费用会计论文范文

费用会计论文篇1

采购成本法在商业会计中实质是初始进价法，其核算通式为：“商品采购成本=商品购买价款+商品采购费用=商品进价金额。”商业会计应区分商品采购入库前后和增值税一般纳税人与否，分别作出账务处理。对于增值税一般纳税人的商业会计，应按确定的商品采购成本总额借记“在途物资”科目（商品入库前）或者“库存商品”科目（商品入库后），按合理计算的增值税进项税额借记“应交税费———应交增值税———进项税额”科目，同时根据结算方式的不同贷记有关账户。对于增值税小规模纳税人的商业会计，应按确定的商品采购成本总额借记“在途物资”科目（商品入库前）或者“库存商品”科目（商品入库后），同时根据结算方式的不同贷记有关账户。

二、集合分配法

按照存货应用指南之第二层本意，亦即商品流通企业在采购商品过程中发生的运输费、装卸费、保险费以及其他可归属于存货采购成本的费用等进货费用，也可以先进行归集，期末根据所购商品的存销情况进行分摊。对于已售商品的进货费用，计入当期损益；对于未售商品的进货费用，计入期末存货成本。由此指明，集合分配法也就是通过增设商品进货费用专门科目而将商品进货费用在已售商品和未售商品之间进行分摊调整的核算方法。商业会计中采用集合分配法是存货准则的特有主张，也是区别于其他行业会计的特色方法。其优点是简化商品采购成本核算，单独考核商品采购费用，便于分析商品进价和商品采购费用影响，及时完善商品采购管理，商品存销负担合理。其缺点是月末分配调整量较大，各月商品采购费用会人为调节，额外增加了“进货费用”科目。同时，会造成商品购进成本反映不及时、不准确和账实不符现象。集合分配法一般适用于商品采购费用数额较大，商品品种规格较多和商品采购业务批量大的批发商业企业，也可应用于难以及时掌握商品采购成本指标，专项控制商品采购费用发生情况和商品购进频繁的零售商业企业。具体而言，集合分配法是指商业企业平时通过专门增设的“进货费用”科目汇集发生的各项商品采购费用，待期末时再计算当期商品的存销分摊比例，然后分别将已售商品应负担的进货费用转入“主营业务成本”账户而未售商品应负担的进货费用合并转入“在途物资”科目（商品入库前）或“库存商品”科目（商品入库后）核算的附加调整法。集合分配法在商业会计中实质是后续成本法、附加进价法，核算通式为“:已售商品成本=已售商品进价+已售商品应分配进货费用”，“未售商品成本=未售商品进价+未售商品应分配进货费用”，其中，“未售商品应分配进货费用=在途商品应分配进货费用+库存商品应分配进货费用”同时，还需单独设置“进货费用”科目，其按经济内容应分属于资产类科目，用以专门核算商业企业发生的各项商品采购费用归集、转销和结余情况。该科目借方登记平时发生的各项商品采购费用，贷方登记月末已售商品应分配转销的商品采购费用，期末借方余额表示未售商品应分配负担的商品采购费用结存额。商业会计应区分商品采购入库前后和增值税一般纳税人与否，分别作出如下商业进货费用账务处理：对于增值税一般纳税人的商业会计，平时先应对发生的各项商品采购费用借记“进货费用”科目，按确定的不含税商品购买价款借记“在途物资”科目（商品入库前）或者“库存商品”科目（商品入库后），按合理确定的增值税进项税额借记“应交税费———应交增值税———进项税额”科目，同时根据结算方式的不同贷记有关账户。对于增值税小规模纳税人的商业会计，平时应对发生的各项商品采购费用借记“进货费用”科目，按确定的含税商品购买价款借记“在途物资”科目（商品入库前）或者“库存商品”科目（商品入库后），同时根据结算方式的不同贷记有关账户。月末后，再按当月商品存销比例计算出未售商品和已售商品各应分配的商业进货费用额。具体步骤为：（1）确定当月商业进货费用分配标准。当月商业进货费用分配标准是当月已售商品进价和和当月未售商品进价，而当月未售商品进价由月末在途商品进价和月末库存商品进价构成。（2）确定当月商业进货费用应分配总额。当月商品进货费用应分配总额要根据“进货费用”科目确定，也就是当月“进货费用”科目分配前的月末借方余额。（3）计算当期商业进货费用分配率。当月商业进货费用分配率按其适用范围、准确程度和计算要求分为三种形式，即综合分配率法、类别分配率法和个别分配率法。一般计算公式为：当月商业进货费用分配率=（月初进货费用结存额+本月进货费用增加额）÷(月初商品购进额+本月商品购进增加额)×100%。其中，综合分配率法要按全部商品混合计算而成，具有唯一性、混合性和平均性，但准确性最差。类别分配率法要将全部商品分类后计算而来，具有多类性、分离性和分层性，但准确性适中。个别分配率法也称为单项分配率法，要区别商品品种规格逐项具体计算而成，因而具有繁多性、单一性和具体性，但准确性最好。（4）计算当月未售商品应分配进货费用，同时综合作出当月未售商品成本的财务报告。当月未售商品应分配进货费用=当月未售商品进价×当月商业进货费用分配率，当月未售商品成本=月末“在途商品”科目余额+月末“库存商品”科目余额+月末“进货费用”科目余额。（5）确定当月已售商品应分配商品进货费用额，并作出转销本月已售商品进货费用的会计分录。当月已售商品应分配进货费用=当月已售商品进价×当月商业进货费用分配率=当月商品进货费用总额-当月未售商品应分配进货费用。会计处理为，借记“主营业务成本”，贷记“进货费用”。

三、即期损益法

按照存货应用指南之第三层本意，亦即商品流通企业采购商品的进货费用金额较小的，可以在发生时直接计入当期损益。由此可见，即期损益法也就是将商品进货费用直接作为限定性商品流通费用而全额并入“销售费用”科目的核算方法。商业会计中采用即期损益法是存货准则的特别主张，也是不同于其他行业会计的特殊方法。其优点是核算最为简便，符合商业运行规律，统一商品购销核算口径，利用现有科目设置，满足商品购销管理，及时确定商品进价指标。其缺点是商品采购费用全部由已售商品负担，不太合理，人为限定为销售费用核算。同时，会造成商品采购成本总体较低而不利决策需要。即期损益法一般适用于商品采购费用数额较小、商品品种规格多样和商品购销业务频繁的零售商业企业，也可应用于简化商品采购费用核算和放宽商品采购成本管理的批发商业企业。具体来说，即期损益法是指商业企业直接将商品进货费用全部指定通过“销售费用”科目而与商品购买价款相互分离核算的单纯独立法。即期损益法在商业会计中实质是分离进价法，其核算通式为：商品采购成本=商品购买价款=商品进价金额。据上述通式，商业会计应区分商品采购入库前后和增值税一般纳税人与否，分别作出如下商业进货费用的账务处理：对于增值税一般纳税人的商业会计，平时先应对发生的各项商品采购费用借记“销售费用”科目，按确定的不含税商品购买价款借记“在途物资”科目（商品入库前）或者“库存商品”科目（商品入库后），按合理确定的增值税进项税额借记“应交税费———应交增值税———进项税额”科目，同时根据结算方式的不同贷记有关账户。对于增值税小规模纳税人的商业会计，平时先应对发生的各项商品采购费用借记“销售费用”科目，按确定的含税商品购买价款借记“在途物资”科目（商品入库前）或者“库存商品”科目（商品入库后），同时根据结算方式的不同贷记有关账户。

费用会计论文篇2

关键词：审计收费；非审计服务；董事会特征；四大事务所

中图分类号：F239.4　文献标识码：A　文章编号：1003-7217(2009)01-0061-04

一、引言

当前，我国审计市场处于买方市场阶段，事务所通过市场竞争机制向企业提供审计服务，审计产品定价是供需双方博弈后的结果。审计定价的研究可以协助分析会计师事务所的成本结构，预测未来的审计费用，衡量审计效率，以及考察会计师事务所的独立性问题，并为监管部门提供依据。为此，本文将寻找我国审计定价行为的特征，推导审计定价预测模型。后安然时代，随着美国萨班斯法案的颁布，国际事务所以客户公司治理状况作为识别重大错报风险的依据，风险导向审计得到加强，同时，由于近年来审计界发生多起审计失败案件均与会计师事务所同时提供非审计服务有关，如安达信审计安然公司半数以上收入来自咨询，环球电信的咨询收入高达审计收费6倍，为了排除人们对其收取客户大额非审计费用影响独立性的质疑及降低审计风险，国际四大事务所纷纷剥离提供非审计服务的咨询部门。那么，随着全球公众对审计收费的高度关注，我国上市公司在规范公司内部治理的同时，是否更为重视规范与外部治理者――独立审计的审计收费呢?四大事务所在发生了一系列审计失误之后，在我国是否仍可获得声誉溢价?非审计服务是否影响我国审计定价?这些是本文的研究重点。在证监会监管之下，近几年我国上市公司的治理情况得到改善，随着2001年12月上市公司开始披露会计师事务所的报酬至今.披露政策日益透明化，因此，本文将基于2006年深沪两市的经验数据，从审计产品的供需两方建立审计定价理论研究模型，同时考察非审计服务、董事会特征、事务所品牌对我国审计定价行为特征的影响。

