Letter}}_{\text{i},\text{t}}={\delta }_0+{\delta }_1{\text{post}}_{\text{i},\text{t}}+\sum \text{Controls}+\text{Year}+\text{Ind}+{\epsilon }_{\text{i},\text{t}}$ (4)

${\text{FEE}}_{\text{i},\text{t}}={\alpha }_0+{\alpha }_1{\text{post}}_{\text{i},\text{t}}+{\delta }_2{\text{Letter}}_{\text{i},\text{t}}+\sum \text{Controls}+\text{Year}+\text{Ind}+{\epsilon }_{\text{i},\text{t}}$ (5)

模型(1)检验假设${\text{H}}_1$ 和假设${\text{H}}_2$ ，即备案制改革对证券审计费用的影响。若模型(1)系数显著为正，说明备案制改革提高了证券市场审计费用，反之，则降低了审计费用。

模型(1)、(2)和(3)检验假设${\text{H}}_{1\text{a}}$ 。模型(2)检验备案制改革对审计报告时滞的影响，模型(2)和(3)检验审计报告时滞在备案制改革与审计费用间的中介作用。若模型(2) ${\beta }_1$ 和(3) ${\beta }_2$ 系数显著为正，说明备案制改革后审计报告时滞和审计成本增加，从而增加审计费用，支持假设${\text{H}}_{1\text{a}}$ 路径。

模型(1)、(4)和(5)检验假设${\text{H}}_{1\text{b}}$ 。模型(4)检验备案制改革对监管问询函数量的影响，模型(5)检验监管问询函数量在备案制改革与审计费用间的中介作用。若模型(4)和${\delta }_1$ (5) ${\delta }_2$ 系数显著为正，说明备案制改革增强了监管力度，监管问询函数量增加，导致审计师面临更高风险，进而增加审计费用，支持假设${\text{H}}_{1\text{b}}$ 路径。

5. 实证结果分析

5.1. 描述性统计

表2报告了描述性统计结果，审计费用(FEE)均值为13.99，标准差0.653，最小值12.82，最大值16.23，表明上市公司支付的审计费用有一定差异。审计报告时滞(Lnarl)均值为4.622，标准差0.162，最小值4.043，最大值4.787，显示不同事务所审计不同公司时出具报告的时间不同。监管问询函数量(letter)均值为1.334，中位数0，说明大多数公司未收到监管问询函，但最大值22，表明部分上市公司财务报表存在风险。亏损(Loss)取值包括0和1，覆盖绩效不佳公司。资产负债率(Lev)均值0.424，说明样本上市公司债务融资水平较低。企业成长性(Growth)最小值−0.579，最大值1.987，显示公司成长性差异大。其他控制变量取值合理，在此不再赘述。

Table 2. Descriptive statistics of major variables

表2. 主要变量的描述性统计

变量	样本量	均值	中位数	标准差	最小值	最大值
FEE	19,574	13.99	13.89	0.653	12.82	16.23
Lnarl	19,574	4.622	4.691	0.162	4.043	4.787
letter	19,574	1.434	0	4.107	0	22
post	19,574	0.538	1	0.499	0	1
Size	19,574	22.39	22.21	1.311	20.07	26.43
Big4	19,574	0.0610	0	0.240	0	1
Age	19,574	2.685	2.708	0.530	1.386	3.497
Board	19,574	8.350	9	1.595	5	14
Soe	19,574	0.318	0	0.466	0	1
Current	19,574	2.312	1.670	1.988	0.359	12.25
Lev	19,574	0.424	0.418	0.195	0.0670	0.891
CPR	19,574	1.063	0.715	1.181	0.0680	7.656
ROA	19,574	0.0330	0.0360	0.0710	−0.313	0.205
Growth	19,574	0.151	0.103	0.356	−0.579	1.987
Cash	19,574	0.0510	0.0490	0.0660	−0.142	0.245
Loss	19,574	0.135	0	0.342	0	1
Lop	19,574	0.0300	0	0.171	0	1

5.2. 相关性分析

表3列示了主要变量之间的Pearson系数，大部分变量之间的相关系数均小于0.5。在此基础上对模型(2)进行方差膨胀因子检验，VIF的均值为2.05，说明模型整体不存在严重的多重共线性问题。

