一、引言

党的二十大报告指出：加快构建新发展格局，着力推动高质量发展。从经济学视角出发，根据研究对象的不同，高质量发展可以划分为微观、中观和宏观三个层面，三个层面的高质量发展有机统一，共同构成经济的高质量发展格局。企业作为微观经济活动主体和中观产业发展的基本组织（黄速建等，2018），是经济发展坚实的微观基础与前提，只有企业实现高质量发展才能从根本上推动经济增长方式从粗放型向集约型转变（陈丽姗和傅元海，2019），因而企业高质量发展是经济高质量发展的关键。

习近平总书记指出，当今世界正经历百年未有之大变局，我国发展仍处于重要战略机遇期（习近平，2020），这也意味着我国的社会经济环境正经历着复杂深刻的变化。审计作为经济活动重要的外部监管力量，建立在一定经济要求和条件之上（王彪华和谢莹莹，2020），因而经济高质量发展在影响审计的同时，也对审计提出了更高的要求，需要审计师积极响应党和国家的政策方针，顺应经济发展新形式，投入更多的时间和精力为企业提供更高质量的审计服务。这也昭示着审计师应当采取更为严格谨慎的态度，开展更为全面的审计业务，出具更高水平的审计报告和审计管理建议书，从而为企业高质量发展“保驾护航”。此外，企业作为经济市场的主体，势必受到经济社会变化的影响，在高速发展向高质量发展转变的探索革新阶段，企业也可能产生潜在的风险。作为审计市场重要的信息中介，审计师会根据企业存在的风险进行预期评估，进而影响审计费用（倪小雅等，2017）。那么，企业高质量发展究竟会对审计费用产生怎样的影响？影响机制是什么？两者的关系尚需进行针对性的深入研究。

纵观已有文献，近些年来经济高质量发展虽已逐渐成为学术界的研究热点，但目前有关经济高质量发展的研究仍聚焦于宏观和中观层面，微观层面企业高质量发展的研究并不多。且其中绝大多数学者着眼于企业高质量发展的逻辑特征（高培勇等，2020；齐嘉，2019；钞小静和薛志欣，2018）、测度标准（贺晓宇和沈坤荣，2018；马宗国和曹璐，2020）、影响因素（武常岐等，2022；董志愿和张曾莲，2021；石大千等2019）和发展路径（陈昌兵，2018；祝合良和王春娟，2020）等方面的研究，鲜有学者研究企业高质量发展的经济后果，从审计角度出发展开研究的更是少之又少。此外，审计师是否会受到企业高质量发展的影响而收取不同的审计费用这一问题，也似乎并没有引起学者们的广泛关注。

基于此，本文试图从审计角度出发，利用我国沪深A 股上市公司数据，采用实证方法分析企业高质量发展对审计费用是否产生影响，以期为推动我国企业高质量发展提供理论依据。此外，不同产权性质的企业由于企业规模（张玉娟和汤湘希，2018）、治理模式（佟爱琴和马星洁，2013）、获取资源（韩金红和潘莹，2021）等方面的差异，往往具有不同的高质量发展意识和模式，审计师在面对不同产权性质的企业时也会表现出不同的审计态度（李越冬等，2014），这些外部因素以及审计师自身特征均会影响审计师对于审计费用标准的设定。因此，本文综合考虑了产权性质以及审计师特征的影响，进一步研究了其在企业高质量发展与审计费用的关系中所产生的影响和作用机理。

本文的贡献在于：一是从审计角度探讨了企业高质量发展对审计费用的影响，丰富了企业高质量发展的经济后果研究，也拓宽了我国微观层面经济高质量发展的理论研究。二是为探究产权性质是否会对二者的相关关系产生影响，本文将产权性质引入研究模型，探究其在企业高质量发展影响审计费用中的调节效应。三是进一步考虑了审计师特征，探索了审计师声誉和行业专长在企业高质量发展与审计费用两者关系中发挥的作用。

二、理论分析与研究假设

审计作为外部监督的重要力量，在企业高质量发展过程中扮演着不可或缺的角色。会计师事务所作为我国市场经济监督和国家治理体系建设的重要制度安排（刘明辉和刘雅芳，2014），也肩负着鉴证会计信息、监督市场高效运行等职责（杨世信等，2020），因而走企业高质量发展之路也对社会审计提出了更高的要求。在经济转型的关键时期，审计师应当准确把握经济发展中的新机遇，积极应对新挑战，增加专业知识储备和积累更为丰富的审计经验，投入更多的时间和精力，提供更为专业化的审计服务，充分发挥审查监督作用。