二、文献回顾

国外许多学者较早地对各国审计定价进行了实证研究。Simunic最早考察企业的经营风险对审计费用的影响。绝大部分研究都认为客户规模是决定审计费用的首要因素，此外，审计的复杂性和客户的风险性亦是重要的影响因素(Francis，1984TM；Firth，1985；Simon，1986；Chung和Lindsay，1988；Anderson和Zeghal，1994等)，且不同行业审计费用的影响因素不同(Low，1990)。本文重点梳理审计定价与公司治理、非审计服务和事务所品牌的相关实证文献。

(一)审计定价与非审计服务

非审计服务主要包括税务咨询、系统咨询、管理建议、内部经营咨询、人力资源管理、财务和投资咨询、会计信息系统战略管理策划、财务诊断、内部控制设计、设计会计制度、企业重组、协助企业进行股份制改造和安排上市、资产评估等。Simunic(1984)提出，事务所向审计客户提供非审计服务可降低审计的边际成本，由此降低审计收费，或者理解为事务所将降低的审计成本间接地回馈给客户，从而收取较低的审计费用。然而，Simunic(1984)、AbdekhaIik(1990)、Barkess和sirnnett(1992)，以及郭葆春(2008)的实证检验结果未能支持这一观点。Palrnrose(1986)及Firth(1997)对北美审计收费的实证研究证实了二者的正相关关系，即事务所提供非审计服务将导致较高的审计费用。另外，部分文献实证探讨非审计服务对审计独立性的影响，如Sinning(1982)，Jenkins，Gregory(2001)等，国内刘星等(2006)和陈丽蓉(2006，2007)未发现我国非审计服务与审计独立性、盈余管理的相关关系。

(二)审计定价与公司治理

目前学术界对公司治理是否与审计定价相关存在三种观点：无关论、正相关论和负相关论。O’Sul-livan(1999)没有发现董事会特征对审计定价的影响，原因是董事会监督职能的加强所降低的审计费用被增加的审计工作所抵消。Tsui等(2001)的实证结论是审计费用与董事会特征负相关关系。他认为良好的公司治理将降低控制风险，从而减少审计费用。而Carcello等则认为，董事会主导的治理结构将会注重购买外部审计以加强外部治理，从而增加审计费用，其实证结果支持审计费用与董事会特征正相关关系。Abbott等(2003)实证验证审计委员会的独立性和专业技能与审计费用显著正相关。国内的研究结论也存在分歧。刘峰、郭文博(2004)的实证研究发现，上市公司年度审计费用与独立董事人数正相关。李补喜、王平心(2005)的研究表明：独立董事相对规模大的董事会支持高质量的审计服务，而绝对规模大的董事会更可能改善公司内部控制环境。刘明辉、胡波(2006)则认为独立董事制度、高管层持股与审计费用负相关，董事长与总经理两职设置情况与审计费用正相关。胡莲(2007)实证检验未发现董事会领导权的设置对审计定价产生影响。

(三)审计定价与事务所品牌

Firth(1993)认为大型会计师事务所对小型客户审计可以获得审计费用溢酬(premium)。伍利娜(2003)实证验证审计费用与“四大”审计正相关。周福源、刘峰(2006)发现第一大股东持股比例小于50％时，持股比例越高(越低)，品牌事务所能获取的品牌溢价越小，超过50％，将无法获取品牌溢价。

此外，部分文献同时还考虑另外一些审计定价的影响因素，如更换会计师事务所、完成审计工作的时间、特殊审计报告的提供、客户输入数据所减少的审计费用，以及企业营运的行业数量等。

纵观国内外文献，直接考察非审计服务、董事会特征、事务所品牌与审计定价的文献较少，为此，以下将构建一个审计产品定价的研究模型。

三、研究假设

在审计市场中，审计产品的价格受市场供需状况的影响。审计产品的供给方是独立审计人员，需求方是被审计单位的相关委托者。为此，从审计产品需求方和供应方两个方面构建一个分析审计定价的理论框架，详见图1。

本文提出以下三个基本假设：

假设1：审计定价与非审计服务负相关。假设审计师为客户提供一揽子审计和非审计服务时，非审计服务在一定程度上可减少审计服务的工作量，降低审计成本，从而导致审计费用的降低。

假设2：审计定价与客户的董事会特征正相关。与Carcello等(2002)的观点相一致。本文认为，“高质量”的董事会，即独立、勤勉和专业的董事会将加强外部审计的监督功能以保证公司财务报告的公允

性，为此更愿意扩大审计的范围，或寻找品牌事务所审计，从而增加审计费用。

假设3：审计定价与事务所品牌正相关。知名品牌事务所，即国际四大事务所在我国境内合资成立的事务所由于具有较好的声誉而可以获得品牌溢价，为此，本文假设其审计收费较高。

四、研究设计

1　样本选择与数据采集。选取2006年度沪深两市A股上市公司，剔除金融企业与无法获取完整信息以及按照收付实现制报告审计费用的上市公司，总样本数为914家，其中深圳412家、上海502家。数据来源于巨潮资讯网，以及CSMAR2005年和2006年财务数据库和公司治理数据库。

2　研究模型设计。本文所估计的线性模型的表达式为：

模型中的变量界定如下：LnAF=Ln(年度财务审计费用)，年度审计费用不包括中期以及专项审计费用；LnNF=Ln(非审计费用)；BOARD=董事会开会次数；NUMBER=上市公司专门委员会的个数；RID=董事会中独立董事所占的比例；AUDIT=1，上市公司成立审计委员会为O，表示未成立审计委员会；BIG4=1，上市公司由国际四大事务所在国内的合营所审计为0，表示不由四大事务所在国内的合营所审计；LOSS=1，上市公司2005年度发生亏损为0，表示2005年度未发生亏损；CACL=流动资产与流动负债之比；SWITCH=1，上市公司2006年度发生审计师事务所变更为0，表示未发生事务所变更；LnTA=Ln(年度资产总额)；SQSUB=子公司的数目的开平方根；QUAL=1，为非标准审计意见，包括带强调事项说明段的无保留意见、拒绝表示意见、保留意见和否定意见为0，为标准审计意见；e=随机扰动项。

五、统计结果与结论

本文的数据加工处理主要通过SPSS13.0统计软件完成，统计结果见表1和表2。

从表1可以看出，年度财务审计费用最小值为10万元／年，最大值为每年1070万元，均值为60.73万元／年；非审计费用每年在0～2 414万元之间，均值为30万元；董事会的开会次数最少为3次，最多为33次，平均每年8次；董事会规模为5～18人，平均9人；独立董事占董事会的比例在13％--56％之间，平均35％；流动比率最小值为8％，最大值为100％，均值是86.5％；资产总额在2.73×107―5.21×1011元范围内，平均为3.85×109元；子公司数目为0N68个，平均达7个。 从表2可见，模型的调整R2为0.511，F值为74.288，整个模型通过显著性测试，且模型不存在序列相关性和多重共线性，据此本文得到以下结论：

1　我国事务所同时向客户提供非审计与审计服务不影响审计收费。与Abdekhalik(1990)及Barkess和Simnett(1992)的结论一致，本文未能找到审计定价与非审计服务之间的相关关系的经验证据。我国事务所的主营业务是审计服务，事务所同时向客户提供一揽子审计和非审计服务的情况较少发生，因此，二者的相关关系不明显。

2　经验检验表明，董事会规模、董事会开会次数与独立董事在董事会所占比例与审计费用正相关。这说明“高质量”的董事会重视外部审计机构对公司治理的促进作用并愿意支付更多的费用以加强外部监管力度。与胡莲(2007)实证结果一致，本文未发现董事会领导权力对审计定价的影响。此外，由于我国设立审计委员会的上市公司数目不多，审计委员会的功能尚待进一步发挥，因此，实证模型也未能证实审计委员会对审计定价的影响。

3　事务所品牌与审计费用显著正相关。由于我国独立审计行业发展时间不长，尽管国内许多规模较大的会计师事务所积极地进行品牌投资，但国际四大事务所在中国买方审计市场中，仍占有一定的优势，能够获得品牌溢价，验证了firth(1993)的观点。

4　审计风险与审计费用正相关。通过用流动比率和上期是否发生亏损两个变量考察审计风险对审计费用的相关关系，结果发现，流动比率越大，审计费用也越高。同时，若公司上期发生亏损，则审计风险的加大将使事务所要求获得相应的风险补偿，为此，审计费用也较高。

5　企业规模和复杂程度与审计费用显著正相关。这一结论与大部分文献的实证结果一致，企业的资产规模和子公司数目是影响审计费用的重要因素之一，与审计费用显著正相关。

本文未发现Simon和Francis(1988)以及Gre―gory和Collier(1996)提及的审计师发生变更将产生系统性审计收费降低的现象，也未找到审计意见类型与审计费用的相关关系。

