要写好一篇逻辑清晰的论文,离不开文献资料的查阅，小编为大家找来了《定价风险财务风险论文(精选3篇)》，仅供参考，希望能够帮助到大家。【摘要】在现今经济低迷时期，为了保证稳定的税务收入，各国政府不仅加强转让定价立法，还增大转让定价审查力度。这使转让定价审计环境日益严峻，使用转让定价而带来的财务风险和非财务风险也越来越大。要使转让定价风险降到最低，跨国公司必须采取自查、备齐同期文档资料、签订预约定价协议、建立自控机制等措施。
定价风险财务风险论文 篇1：
外部治理风险导向与审计定价
摘要：文章检验了现代风险导向审计下的审计定价是否充分考虑了公司外部治理特征及其风险，并探讨了外部治理风险的防范和控制机理。研究发现，外部治理尽管在审计定价中发挥了一定作用，但是治理效应不太明显，部分重要的外部治理风险因素并没有在审计定价中得到反映。
关键词：外部治理；风险导向；审计定价
一、概述
以契约理论的层次结构学派和合约学派为依据，公司治理形成了狭义和广义等多层次的概念。对于狭义的公司治理，历史上相继出现股东中心论和人力资本中心论两种“单边治理”的思潮，然而，随着经济全球化、信息网络化、股权分散化等造成企业边界的柔性化，企业越来越成为“社会的企业”，使得公司的利益相关者，如股东、债权人、交易者、雇员、政府和社区等有机会参与到公司治理中来(cochran and Wartick，1988)，从而带来了新一轮的以“多边治理”为核心的治理革命，对公司治理的理解也重新定位在广义的概念上。从广义上来讲，公司治理实质上是公司内外部各种利益相关者之间的一种契约关系和治理交易关系的制度安排(Jensen，1993)，有效的公司治理同时依赖于良好内部治理和外部治理的制度设计及其要素体现。
2007年4月，以美国新世纪金融公司申请破产为标志，美国次贷危机开始肆虐并演变成为百年一遇的全球性金融危机。探求金融危机的根源，既有政府部门对金融市场的监管失当和美国中介机构失信等外部治理原因，也有内部风险管理欠稳健、诚信体制缺乏、责任追究机制失效等内部治理原因，实质上暴露出美国式公司内外部治理的重大缺陷和风险。“正是治理风险的引爆，最终直接导致了这场金融海啸”。“此次危机与几年前的安然事件如出一辙，再一次凸显了‘繁荣’背后的治理风险问题”
(李侠，2008)。美国金融危机无疑对我国的金融和实体经济产生了一定程度的负面影响，因此，本文拟从审计定价的视角寻求我国公司外部治理风险防范与控制机理。
审计定价是审计成本、审计质量、审计风险等多方面综合考虑的产物，在审计市场中一直为各方所关注。在审计市场不可避免地存在失灵的情况下，政府对价格的管制成为一种具有效率的选择(刘建秋等，2005)。20lO年1月27日，国家发改委、财政部联合发布《会计师事务所服务收费管理办法》(发改价格[2010]196号)，反映了会计师事务所服务收费情况已引起管理部门的重视并开始对收费行为予以规范。我国已有很多学者探讨了公司治理要素和审计定价的相关性，如蔡吉甫(2007)等，但这类研究主要着眼于探讨内部治理的影响，并未把外部治理的影响作为研究重点。从2007年1月1日起，会计师事务所开始全面实施以现代风险导向审计为核心的新审计准则体系。现代风险导向审计基于战略系统观，从宏观、中观和微观等内外环境层面上对被审计单位的重大错报风险进行全面分析和评估，在提高审计效率的同时也力图降低审计风险，充分反映了企业外部治理环境已成为现代风险导向审计的关注重点。那么，在我国，外部治理影响审计定价的路径有哪些?审计定价考虑外部治理风险了吗?如何协同内外部治理以提高公司的整体治理效率?这些问题都有待于进一步的理论分析和经验检验。
二、理论分析和假设
我国公司治理的突出问题表现在“内部人控制”方面，因为信息的严重不对称加剧了强势一方的逆向选择，所以许多学者把研究重点投向公司内部治理——股东、董事会和经理层之间的“高层权术游戏”。根据新制度经济学原理，制度可由既定的(外生化的)分析转变为内生化的分析，以提高制度的执行效率。因此，内部治理并不能解决所有问题，有效率的公司治理也依赖于良好的外部治理环境和制度安排。在我国，目前从外部治理整体的角度来研究如何构造一个有效的公司治理结构的文献较少，因此，本文聚焦于外部治理及其“内生化”，以提高公司治理的内外系统依赖性。然而，由于篇幅或信息收集等原因，本文纳入研究的外部治理主体仅包括银行债权人(长期)、供应商、境内外监管、客户和会计师事务所，同时也把中观治理环境(区域和行业分布)作为重要的外部治理环境因素来考察，而并未包括经理人市场、行业协会、其他中介(如律师事务所)等等，这些有待于后续进一步的研究。
(一)银行债权人(长期)和审计定价
债权人和股东都是公司资金的实际提供者，但股东和经理层等“内部人”却可能通过股利分配、资产置换和投资不足等方式损害债权人利益。由于债务增加了破产的可能性(Harris and Raviv1990)，尽管拥有固定收益权，债权人却承担了到期资金不能收回的风险。因此，公司的剩余控制权应该从股东手中转移一部分给债权人，并根据所出现的不同的收益状态来决定控制权的分配情况(Aghion and Bolton，1992)。债权人可以通过拒绝放贷或提前收回贷款、借款契约保护性条款安排、贷款资金使用过程监管、进入债务人董事会、非常情况下的“相机治理”等方式来参与公司治理。我国资本市场中目前存在大量的债务性资本，特别是为公司提供长期贷款的银行资本承担的风险最大，因此，无论从剩余风险的控制动机上，还是监督实力上，提供长期贷款的银行债权人更易作为重要的利益相关者参与公司治理，也更为期待较高的审计质量。同时，出于对财务风险的顾虑，注册会计师也会调高有更多银行长期借款的客户的审计风险溢价。因此，本文提出如下假设：
H1：长期借款比例越高的上市公司审计定价越高。
(二)供应链治理与审计定价
“商业生态系统”
(btlslness ecosystems)认为，未来的竞争不只是单个企业之间的竞争，而是一个商业生态系统与另一个商业生态系统的对抗(IanSltl’and Levien，2004)，整个商业生态系统的健康发展依赖于作为“核心商业层”的内外部供应链的协调运作。与内部供应链的供需业务相衔接，外部供应链主要由供应商和客户所构成。随着经济联结性的增强，供应商日益关注下游客户的发展情况，期待看到较高质量的上市公司的审计报告，以推断客户未来采购的稳定性和还款能力，藉此评价客户的重要性和信用水平，并对重要的或信用等级高的客户提供较高的赊销额。赊销额增加会增大企业的短期偿债风险，注册会计师可能会结合其他审计程序调高审计定价。
客户不仅有商品购买的选择权，还可以在采购合同中确定“有权审计条款”，对企业开展“供应商审计”，即便在购货后，客户也有退换、保修等售后服务要求和损害赔偿的权利。这些权利设置和商品的实际效用一起构成了企业的市场竞争力，竞争力越强的产品，货款的回收速度越快，双方的预期合作时间越长。打算与企业长久合作的客户更愿意了解企业的真实情况，期望看到质量较高的审计报告。但是，较快的货款回收速度反映了较强的经营效率，注册会计师也可能据此调低风险预期，降低审计收费。综上所述，本文以应付账款／总资产、应收账款周转率作为替代变量提出以下两个
假设：
H2：应付账款／总资产比例越高的上市公司审计定价越高。
H3：应收账款周转率和审计定价的关系不确定。
(三)境内外监管与审计定价