根据委托代理理论，审计师受托对企业开展审计工作时，需要全面了解企业环境，也包括其经营中的不确定信息。党的十九大提出：“我国经济已由高速增长阶段向高质量发展阶段转变。”企业作为市场主体，同样身处这样的变局之中。一方面，经济环境和政策变动给审计师增加了更多非传统的经济业务，使审计师面临更高难度的职业判断和更大的从业风险。另一方面，企业高质量发展包含了质量变革、效率变革和动力变革（任保平和李禹墨，2018），但在三大变革的调整和探索过程中企业的经济决策不确定性往往会不可避免地增加，因而企业对于了解自身真实经济业绩、经营决策正确性以更好地管控风险有了更多的需求，从而推高了其对更高质量审计的期待。但是，企业对审计报告的依赖性越强，在投资、研发等经营决策失误导致企业蒙受重大损失时，就越容易将责任转嫁到审计师身上，审计师可能会遭受更为严重的审计诉讼（李嘉明和杨帆，2016）。根据审计保险理论，审计具有保险价值，即审计师需要对遭受的诉讼做出赔偿（李哲等，2020），这也提高了审计师的审计风险。

“创新、协调、绿色、开放、共享”的新发展理念是高质量发展的核心。其中创新是第一动力，也是经济高质量发展的根本路径（陈丽姗和傅元海，2019）。企业作为微观主体，能否实现高质量发展的关键在于企业是否长期地拥有核心竞争力（李佳霖等，2021）。根据内生增长理论，技术创新是企业获得可持续性核心竞争力的重要内在源泉，因而高质量发展企业往往会在技术创新上投入更多。然而，由于技术创新具有风险高、回报率不稳定和周期长等特点（Hassan，2015），企业高质量发展所必备的技术创新有可能会给企业带来更高的创新风险和调整风险，面对企业高质量发展过程中创新投入带来的盈余波动，管理层可能试图采取机会主义行为在财务报表中消除这一影响，增加高质量发展企业的错报和舞弊风险，从而增加审计风险。

若创新研发失败，企业可能会面临严重的财务危机，因而审计师会高度关注企业高质量发展过程中存在风险的创新投入，从而提高企业的审计风险。特别地，企业高质量发展对于技术创新的新颖性有着更高的要求，而新颖性创新会使企业产生不同的业务往来和融资活动等（李哲等，2020）。这也意味着高质量发展企业的业务复杂度会有所提升，因而审计师需要对高质量发展企业投入更多的审计资源，选取不同的审计程序和测试方法以应对新出现的业务往来，而不能仅依照往期审计程序适当调整（陈宋生和田至立，2019），从而增加了审计师的工作难度和工作量。党的十九大首次提出高质量发展这一概念，党的二十大报告强调“要坚持以推动高质量发展为主题”。这说明未来一段时间内，我国仍然把高质量发展放在重要的战略位置上，但目前并没有形成成熟的企业高质量发展路径要求和制度规范。这可能会出现部分企业为了响应高质量发展中的创新驱动发展战略，粉饰创新水平，而大幅增加创新投资，但实际上产能低下、资金浪费严重的情况（潘海英和王春凤，2020）。这种情况一旦被审计师发现，就会被给予关注，从而提高审计风险评估水平。

此外，企业高质量发展也对审计师所能提供的审计服务种类提出了更高的要求。审计师不仅需要提供审计鉴证与增信等常规性服务，还需要提供更具有差异化的、有价值创造的审计增值业务（刘襄生等，2022），从而增加审计成本和审计风险。在企业高质量发展的过程中，审计管理建议书的重要性逐渐凸显。审计管理建议书是审计增值服务的载体之一，其核心在于帮助企业董事长和高管把握企业未来的发展方向（郭晋龙和张力，2018）。一份行之有效的管理建议书可以明确审计师应注意到的内部控制缺陷以及执行过程中可能涉及的管理问题（汪明则，1995），并提出专业的管理建议。企业根据建议进行改进有利于进一步完善内部控制制度，提高公司治理和经营管理水平，提升公司价值，从而推动企业高质量发展。可见，企业高质量发展对审计管理建议书有了更多的需求。但高质量审计管理建议书的出具也对审计师的综合能力提出了更高的要求。审计师不仅需要具备会计审计相关知识和经验，还需要具备全面的企业经营管理和组织协调知识以及分析判断和写作能力等。同时，审计师需要投入更多的时间精力编写管理建议书，与企业相关人员进行充分的沟通交流，并向董事长和企业高管进行汇报，有些还需要审计师进行后期的跟进和协调，这大大增加了审计师的工作量。