六、结论与研究局限性

费用会计论文篇3

审计收费作为目前我国会计师事务所（以下简称事务所）的主要收入来源，业已成为识别事务所规模的外部符号，以及财务实力的突出表征。审计收费的高低不仅是补偿事务所审计成本和预期损失的基础，还将对整个注册会计师行业的竞争秩序产生重要影响。本文尝试分析影响审计收费高低的主要因素及其影响程度，为事务所和监管部门制定相应对策提供理论依据。

一、文献述评

在国外，Simunic（1980）通过由审计成本、事务所合理利润和预期损失三方面共同决定的审计收费模型，较早对影响审计收费的因素进行了定量分析，发现被审计对象的规模和业务复杂程度是影响审计收费的首要因素，而盈利水平、事务所规模和审计任期等与审计收费的相关性不显著。

而Francis在1984年的发现表明：事务所规模是影响审计收费的重要因素之一，之后的Palmrose（1986）、Craswell（1995）和Johnson（1995）的研究也支持了这一结论。但Firth（1985）通过对新西兰上市公司审计费用的考查发现：资产规模、应收账款占总资产的比重以及审计风险为审计收费的影响变量，事务所规模对审计收费的影响不显著。

Taylor和Baker（1981）通过对英国上市公司的考查得出了上市公司资产规模和复杂程度对审计收费解释度为0.79的结论。Anderson（1994）对加拿大会计服务市场考查的结论与此大致相同。

除上述因素外，Palmrose（1989）分析了事务所与客户之间合约类型对审计费用的影响，得出了固定费用合同的审计收费一般较低。Pratt和Stice（1994）的研究则表明：财务状况恶化导致的诉讼风险的加大需要更多的审计证据来支撑其审计意见，由此会带来审计费用的增加。

可见，国外学者在资产规模和审计对象的业务复杂程度是影响审计收费的首要因素方面取得了一致意见，但会计师事务所规模等对审计收费的可能影响则还存在较为明显的争论。

国内学界对审计收费问题的研究肇始于20世纪90年代事务所脱钩改制所引起的审计市场竞争的不断加剧。由于信息披露的滞后，当时的研究多限于规范研究，如对事务所之间价格战的批判以及如何确立收费标准等，实证研究较为少见。2001年证监会出台要求上市公司披露审计费用的强制性规定后，实证研究才成为可能。刘斌等（2003）借用Simunic的审计费用决定模型，利用2001年我国上市公司年报披露出来的相关数据，分析了被审计对象资产、存货占资产比重、公司所在地区以及事务所规模等因素对审计收费的影响，结果发现上市公司的资产规模、存货占资产比重和公司所在经济区域是影响审计收费的主要因素，而事务所规模和审计任期等对审计费用的解释度较低。张铁铸（2003）的研究认为上市公司规模和事务所规模是影响审计收费的重要因素。张艳、李书锋（2004）在借鉴刘斌分析模型的基础上加入了审计意见类型对审计收费的影响，得出了与刘斌等大致相同的结论，但审计意见类型对审计收费的影响不甚明显。王善平、李斌（2004）的分析也基本支持了刘斌、张艳等人的结论。李寿喜（2004）分析了各上市公司单位资产审计费用情况，得出审计收费占被审单位资产规模的比例多在0.01%-0.05%之间并且该比例随着公司规模扩大不断递减的结论。

二、理论假设

国内诸研究在Simunic审计收费三分法框架内进行，但从审计对象角度考虑较多，从而导致其分析有失全面。以审计成本为例，多从审计工作量角度入手，而忽视事务所人力资本对审计成本的可能影响，本文的分析将加入这一重要影响因素。此外，在Simunic审计成本、事务所期望利润和预期损失决定审计收费的模型中，由于我国会计师事务所期望利润无从观察，本文的分析主要从审计成本和预期损失两方面展开。

审计成本与审计工作量和事务所人力资本成本之间存在着较为明显的增函数关系。审计对象的规模和业务复杂程度决定了审计工作量，而在从事审计工作人员的职级基本相同的情况下，事务所从业人员的薪资水平就决定了事务所的人力资本成本。

注册会计师民事责任的不断加大，使得审计失败案发生时，遭受损失的利益相关者往往要求注册会计师赔偿损失，赔偿额的大小与事务所的规模及组织形式的关系密不可分；另一方面，审计失败造成的对事务所声誉的损害，会使大量客户解除与事务所的业务约定，事务所未来发展新客户也会受到明显的制约，这种潜在的间接损失会随着会计师事务所规模的大小呈现出明显的区别。

上述诸因素对审计收费的影响，可以用图1表示：

（一）审计成本对审计收费影响的理论假设

审计对象规模越大，内部控制制度就越复杂，注册会计师执行控制测试以及实质性测试的范围就越大，由此导致了审计收费的相应提高。审计对象所在行业不同，对审计工作量也有较大的影响，一般来说，资本密集型行业的企业资产以机器设备等固定资产为主，并且单位资产价值较大，审计过程中进行实质性测试时花费的时间较少，由此导致审计收费的降低。而劳动密集型行业恰恰相反，资产多以存货、应收账款等流动资产形式存在，实施存货监盘或应收账款函证所需要的时间较多，从而使审计收费提高。此外，在盈利水平成为一切考核指标的我国资本市场上，较高的盈利水平意味着管理层进行盈余管理的动机较小，从而减少注册会计师的工作量，使审计收费降低；相反，较低的盈利水平增大了管理层的压力，相应导致审计费用的提高。于是，本文的第一个假设推出：被审计对象资产规模与审计收费正相关，被审单位盈利水平与审计收费负相关；资本密集型行业收费较低，劳动密集型行业较高。

审计成本除了受到审计工作量的影响外，事务所从业人员的薪资水平也在很大程度上影响审计成本。作为提供专业服务的中介组织，事务所运营成本的主要部分就是负担的人力资本成本，而人力资本成本又主要表现为员工的薪资水平。在工作量相同的情况下，员工薪资水平越高，审计成本越大，审计成本的加大势必引起审计收费的增加。基于上述分析，本文得出第二个假设：事务所员工薪资水平与审计收费呈正相关关系。

（二）事务所预期损失对审计收费影响的理论假设

在审计失败概率和面临诉讼风险大致相同的情况下，事务所遭受损失的大小取决于事务所的组织形式和规模。目前，我国事务所大多采用两种形式：合伙制和有限公司制，相对公司制而言，合伙人承担的无限责任决定了其要求较高的风险溢价，因此在同被审计对象商定有关审计收费条款时，要价较高。

同时，2003年1月9日最高人民法院颁布的《关于审理证券市场因虚假陈述引发的民事赔偿案件的若干规定》将举证责任由投资者转向了注册会计师，迫使注册会计师不得不特别考虑审计失败可能带来的损失，正如“深口袋”理论所阐明的那样，规模大的事务所更容易面临法律诉讼，并且在诉讼失败时，相对较高的偿付能力决定了其对使用失真会计信息的利益相关者赔偿更多；另一方面，一旦出现审计失败，大事务所在职业声誉、客户流失方面遭受的损失都要大于中小事务所。巨大的潜在损失为事务所提供高质量的审计服务提供了正向激励，这种高质量的审计服务需要通过较高的收费得以体现（Golbert,1999）。有鉴于此，本文的第三个假设为：审计收费与会计师事务所的组织形式和规模存在较为明显的关系，合伙制、大规模事务所收费高于公司制、小规模事务所。

三、模型建立及检验

截止2004年底，在沪、深两地上市的A股（含同时发行B股）公司共1353家，但由于我国上市公司年度报告中关于审计收费的披露很不规范，有的上市公司按照收付实现制原则披露，有的将年度内支付给事务所的所有费用不加区分地“一篮子”披露，剔除这些样本和一些奇异值后，有效样本为883个。笔者将上述883家上市公司作为分析对象，以被审计上市公司的资产规模、行业类别、盈利状况、事务所员工的薪资水平、事务所的规模和组织形式作为解释变量，以被审计单位支付的审计费用作为被解释变量，分析上述诸因素对审计收费的实际影响。各变量的具体含义见表1。

首先，利用SPSS统计软件，对上述因素对审计收费的影响进行多元线性回归分析，回归模型如下：

Lnfee=β0+β1Lnsize+β2Indus+β3ROE+β4Lnsal

β5Form+β6 Lnrev +μ

其中：

β0为 常数项，β1－β6为相关解释变量系数，根据上文假设，β1、β2、β4、β5、β6应为正值，β3应为负值；μ为随机误差项，回归结果如表2。

回归结果显示：β1、β2、β4、β5、β6都为正值，而β3为负值，尽管某些系数取值较小，对审计收费的影响不够明显，但已基本支持了上述假设，也与刘斌、张艳的结论相同。由于Lnsize、Lnsal和Lnrev本身较大，并且T检验值也较大，可见其对审计收费的影响相对于其他变量而言更为重要，有必要对之展开进一步分析。