企业不仅是政府财政收入的主要来源，也关系到社会的稳定，因此政府需要动用多种监管手段维持社会公正和经济运行。尽管世界各国的法律限制和政府管制总体上有弱化的趋势，但最近几年国内外财务丑闻及金融危机的发生，促使各国加强了监管制度建设。监管制度建设在监督管理者和保护投资者中具有重要作用(La parta et al.，2002)。监管风险会影响审计定价，李爽等(2004)以中国证券审计市场中的审计师变更为样本对象，研究发现监管信号提高了后任审计师对客户的风险评价水平，导致了审计定价提高。不同国家的监管规则的严格性有差异，由此所衍生的诉讼风险也不相同。La porta et a1.(2002)发现普通法系国家(如美、英)比大陆法系国家(如德、日)具有更高的监管和治理水平。即使同为普通法系国家，同时在美国上市的英国公司会向其审计师支付更多的审计报酬，充分表明美国市场较高的诉讼风险对于提高审计定价具有重要影响(seetharaman et al.，2002)。我国越来越多的公司被允许发行境内上市外资股(B股)和境外上市外资股(H股等)，因此必然面临来自投资方的更为严格的监督，并接受境内外多重证券管理部门的监管。这些公司为了降低监管风险，必然有强化自我治理的动机和高质量审计的需求动机。注册会计师也会在较高的监管和声誉损失风险的压力下提高审计定价。因此，本文提出如下两个假设：
H4：受到国内监管处罚的上市公司的审计定价要高于未受到国内监管处罚的公司。
H5：发行外资股的上市公司的审计定价要高于未发行外资股的公司。
(四)外部审计治理与审计定价
会计师事务所的外部审计服务能够减少委托人和代理人之间的信息不对称，对强化外部治理机制的有效性具有积极的意义。由于上市公司可能借助大型事务所的品牌向市场传递财务信息可靠的信号，因此会计师事务所的规模和品牌效应影响了审计定价。在中国市场上，大型事务所的审计质量更高(Mark L. DeFond et al.，2000)，大型事务所尤其是国际“四大”获得了更高的品牌溢价(漆江娜等，2004)，大型事务所更具备实施风险导向审计的能力，其对源于公司治理的风险更加敏感，所以影响了其风险溢价和定价策略(潘克勤，2008)。㈣宋衍蘅等(2005)探讨了会计师事务所更换对审计收费变化和审计质量的影响，结果表明，注册会计师更换以后，影响审计费用上升和下降的因素并不相同。非标准审计意见意味着公司存在更大的风险，并向市场传递负面信号。审计失败的成因之一来自于企业的错误与舞弊或经营失败(秦荣生，1999)，为防范审计失败，非标准审计意见的审计报告需要花费注册会计师更多的审计时间去收集更多的审计证据，并与管理层进行多个回合的谈判与沟通，由于增加了审计时间和审计成本，所以影响了审计定价。伍利娜(2003)发现，上市公司被出具非标准无保留意见审计报告与审计收费之间呈显著的正相关关系。综上所述，本文提出如下假设：
H6：属于国际“四大”或国内“五大”的会计师事务所的审计定价要高于其他会计师事务所。
H7：本年度会计师事务所的更换和审计定价的关系不确定。
H8：出具标准审计意见的审计报告的审计定价要低于出具其他审计意见的审计报告。
(五)中观治理环境与审计定价
中观治理环境主要包括企业所处的地区环境和行业环境。由于我国经济发展不平衡，东西部地区存在较大差距，因此在制定审计收费标准上也会考虑到公司所处地域的经济水平，审计定价可能存在地区级差，李爽等(2004)认为在经济发达省份和地区的审计收费较高。行业环境是注册会计师风险评估的重要环节，不同行业的经营环境并不相同。肖作平(2006)对12个行业的审计费用进行了单因素方差分析和虚拟变量联合显著性Wald检验，证明行业门类对审计费用的影响具有显著差异。目前我国是全球第二大制造业国家，制造业占我国国民经济40％的比重，沪深两市的上市公司多数也是制造业公司。由于制造业需要紧密的全球性经济联系，因此在本轮金融危机中遭到了剧烈冲击。在宏观经济的周期性调整已经开始、贸易保护主义威胁增大、外贸出口面临严峻挑战，再加上核心技术落后、品牌附加值低、人民币升值、劳动力成本上升等因素的综合影响下，注册会计师可能调低制造业上市公司的预期盈利，并调高其会计信息虚假陈述的风险。本文提出如下假设：
H9：注册地处京、津、沪、粤、浙、苏、鲁、闽地区的上市公司的审计定价更高。
H10：制造业上市公司的审计定价更高。
三、研究设计
(一)数据来源和样本选取
中国证监会于2005年4月29日发布了《关于上市公司股权分置改革试点有关问题的通知》，标志着股权分置改革正式启动。截至2006年底，沪深两市已完成或者进入改革程序的上市公司共1301家，占应改革上市公司的97％，对应市值占比98％，股权分置改革任务基本完成。股权分置改革全部完成之后，涉及股改前数据的所有实证研究和数据库建设都不能忽视改革前后的股数和股价的不可比问题(杨丹等，2008)2007年是新会计准则和新审计准则首先在上市公司实施的第一年，本文涉及到很多财务指标变量，新准则实施前后的财务数据也存在一定的不可比性。基于上述原因，本文以2007年为研究窗口，选择了沪深两地证券交易所的A股上市公司全样本的截面数据。数据主要来源于国泰安开发和维护的中国股票市场交易数据库(CSMAR)，并参考中国上市公司资讯网(WWW.CFI-list.com)和证券之星(www.stockstar.com)对有关数据进行了补正。为了提高所收集数据的有效性，减少例外因素对数据的影响，本文对样本进行了以下处理：(1)剔除金融类上市公司，主要是考虑到金融类上市公司和非金融类上市公司的异质性；(2)剔除数据披露缺损的上市公司；(3)剔除未披露年度审计费用的上市公司。经过处理，最后得到1074家样本公司。文中相关数据的处理和检验都是应用SPSS13.0和EXCEL软件进行的。
(二)模型设定和变量定义
为了检验本文所提出的假设，根据上文分析，本文建立如下回归模型：
LNAF=β0+β1LONG+β2PAYA+β3RECT+β4PUNI+β5FORE+β6BIG9+β7CHAN+β8OPIN+β9AREA+β10INDU+βeCONVARS+ε其中，β0为截距项，β1-β10为回归系数，CONVARS为控制变量，ε为残差项。本文的关键变量是审计
定价和外部治理，审计定价是被解释变量，外部治理是解释变量。被解释变量和解释变量定义与设计如表1：
为了对以上研究假设进行全面和深入的分析，本文借鉴了以往的研究，考虑了内部治理层特征、公司规模、业务复杂程度、盈余管理动机、财务能力等的影响，选取了NATI(实际控制人是国有为1，其他为0)、LNTA(资产总额的自然对数)、INVE(存货，总资产)、LOSS(亏损为1，否则为0)、ROA(净利润，总资产)、QUICK(速动比率)、LEV(资产负债率)等作为控制变量。
四、实证检验结果
(一)描述性统计和相关性分析
表2是主要变量的描述性统计结果。从表2可见，不同样本公司审计费用的自然对数有差异，经追踪到原始数据，审计费用最高值达11900万元，最低值仅为7万元。资产负债率(总负债，总资产)的均值为56.4％，而长期借款占总资产比重的均值仅为5.7％，由于我国的公司债券比例本身较低，银行贷款仍是上市公司融资的主要方式，因此反映了我国上市公司长期债务融资比重较低，债务结构不合理。会计师事务所为94％的样本公司出具了标准审计意见，表明绝大多数审计师都认可客户公司披露的财务信息；26.4％的样本公司聘请了国际“四大”或国内“五大”(国内“五大”按照当年会计师事务所的上市公司客户资产排名)会计师事务所，表明大多数上市公司聘请大型知名会计师事务所的意愿不强烈。应收账款周转率的标准差为408.969，表明不同公司的货款回收速度有很大差别。样本公司中有92.6％的公司为盈利公司，可见绝大多数上市公司都保持一定盈利性，这与资产报酬率(净利润，总资产)的均值为5.5％的结果表现一致。资产负债率的均值为56.4％，速动比率的均值为1.107，反映上市公司的财务风险总体适中。另外，描述性统计还显示，我国发达地区的上市公司、属制造业的上市公司、实际控制人为国有的上市公司都分别占到样本公司50％以上，而受到国内监管处罚和发行外资股的公司比重较小。