审计费用由审计成本、风险溢价和正常利润组成（Simunic，1980）。审计师会根据审计工作所需的时间、精力和所需承担的责任来收取审计费用。根据上文分析，企业高质量发展对审计师提出了更高的要求，同时也从不同的方面加大了审计师工作量、工作难度以及审计风险，进而增加了审计师的审计成本和风险溢价，因此审计收费也有所增加。

基于以上分析，本文提出以下假设：

H1：在其他条件相同的情况下，企业高质量发展会显著提高审计费用。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取2017 ～2021年我国A股上市公司为研究对象，剔除了原始数据中的金融业公司数据、ST和*ST公司数据以及所有变量的缺失值、极端值及异常值，最终得到8537个有效观测值。此外，对所有连续变量在1%～99%分位上进行缩尾（Winsorize）处理。本文原始数据均来自于CSMAR数据库和Wind数据库，统计处理软件为EXCEL、STATA16.0。

（二）变量定义与说明

1.被解释变量：审计费用（Lnfee）。采用上市公司当年的审计费用总额的自然对数进行衡量。数值越大，表示上市公司当年被收取的审计费用越高。

2.解释变量：企业高质量发展（Tfp_op）。企业全要素生产率体现了企业内部各要素的综合生产率（武常岐等，2022），因为其具有要素丰富和综合性强等优势（陈昭和刘映曼，2019），从而成为评价发展质量的重要指标。本文选取企业全要素生产率作为企业高质量发展的代理变量，采用Olley-Pakes 的半参数三步估计法（简称OP法）对企业全要素生产率进行估计，这种方法可以很好地解决同时性偏差问题（鲁晓东和连玉君，2012）。其中，状态变量为企业年龄和资本投入，分别用企业上市年限和固定资产的自然对数衡量；控制变量为企业性质和是否参与出口，分别用企业是否为国有控股和企业是否有海外销售收入的虚拟变量衡量；代理变量为企业投资，用资本性支出的自然对数衡量；自由变量为劳动力投入的自然对数以及年份虚拟变量、省份虚拟变量和行业虚拟变量；退出变量为是否退出市场，用企业年末是否被ST或PT衡量。

3.控制变量。为了保证研究结果不受其他因素的干扰，本文借鉴已有文献，控制了企业规模（Size）、流动比率（Liq）、资产负债率（Lev）、经营亏损（Loss）、业务复杂度(Recinv）、账面市值比（MB）、总资产收益率（ROA）、审计意见（Audit）。此外，为了控制行业特征和年度规模效应可能产生的影响，本文还设置了行业虚拟变量和年度虚拟变量。具体变量定义如表1所示。

表1 变量定义

（三）模型构建

本文构建了以下模型来研究企业高质量发展对审计费用的影响：

Lnfeei，t=α0+α1Tfp_opi，t+α2Controlsi，t+ε

模型主要考察系数α1，当α1显著为正时，表明企业高质量发展与审计费用具有显著的正相关关系。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

表2 列示了变量的描述性统计结果。审计费用（Lnfee）的平均值为14.020，最小值为12.770，最大值为16.290，与李世刚等（2022）、袁春生和牛世魁（2022）等学者的统计结果基本保持一致，表明上市公司收取的审计费用存在一定的差异。企业高质量发展（Tfp_op）的均值为6.898，标准差为0.848，表明上市公司的高质量发展水平存在较大的差异。

表2 描述性统计

基于样本数量的可比性，本文进一步按照企业高质量发展（Tfp_op）的均值进行分组，按照企业高质量发展水平高低分样本进行统计。由表3 可以看出，当企业高质量发展水平小于均值时，审计费用的均值为13.729，当企业高质量发展水平大于均值时，审计费用的均值为14.393，Diff 的均值为0.664，且在1%的水平上显著，说明企业高质量发展水平较高组的审计费用（Lnfee）显著高于高质量发展水平较低组，即企业高质量发展与审计费用正相关，初步支持H1。控制变量的组间差异检验发现，高质量发展水平较高的企业具有规模大、流动比率低、资产负债率高、亏损少、业务复杂度高、账面市值比高、总资产收益率高等特征。

表3 按企业高质量发展水平分组的描述性统计

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1% 的水平上显著。下同。

（二）相关性分析

相关性分析发现，企业高质量发展（Tfp_op）和审计费用（Lnfee）之间的相关系数为0.583，在1%的水平上显著，这说明企业高质量发展与审计费用呈显著的正相关关系，H1 初步得到支持。此外，本文还进行了变量的方差因子检验，结果显示VIF的均值为2.21，且均不大于10，说明模型不存在严重的多重共线性问题。限于篇幅，结果未予列示，留存备索。