Table 3. Correlation analysis

表3. 相关性分析

FEE

post

Size

Age

Big4

Board

Soe

Current

Lev

CPR

ROA

Growth

Cash

Loss

Lop

FEE

1

post

0.070^***

1

Size

0.755^***

0.050^***

1

Age

0.313^***

−0.149^***

0.433^***

1

Big4

0.431^***

0.012^*

0.332^***

0.099^***

1

Board

0.201^***

−0.034^***

0.292^***

0.203^***

0.086^***

1

Soe

0.215^***

−0.00200

0.369^***

0.467^***

0.118^***

0.271^***

1

Current

−0.328^***

0.00300

−0.361^***

−0.251^***

−0.079^***

−0.127^***

−0.168^***

1

Lev

0.403^***

0.026^***

0.482^***

0.285^***

0.102^***

0.128^***

0.236^***

−0.687^***

1

CPR

0.312^***

0.022^***

0.383^***

0.241^***

0.073^***

0.099^***

0.209^***

−0.410^***

0.824^***

1

ROA

−0.058^***

−0.024^***

0.058^***

−0.140^***

0.045^***

0.035^***

−0.042^***

0.216^***

−0.329^***

−0.307^***

1

Growth

0.00900

−0.059^***

0.062^***

−0.055^***

−0.00200

0.00100

−0.039^***

−0.060^***

0.038^***

0.00200

0.277^***

1

Cash

0.064^***

0.023^***

0.083^***

−0.041^***

0.075^***

0.058^***

−0.013^*

0.052^***

−0.166^***

−0.147^***

0.406^***

0.058^***

1

Loss

0.021^***

0.093^***

−0.097^***

0.067^***

−0.040^***

−0.054^***

−0.022^***

−0.105^***

0.181^***

0.210^***

−0.699^***

−0.226^***

−0.218^***

1

Lop

0.023^***

−0.023^***

−0.054^***

0.066^***

−0.023^***

−0.020^***

−0.059^***

−0.054^***

0.108^***

0.133^***

−0.271^***

−0.095^***

−0.068^***

0.238^***

1

注：^***、^**、^*分别表示系数在1%、5%、10%的水平下显著，下同。

5.3. 多元回归分析

本文采用Stata17.0进行回归分析，备案制改革对证券审计费用的影响及两种潜在路径的检验结果如表4所示。列(1)对应模型(1)，检验备案制改革对证券审计费用的影响，回归系数为0.052，在1%水平上显著，说明备案制改革显著提高了证券审计费用，验证了假设H₁。假设H₂未成立的原因可能是竞争激烈环境下事务所通过提高收费来提升审计质量，而非通过低价揽客。

列(2)和列(4)对应模型(2)和(3)，检验备案制改革是否通过提高审计成本增加审计费用。列(2)显示备案制改革显著延长审计报告时滞，提高审计成本。列(4)表明审计报告时滞在备案制改革与审计费用间的中介效应在1%水平上显著，Bootstrap检验结果显示间接效应置信区间(0.0010041, 0.0030216)，不包含0，说明中介效应显著，假设得到验证。

列(3)和列(5)对应模型(4)和(5)，检验备案制改革是否通过改变监管力度提高审计费用。列(3)结果显示备案制改革显著增加监管问询函数量。列(5)表明监管问询函数量在备案制改革与审计费用间的中介效应在1%水平上显著，Bootstrap检验结果显示间接效应置信区间(0.0250365, 0.0478665)不包含0，说明中介效应显著，假设H_1b得到验证。