（一）被审计单位的资产规模对审计收费的影响

剔除一些总资产规模过大或过小的上市公司对审计收费的特殊影响后，将资产规模的自然对数作为X轴变量，将审计收费的自然对数作为Y轴变量，根据其对应关系绘制成散点图。从图中散点较为均匀地分布在一条向右上方倾斜的直线可以看出，审计收费与公司资产规模之间存在较为明显的线性关系。见图2。

（二）事务所薪资水平对审计收费的影响

有人（卢遵华，2001）按照经济发展程度将我国分为五大经济区域，笔者按照这种分法对处于不同区域事务所收费情况进行统计，结果发现不同区域每万元资产收费差异较大。在事务所较为集中的京、沪、津、粤、浙、苏地区，由于事务所人力资本成本较高，单位资产的收费没有因为审计市场竞争的加剧而有所降低，反而高于全国其他地区，可见经济发展水平不同所导致的人力资本成本的差异是影响事务所审计收费的重要因素之一。不同经济区域事务所每万元资产收费与事务所从业人员薪资水平关系见表3。

注：括号内数据为该地区具有证券期货业务资格的事务所数量

数据来源：事务所人均收入来自中国会计师视野（省略）《2004：会计事务所薪资调查分析报告（草案）》；每万元资产审计收费来自作者对上市公司2004年度报告相关数据的整理。

（三）事务所规模对审计收费的影响

由于上文分析的原因，不同规模事务所审计收费存在重大差别，仍以单位资产审计收费额指标为例，国际“四大”事务所收费明显高于本土事务，而即使在本土事务所内部，大事务所单位资产收费也明显高于规模较小的事务所，尽管这种差距不如国际“四大”与本土事务所之间的差距明显，见表4。

数据来源：作者根据上市公司年度报告披露出来的审计费用数据和中国注册会计师协会公布的2005年度会计师事务所全国百家信息整理而成。

（四）资产规模、事务所规模、薪资水平与审计收费相关性分析

为了进一步判断上述三因素对审计收费的影响程度，本文对资产规模、事务所薪资水平与审计收费的关系进行了皮而逊（Pearson）相关性分析，并对分析结果进行双尾检验，分析结果见表5。

数据来源：作者统计分析

** 表示相关性在 0.01 水平上显著

由表4可知，审计收费与资产规模和事务所规模，事务所薪金水平的相关系数不仅为正值，而且都在0.01的置信水平上通过了检验，进一步验证了本文的相关假设。

四、结论与建议

在上述影响审计收费的六个因素中，公司规模、盈利情况及所在行业是事务所不可控因素，因此完善与改进审计收费只能从事务所薪资水平、规模和组织形式着手：

（一）通过国内事务所和国际“四大”审计收费的比较可以看出，我国审计市场存在明显的“二元结构”特征，一方面“四大”会计师事务所垄断了会计服务市场的大部分高端优质客户，收费水平居高不下；另一方面，国内数千家会计师事务所面对中小客户采取“低价进入策略”展开激烈竞争，收费水平普遍偏低。这种状况亟待改善，国内事务所可以遵循国际事务所“”――“六大”――“五大”――“四大”之路，通过外延式合并的方式迅速壮大自身规模，增强核心竞争力，这不仅可以提高审计质量、增加审计收费的需要，也是适应即将全面实施的风险导向审计准则的需要。

鉴于合伙制事务所较高的审计收费有利于其防范审计风险，降低审计失败的概率，因此推进事务所组织形式的合伙制变革成为题中应有之义。

（二）不同地区经济发展水平的参差不齐导致的事务所员工薪资水平差异是影响审计收费的重要因素之一，因此各地行业协会应对辖区内事务所员工的薪资及审计收费情况进行定期统计、归类，在此基础上制定适当的收费指针，并以此为标杆对事务所的收费行为进行监管，遏制事务所低价招揽客户的不正当竞争行为。

（三）诚如前述，在不考虑其他因素的情况下，处于同一经济区域事务所对同一行业同一规模上市公司的审计收费不应当相差悬殊，如果某项业务审计收费超过或者低于相应水平的30%，可能存在注册会计师的独立性受到损害的情形。

（四）在收集相关数据的过程中，本文发现我国上市公司审计收费的披露有待规范。上市公司对审计收费的披露应当统一遵循权责发生制的原则，这不仅有利于事务所之间的审计收费进行同口径比较，更为重要的是使利益相关者能够结合审计收费水平与审计意见类型对注册会计师的独立性进行评判。在披露有关服务收费时，应当将上市公司支付的全部费用按照鉴证业务（包括审计、审阅等）、非鉴证业务（包括管理咨询、财务顾问等）区分开来，以评估注册会计师是否过度依赖特定客户，或通过非鉴证业务收费补偿鉴证业务收费，从而损害注册会计师的独立性。

费用会计论文篇4

【关键词】 股权结构； 董事会治理； 审计费用

一、引言

董事会的治理效应是否对不同的企业都一样重要，特别是在企业的股权集中度不同时是否有差异？近期有很多研究试图回答这一问题，虽得出了一些基本结论，但尚未达成一致。如一些基于战略管理和制度经济学的研究提出公司治理结构的有效性取决于组织和环境的相互作用及其特点。Aguilera et al.（2008）认为公司治理是一系列机制的相互结合，这种结合具有战略和制度上的整合效果。也就是说，各要素的不同组合可形成不同的公司治理结构。从这个意义出发，Sundaramurthy et al.（1997）认为有效的公司治理是由一系列治理机制组成，而不是单一机制。因此在研究设计时只考虑一种治理机制，可能会低估各种治理机制的相互补充机制甚至相互替代机制对企业业绩的影响。

由于所有权和经营权分离后，股东为确保其投出资本的保值增值必然对其人进行监督，他们可以使用许多治理机制来激励和约束管理层，如直接的股权治理和董事会治理，也可以在一定程度上依靠外部审计。本文关注的问题是，在股权集中度不同时，董事会依靠外部审计来完善监督机制的强度是否存在差异。Tuggle et al.（2010）提出董事会对企业的治理效果不仅取决于董事监督高管的激励，同时还取决于他们的监督能力。同样的逻辑也适用于股东对高管的监督，也就是说股东对高管的监督有效性取决于股权监督的激励（持股比例）和监督能力。笔者的研究发现不同的公司治理结构对外部审计的需求存在差异，并且这种差异会受到股权集中度的显著影响。

理论通常认为有效的董事会应主要由独立董事组成，CEO和董事长由不同人员担任。为实证检验董事会构成是否重要，一种研究思路是检验董事会构成与企业业绩的关系，此方面的研究结论尚未一致（Dalton et al.，1998；Finkelstein and Hambrick，1996）；另一种研究思路认为董事会构成直接作用于企业的重要决策，而间接作用于企业业绩，也就是说企业的业绩还会受到董事会以外的许多因素影响，因此与其检验董事会构成与企业业绩的关系，不如分析在股东与高管存在利益冲突情况下，董事会的相关决策细节问题。对外部审计的需求，进而审计费用的确定主要是由董事会决定，而股权结构会影响到相关的监督激励和监督能力，进而影响到对外部审计的需求。

基于理论和资源依赖理论，董事会监督高管在监督激励和监督能力上存在一定差异，笔者认为在治理机制发挥作用的过程中董事会治理和股权治理存在一定的替代性。当股权结构分散时，董事会的监督功能可能更重要。这是因为分散的股东既缺乏监督高管的动力和监督高管的能力，同时也很难协调分散股东的决策行为；相反，控股股东由于具有监督高管的激励和能力，他们对董事会的依赖性将会降低，而更多依靠直接的股权治理。

外部审计是提高投资者保护的重要机制。注册会计师证实所有股东得到平等对待，证实企业的财务报告符合会计准则的要求以及其他相关契约的要求。审计师视董事会为委托人，因为在相当程度上是董事会在确定审计费用和审计范围。

从理论方面来看，本文更加深入地研究了股权结构对公司治理机制的影响。事实上，现有关于公司治理实践研究结论不一致的原因可能是不同的组织与环境组合需要不同的治理结构。本文的研究建立在考虑公司治理结构同时结合企业的股权结构，将理论和资源依赖理论相结合来分析股权集中度不同时，董事会依赖外部审计对高管进行治理的差异。在研究董事会的监督激励和监督能力时，应该考虑股权结构，因为股权结构的不同意味着对不同治理方式的需求及有效性存在影响。研究我国特有制度背景下、股权结构相对集中的情况下，董事会独立性和审计费用间的关系又是如何，将具有一定的理论和实践意义。本文首先以A股上市公司为研究样本，研究欧美公司治理研究的结论在A股是否成立。其次，本文进一步研究了在不同股权结构下，治理结构对审计费用影响的差异。

二、理论分析及研究假设

公司治理结构是一个复杂的系统，它的有效性取决于它与企业组织及外在环境的匹配性，进而形成了不同的治理结构（Aguilera et al.，2008）。本文考察作为组织重要特征的股权结构是怎样影响到董事会对外部审计（董事会治理的一个重要工具）的态度。笔者以理论和资源依赖理论为基础，研究股权结构对董事会监督激励和监督能力的影响。董事会的监督激励建立于理论，而监督能力建立于资源依赖理论（Hillman and Dalziel，2003）。笔者认为在研究董事会的治理功能时不能忽略股权结构的影响，他们的不同组合将形成对外部审计的不同需求。