（三）多元回归分析

通过上文构建的固定效应回归模型对企业高质量发展与审计费用的相关关系进行回归分析，具体结果如表4所示。由表4可见，企业高质量发展（Tfp_op）与审计费用（Lnfee）的回归系数为0.017，并且在10%的水平上显著，这表明企业高质量发展会显著增加审计费用，从而验证了H1。

表4 多元回归结果

注：括号内为t值，下同。

五、稳健性检验

为了检验结论的可靠性，本文进行了如下稳健性检验：

（一）改变变量的测度方式

保持样本不变，为了避免审计费用受企业规模的影响，本文对审计费用进行标准化处理，即选取审计费用与企业总资产比值的对数度量审计费用，代入模型进行回归分析，回归结果如表5列（1）所示。可见Tfp_op的系数为0.020，在5%的水平上显著，与前文的研究结论保持一致。

表5 稳健性检验结果

（二）滞后一期

为了缓解内生性问题，本文选取了滞后一期的审计费用作为被解释变量代入模型，回归结果如表5 列（2）所示。可见Tfp_op 的系数为0.022，在10%的水平上显著，依然支持前文的研究结论。

（三）工具变量法

本文参照范合君和吴婷（2021）、郭家堂和骆品亮（2016）等学者选取解释变量滞后期作为工具变量的做法，将企业高质量发展（Tfp_op）滞后一年作为当期的工具变量，采用两阶段法（2LSL）和广义矩估计法（GMM法）进行回归。回归结果如表6所示，可以看出第（1）列和第（2）列中，Tfp_op 的系数均为0.041，且在1%的水平上显著，说明在考虑内生性问题之后，企业高质量发展与审计费用之间有显著的正相关关系。

表6 工具变量法回归结果

（四）倾向得分匹配法（PSM）

本文选用倾向得分匹配法（PSM）以缓解样本选择偏差产生的内生性问题，选取现有控制变量为匹配协变量，使用最近邻匹配1∶3原则进行匹配，之后对本文的回归模型重新进行回归分析。结果如表7 所示，Tfp_op 的系数为0.034 且在1%的水平上显著，可见企业高质量发展与审计费用存在显著的正相关关系，表明本文前述研究结论稳健。

表7 倾向得分匹配法（PSM）回归结果

六、进一步研究

前文的研究表明，企业高质量发展会提高审计师审计成本和审计风险，进而影响审计费用。因此，本文试图进一步探讨企业自身产权性质以及审计师特征在企业高质量发展与审计费用的关系中是否产生影响。

（一）产权性质、企业高质量发展与审计费用

国有企业的规模一般比非国有企业大（李云等，2017），组织结构和业务也更加复杂，因而国有企业在高质量发展过程中会涉及更多的内部组织和经济业务。当审计师面临更为复杂的业务时，会投入更多的时间和精力成本，从而提高审计成本。并且国有企业的治理机制往往存在股权相对集中、内部人控制严重等情况（李嘉明和杨帆，2016），因而审计师很有可能对国有企业管理层的盈余管理行为给予更高风险评估水平（刘猛等，2018）。此外，由于国有企业持股的特殊性和重要性，审计师在对国有企业进行审计时，会面临更高的违规风险（李越冬等，2014）。审计师在识别出国有企业高质量发展过程中可能产生的机会主义行为以及诉讼、错报与舞弊等风险时，会花费更多的审计成本来降低风险，并通过收取更多的审计费用来补偿成本和承担风险。基于此，本文为变量产权性质（Soe）赋值，若是国有控股上市公司，取值为1，否则取值为0，并且将产权性质虚拟变量（Soe）和企业高质量发展与产权性质的交乘项（Tfp_op×Soe）加入回归模型，试图研究在不同产权性质的上市公司中，企业高质量发展对审计费用的影响是否存在差异。回归结果如表8 第2 列所示，企业高质量发展与产权性质的交互项（Tfp_op×Soe）的回归系数为0.071，并且在1%的水平上显著，这表明在国有控股上市公司中，企业高质量发展对审计费用的正向影响更为显著。

表8 产权性质、企业高质量发展和审计费用

（二）审计师特征、企业高质量发展与审计费用

根据声誉理论，出于对声誉的保护，审计师会投入更多的资源以提供更高质量的审计服务，因而在市场上声誉高的审计师出具的审计报告更具有可信度，需求量也会增加。根据“深口袋”理论，当声誉高的审计师出现审计偏差或审计失误时，可能会面临更大的损失。因此，在面临潜在的诉讼风险时，审计师会收取更高的审计费用作为补偿。那么在面对企业高质量发展带来的新挑战时，声誉高的审计师是否会出于保护声誉的动机，开展更为全面的审计以降低风险而导致审计成本增加或者获得更多的风险溢价，从而提高审计费用呢？为了探讨这一问题，本文进一步研究了审计师声誉的调节效应。De Angelo（1981）认为，受聘于较大规模会计师事务所的审计师更在乎声誉，因而本文将审计师声誉定义为是否在国际“四大”从业。回归结果在表9 列（1）列示，可以看出Tfp_op×Big4 的系数为0.060，且在1%的水平上显著，表明审计师声誉在企业高质量发展与审计费用的关系中产生显著的正向调节效应。