综上，实证结果显示备案制改革显著提高了审计成本和监管力度，两者共同促进了证券审计费用的提高，验证了两种路径均成立。

Table 4. Multiple regression

表4. 多元回归分析

	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)
变量	FEE	Lnarl	letter	FEE	FEE
post	0.052^***	0.037^***	0.688^***	0.037^***	0.039^***
	(5.16)	(8.69)	(6.27)	(3.59)	(3.74)
Lnarl				0.174^***
				(9.72)
letter					0.007^***
					(10.16)
Size	0.358^***	0.007^***	−0.254^***	0.356^***	0.360^***
	(104.72)	(6.21)	(−7.33)	(104.30)	(105.58)
Big4	0.552^***	−0.071^***	−0.289^***	0.564^***	0.554^***
	(38.25)	(−15.13)	(−2.98)	(38.82)	(38.36)
Age	0.020^***	−0.028^***	0.874^***	0.025^***	0.014^**
	(2.94)	(−10.24)	(13.35)	(3.65)	(2.00)
Board	0.000	−0.000	−0.061^***	0.000	0.001
	(0.06)	(−0.41)	(−3.29)	(0.07)	(0.26)
Soe	−0.100^***	−0.042^***	−0.769^***	−0.093^***	−0.095^***
	(−13.10)	(−13.91)	(−9.90)	(−12.09)	(−12.39)
Current	−0.013^***	−0.001	−0.001	−0.012^***	−0.013^***
	(−6.09)	(−0.83)	(−0.07)	(−6.06)	(−6.11)
Lev	0.088^**	0.001	0.453	0.088^**	0.085^**
	(2.32)	(0.09)	(0.98)	(2.33)	(2.25)
CPR	−0.005	0.001	0.300^***	−0.005	−0.007
	(−0.92)	(0.74)	(4.28)	(−0.97)	(−1.34)
ROA	−0.656^***	−0.217^***	−5.097^***	−0.618^***	−0.619^***
	(−10.32)	(−9.84)	(−5.70)	(−9.73)	(−9.78)
Growth	−0.007	−0.018^***	0.686^***	−0.004	−0.012
	(−0.75)	(−4.81)	(5.70)	(−0.42)	(−1.30)
Cash	0.246^***	−0.126^***	−0.565	0.267^***	0.249^***
	(5.21)	(−6.62)	(−1.01)	(5.67)	(5.32)
Loss	0.050^***	0.028^***	0.634^***	0.046^***	0.046^***
	(4.26)	(7.01)	(4.27)	(3.87)	(3.89)

续表

Lop	0.101^***	0.056^***	2.723^***	0.091^***	0.081^***
	(5.53)	(11.61)	(9.31)	(4.98)	(4.46)
Year	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes
Ind	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes
Constant	5.968^***	4.534^***	5.037^***	5.178^***	5.931^***
	(77.59)	(157.35)	(5.82)	(45.73)	(77.10)
N	19,574	19,574	19,574	19,574	19,574
R-squared	0.654	0.133	0.091	0.656	0.656

注：表中第一行数字为系数估计值，第二行括号内数字为t统计量。

5.4. 稳健性检验

针对模型可能存在的逆向因果、样本自选择等内生性问题，本文进行了多种稳健性检验。

针对逆向因果问题，本文解释变量为备案制改革，作为宏观政策，其实施是上市公司审计市场发展的必然趋势。无论在审核制还是备案制下，上市公司审计都旨在查验并担保财务信息质量，因此审计收费对备案制实施无直接影响，本文不存在严重的逆向因果问题。

此外，本文通过改变被解释变量衡量方式等方法，进一步验证了实证结果的稳健性。对审计费用的测量，借鉴杨业伟[16]，考虑通货膨胀因素，将被解释变量更换为根据相应年份CPI调整的审计费用(FEECPI)。参考Klevak [17]，用关键审计事项中审计应对方式的总字数并取对数(Important)来衡量审计师的审计成本，替换中介变量进行检验。针对监管力度，本文将监管问询函数量替换为监管问询函总句数，以总句数的对数(Inquest)为数量进行衡量替换中介变量进行稳健性检验，回归结果列示于表5。

列(1)检验主假设，结果显示备案制改革与经CPI调整后的审计费用在1%的水平上显著正相关，验证了假设H₁。列(2)~列(5)检验备案制改革影响审计费用的机制，结果显示，备案制改革与关键审计事项审计应对方式(Important)在1%的水平上显著正相关，与经CPI调整后的审计费用在1%的水平上显著正相关，Bootstrap检验结果显示，间接效应的偏差矫正Bootstrap置信区间(0.0000216, 0.0000425)不包含0，因此中介效应显著。说明审计成本是备案制改革提高审计费用的中介变量，验证了路径的稳健性。

列(3)显示，备案制改革与监管问询函总句数对数(Inquest)在1%的水平上显著正相关，列(5)表明监管问询函总句数与经CPI调整后的审计费用在1%的水平上显著正相关，Bootstrap检验结果显示，间接效应的偏差矫正Bootstrap置信区间(0.0023736, 0.0026088)不包含0，因此中介效应显著。说明审计风险补偿是备案制改革提高审计费用的中介变量，验证了路径的稳健性。

Table 5. Change the way variables are measured

表5. 改变变量衡量方式

	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)
VARIABLES	FEECPI	Important	Inquest	FEECPI	FEECPI
post	0.003^***	0.105^***	0.555^***	0.003^***	0.003^***
	(25.39)	(9.96)	(8.32)	(24.53)	(24.74)
Important				0.001^***
				(12.23)