很多文献已研究了审计费用的本质和水平。他们大部分都基于（Simunic，1980）关于审计费用影响因素的探讨，另一类研究属于公司治理领域，研究公司治理和审计费用间的关系。在这些研究中忽视了一个问题，因为董事会在公司治理中扮演重要角色，通常也是由董事会安排外部审计工作，并在当前审计市场竞争激烈的情况下，更多地确定着审计费用的水平。笔者首先检验董事会的特征是否会影响到审计费用，其次研究股权集中度对这一关系的影响。

（一）董事会独立性对审计费用的影响

费用会计论文篇5

预算编制支出等情况的报告

县财政局：

根据你局财编〔 2004 〕 137 号文件精神要求，我们按照宣传部多年来经费支出的平均数，结合县委中心组学习、精神文明建设、对外宣传，宣传部长（县委常委）开展中心工作需要等多种因素，进行了经费预算，具体如下：

一、

基本情况 县委宣传部是县委主管意识形态方面工作的综合职能部门。其主要职责是部署全县宣传工作，引导社会舆论，规划全局性思想政治工作方略，指导全县精神文明建设等。内设 8 个职能科室（含正科级 2 个、副科级 1 个），现有在职人员 15 名。二 OO 五年主要工作任务是指导全县宣传及思想政治工作和精神文明创建工作，完成县委交办的其他各项工作任务。 二、

预算情况 县委宣传部属全额拨款行政机关单位，根据人员编制及工作任务，二 OO 五年度收支预算总体情况如下： 1 、财政预算总支出为 ： 920790 元 , 其中人员支出： 354790.00 元（在职人员支出 245 ， 090 元 , 离退休人员支出 76,300 元 , 对个人和家庭补助支出 33,400 元） , 日常公用支出 566,000 元 ( 定额公用支出 148 ， 000 元 , 专项公用支出 418,000) 2 、一般预算拨款 ： 303920.00 元。包括人员工资 ( 含津贴 )177,300 元 , 公用经费

元 , 交通费

元 . 3 、其它资金安排应为 122 ， 270 元，其中在职人员工资、津贴及补助 67 ， 790 元，离退休人员津贴及补助 12 ， 080 元。 对家庭和个人的补助 33 ， 400 元，日常公用支出 9 ， 000 元 4 、定额公用支出 ： 29 ， 000 元，公用经费综合定额 19 ， 000 元，交通费（小车费） 10 ， 000 元。 5 、专项公用支出： 482 ， 000 元 ①维持机关运转必须的费用 148 ， 000 元，日常必备的办公费用 16 ， 000 元，水电费 12 ， 000 元，邮电费 30 ， 000 元，差旅费 60 ， 000 元，办公电话费 15 ， 000 元，其它支出 15 ， 000 元。该项支出是按照按照连续三年开支的平均数进行测算并兼顾今后物价等多种因素，为机关正常运转所必需，其它支出主要是单位或单位领导参与县公共活动及其它开支。

②会议培训费： 35 ， 000.00 元，主要用于一年一度的全县宣传思想工作会议、党报党刊征订发行工作会议及宣传干部的业务培训费，是多年来经费开支经你局核算的平均数。 ③接待费： 35 ， 000.00 元，主要是接受上级检查、调研、考核工作的综合费用及省市艺术团体来我县的综合费用。 ④社会宣传（含扫黄打非）： 35 ， 000.00 元，主要是“扫黄打非”费用及“科技、文化、卫生”三下乡活动经费。按多年活动及检查次数的平均数进行测算 ⑤文明创建： 60 ， 000.00 元（见附件） ⑥中心组学习： 30 ， 000.00 元（见附件） ⑦理论学习： 39 ， 000.00 元（见附件） ⑧外宣经费： 45 ， 000.00 元（见附件） ⑨小车费用： 50 ， 000.00 元（见附件） 6 、部门办公用品采购预算 55 ， 000 元，主要是各科室添置电脑 35 ， 000 元，空调 20 ， 000 元。 附件：县委讲师组、文指办、外宣、理论教育及小车费开支情况 附件； 县委讲师组、文指办、外宣、理论教育及小车费用开支情况

一、 中心组业务工支 1、 邀请省、市专家授课（每年不少于 5 次） 5 ×2000元=10000元。 2、 购买规定购置的中央级教授讲课光盘每年不少于5000元。 3、 领导干部理论学习必备的刊物与理论书籍：①中心组成员必须订阅《求是》、《时事报告》、《了望》，所需经费4200元。②必备的理论书籍3800元。合计8000元。 4、 相关的指导用书及理论学习材料3000元。 5、 学习材料费：笔记本、笔、印刷打印费计2000元。 6、 省、市组织的理论培训费：1000元 7、 组织党课下基层活动经费：1000元 合计:30000.00元 二、 文指办业务开支

1、 省、市创建文明县城督查及综合执法。5次×3000元/次=15000元（文明县城督查），12次X 2000元／次24000元（综合执法） 2、 精神文明建设宣传及资料经费：10000元 3、 会议费：6000元 4、 文明单位管理及指导： 5000元 合计:60000.00元 三、 外宣支出

1、 材料打印费：10000.00元 2、 外宣通联费: 10000.00元 3、 外宣奖励经费:15000.00元，按多年来投稿数量及质量在县委文件规定数额的基础上酌减。 4、 外来新闻单位来我县采访车船交通费用:10000.00元 合计:45000.00元 四、理论教育 1、 每月一期《太湖宣传》的编印费：12期*500元/期=6000元 2、 理论调研及撰文必须的资料费；15000元 3、 到乡镇和县直各各单位进行党和国家重大理论政策的宣讲及社会主义信仰的教育每年不少于30次：30次*600元/次=18000元。 合计：39，000元 五、小车费用 1、 购买汽油， 20000 元 2、 过桥过路费， 10000 元 3、 车辆维修及保养， 19200 元 4、 保险及补助， 9800 元 合计：60000元

费用会计论文篇6

【关键词】 公司规模； 区域特征； 审计收费

一、引言

长久以来，会计师事务所收费问题一直是人们研究的重点，它不单影响我国公平、合理、有序的市场竞争环境的建立，还影响到注册会计师的独立性，进而影响到注册会计师提供的服务质量。2001年，证监会《公开发行证券的公司信息披露规范问答第6号——支付会计师事务所报酬及其披露》，规定了上市公司需在公布的年报中披露审计费用，这之后，我国学者才陆续开展对审计收费相关问题的实证研究。那么，在中国审计市场中，究竟哪些因素会对事务所的审计收费产生显著影响，成为一个值得研究的重要问题。本文以Simunic模型为基础，建立了一个检验我国上市公司审计收费影响因素的模型，分析影响我国审计收费的因素。

二、文献回顾

审计收费是注册会计师对被审计单位实施审计、发表审计意见取得的收入。审计收费的合理与否，直接关系到注册会计师的独立性和和其所提供的审计服务的质量。

Dan A. Simunic （1980） 在其《审计服务的收费：理论与证据》一文中，从经济学的角度开创性地提出了审计定价模型，他以1977年397家美国上市公司作为研究样本，以多元线性回归模型考察哪些因素影响审计收费，研究发现对审计定价影响重要的因素主要有上市公司的资产规模、子公司的个数、行业类型、资产负债率、前两年的盈亏状况、审计意见类型以及上市公司的内部审计成本；而资产收益率、审计任期和事务所规模对审计收费影响并不显著。

后来，许多学者在Simunic审计定价模型基础之上，加入了一些新的变量来研究各个时期不同国家的审计收费影响因素。J. R .Francis （1984）就用修正后的Simunic审计收费模型来考察澳大利亚的审计市场，研究发现与审计收费显著正相关的影响因素主要有上市公司资产规模、子公司个数以及会计师事务所规模。该结论与Simunic的不同之处主要在于，Simunic并没有发现事务所规模与审计收费显著正相关。此外，Francis还分别收集了澳大利亚各10%规模最大及最小的上市公司（剔除金融行业）的审计收费，研究发现：对于规模较小的上市公司而言，规模较大的事务所的审计收费明显高于小事务所，然而，对于规模较大的上市公司而言，大事务所的审计收费并没有显著高于其他事务所。

Michacl Firth（1985）对新西兰上市公司的审计收费进行了实证研究，最后发现公司资产规模、非系统风险、应收账款占总资产的比重、事务所所在地区是影响审计收费最为重要的因素；而与Francis结论相反的是：事务所规模与审计收费不存在显著正相关。

在国内，王振林（2002）是最早开始做有关审计收费影响因素实证研究的。王振林博士以调查问卷的方式，向中国证监会收集会计师事务所的审计收费，以1997—1999年会计师事务所的三年审计收费作为研究样本，分析了在我国审计市场下，究竟有哪些因素影响审计收费，研究结论得出，上市公司规模、上市公司的业务复杂性是影响我国审计收费的主要因素。但是由于王振林博士使用的样本数据并非来自上市公司公开披露的数据，所以该数据的准确性存在争议，权威性不够。