表3报告了被解释变量和解释变量的Pearson和speannan相关系数。由表3可见，审计定价与长期借款／总资产、应付账款／总资产、是否发行外资股、是否属国际“四大”或国内“五大”、注册地是否为发达地区(京津沪粤浙苏鲁闽)显著正相关，这与假设相一致；审计定价与是否为制造业显著负相关，这与假设不相一致；除此之外，审计定价与其他变量没有显著的相关关系。另外，由于解释变量之间可能有高度相关关系而造成多重共线性问题，但从表3中可见，绝大部分变量之间的相关系数都很小，所以绝大部分变量之间并不存在严重的多重共线性问题。当然，描述性统计和相关性分析的结果需要结合多元回归的结果进行综合判断。
(二)多元回归分析
本文采取多元回归分析技术并对检验结果进行分析，在回归分析中应用“逐步回归法”
(step-wise Regression)，筛选出最重要的变量。表4报告了最终的回归模型(coefficients)，从最终的回归模型和选中的系数来看，均为1％和5％水平上显著(双尾检验)；R2和VIF较小，表示不存在多重共线性；DW值为1.895，经测算，不存在一阶自相关。从表4中可以看出，外部治理尽管发挥了一定作用，但是治理效应不太明显，一些重要的外部治理风险因素在审计定价中没有得到反映。具体分析如下：
1 银行债权人(长期)治理因素。长期借款占总资产比重与审计定价显著负相关，与理论假设不一致，说明作为重要的利益相关者，银行债权人参与公司治理的效应不明显。之所以银行债权人没有实现假设的预期控制效应，与我国特殊的制度背景相关。我国的商业银行不能向企业投资，且很少以债权人代表的身份进驻上市公司董事会，因此作为“外部人”对公司缺乏有效的资本监督，再加上行政干预、借贷契约约束软化、“相机治理”机制难以形成等原因，使银行的风险承担和剩余控制权不相匹配。但是我们关注到，尽管长期借款占总资产比重与审计定价呈显著负相关关系，资产负债率(LEV)与审计定价却呈显著正相关关系，表明从总体上看，债权人利益得到了审计师的应有关注，审计定价考虑到偿债风险的影响。
2 供应链治理因素。应付账款，总资产和应收账款周转率对审计定价的影响不显著，上述假设中提到的供应商和客户的治理效应没有在审计定价中得到响应。供应链上的参与方主要通过市场契约以及价格、需求等市场杠杆来实现交易，基于信任关系的战略合作机制、组织间成本与风险的协调控制实际上并未得到应有关注。
3 境内外监管因素。国内监管处罚和审计定价的关系不显著，政府监管风险没有在审计定价中得到反映。这既有监管法规不完善、监管力量分散等原因，也与民事责任弱化、惩罚成本太低有密切关系。发行外资股的上市公司的审计定价显著高于没有发行外资股的审计定价，这与以往的研究结论一致，表明境内外的多重监管增加了监管风险，提高了公司和投资者对高质量审计的需求。同时，为了控制更易发生的被诉和高额赔付的风险，注册会计师明显提高了发行外资股的上市公司的风险溢价。
4 外部审计治理因素。国际“四大”或国内“五大”与审计定价显著正相关，说明大型事务所获得明显的审计溢价，这与以前的研究结论相同。国际“四大”或国内“五大”会计师事务所面临的诉讼风险和非诉讼风险(声誉损失)都比小型事务所要高，同时现代风险导向审计的执业能力也高于小型事务所。上市公司特别是规模大、发展前景好或有海外上市愿望的公司，更有借助大型事务所品牌效应的积极性，也更愿意支付更高的审计费用。模型中事务所的更换和标准审计意见的出具与审计定价负相关，但不显著。描述性统计显示，2007年样本上市公司更换会计师事务所的比例为8.1％，但回归结果没有发现会计师事务所之间的恶性价格竞争，也没有发现上市公司对审计意见的“购买”行为。
5 中观治理环境因素。上市公司所处地域与审计定价显著相关，证实了京、津、沪、粤、浙、苏、鲁、闽地区的上市公司的审计定价更高的假设，这与李爽等(2004)的研究结论一致。这既是因为当地物价和工资水平高，因此审计的人工成本较高，正向影响了审计定价；也可能是由于发达地区经济活跃程度高，审计市场的需求大，减轻了市场竞争对审计价格的抑制。企业是否为制造业与审计定价的关系不显著，可见审计定价未能考虑金融危机对制造业的负而影响，如公司盈利水平低、资金链吃紧、经营与财务困境可能带来的舞弊风险等。
在控制变量中，资产总额的自然埘数与审计定价显著正相关，说明较大的公司规模通过影响审计测试的时间和范围增加了审计成本，提高了审计定价。“实际控制人是否为国有”与审计定价显著负相关，与肖作平(2006)的结论一致，说明由于人格化所有者缺位，导致产权约束力不强，管理层利益壕沟(managerial entrenchment)效应比较突出，缺乏对高质量审计的需求动机。存货／总资产与审计定价显著负相关，这与以前研究结论不一致，是否是由于现代风险导向审计下审计师将重点放在
关注公司内外环境上而减少了具体业务的测试程序?这尚待以后另文研究证实。公司是否亏损与审计定价正相关，说明审计师非常关注公司是否盈利，因为公司经营失败往往增加了审计师的被诉风险。除上述变量外，其他变量(主要是内部治理变量)与审计定价的关系不显著。
(三)参数和非参数检验
我们按照虚拟变量分组，通过参数检验(两独立样本的T检验)和非参数检验(两独立样本的Mann-Whitney U检验)进一步证实不同样本组之间审计费用的差异。表5报告了参数和非参数检验的结果：除“年度是否亏损”的t统计量和z统计量的相伴概率值大于显著性水平10％、其F值的相伴概率值大于显著性水平5％／小于10％以外，其他分组统计量的相伴概率值都小于显著性水平1％，进一步证实了分组的显著差异及前述多元回归分析结果的有效性。
五、结论和建议
金融危机的发生进一步暴露了公司治理的重大风险，我国的新审计准则也开始全面导入现代风险导向审计，公司的外部治理风险应该成为审计师的关注重点。本文的目标是检验外部治理风险是否以及如何影响审计定价，拓展了先前的以公司内部治理为主的经验研究。本研究立足于我国的资本市场背景，使用1074家中国上市公司2007年的截面数据为样本，在控制有关变量后，采用描述性统计、相关性分析、逐步回归法、参数和非参数检验等方法检验外部治理风险因素对审计定价的影响。
研究表明，外部治理尽管在审计定价中发挥了一定作用，但是效应不太明显，部分重要的外部治理风险因素并没有在审计定价中得到反映。具体而言，长期借款占总资产比重与审计定价显著负相关，与理论假设不一致，银行债权人治理效应没有得到发挥，但是总体上审计定价考虑到了偿债风险(资产负债率)的影响；应付账款／总资产和应收账款周转率与审计定价的关系不显著，假设中提到的供应商和客户的治理效应不明显；注册会计师考虑到了国内外的监管风险，但是国内监管处罚和审计定价的关系不显著，这可能与我国监管法规不完善、监管力量分散、民事责任弱化、惩罚成本太低有关；大型事务所获得明显的审计溢价，但事务所的更换和标准审计意见的出具与审计定价的关系不显著；上市公司所处地域与审计定价显著相关，然而上市公司是否为制造业与审计定价的关系不显著，可见中观治理环境因素没有在审计定价中得到足够关注。此外，部分控制变量如资产总额的自然对数、公司实际控制人因素等与审计定价显著相关，这些与以前的研究结论相一致。
鉴于此，我们提出以下建议：
1 为公司提供长期贷款的银行债权人的治理效应亟待提高。我国债权人为公司提供了大多数资本(参见LEV的描述性统计数据)，但由于长期的保护机制欠缺，极易造成“内部人”对债权人群体的利益侵占，因此，债权人的角色应重新定位。在所有债权人中，为公司提供长期贷款的银行债权人由于利益周期长、风险成本高，因此最有动机、也最有能力参与公司治理。除了资本监督、贷款合同约定外，史生丽等(2008)提出“我国银行债权人派代表进入公司监事会”的建议，笔者认为可行。我国实行董事会、监事会并存的双层制制度，但是由于债权人和股东的利益冲突，以及债务资本的到期偿还、利息固定等特征，银行债权人并不适合进入董事会。但是进入监事会行使对管理层的质询、诉讼等经济监督权较为可行，目前亟须法规予以明确规定。另外，我国的公司债券市场发展严重滞后，不利于公司调整融资结构，降低财务成本。2007年8月14日，证监会正式颁布实施了忪司债券发行试点办法》，因此，会有更多的公司通过发行债券的方式开辟新的融资渠道，债券持有人特别是机构投资者也可作为“债权人代表”积极参与公司治理。