表9 审计师声誉（行业专长）、企业高质量发展和审计费用

具有行业专长的审计师往往可以利用其对企业环境的充分了解和丰富的行业知识与经验快速上手，在面对企业高质量发展带来的审计业务复杂度和专业性的提升时，可以花更少的时间和精力高效完成审计工作，降低审计成本，从而降低审计费用。但是，随着企业高质量发展战略的推进，对于审计质量也有了更高的要求，企业期待获取更高质量的审计服务来帮助自身规避风险，因而具有行业专长的审计师在市场中更具有竞争优势，更容易获取客户的认可（王守海等，2017），最终收取较高的审计费用。此外，行业专长的培养也需要前期投入大量的时间成本和维护成本等（陈智和徐泓，2013），审计师可能会通过增加审计费用的方式补偿成本。可以看出，有无行业专长的审计师在面对企业高质量发展时对于审计成本和审计风险的评估是存在差异的，因而可能会收取不同的审计费用。基于此，本文采用市场份额法，借鉴蔡春和鲜文铎（2007）的做法，考虑到我国会计师事务所行业专长的发展仍处于起步阶段，选择行业专长国际标准的下限10%为阈值，将会计师事务所在特定行业占有的市场份额大于10%定义为具有行业专长。回归结果如表9列（2）所示。Tfp_op×IMS 的系数为0.056，且在1%的水平上显著，表明审计师行业专长对企业高质量发展与审计费用之间的关系产生显著的正向调节效应。

进一步地，本文还按照审计师声誉高低和审计师是否具有行业专长进行分组，探讨产权性质在企业高质量发展与审计费用中发挥的调节作用的差异性，回归结果如表8 所示。可以看出，在审计师声誉高组，Tfp×Soe 的系数为0.070，正向但不显著，在审计师声誉低组，Tfp_op×Soe的系数为0.024，且在5%的水平上显著，表明当审计师声誉较低时，产权性质发挥的调节作用更为显著。在审计师具有行业专长组中，Tfp_op×Soe 的系数为0.118，在1%的水平上显著，在审计师不具有行业专长组中，Tfp_op×Soe 的系数为0.019，正向但不显著，表明当审计师具有行业专长时，产权性质发挥的调节作用更为显著。

七、结论与建议

本文选取2017 ～2021年我国A股上市公司为研究对象，实证检验了企业高质量发展对审计费用的影响，同时探析了产权性质在二者关系中的调节作用。此外，本文还进一步区别审计师声誉和行业专长，以探讨企业高质量发展对审计费用的影响差异。实证结果表明：企业高质量发展与审计费用显著正相关；产权性质在企业高质量发展与审计费用的正相关关系中起到显著的正向调节效应；审计师声誉和行业专长能够在企业高质量发展与行业专长的关系中发挥显著的正向调节作用；在审计师声誉低和具有行业专长的组中，产权性质产生的正向调节效应更显著。

本文为企业高质量发展促进审计费用提高提供了理论支撑，丰富和拓展了企业高质量发展经济后果和审计费用影响因素的相关研究。同时，本文还实证分析了产权性质在其中起到的作用，并基于审计师特征细化研究了企业高质量发展产生效应的条件，为审计在企业高质量发展过程发挥重要监督作用提供了理论参考。

本文的研究结论表明，审计师在对上市公司收取审计费用时，会考虑到企业高质量发展可能产生的风险因素。因此，企业在追求经济高质量发展的同时，也应注意方式方法，不宜盲目求快，应注重风险管控。而审计师作为外部监督的重要力量，面对企业高质量发展带来的新要求和新风险，除了通过增加审计费用来弥补审计成本和审计风险，还应当提升专业胜任能力，利用新型的大数据等技术，拓展新思路，采用新方式，开展更为全面高效的审计业务，提高风险预警能力，从而降低企业风险。特别地，审计师应该注重为企业提供更高质量的审计管理建议书等增值审计服务，这不仅可以更好地为企业高质量发展保驾护航，还可以成为会计师事务所在审计市场上竞争的差异化亮点。