刘斌等（2003）利用Simunic模型以我国590家上市公司进行实证分析研究，结果发现公司的规模、公司业务复杂程度以及上市公司所在地是影响审计定价的主要因素，存货以及长期负债分别与总资产的比、盈亏情况、审计任期和事务所规模对审计收费影响并不显著。

伍利娜（2003）利用上市公司2002年年报中公开披露的审计收费，实证研究审计定价及其变动的影响因素，发现被审计单位规模、事务所规模及被审计单位的ROE是否处于“保牌”区间与审计定价显著相关。

张海安（2007）以2004年和2005年A股上市公司作为研究样本，最后发现对于固定资产比较多的上市公司，审计费用相对较少；而对于劳动力比较集中的企业，因存货、应收账款相对较多，所以涉及的审计程序相对较多，审计收费也随之增加。对于职工工资比较高的地区，如北京、上海等，其审计收费高于其他地区，即意味着较发达地区的审计收费并没有因为激烈的审计市场而降低。

徐平（2010）建议对我国审计市场收费体制进行完善，提高审计市场透明度，严禁低价揽客。

三、研究假设

国内外学者研究表明，规模较大的会计师事务所拥有的审计团队具有较强的专业胜任能力和独立性，能够提供高质量的服务，能够帮助投资者提供有用的财务信息，因此，规模大的事务所要求更高的审计费用。由此，本文提出假设一：会计师事务所的规模与审计费用正相关。

上市公司的资产规模越大，意味着其经济业务和组织结构的设置相对比较复杂，审计师面临的审计风险也比较大，为了将风险控制在可以接受的范围内，注册会计师需要实施更多的审计程序，这样注册会计师的审计工作量就会增加，审计收费也就越高。因此，本文提出假设二：被审计单位规模越大，审计收费越高。

我国各省份经济发展水平存在显著差异，虽然经济发达地区物价水平比较高，以物价水平为基础制定的审计收费，可能导致经济发达地区高于不发达地区，但是由于经济不发达地区缺乏健康、有序的审计市场，并且各种条件制约了审计环境的改善，造成审计困难，从而加大了审计成本。因此本文提出假设三：相对于经济发达地区而言，经济落后地区被审计公司的规模对审计收费的影响更强。

四、研究设计

（一）变量的设置与定义

本文选取上市公司年度公开披露的审计收费金额的自然对数作为被解释变量，并记为LNFEE。

1.解释变量

（1）被审计单位公司规模用总资产的自然对数进行替代，记为LNASSET。

（2）为了反映地域的极差效应，本文只选取审计单位是否处于经济最发达地区或者最不发达地区进行研究。按经济发展水平，本文选取上海、广东、浙江、北京、天津作为经济最发达地区，记作D1，若被审计单位注册地为这五个地区之一，则D1=1，否则D1为0；而将青海、贵州、甘肃、宁夏、陕西作为经济最不发达地区，记作D2，若被审计单位的注册地为这五个地区之一，则D2=1，否则D2为0。

（3）会计师事务所规模。本文将会计师事务所分为十大（记为BIG）和非十大。当会计师事务所为十大时，记为BIG=1，否则BIG=0。

2.控制变量

（1）审计的复杂程度。本文选用存货占资产总额的比重、应收账款占资产总额的比重作为衡量被审计单位审计复杂程度的替代变量，并定义：ERATIO=应收账款/资产总额；INRATIO=存货/资产总额。

（2）上市公司的财务风险。由于公司的财务状况越差，会计师事务所承担连带责任的风险也越大，就越有可能支付高额诉讼费用和巨额赔偿，并会使其商誉遭受严重损失，因此可能要求收取更高的审计费。本文选用流动比率、资产负债率和总资产收益率作为衡量被审单位财务风险的替代变量，并定义：QUICK=流动比率；DAR=资产负债率；ROA=总资产收益率。

（二）模型的建立

借鉴Simunic（1980）的研究模型，参考国内审计费用相关研究，本文拟建立以下两个多元线性回归模型：

LNFEE=β0+β1BIG+β2LNASSET+β3QUICK+β4DAR+

+β5ROA+β6ERATIO+β7INRATIO+ξ（1）

LNFEE=β0+β1BIG+β2LNASSET+β3QUICK+β4DAR+

+β5ROA+β6ERATIO+β7INRATIO+β8D1+β9D2+β10D1*

LNASSET+β11D2*LNASSET+ξ （2）

（三）样本选取与数据来源

本文随机选取2009年深市A股上市公司400家作为样本，再剔除金融行业、审计费用未能分开披露、各类特殊处理以及停牌退市的样本后，总共获得了有效观察值263个。本文使用SPSS13.0软件进行数据处理，数据主要来源于国泰安数据库和深交所公布的数据。

五、实证结果及分析

（一）描述性统计

表1显示，BIG的平均值是0.32，说明研究样本中仅有32%的上市公司是经“十大”事务所审计的，这充分说明我国上市公司由于昂贵的审计费用而偏好于选择非“十大”的事务所。D1、D2的平均值分别为0.33、0.06，说明样本中有33%的公司是地区1的，仅有6%的公司是地区2的，而中间地区（除了经济最发达地区以及经济最不发达地区）占总样本比例的61%。资产负债率（DAR）的标准差是19%，说明样本公司的资产负债率基本相近，波动不大，相对而言ERATIO、INRATIO的标准差比较大，意味着样本公司审计业务的复杂性存在很大的不同，从而耗费的审计资源也将有很大不同。

（二）回归分析及检验

表2显示，模型1调整后的R2为43.5%，这说明所建立的模型（1）有较好的拟合度。非“十大”对审计费用的影响比“十大”小0.296，意味着“十大”比“非十大”收取了更高的审计费用，这也就证明了假设一，会计师事务所规模越大，审计收费越高。LNASSET的系数为0.332，在5%的水平上与审计费用存在显著正相关，说明被审计单位资产规模与审计费用显著正相关，实证结果支持了假设二。

模型2调整后的R2为46.6%，该模型拟合程度也相当好。BIG、LNASSET、D2以及交叉项D2*LNASSET都在5%的水平上与审计费用显著相关，经济不发达地区的审计收费比其他地区（除经济发达地区外）审计收费低7.091，说明经济落后的审计费用低于其他地区。交叉项D2*LNASSET的系数为-0.314，该交叉项与审计费用显著正相关，说明同等条件下，其他区域的上市公司规模对审计费用的影响比经济落后地区的上市公司规模对审计费用的影响要小，即在经济落后区域，由于事务所数目较少，审计市场缺乏有效竞争，同时经济落后导致审计技术落后从而引起审计困难，这都在一定程度上推高了事务所的收费，所以在经济落后地区，审计规模对审计费用的变动影响更为灵敏，支持假设三。

六、研究结论

研究结论支持了被审计公司规模越大，所支付的审计费用越大的假设；会计师事务所规模越大，其审计收费也相对较高。同时也支持审计收费存在地域差异，经济落后地区被审计单位的规模对审计收费的影响更敏感这个假设。但本文的研究也存在一些不足之处，本文所选取的变量并不能穷尽所有决定审计收费的影响因素，另外在研究区域特征与审计收费关系时，只选取了经济最发达地区和经济最不发达地区这两个极差作为变量，如果穷尽所有的区域，有可能会影响分析结果，这都有待于以后的进一步研究。

【主要参考文献】

[1] Dan A. Simunic. The pricing of audit services：Theory and evidence[J].Journal of Accounting Research，1980（18）：161-190.

[2] J. R. Francis. The effect of audit firm size on audit Prices： A Study on the Australian Market[J].Joumal of Accounting and Economics，1984（8）：133-151.

[3] 伍利娜.审计定价影响因素研究——来自中国上市公司首次审计费用披露的证据[J].中国会计评论，2003（12）：39-44.

[4] 朱小平，余谦.我国审计收费影响因素之实证研究[J].中国会计评论，2004（12）：394-408.