2 增强强制性治理和自主性治理的协同效应，控制监管风险。发行外资股的上市公司支付了高的审计定价，说明审计定价考虑到了国内外多重监管下的治理风险。20世纪80年代以来，由于内外力量的作用，世界各国纷纷对公司治理模式进行改革，出现了国际化趋同的趋势。由于我国资本市场发展滞后，治理质量不高，所以更应借鉴国外成熟市场的先进管理模式，革新监管理念。但国际金融危机充分说明，英美式的公司治理也远非“尽善尽美”，因此在借鉴中还应做好有利于弥补我国政府监管、市场结构或企业自律缺陷的特殊制度安排。与其他国家一样，我国新公司法的制定也遵循了自主性治理的理念，但这容易造成上市公司形式上的“消极合规”而不是对监管法规的实质性融入，从而可能影响法规的执行效率。只有优化公司治理环境，增强强制性治理与自主性治理的协同效应和互动机制，推动公司建立对监管风险的自适应和自我防范机制，才能降低政府的监管成本、公司的服从成本以及违规惩罚成本，最终提高公司内外部治理的综合效率。
3 完善会计师事务所的内部治理，提高外部审计治理的效率。长期以来，我国会计师事务所数量多、规模小、集中程度低，与国际大事务所不论在审计质量还是在审计定价上都有很大差距。因此在总体战略决策上，应通过国际合作和兼并收购等途径，走集团化、国际化的发展之路，增强规模经济效应，提高市场占有率和品牌知名度。会计师事务所的竞争战略和职能战略决策也应与总体战略相适应，着眼于提高核心竞争能力，走内涵发展与外延扩张相结合的道路。会计师事务所实力壮大后，不仅能广揽人才，提高执业能力，也能在业务上减少依赖性，增强独立性，提高审计质量。面对金融危机的不利影响以及“与客户合谋”的质疑，会计师事务所更应重视品牌和信誉建设，自觉维护行业竞争秩序，积极承担社会责任和行业责任；深化产权改革，建立权力制衡的内部监督和约束机制；贯彻风险导向审计的要求，保持应有的对风险的关注和审慎态度，严格执行风险评估程序，认真执行质量控制准则，最大限度地降低审计失败诉讼案件的发生概率。只有这样，才能充分发挥外部审计的治理功能和效果。
现实中的商业生态系统非常复杂，公司的供应链关系存在相互选择和动态管理的特征。只有顾及合作伙伴及整个商业网络的健康发展、与他人分享财富的公司才能最终获得财富(Prendergast andBeahon，2000)，因此在战略评判和审计定价中也应充分考虑公司供应链治理的政策和效果。另外，由于现代风险导向审计的全面风险评估的特征，因此对于中观治理环境尤其是公司的行业风险也应予以充分关注。
作者：田冠军 杨兴龙 李志强
定价风险财务风险论文 篇2：
跨国公司转让定价风险规避探析
【摘 要】 在现今经济低迷时期，为了保证稳定的税务收入，各国政府不仅加强转让定价立法，还增大转让定价审查力度。这使转让定价审计环境日益严峻，使用转让定价而带来的财务风险和非财务风险也越来越大。要使转让定价风险降到最低，跨国公司必须采取自查、备齐同期文档资料、签订预约定价协议、建立自控机制等措施。
【关键词】 转让定价； 同期文档资料； 风险； 审计
据Saudagaran所著的《国际会计》，跨国公司转让定价是指在跨国集团内部进行商品或服务等交易所形成的价格。转让定价也称为转移定价。这种转让价格可以不受市场条件的制约，也可以不受产品本身价值的制约。由于各国的税率存在差异，跨国集团经常采用转让定价把高税率国家的利润转移到低税率的国家，从而达到降低整体税务支出而取得全球利润最大化的目的。经济政治环境也因国别不同而异，跨国集团有时为了达到转移资金等目的，也会使用转让定价。转让定价的应用，一方面为跨国公司带来了利益；另一方面却损害相关国家的税收收入。因此跨国公司转让定价一直以来都是各国政府关注的税务焦点。它既能为公司带来利益，也使公司面临一定的风险。2008年的全球金融危机则使转移定价的风险越来越大。本文将分别从转让定价风险加剧的原因、风险的种类、规避风险的措施等方面进行探析。
一、跨国公司转让定价风险加剧的原因
2008年的金融危机席卷了世界各国，各国经济也因此进入了萧条阶段。很多公司利润下滑，也有相当多的公司遭受破产；大批员工失业。这些都影响着各国政府的税收收入和支出负担。国际转让定价一直以来都是各国政府关注的税务焦点，在经济萧条时期，各国政府更加关注转让定价——完善或制定新的国际转让定价规则来加强对转让定价的监督与审查，以期增加税务收入。这使得国际转让定价的审计环境日趋严峻。
（一）审查力度加大
为了增加税务收入，很多国家都加强了对跨国公司转让定价的审查。例如，美国政府在2009年和2010年分别增聘了 1 200名和800名工作人员，专门从事国际税收和国际转让定价的审计工作，不仅增强了审计的苛严程度，也增加了罚款力度。英国增加对处罚的适用，澳大利亚则计划增加对公司重组审计的人员。Ernst & Young 2010年的调查显示，每5家受到审计而有纳税收入调整的企业，就有一家受到巨额罚款；在2005年，每25家受审而被调整纳税收入的企业，才有一家受到巨额罚款。不仅发达国家加强了转移定价的审计，发展中国家也是如此。在2007年时，中国只对4%的跨国公司的转移定价政策进行了审核，而到了2010年，有12%的公司的转移定价政策受到审核。不仅如此，中国还明确了抽查转让定价审计对象的条件，例如，有大量关联交易，连续几年亏损而无纳税收入，公司利润水平长期低于行业水平等。此外，在中国一些地区建立了反避税信息管理系统。这都说明审查力度不仅加大，而且越来越规范。这使转让定价的审计环境变得日益严峻，转让定价的风险也越来越大。
（二）立法的完善
除了加大对转让定价的审查力度之外，很多国家（如德国、加拿大、意大利、印度、中国等）和机构还不断地完善跨国公司转让定价的相关法规，特别是发展中国家。OECD在2010年更新了有关可比利润法的指南。加拿大则出台了与服务收入相关的转让定价规则。我国在2009年1月颁布了国税发［2009］2号文件——特别纳税调整，此文件从2009年1月开始生效。这个文件进一步完善了我国有关转让定价的规章制度，使转让定价审查更加有据可依。它的颁布表明我国在转让定价方面向国际趋同迈进了一步，也使我国的转让审计更为严格。
在经济萧条时期，跨国公司一方面要应对下滑的利润；另一方面要面临对转让定价进行严格审计所带来的罚款风险和产生其他相关损失的风险。这种苛严的转移定价审计环境在今后几年还将持续。跨国公司只有积极采取应对措施，才能将潜在的转移定价风险降到最低。
二、跨国公司转让定价的风险
关于跨国转让定价的风险，通常认为有如下几个方面：增加应税负债；潜在的双重课税；受到处罚；与税务机关的长期关系问题。本文则根据它们的性质把这些风险分为两大类：财务风险和非财务风险。
（一）财务风险
很多国家要求跨国公司准备同期文档。对跨国公司转让定价的审查，发达国家的税务机构一般依据独立交易的原则来判断转让定价是否合理、税款是否需要调整。国税发［2009］2号文件也对跨国转让定价引入了OECD提出的独立交易原则，还对企业提出了准备同期文档的要求，并且详细说明了同期文档的内容。同期文档是对转让定价措施和政策的同期记录，一般包括转让定价的政策、选择该政策的理由以及对该转让定价合理性的说明。同期文档是企业对其关联交易是否为独立交易的举证，因此它在一定程度会影响企业是否被进一步审查。审查时，税务机关则根据独立交易的原则来判断该转让定价是否符合独立交易的原则。一旦裁定转让定价不符合独立交易的原则，税务机关有权要求企业进行税款调整。这种调整会对企业带来如下影响：补交被转移出去利润的税款，这意味着双重课税；还要被处以罚款，往往是巨额罚款；增加大量的人力成本和时间成本，因为调整涉及到多个国家的关联企业，被调整集团要抽调专门的人员进行谈判和协调（包括与税务机关的谈判以及集团公司内部的协调）以及补充相关文档。因此，转让定价的应用面临着很大的财务风险。