续表

Inquest					0.000^***
					(10.84)
Size	0.004^***	0.055^***	−0.194^***	0.003^***	0.004^***
	(104.29)	(17.00)	(−9.24)	(102.44)	(105.24)
Big4	0.005^**^*	−0.070^***	−0.159^**	0.005^**^*	0.005^**^*
	(38.07)	(−4.84)	(−2.52)	(38.66)	(38.19)
Age	0.000^***	−0.050^***	0.611^***	0.000^***	0.000^*
	(2.96)	(−7.00)	(14.56)	(3.57)	(1.83)
Board	−0.000	0.004^*	−0.037^***	−0.000	0.000
	(−0.01)	(1.87)	(−3.23)	(−0.17)	(0.22)
Soe	−0.001^***	−0.078^***	−0.488^***	−0.001^***	−0.001^***
	(−13.03)	(−9.98)	(−9.92)	(−12.19)	(−12.25)
Current	−0.000^***	0.000	−0.001	−0.000^***	−0.000^***
	(−6.01)	(0.14)	(−0.09)	(−6.09)	(−6.03)
Lev	0.001^**	0.180^***	0.255	0.001^*	0.001^**
	(2.27)	(4.61)	(0.96)	(1.89)	(2.19)
CPR	−0.000	−0.008	0.193^***	−0.000	−0.000
	(−0.87)	(−1.62)	(4.88)	(−0.74)	(−1.33)
ROA	−0.006^***	−0.420^***	−3.572^***	−0.006^***	−0.006^***
	(−10.31)	(−6.33)	(−6.80)	(−9.73)	(−9.66)
Growth	−0.000	0.038^***	0.417^***	−0.000	−0.000
	(−0.71)	(4.34)	(5.91)	(−1.05)	(−1.29)
Cash	0.002^***	−0.144^***	−0.251	0.003^***	0.002^***
	(5.20)	(−2.82)	(−0.74)	(5.48)	(5.31)
Loss	0.000^***	0.033^***	0.424^***	0.000^***	0.000^***
	(4.27)	(2.73)	(4.69)	(4.04)	(3.84)
Lop	0.001^***	−0.060^***	1.662^***	0.001^***	0.001^***
	(5.51)	(−2.99)	(9.93)	(5.79)	(4.36)
Year	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes
Ind	Yes	Yes	Yes	Yes	Yes
Constant	0.059^***	5.161^***	3.789^***	0.054^***	0.058^***
	(77.48)	(68.50)	(7.30)	(65.72)	(76.99)
Observations	19,574	19,574	19,574	19,574	19,574
R-squared	0.678	0.092	0.102	0.681	0.680

5.5. 进一步分析

根据上述分析可知，备案制改革通过提高审计师成本和增加风险补偿，提高了证券审计费用。相关研究显示，市场竞争对审计工作的影响在不同制度环境、事务所规模等情境下存在异质性[17]，因此从法制化环境和事务所规模两方面展开异质性分析。

5.5.1. 地区法治化水平对备案制改革和审计费用的影响分析

法治化水平衡量地区法规制度的健全性和社会治理的合法性。备案制改革对不同法治化水平地区的审计费用影响不同。高法治化水平地区较高的审计费用反映更严格的审计质量和监管要求；低法治化水平地区的高审计费用可能反映监管松散和市场竞争压力。改革后，不同法治化水平地区的审计费用都可能提高，因为事务所需要增加审计投入以满足更高标准，从而导致审计费用增加。

本文基于样本企业注册地的法治化水平分组，依据《法治政府蓝皮书：中国法治政府评估报告2021~2022》和《法治政府建设实施纲要(2021~2025年)》，将北京、杭州、南京、广州、青岛、宁波、深圳、上海、厦门、武汉的上市公司分为法治化水平较高组，其余为较低组，通过分组回归检验法治化水平对备案制改革和审计费用的影响。表6列(1) (2)显示，低法治化水平地区的审计费用提升更显著。尽管不同地区的审计费用在改革后都有所上升，但过高审计费用可能损害事务所独立性，影响审计质量。低法治化水平地区的监管体系不如高法治化水平地区健全，审计费用提升未必能促使事务所提高审计质量。

5.5.2. 事务所类型对备案制改革和审计费用的影响分析

不同类型的事务所受备案制改革影响不同。对“十大”大型事务所而言，它们在上市公司审计市场中优势明显，独立性高。由于大型事务所已具备高效率和规范操作，审计费用提升有限，此外，它们的收费标准规范，备案制改革对其影响较小。备案制改革加强了行业监管和质量要求，巩固了大型事务所的市场优势，使其能维持或适度提升审计费用。相反，“非十大”事务所，包括新进入市场的事务所，在竞争中处于劣势，独立性易受影响，收费标准不如大型事务所规范，审计费用受备案制改革影响较大。