费用会计论文篇7

关键词：农村居民；消费函数；线性回归模型；Eviews

一、研究背景

消费是拉动国家经济增长的三驾马车之一，世界金融危机过后，在我国外需下降的情况下，扩大居民消费就显得更加重要，而对于半数以上国民都是农村居民的中国来讲，能否扩大农村居民消费就直接关系着中国经济能否保持快速增长。决定消费的因素有很多，在经济学中就存在着众多的消费函数理论，每种消费函数中的自变量不相同。

贵州省是一个经济比较落后的内陆地区，其出口额本就较少，更能代表当下我国外需下降的情况，且其农村居民达到了2600多万人。因此，选择贵州省具有一定的代表性。

二、理论与实证分析

在西方经济学中存在着不同的消费函数理论，其中居于主流的主要有四种，分别是：绝对消费理论、相对消费理论、生命周期消费理论以及永久收入消费理论。每种理论的产生环境以及前提假设不同，因此其侧重的解释因素不同，表现在计量模型中就是解释变量不同。用计量经济模型来衡量各种消费理论的一个前提是理论中的解释因素要能得到量化，因此从该点考虑出发，永久收入消费理论就难以符合这个条件，因为迄今为止还没有找到有效的方法来区别该理论中的持久收入和瞬时收入、持久消费和瞬时消费。所以本文仅对另外三种理论进行实证分析。

（一）凯恩斯绝对消费假说

1、相关理论依据

根据凯恩斯的理论，在影响消费的众多因素中，家庭收入起着决定性的作用，消费支出与收入之间存在着稳定的函数关系。随着收入的增加，人们的消费也增加，但是消费的增加不及收入增加的多，即消费的边际倾向是小于1的。

2、绝对消费假说的检验

（1）模型的建立

根据绝对消费假说建立一元线性回归模型Ct=β0+β1Y+Ut，其中：可支配收入是决定消费的唯一重要的因素；我们用Ct来表示当期消费，Y表示当期可支配收入，β0表示可支配收入为0时的消费，即为维持生存的最低消费量，β1为边际消费倾向。

（2）数据的采集与初步分析

我们从统计年鉴中搜集到了1978-2008年的贵州省农村居民的可支配收入以及消费水平的数据。利用Eviews进行数据分析。首先对上述数据进行散点图分析，由Ct和Y的散点图可以看出：Ct和Y的线性关系比较明显，说明假设的线性方程比较恰当。

（3）模型参数的估计

我们用最小二乘法进行回归分析，得到结果：

Ct=36.44+0.78*Y

P=（0.003）；（0.00）

R2=0.996

以上是就回归的结果，其中：β0和β1均通过了检验，且方程的R2非常高。

（4）检验与修正

a、异方差检验。对上述方程进行White检验（本文选择的都是不含有交差项的检验），检验得到的相伴概率P值为0.01，小于显着性水平，认为该方程存在异方差。

对异方差进行修正，因为消费Ct的残差随着解释变量Y的增加而增加，因此以1/Y为权，做加权最小二乘估计，得到：Ct/Y=β0/Y+β1+Ut/Y。进行回归，得到估计方程

Ct=11.85+0.82*Y

用修正之后的残差做White检验，检验结果说明已经克服了异方差性，但是修正的代价是方程的拟合优度大幅度下降，从0.996下降至0.2，考虑到异方差并不会影响估计参数的无偏性，因此使用未经修正的估计方程。

b、自相关检验。从原方程的输出结果得知D-W统计量为0.764，可知，该方程存在正自相关。再对残差进行LM检验，发现该方程只存在一阶自相关，得到残差的回归估计方程：

Resid=3.664-0.005*Y+0.635Resid-1

接下来用广义最小二乘法对自相关问题进行修正。首先估计自相关系数：

ρ＝1-DW/2=1-0.764/2=0.618

对原变量做广义差分变换。令：

GDCt=Ct-0.618*Ct-1

CDYt＝Yt-0.618*Yt-1

对GDCt和GDYt，以1979-2008年为样本再次回归，得：

GDCt=18.73+0.76*GDYt

两个估计参数对应的P值分别为0.05和0.00，R2=0.986。经过修正之后的方程的拟合优度很高，且经检验可得误差项不存在自相关。返回运算得到：β0＝18.73/（1-ρ）＝49.03，则原模型的广义最小二乘估计结果是：

Ct=49.03+0.76*Y

（5）绝对消费假说的实证总结

从上可知，贵州农村居民消费行为比较符合凯恩斯的绝对消费假说，且贵州省农村人均消费性支出平均占可支配收入的76%，总体上来讲比较低，贵州农村居民消费具有较大的潜力。但是凯恩斯的绝对消费假说里有一个理论缺点，即建立在名义货币工资上的消费理论，不能反映：当名义工资不变，但是物价上涨时人们的消费变化。因此，在寻找影响消费的因素时，应剔除物价指数变化的影响，但这不属于本文的探讨范围。

（二）相对收入消费理论

1、相关理论依据

美国经济学家杜森贝利认为消费者的消费会受自己过去的消费习惯以及周围的消费水准的影响，从而消费是相对地决定的。依照人们的习惯，增加消费容易，减少消费困难，因为一向过着高水准生活的人，即使收入降低，多半也不会马上降低消费水准。消费固然会随着收入的增加而增加，但不易随着收入的减少而减少。

2、相对收入消费理论的检验

（1）模型的建立

根据相对收入消费理论，消费者的消费支出不仅受自己现期可支配收入的影响，而且也受过去时期的可支配收入的影响。在这种假设下，t期的消费可以表示成分布滞后的模型：

Ct=β0+β1·Yt+β2·Yt-1+Ut

其中：Yt为当期可支配收入，Yt-1为前期最高收入，Ut为随机误差项。

（2）数据的采集与初步分析

依然使用前面搜集的贵州农村居民的收入与消费数据。先对原始数据进行初步加工，找出对应每一年的前期的最高收入。然后分别描绘Ct与Yt-1以及Ct与Yt之间的散点图，从描绘的散点图可初步判断，Ct与Yt以及Yt-1之间的线性关系比较明显。

（3）模型参数的估计

对于上述假设方程，利用最小二乘法进行回归估计，得到：

Ct=39.08+0.88*Yt-0.11*Yt-1

P=（0.003）；（0.00）；（0.22）

Ad.R2=0.995

根据回归结果，除了Yt-1的系数之外，其他系数均通过检验。Yt-1的系数等于-0.11，表明：贵州农村居民的现期消费与过去的最高收入成反向相关关系，明显不符合经济意义。并且，Yt-1的统计量对应的P值是大于显着性检验水平0.05，故认为Yt-1的系数不显着。再对Yt-1做多余变量检验，得到：F=1.57，对应的P值为0.22，远远大于显着性检验水平0.05，故认为Yt-1是多余的解释变量，不应该作为解释变量纳入方程。

（4）相对收入消费理论的实证总结

从以上的回归结果可以看出，相对收入消费假说并不适合于贵州省农村居民的消费函数，对于贵州省农村居民来讲，过去的收入对其现期消费并不构成重要的影响，而绝对收入才是影响居民消费的重要因素。

（三）生命周期的消费理论

1、相关理论依据

美国经济学家莫迪利安尼认为人们会在更长时间内计划他们的生活开支，从而达到他们在整个生命周期内消费的最佳抉择。一般说来，年轻人家庭收入偏低，这时消费可能会超过收入，但是随着他们进入壮年和中年，收入日益增加，这时收入就会大于消费，并且这些收入还可以弥补年轻时代的消费收入差额以及用于养老。

2、生命周期消费理论的检验

（1）模型的建立

根据生命周期消费假说，人们的现期消费Ct不仅和现期收入Yt有关，而且和消费者以后的各期收入的期望值以及开始时的资产有关。在这种假定前提下，用线性计量模型表示消费者的消费模型为：

Ct=β0+β1*Yt+β2*At+Ut

其中：At为即刻消费者拥有的住房财产，因为储蓄直接的由收入和消费决定，所以本文不将储蓄作为解释变量。

（2）数据的采集与初步分析

我们在统计年鉴上找到贵州1999-2009年农村居民的人均住房面积和每平方米的住房价值，经过简单相乘处理，得到农村居民人均拥有的房产价值。首先通过散点图进行初步分析，从软件给出的散点图可以初步判断，Ct和Yt以及At之间存在着明显的线性关系。

（3）模型参数的估计

对于生命周期消费理论的消费函数，仍然用最小二乘法估计，得到结果

Ct=-56.92+0.73*Yt+0.05*At

P=（0.27）；（0.00）；（0.14）

Ad.R2=0.99

除了Yt的系数通过检验外，At的系数和常数项都未通过显着性检验。由经验可知，如果模型的R2很大，F检验通过，但是有些系数不能通过T检验，则是出现了与经典假设不相符合的现象，接着做进一步检验。

（4）检验与修正

a、异方差检验。对上述方程实行White检验，以便找到是否存在异方差现象。得到LM统计量为5.5，对应的P值为0.24，远远大于显着性检验水平0.05，故认为该方程不存在异方差问题。

b、自相关的检验。接下来检验方程是否存在自相关问题，由于样本较小，不能用D-W检验，所以采用LM检验，检验结果表明残差项无自相关。

c、多重共线性检验。首先求出Yt和At的简单相关系数矩阵，为，可以判断两者存在很强的线性关系，需要进行修正。我们利用差分法对多重共线性进行修正，令：

dCt=Ct-Ct-1；dYt=Yt-Yt-1；dAt=At-At-1；

用OLS方法估计得到：

dCt=22.18+0.609dYt+0.045dAt

P=（0.49）；（0.005）；（0.19）

Ad.R2=0.72

重新检验方程的共线性，得到简单相关系数矩阵为：，可见两个解释变量之间的简单相关系数0.34

（5）生命周期消费理论实证总结

综合以上过程，我们可以得知，生命周期消费理论同样不适合贵州省农村居民，人们的消费更主要的是受当期的可支配收入的影响。

三、实证分析总结与建议

上文对西方经济学中三种重要的消费函数进行了实证分析，实证结果表明最符合贵州省农村居民消费行为的是绝对消费函数。这说明人们的现期可支配收入对当期的消费具有决定性的影响。当然，我们并不是说，其他因素对农村居民的消费没有影响，而是从长期看来，起着持久决定性影响的是可支配收入。究其原因，可能主要是贵州农村居民比较贫困，刚好处在温饱线附近，故其消费更主要的是受现期可支配收入的影响，其消费的收入弹性很大。

目前世界经济仍没有明显的复苏迹象，再加上世界政治局势动荡不安，我国出口复苏不会很快，因此我国还要坚持扩大内需，而增加农村居民的消费是其中很重要的一环。从上文的分析来看：增加农民的可支配收入是扩大农村居民消费最有效的手段，而且随着我国城乡居民的收入差距加大，增加农村居民收入已是刻不容缓。具体政策可以增加对农民的转移支付，加强农村基础设施建设，将农民增收作为一项长久的政策来贯彻实施。

参考文献：

1、张晓峒.计量经济学基础[M].南开出版社,2007.