（二）非财务风险
对转让定价的处理不当还会带来非财务风险，如政治风险、声誉受损风险以及管理风险。所谓政治风险，是指由于公司利用转移定价使得东道国的税收收入减少，而东道国政府想要维护其征税的权益，确保其税收收益。公司利用转移定价虽暂时提高了本年的利润，可是却使公司和东道国政府及其他相关部门的关系紧张和恶化，以致于公司在东道国的后续经营中处于困难重重的境地。
跨国公司声誉受损的风险主要包括两个方面。首先，当公司出现避税丑闻时，其市场形象必然会受到严重影响，这可能会使跨国公司失去一些客户和供应商，如果这些客户和供应商是公司的命脉，那么会影响整个公司的生产经营状况。其次，跨国公司声誉受损也会不同程度上影响其在其他国家子公司的税务形象，导致税务部门对其关注，进行税务审计及监督管理，这无疑增加了税收筹划代价。
管理风险也包括两个方面的内容：转让定价的过度运用还会影响到对子公司经理进行业绩评估的公正性，导致业绩评估的偏差。而这种不合理的评估，必然打击管理人员的士气，降低员工的工作积极性，使他们失去动力而选择另谋高就，最终导致人才的流失。此外，转移定价也会给决策人员带来风险，如果公司的高层管理人员不希望承担相应的风险，那么公司可能会面临一些有能力的高管人员的流失，人才的流失即是竞争力的流失。这对跨国公司而言也是一个巨大的潜在风险。
因此，面临经济的萧条和日趋严峻的转让定价审计环境，对企业而言，非常值得投入更多的人力、物力和财力来进行转让定价的长期规划，合理合法地规避转让定价风险，力争把风险降到最低。
三、规避转让定价风险的措施
（一）自查并制定合理的转让定价政策和方法
跨国集团应在集团范围的各个企业层面进行自查。首先审查交易关联方的信息。看交易关联方在交易中承担什么功能和风险，是单一的销售经销商还是承担了综合功能的经销商，这有助于确定选择转让定价方法。其次，审视关联方利润下滑的程度和原因。造成的原因可能会有销售额的下降、成本的增加、供应商的财务变化、竞争的对象发生了变化或竞争对手的竞争行为有了改变。根据这些原因考虑是否要调整转让定价方法及转让定价政策。此外，还要审查当前经济条件下可比公司的相关信息是否发生了变化，如承担的功能和风险、所在的行业和市场类别、可比产品的成本及可比产品带来的利润等。在税务机关评判关联交易是否符合独立交易原则时，可比公司的相关信息是重要的依据。因此，如这些信息发生变化，要及时更新，并考虑这些公司是否还具有可比性，是否需要相应地调整转让定价政策和转让定价方法。
（二）备齐同期文档资料
很多国家要求有一定关联交易额度的跨国公司准备同期文档资料。新西兰就曾在其颁布的转让定价指南里明确指出：纳税人的转让定价政策是否会受到当局的详细审查，很大程度取决于其文档资料的准备。可见，完备的同期文档资料是跨国公司进行税务规划和降低避税风险的关键。同期文档资料十分繁琐：包括公司结构、关联交易情况（功能、风险、数额）、生产经营情况、可比性分析、转让定价政策和转让定价方法的选择。如果税务当局发出提交同期文档资料的通知，而公司交不出或交出的文档信息不完整，公司就会被处以罚款，而且税务机关还有权利采用“合理”方法核定纳税人的应纳税额。准备符合规定的同期文档资料，既可以免除罚款，还可以降低转让定价被详细审查的风险。
虽然只有达到一定关联交易额的公司才被要求准备同期文档资料，但这个关联交易额不以企业的账载金额来定，而是税局根据独立交易原则确定的。因此，根据账载金额未达到同期文档资料门槛的企业要进行转让定价自我审查和转让定价风险评估，而且要持较为谨慎的态度。如果觉得风险很高，就要尽早进行转让定价筹划和准备同期文档资料，以免因缺同期文档资料而遭到罚款。
（三）寻求预约定价安排（APA）
预约定价安排是指在从事关联交易活动之前，纳税人事先将其和境内外关联企业之间的内部交易所涉及的转移定价方法，和税务机关达成一致协议，作为计征所得税的依据。APA把“事后调整”变为了“事先确认”，降低了风险并且避免了与税务局的冲突。预约定价安排有单边/双边/多边预约定价。预约定价具有使纳税人降低风险和不确定性、避免双重课税、降低纳税成本、建立和税务机关的良好关系的优势。对于符合预约定价安排申请条件的纳税人，预约定价安排可以成为其进行税务规划有效的税务工具。转让定价的审查具有可追溯性，但只要是APA适用的年份都可以免除被审查被调整的风险。
已有预约定价安排的纳税人要进行阶段性的自我审查。首先看公司是否已严格执行了安排中的转让定价政策和方法；然后看公司现行状态下的运营是否支持预约定价安排中的转让定价方法：如公司重组是否影响到协议条款的达成；该公司的利润下滑长期是否由转让定价引起。此外，纳税人还要审查可比公司的信息档案：相关的重要信息如产品、市场类型等是否发生变化。公司本身和可比公司的变化都会使企业无法达到原预约定价安排约定的条款，产生的直接后果就是：税务机关有权终止APA并可以把终止时间追溯到此APA的第一个执行年度。原APA所涵盖的交易就有可能受到税务机关的审查。面对这些内外部的变化，公司要进行审慎考虑并进行风险评估。如果风险程度很高，要及早采取补救措施，向税务当局提出调整预约定价安排的洽谈申请，把风险降到最低。
对于正在进行预约定价谈判的公司，要仔细研究可比公司的信息。可比公司的信息在预约定价适用的年度内是固定不变的还是需要有年度或周期调整。
（四）建立一套行之有效的自控机制
公司还应建立一套长期行之有效的监督控制机制。这套机制应具有收集、反馈和处理不断更新的国际转让定价规定及可比公司所有相关动态信息的能力，并在此基础上制定符合规定的政策或调整转让定价政策和转让定价方法；此机制还应能够不断地监督公司是否完全执行了其制定的转让定价政策及方法。这样一套自控机制能帮助企业不断更新和调整转让定价政策和方法，并监督这些政策和方法的有效落实，从而把转让定价风险降到最低。
【参考文献】
［1］ Saudagaran. Shaahrokh M. International Accounting: a user Perspective ［M］.北京：北京大学出版社，2003.
［2］ Ernst & Young S. R. L. 2010 Global Transfer Pricing Survey. Addressing the challenges of globalization. 2011-04-25.
［3］ James Yi Min Zhao. Transfer Pricing Investigations: What is the Chinese Tax Authorities’ New, 2011-04-15.
［4］ 曹晓雪.跨国转移定价风险管理探讨［J］.当代经济研究，2009（2）：57-60.
［5］ Wilkie. J. Scott. International Tax Planning［J］. International Tax Journal, 2009, May-June: 19-24.
［6］ Price WaterhouseCoopers. International Transfer Pricing 2006［R］. 2006 Price WaterhouseCoopers LLP.
［7］ 国家税务总局.国税发［2009］2号文件［S］.2011-04-02.
［8］ Feinschreiber， Robert & Kent， Margaret. New Zealand Transfer Pricing Developments［J］. Corporate Business Taxation Monthly, 2009, May:41-51.
［9］ 张晓涛，吴英. 我国推行跨国公司预约定价问题研究［J］. 中央财经大学学报，2008（1）：22-26.
［10］ 吴英. 预约定价（APA）制利弊小议［J］. 沿海企业与科技，2007（4）：178-179.