对不同类型的事务所受备案制改革的影响进行验证，回归结果见表6列(3) (4)，备案制改革后，“十大”和“非十大”会计师事务所的审计费用均显著提升。列(3)显示，备案制改革在5%的水平上显著提高“十大”会计师事务所的审计费用。列(4)说明，备案制改革在1%的水平上显著提高“非十大”会计师事务所的审计费用，表明“十大”事务所受影响较小，“非十大”事务所受影响较大。由于“非十大”事务所在市场竞争中处于劣势，其审计能力不如“十大”事务所，独立性易受影响，因此其审计费用上升可能存在不规范之处。

Table 6. Further analysis

表6. 进一步分析

	法制环境好	法制环境差	“十大”	非“十大”
	(1)	(2)	(3)	(4)
变量	FEE	FEE	FEE	FEE
post	0.047^***	0.051^***	0.032^**	0.040^***
	(2.90)	(3.95)	(2.21)	(2.70)
Size	0.379^***	0.338^***	0.378^***	0.326^***
	(74.64)	(75.71)	(81.98)	(66.89)

续表

Big4	0.551^***	0.518^***	-	-
	(29.25)	(23.77)
Age	0.028^***	0.028^***	−0.005	0.057^***
	(2.61)	(3.16)	(−0.60)	(5.46)
Board	−0.008^**	0.006^**	−0.003	0.004
	(−2.31)	(2.26)	(−1.24)	(1.48)
Soe	−0.054^***	−0.134^***	−0.086^***	−0.106^***
	(−4.55)	(−13.33)	(−8.18)	(−9.48)
Current	−0.022^***	−0.009^***	−0.010^***	−0.018^***
	(−7.10)	(−3.35)	(−3.67)	(−5.46)
Lev	−0.110^*	0.172^***	0.090^*	0.061
	(−1.66)	(3.70)	(1.65)	(1.17)
CPR	0.024^**	−0.015^**	−0.001	−0.007
	(2.39)	(−2.38)	(−0.06)	(−1.18)
ROA	−0.653^***	−0.652^***	−0.746^***	−0.597^***
	(−6.85)	(−7.64)	(−7.87)	(−6.98)
Growth	−0.025^*	0.008	−0.014	0.006
	(−1.65)	(0.72)	(−1.10)	(0.44)
Cash	0.143^**	0.325^***	0.274^***	0.139^**
	(1.98)	(5.19)	(4.16)	(2.08)
Loss	0.048^***	0.044^***	0.038^**	0.065^***
	(2.69)	(2.82)	(2.34)	(3.83)
Lop	0.080^***	0.123^***	0.069^**	0.129^***
	(2.73)	(5.32)	(2.44)	(5.35)
Constant	5.427^***	6.337^***	5.566^***	6.566^***
	(48.08)	(64.48)	(54.80)	(63.10)
N	7,624	11,950	11,213	8,361
R-squared	0.738	0.600	0.710	0.550

6. 研究结论及启示

本文以2017~2022年A股上市公司为样本，探讨备案制改革对上市公司审计费用的影响。研究发现，备案制改革增加了审计成本和提高审计师风险补偿，进而显著提高了审计费用。考虑内生性问题并进行稳健性检验后，结论依然成立。进一步分析显示，法治化水平低的地区审计费用上升更明显；“十大”事务所审计费用受备案制改革影响较小，“非十大”事务所受影响程度更大较大。结论表明，备案制改革促进了审计市场竞争，但高审计费用可能损害审计师独立性。研究验证了备案制改革的制度效应，并提出以下政策建议：强化监督管理，提高法治化水平，增强监管效力，确保备案制度有效实施，推动市场健康发展。

为此，建议在宏观层面上，提升法治化水平，完善法律体系，强化职业道德监督，加强信息披露监管，重罚违规行为。在制度层面上，建立行业信用体系，定期审查事务所合规性和审计质量。在微观层面上，上市公司应慎重选择审计事务所，事务所需提升业务能力和职业道德，加强培训和管理，邀请第三方评估质量。总之，备案制改革为上市公司审计行业带来机遇和挑战，事务所需坚守职业伦理，提升审计质量，抓住改革机遇，促进高质量发展。

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