2、高鸿业.西方经济学[M].中国人民大学出版社,2007.

费用会计论文篇8

关键词:审计收费;影响因素

中图分类号:F23

文献标识码:A

文章编号:1672-3198(2010)15-0208-02

审计费用是联系会计师事务所和企业之间的桥梁,审计费用的标准是否合理,将会直接影响审计的独立性和财务报告的审计质量。因此审计费用一直是人们关注的热点问题,不少学者也对此进行广泛的研究。本文将从客户和事务所两方面对国内外关于审计收费的影响因素进行简单的回顾。

1 审计收费影响因素国外文献综述

从客户规模角度回顾,Simunic(1980)最早对1977年美国审计收费的影响因素进行研究,提出多元线性回归的审计收费模型,用总资产代表公司规模,研究发现公司规模是审计收费的最主要决定因素。Francis(1984)用修正过的Simunic回归模型考察了澳大利亚审计市场同样发现上市公司的资产规模与审计收费显著相关。

从审计业务复杂角度回顾,Simunic(1980)、Francis(1984)、Anderson与Zeghal(1994)以客户控股子公司个数来代表审计业务复杂程度,认为客户控股子公司个数与审计收费显著相关,而Low、Tcn与Koh(1990)对新西兰、新加坡市场分析认为客户控股子公司个数与审计收费不显著相关。

从公司治理结构角度回顾,Sullivan(1999)以英国伦敦国际证券交易所1995年的184家最大的上市公司作为研究对象,在控制了公司规模、经济业务的复杂性、非审计服务费用和公司财务风险等因素的影响下,研究发现,董事会结构和审计委员会的特征与审计费用不存在显著的相关关系。Abbott等(2003)利用美国纽约证券交易所2001年非管制行业、且由国际五大会计师事务所审计的492家上市公司的数据作为样本,在控制了公司规模、经济业务的复杂性和审计意见等因素的影响下,研究发现,完全由独立董事构成、且至少有一位财务专家的审计委员会对审计费用具有显著的正影响,而审计委员会一年内集会的次数则对审计费用不具有显著作用。

从事物所规模角度回顾,Firth(1985)通过对新西兰上市公司研究却发现事务所的规模对审计收费并不具有重要影响。Francis和Stokes(1986)认为Simunic(1980)与Francis(1984)的研究结论差异源于二者对被审计对象的规模分类采取了不同的标准。为了说明这一差距的原因,他们以1983年96家最大的澳大利亚上市公司与另一组96家上市公司为样本,重新进行了模型估计。他们的结论显示对于规模小的上市公司,大的会计事务所的审计收费较其他事务所的审计收费高,但对于规模大的上市公司,大的事务所的审计收费与其他事务所的收费并没有显著差异,即事务所的规模对审计收费并不具有重要影响。Gul(1999)认为,Francis和Stokes(1986)研究结论有一个大的漏洞。如果大小会计事务所收取相同的审计价格,对于一个理性的小规模被审计公司会选择大的事务所。因为大的事务所审计意见更具有公信力,能够提高公司市场价值。Gul(1999)运用香港上市的数据对审计价格决定模型进行了检验。结果显示,无论是对于大规模的被审计公司,还是对小规模的被审计公司,大的会计事务所都明显比小的会计师事务所收取较高的价格。

2 审计收费影响因素国内文献综述

从事务所规模和审计业务复杂角度回顾,朱小平、余谦(2004)用2002年公布年报的上市公司中选取870家符合条件的公司,建立多元线性回归模型对审计收费的影响因素进行了实证研究,用资产总额代表公司规模、用上市公司纳入合并范围子公司数量的算术平方根代表公司审计业务的复杂程度,研究发现,公司规模、审计业务的复杂对审计费用有显著影响;张继勋、徐奕(2005)通过我国上市公司披露的2001-2003的审计收费数据,利用多元线性回归模型,结合我国审计收费的特征,用上市公司总资产的对数代替上市公司规模、用公司投资比例超过20%的公司的数量的平方根来反映审计业务的复杂程度,也同样证实了上市公司的规模、审计业务复杂程度是影响审计费用的重要因素。

从审计风险角度回顾,张继勋、陈颖等(2005)以2003年我国沪市上市公司为研究对象,采用多元线性回归模型,用上市公司对外担保额、应收账款的比率和存货占总资产的比率作为风险因子,研究发现,对外担保、应收账款占总资产的比率对审计收费的影响有显著性,而存货占总资产比率对审计收费却不具有显著性。伍利娜(2003)选取了2001年按照证监会要求披露审计费用的282家公司作为研究样本,研究发现,存在盈余管理的公司净资产收益率(ROE)处于“保资格”区间与年度审计费用之间存在负相关关系。而刘运国等(2006)却得出了不一致的结论,他们在Simunic审计收费模型研究的基础上,利用2003年我国沪深股市1183家上市公司的横截面数据,实证分析了我国特有监管制度下的盈余管理行为对审计费用的影响,实证结果发现,审计费用在一定程度上与盈余管理正相关,但并不显著。由此可发现盈余管理对审计收费的影响出现了不同的结果。通过以上文献可知企业对盈余管理的目的不一样,可能导致对审计费用的不同影响。

从公司治理结构回顾,蔡吉普(2007)运用我国2004年的沪深1339家A股上市公司横截面数据,从审计服务供给方的角度,在控制了公司规模、经济业务的复杂性和审计意见等因素的影响下,研究发现,会计师事务所对董事会规模较大的公司收取了较高的审计费用,而对大股东适度持股的国有控股公司,与董事长两职合一或管理层适度持股的非国有控股公司收取了较低的审计费用,显示出公司治理结构与审计费用存在显著相关关系。李补喜等(2006)运用2003年上市公司年报的审计费用为样本,发现审计费用率与独立董事的规模显著负相关,与董事会的独立性、非独立董事会规模显著正相关,与董事会会议次数不相关;与审计委员会的设立、独立董事的薪酬相关性不显著。

从事物所自身特征回顾,漆江娜(2004)以2002年沪深两市A股1191家上市公司数据为基础,研究结果表明,“四大”的审计收费显著高于本土事务所,说明中国需要高品牌的事务所,上市公司尤其是大公司愿意为高品牌事务所支付高费用。吴应宇等(2008)以2001-2004年我国沪市上市公司为研究对象,利用修正的Simunic模型对不同资产规模的客户支付给“五大”的费用溢价进行研究。结果表明:大型客户向国内“五大”支付审计费用溢价,而小客户则不支付溢价。

3 国内外文献述评

首先,审计费用的披露给学者们提供实证研究的数据,但学者们选用的数据都是审计准则颁布以前的,这些结论可能对新审计准则以后的审计收费影响因素并不适用。国家的不同、时代的不同面临的经济问题就有所不同,各国学者对于影响审计费用的因素可能就有不同的结论。其次,对于我国来说,审计风险因素在研究审计风险中逐渐成为重要考虑方面,原因在于我国面临的市场更加复杂,利用盈余管理达到目的的企业在增加,这样事务所面临的审计风险就在增加。在以往的研究中审计风险的替代变量不具有一致性,使得学者们得出的结论就可能不一致。所以在以后的研究中用什么指标替代审计风险是关键所在。第三,未指明企业是否有配股或发售新股的情况。我国企业的再融资有一些条件,例如对于增发新股,现行的净资产收益率要求达到6%;对于配股,要求连续三年盈利等等,这些使企业可能进行盈余操纵,从而对审计收费产生影响。以后的研究可以对再融资的审计收费进行研究。

参考文献

[1]朱小平,余谦.我国审计收费影响因素实证分析[J].中国会计评论,2004.

[2]张继勋,徐奕.上市公司审计收费影响因素实证分析[J].中国会计评论,2005.

[3]张继勋,陈颖,吴璇.风险因素对我国上市公司审计收费影响的分析[J].审计研究,2005.

[4]伍利娜.审计定价影响因素研究[J].中国会计评论,2003.