作者：康亚华
定价风险财务风险论文 篇3：
家族涉入、风险投资与公司审计定价
【摘 要】 在家族涉入企业中，风险投资是否发挥了治理功能，是学术界缺少探究的问题。以2015—2019年中小板与创业板上市公司为样本，研究家族涉入对公司审计定价的影响以及风险投资在其中的调节作用。结果表明，相较于非家族企业，家族涉入企业的审计费用更高，并且家族涉入程度对公司审计定价有着正向影响，但是风险投资持股比例能负向调节这一关系，在考虑内生性问题和经过多重稳健性检验后上述结论依旧成立。进一步研究发现，政府属性的风险投资持股家族企业的审计定价更高，但这一现象仅在公司董事会中家族成员占比较低的情况下显著。该研究从审计市场视角为检验风险投资的公司治理效应提供了具体情境，为家族企业提升治理水平提供了实证依据。
【关键词】 家族涉入; 风险投资; 审计定价; 认证监督假说; 家文化
一、引言
改革开放以来，我国家族企业发展迅速，家族涉入是我国中小板和创业板上市企业较为普遍的治理特征。同时，作为产业升级、企业创新的利器，集融资和融智功能为一体的风险投资机构近年来在我国蓬勃兴起。风险投资重点专注于高成长性的私营企业，不仅为私营企业拓展了新的融资来源，而且积极进入董事会，凭借其专业团队和丰富的管理经验为企业提供增值服务。家族企业在上市前也有强烈的意愿通过引入风险投资获取资金的同时，帮助其提升公司治理水平，以求获取投资者的信任和上市资格。对于公司治理问题较为突出的新兴加转型经济体，风险投资参股家族企业是否能积极参与管理，规范内部治理，从而降低企业整体风险？这又会向审计市场传递何种信号？会计师事务所作为外部独立监督者，对有风险投资持股的家族企业，是会收取更高还是更低的审计费用呢？因此，从审计定价视角研究风险投资在家族涉入公司中发挥的作用，有助于完善风险投资相关理论，也对提升家族企业治理水平具有一定参考意义。
关于风险投资对公司治理的影响，国内外学者进行了大量的实证和案例研究。前期研究结论可以概括为两种假说，即认证监督假说和道德风险假说。“认证监督假说”提出，风险投资具有长期行为导向，一方面，其投资报酬主要通过帮助企业改善公司治理水平，从而提升长期经营绩效，最终通过公司上市或股价上涨，适时退出获利[1];同时，作为企业重要的股东之一，需要时刻监督大股东和内部管理层的资金运营效率，因而有动力参与公司治理，提高内部控制水平和会计信息质量[2]。“道德风险假说”认为，风险投资具有短期行为导向，其目的只是为了短期套利，并没有动力去改善公司治理，帮助公司取得长期效益。风险投资积极进入公司治理层，真实目的只是为了获取更多内部信息，并引导公司朝着自身有利的方向做决策[3]。更有甚者，风险投资会利用其自身专业优势进行报表粉饰，操纵股价，增加大股东与中小股东之间的代理成本。而且当企业的长期导向和经营理念与风投机构冲突时，会增加企业内部摩擦，甚至发生争夺控制权的行为，极大损害了公司经营效率[4]。也有学者提出，一般而言，公司治理较为规范、会计信息质量较高或者经营绩效潜力较大的公司更容易获得风险投资的关注，因而已有相关领域实证研究大多会产生内生性问题，其结论的可靠性和有效性存在质疑[5]。综上，针对家族企业的治理模式，风险投资的公司治理效应是否能有效發挥，是值得进一步探索的问题。
审计定价是事务所提供审计服务的收益，也是审计契约的关键条目，其确定的依据客观与否，直接影响审计的独立性和审计质量。国际审计准则的颁布实施逐步强化了以风险导向为基础的审计模式，同时也使得审计风险作为审计定价的重要参考。目前对于影响审计定价因素的研究也较多，主要集中在财务特征和会计师事务所特征这些直接关联变量。近年来，也有学者开始关注内部控制等对审计费用的影响[6]，但很少有学者聚焦家族企业这一特别群体。在“家文化”浓厚的我国，家族企业特有的治理模式及其引发的财务信息质量问题是导致审计风险的主要原因，这势必会影响审计费用。基于此，本文以深市中小板与创业板上市公司为样本，重点分析家族涉入对公司审计定价的影响以及风险投资在其中的调节作用，从而为检验风险投资的公司治理效应提供了具体情境。
本文研究的边际贡献在于：（1）将家族企业治理、风险投资与审计市场有机融合，为风险投资机构能否发挥积极的公司治理作用提供了新的理论证据和实证经验。研究发现，在当前的资本市场上，风险投资的存在会被审计师关注和认知，其持股比例负向调节家族涉入程度与审计定价的关系，进一步支持了风险投资的“认证监督假说”。（2）解决了选择偏差产生的内生性影响。由于经营状况较好、公司治理较完善的企业更受风险投资青睐，所以已有文献在检验风险投资的治理功能时，大多存在内生性问题。本文采取倾向性得分匹配法有效降低了自选择偏误，使研究结论更加可靠。
二、理论分析与研究假设
（一）家族涉入与公司审计定价
1.家族涉入对公司审计定价的影响
审计定价由会计师事务所预期投入的审计成本、利润和估计的风险溢价三部分构成。我国以风险导向为基础的审计模式决定了事务所需要承担的审计风险在定价过程中占有的重要位置。因此，事务所在进行审计定价时通常会考虑公司所有权结构、控制权性质及公司治理水平等因素对审计风险的影响[7-8]。
家族涉入与否的本质即企业是否由家族所控制，同时决策安排、经营理念、未来的发展导向是否都受家族成员意愿的影响。由家族涉入的上市公司往往一股独大，所有权和控制权较为集中，因而家族能根据自己的意愿派遣董事会成员和指派其他高层管理人员，形成较为封闭的治理环境[9]。根据委托代理理论，家族企业中第二类代理问题尤为突出，委托人（如中小股东）以经济利益至上，而代理人（家族成员）追逐非经济私人收益，两者利益并非一致。同时家族成员相对于只拥有股权而不参与管理的非家族股东，无论是经营业绩还是信息披露等方面，都掌握了更多的内部信息，由此产生的信息不对称使得代理问题较严重[10]。由于持股比例较高，家族成员在董事会中就会占有更多的席位，使得其可以通过控制董事会实现对企业的控制，从而根据家族利益开展工作，进行决策，独立董事也往往由家族成员聘任，缺乏了必要的独立性，难以形成权力制衡[11]。而且，在家族企业中，监事会岗位设置也大多由家族大股东决定，无法发挥应有的功能。即便是设计了完善的内部控制体系，也大多受制于董事会和管理层，中小股东也只能“用脚投票”。这样的治理结构使得家族控股股东能有效控制上市公司，公司运作透明度低，难以形成相互监督制约的管理模式，损害了中小股东利益[12]。所以，相对于非家族企业，家族企业会计信息更不透明，利润操纵行为更为突出，会计师事务所需要承担更大的审计风险。因此，本文提出假设1。
H1：家族涉入会提高公司审计定价。
2.家族涉入程度对公司审计定价的影响
在家族企业中，控股股东为了实现家族利益，往往会通过金字塔结构、交叉持股、董事会席位和管理层任免等公司治理安排，直接或间接加大对公司的实际控制权。这一方面降低了所有者与管理者之间的代理成本[13]，但另一方面，魏明海等[14]研究证实，董事会、监事会和高管层中家族成员所占的比例越高，家族企业越容易发生关联交易，导致中小股东利益受损和公司价值下降的概率越大。原因在于家族涉入程度越高，越能决定信息披露行为，由于亲密的家族血缘关系，需要公司内部高管间协作时难度较低，可能存在串通舞弊的情况。同时，管理层中家族成员涉入程度越高，家族所有者与管理者之间越可能出现利他主义不对称现象，家族管理者也会更倾向“搭便车”等机会主义行为。而为了维护家族社会情感财富，家族管理者的此类非效率行为通常不会受到惩罚，甚至不称职的家族管理者也不会及时被解聘。因此，家族管理者反而会提高企业的代理成本，体现为明显的利益壕沟效应[15]。
可见，家族涉入程度越高，企业越倾向于维护家族名声和利益，并出于保护社会情感财富的目的操纵信息披露，使得重大错报风险较高。因此，审计师需要付出更多的审计成本，面临更大的审计风险，进而也会制定更高的审计收费。由此，本文提出假设2。
H2：家族涉入程度会正向影响公司审计定价。
（二）家族涉入、风险投资与公司审计定价
我国关于家族涉入、风险投资与公司审计定价相关性研究的文献极为匮乏，但类似的也有学者在研究风险投资与审计定价的关系，如权小锋等[16]发现，有风险投资背景的公司比无风险投资背景的公司审计费用更低，并且风险投资机构的控制力越强，越能影响被投资企业治理结构和会计行为，提高财务信息质量，进而降低审计定价。审计风险要素理论认为，审计风险由固有风险、控制风险和检查风险三部分构成。一般而言，拥有更高持股比例的风险投资机构在企业中具有更强的话语权，可通过影响家族涉入公司的固有风险和控制风险来影响审计定价，而检查风险是审计师可控但又在较大程度上受前两者影响的风险。
首先，对家族企业而言，尤其是处于发展期时，随着规模不断扩大，家族自有资金不足以满足发展需求，引入风险投资机构，不仅为其提供资金支持，还会凭借自身资源帮助家族企业拓展融资渠道，包括权益融资和债务融资[17]，从而改善被投资企业的财务状况，即从源头上减少家族企业提供虚假财务信息的动机，降低固有风险。其次，根据风险投资的监督功能假说，风险投资不同于其他机构投资者，不仅为创业企业提供资金支持，还会借助自身的管理实力与资源优势积极参与公司经营管理，谋求董事会席位，增强董事会独立性并解聘不称职家族管理者，适当减少家族涉入程度[18]。同时积极寻求表决权和利用知情权来约束家族管理者的私利行为。因此，拥有较高持股比例的风险投资机构有动机和能力改善信息披露行为，从而减少家族企业与外部審计间的信息不对称问题，降低家族企业固有风险中的信息风险。最后，公司治理是内部控制环境乃至整个内部控制系统的基石，良好的公司治理可以提升企业内部控制水平，减少审计风险，有益于降低审计定价。家族涉入公司普遍缺乏有效的内部控制机制，家族实际控制人常通过家族成员管理权涉入强化控制权，使家族权威凌驾于内部控制之上[19]。而风险投资机构参与公司治理，能促进董事会和高管层发挥作用，优化内部控制环境，促进信息与沟通，加强控制活动，从而降低内部控制缺陷发生概率。
综上所述，风险投资参股能够在一定程度上优化家族涉入公司的治理水平，投入资金越多，与被投资企业联系越紧密，越有能力和动机降低被投资家族企业的固有风险和控制风险，从而有助于审计师减少实质性测试的范围和程序，不仅减小了审计风险，而且降低了审计成本，被投资企业的审计定价也会相应下降。由此，本文提出假设3。
H3：风险投资持股负向调节家族涉入程度与公司审计定价的关系。
三、研究设计
（一）样本选择与数据来源
本文以2015—2019年深交所中小板和创业板非金融类上市公司为样本，并且剔除了控制人不详的公司、剔除了ST/PT和数据缺失的样本，最终得到4 244个观测值。
本文对于家族涉入的定义参考李维安等[10]的研究，分为家族涉入与否（即是否为家族企业）和家族涉入程度。判别家族涉入企业的标准如下：第一，最终控制人能够追溯到自然人或家族，并且具有实质控制权;第二，最终控制人直接或间接持股比例在20%及以上，或者控股比例达10%以上且家族成员担任上市公司高管。公司治理、财务指标和审计定价等数据主要来源于CSMAR数据库，并与上海证券交易所和深圳证券交易所的公开年报进行双重核对。
同时本文借鉴权小锋等[16]的研究，按如下标准对风险投资机构进行界定：（1）名称中含有“风险投资”“创业投资”“创业资本投资”;（2）名称中含有“投资公司”“投资有限公司”“投资有限责任公司”等，通过搜索查询其主营业务来判断。最终与《中国风险投资年鉴》中收录的风险投资机构名单进行比对加以确定。
（二）模型设计与变量定义
基于前文的理论分析和逻辑推理，本文构建以下三个多元回归模型来验证家族涉入对审计定价的影响和风险投资持股的调节效应：
Ln Fee=α+β1FA+β2Size+β3Lev+β4Growth+
β5ROA+β6DDbi+β7Quick+β8Change+β9Local+
β10TobinQ+β11Age+β12Big8+β13Opi+∑Industry+
∑Year+ε （1）
Ln Fee=α+β1FamDbi+β2Size+β3Lev+β4Growth+
β5ROA+β6DDbi+β7Quick+β8Change+β9Local+
β10TobinQ+β11Age+β12Big8+β13Opi+∑Industry+
∑Year+ε （2）
Ln Fee=α+β1FamDbi+β2FamDbi×VCShare+
β3VCShare+β4Size+β5Lev+β6Growth+β7ROA+
β8DDbi+β9Quick+β10Change+β11Local+β12TobinQ+
β13Age+β14Big8+β15Opi+∑Industry+∑Year+ε
（3）
在模型1和模型2中，主要关注系数β1的正负及显著性，若为正，则H1和H2成立。在模型3中，加入了家族涉入程度和风险投资持股比例的交乘项（FamDbi×VCShare）以验证调节效应是否存在，主要关注系数β2的正负及显著性。
1.被解释变量为公司审计定价（Ln Fee）。本文以审计费用的自然对数进行度量。
2.解释变量为家族涉入特征。由两个变量反映：哑元变量“家族涉入与否（FA）”，属于家族涉入企业赋值为1，否则为0;“家族涉入程度（FamDbi）”，用家族成员担任董事占全部董事总人数的比例予以衡量。
3.调节变量为风险投资持股比例（VCShare）。通过对上市公司前十大股东中风险投资持股比例的手工检索、计算加以确定。
同时，已有文献表明，公司规模、财务状况、盈利能力、审计意见类型、是否国际四大事务所审计等因素均会影响审计定价，因此本文将其纳入控制变量。
具体变量定义如表1所示。
四、实证检验及分析
（一）描述性统计和相关性分析
为防止异常样本对结果产生干扰，本文对所有连续型变量在1%分位数进行缩尾处理。除风险投资持股比例外，所有变量均有4 244个观测值。描述性统计发现（如表2），样本公司审计定价自然对数的均值为13.577，有82.3%为家族企业，平均有13.3%的董事由家族成员担任，最高达50%。4 244个样本中有750个样本存在风险投资持股，持股比例平均为6.1%，最高为41.7%。可见中小板和创业板公司吸引了不少风投入驻，有的甚至将超过1/3股权让渡。从控制变量方面可以看出，企业规模差异较大，最小值20.044，最大值24.382。资产负债率、企业成长性和总资产收益率的总体均值为36.4%、22.9%和5.5%。样本公司独立董事占比均值为37.8%，最小值33.3%也符合独董不少于1/3的要求。在审计方面，近半数公司选择由国际四大和本土四大事务所进行审计，有6.3%的公司存在事务所变更情况，或由于事务所任期已满，或由于公司主动变更，无论何种原因，都有可能影响审计定价。
接着，对家族涉入与非家族涉入样本做分组描述性统计（篇幅所限，表略），相比非家族涉入样本，家族涉入样本的審计定价均值更高，初步支持了H1。最后对风险投资持股与无风险投资持股样本做分组描述性统计（篇幅所限，表略）。相比无风险投资持股样本，风险投资持股样本的审计定价更低，初步支持了风险投资的“认证监督假说”。
为了确保变量选择和模型设计的准确性，本文在回归分析前对变量间进行了相关性分析（篇幅所限，表略），家族控制与审计定价在1%水平呈显著正相关关系，初步验证了H1。为了防止自变量间多重共线性的影响，本文同时进行了多重共线性的统计检验，三个模型的方差膨胀因子（VIF）最高分别为2.23、2.24和2.06，远小于10，且均值在1.4左右，均在可容忍范围之内。
（二）回归结果分析
从表3模型1结果可知，解释变量家族涉入（FA）的系数为0.143，与审计定价（Ln Fee）在1%水平上显著为负，说明相较于非家族涉入公司而言，家族涉入公司的审计定价更高，家族涉入并未发挥积极的治理效应，验证了H1。
模型2显示家族涉入程度（FamDbi）的系数为0.202，与审计定价在1%水平显著正相关。说明家族涉入程度越高，审计定价也越高，H2得到验证。这是由于家族企业公司治理安排虽然可以有效缓解股东与管理者之间的信息不对称，减小第一类代理问题，但同时扩大了大股东与中小股东间的第二类代理问题。在进行决策时，掌握更多权力的家族成员会以家族利益至上，朝着有利于自身的方向决策，并且更容易与管理者形成合谋，增加了审计风险。
从模型3的回归结果可知，为了检验风险投资的调节效应，加入了家族涉入程度与风险投资持股比例的交乘项（FamDbi×VCShold）。结果显示，交乘项系数显著为-2.563，H3得到验证。其可能的解释在于，高持股比例的风险投资机构作为企业重要股东之一，在家族涉入公司中，由于两者利益联系紧密，出于对自身利益的维护，更有动力发挥积极的治理作用。同时因其有更多话语权和丰富的管理经验，能影响家族决策，规范家族企业治理，从而降低审计风险和审计定价，验证了风险投资的“认证监督假说”。
（三）稳健性检验
1.内生性控制与处理
风险投资机构在筛选投资项目时会认真考察，谨慎选择。由于经营状况较好、公司治理较完善的企业更受风险投资青睐，审计师在审计时需要承担的风险也更小。由此，本文选用倾向性得分匹配法（PSM）以控制这种自选择偏差产生的内生性影响。首先，将存在风险投资持股的公司（VC=1）设置为处理组，没有风险投资持股的公司（VC=0）设置为对照组。然后选用企业规模（Size）、成长性（Growth）、盈利性（ROA）、财务风险（Lev）、行业（Industry）、上市年限（Age）、地域属性（Local）、董事会独立性（DDbi）和公司价值（TobinQ）9个要素作为配对筛选变量，采用1：2最近邻匹配法进行匹配，为处理组当年样本配对对照组。配对后，共获得1 836个有效样本观测值。最后，采用配对样本按照模型1和模型2重新进行实证检验，其结果如表4所示，全样本中FA系数和FamDbi系数均显著为正，H1和H2成立，即家族涉入的中小板和创业板公司审计定价更高并且家族涉入程度与审计定价呈正相关关系。对比VC=1和VC=0的回归结果，可以发现家族涉入和审计定价的正相关关系在无风险投资情况下更为显著（系数为0.162，且在1%水平显著），家族涉入程度和审计定价的正相关关系也仅在VC=0时成立（系数为0.260，且在1%水平显著），即风险投资的存在能有效削弱家族因素所带来的影响，可以向审计师传递企业审计风险较低，公司治理较规范的积极信号。
2.更换核心变量测度
（1）用董事长是否由家族成员担任（Fam-D）来衡量家族涉入。本文以此替代指标进行稳健性检验。实证结果如表5所示，若家族成员担任董事长，审计师会提高审計收费。风险投资持股比例同样可以负向调节这一关系，是否由家族成员担任董事长与风险投资持股比例的交乘项（Fam-D×VCShare）系数为-0.881，且在1%水平显著。可见结果未发生实质性改变。（2）用家族持股比例（FO）来衡量家族涉入程度。家族企业的关键判别标准以及家族涉入的前提就是最终控制人持股比例。本文使用最终控制家族持有企业股权总和占比来衡量家族涉入程度，实证结果也未发生显著改变。
五、进一步检验：基于风险投资的政府背景分析
已有研究表明，不同属性的风险投资机构所发挥的公司治理效应存在显著差异[20]，由此，本文推断，这种属性差异对审计定价也会产生异质性影响。在国外发达资本市场的相关研究中，更多考虑风险投资的声誉、规模、经验属性、联合属性等异质性问题。而我国风险资本市场起步较晚，随着政府的大力支持才得以迅速发展。目前市场上从股权结构来看，主要包括政府背景和民营背景两类风险投资机构。它们的资本来源不同，决定了具有不同的投资目标、资源禀赋和治理能力。由此，本文进一步探索我国政府背景与非政府背景的风险投资机构对家族企业的治理和审计定价是否存在差异性影响。
若风险投资机构股东包含中央/地方各级国资、发改、科技部门等，则认为有政府背景（VCGov）。通过进一步分析结果可知（如表6），若有政府背景的风险投资持股，审计定价更低，系数为-0.098，且在1%水平上显著。同时，分样本回归发现，若公司董事会中家族成员占比较高，风险投资的政府属性与公司审计定价便不存在显著的相关关系，说明风险投资的政府背景只有在家族涉入程度较低的家族企业中发挥有效的治理作用。
六、研究结论及启示
本文将公司治理、金融市场和审计市场连接起来，以2015—2019年中小板和创业板上市公司为样本，检验了家族涉入、风险投资和审计定价三者之间的关系。研究发现：（1）家族涉入公司相较于非家族涉入公司而言，审计定价更高，而且家族涉入程度与审计定价呈正相关关系，表明企业中家族涉入因素表现出较高的审计风险，而且这种信号会被审计师所感知，在审计定价中予以考虑。（2）风险投资持股比例负向调节家族涉入程度与审计定价的关系，表明风险投资机构持股比例越大，与家族涉入公司联系越紧密，越能发挥监督效应，从而降低家族涉入对审计定价的影响，验证了风险投资的“认证监督假说”。（3）与没有政府背景的风险投资相比，有政府背景的风险投资持股，审计定价更低，证明有政府背景的风险投资会向投资者和审计师传递会计信息质量更高的积极效应，但只在家族涉入程度较低的公司中存在。
本文的研究启示是：家族涉入公司由于股权集中度高，两权分离现象严重，家族有动机和能力影响公司治理、信息披露等行为，内部控制系统薄弱，存在较高审计风险。而风险投资作为一项外部治理机制，持有一定的股权不仅能弱化家族“一股独大”带来的不利因素，而且为了保障自身利益会代表广大中小股东积极参与公司治理，实现权力的制衡，降低固有风险和内部控制风险。因此，家族上市公司欲实现基业长青，有必要改善股权结构，考虑引入风险投资资本，这对完善公司治理结构，降低与外部利益相关者的信息不对称程度和在审计市场上提高议价能力具有重要意义。
【参考文献】
[1] 陈素琴，翁智慧.风险投资与受资企业财务绩效相关性研究——基于创业板上市公司[J].会计之友，2018（11）：85-92.
[2] 程昔武，纪纲，杜文强.风险投资参与影响创业板IPO公司盈余管理吗？[J].会计之友，2018（6）：149-153.
[3] 吴翠凤，吴世农，刘威.我国创业板上市公司中风险投资的介入与退出动机研究[J].经济管理，2012（10）：128-138.
[4] 安维东.股权制衡、社会资本与家族企业控制权——基于雷士照明控制权争夺案例的研究[J].企业经济，2015（8）：49-55.
[5] 屈国俊，宋林，冯照桢.风险投资会降低IPO抑价吗？——基于创业板的实证分析[J].经济体制改革，2017（4）：188-195.
[6] 李越冬，严青.风险投资“抑制”还是“放纵”内部控制缺陷？[J].科研管理，2019（8）：101-112.
[7] FAN P H J，WONG T J.Do external auditors perform a corporate governance role in emerging markets？Evidence from East Asia[J].Journal of Accounting Research，2005，43（1）：35-72.
[8] 陈和平，康悦.业绩快报自愿披露、产权性质与审计费用——基于A股上市公司的经验证据[J].会计之友，2021（4）：120-127.
[9] 贺小刚，李新春，连燕玲，等.家族内部的权力偏离及其对治理效率的影响——对家族上市公司的研究[J].中国工业经济，2010（10）：96-106.
[10] 李维安，李晓琳.家族涉入、外部审计与信息披露违规[J].系统工程，2017（9）：60-69.
[11] 赵宜一，吕长江.家族成员在董事会中的角色研究——基于家族非执行董事的视角[J].管理世界，2017（9）：155-165.
[12] BERRONE P，CRUZ C，GOMEZ-MEJIA L R.Socioemotional wealth in family firms[J].Family Business Review，2012，25（3）：258-279.
[13] 陈晓红，尹哲，吴旭雷.“金字塔结构”、家族控制与企业价值——基于沪深股市的实证分析[J].南开管理评论，2007（5）：47-54.
[14] 魏明海，黄琼宇，程敏英.家族企业关联大股东的治理角色——基于关联交易的视角[J].管理世界，2013（3）：133-147.
[15] 窦军生，张玲丽，王宁.社会情感财富框架的理论溯源与应用前沿追踪——基于家族企业研究视角[J].外国经济与管理，2014（12）：64-71.
[16] 权小锋，徐星美.风险投资、内部控制与审计定价[J].财经研究，2017（6）：132-144.
[17] 吴超鹏，吴世农，程静雅.风险投资对上市公司投融资行为影响的实证研究[J].经济研究，2012（1）：105-119.
[18] LAURA BOTTAZZI，MARCO DA RIN，THOMAS HELLMANN.Who are the active investors？Evidence from venture capital[J].Journal of Financial Economics，2008，89（3）：488-512.
[19] 周美华，林斌，李炜文.家族控制、家族成员涉入与内部控制[J].当代财经，2017（9）：80-90.
[20] 張学勇，廖理.风险投资背景与公司IPO：市场表现与内在机理[J].经济研究，2011（6）：118-132.
作者：黄阳 金珂亦 李生校