企业诉讼风险与审计收费
——基于关键审计事项披露视角

刘颖斐，张小虎

（武汉大学经济与管理学院，湖北武汉430073）

一、引言

2008年全球金融危机爆发后，传统的审计报告越来越难以满足投资者对审计信息的需求。国际审计与鉴证准则理事会（IAASB）以及美国上市公司会计监督委员会（PCAOB）先后发布了一系列审计报告准则，旨在要求审计师提高工作透明度，提供更有信息含量的审计报告。在这一国际背景下，为了保持我国审计准则与国际审计准则持续全面趋同，财政部于2016年12月批准印发了审计报告的12项新准则（以下简称新准则），其中最重要的内容是在审计报告中增设关键审计事项，该准则于2017年在A+H股公司中率先实施，于2018年在A股公司中全面实施。现有研究已经证明这一准则变化有利于提高审计报告的沟通价值，降低报告使用者的信息成本，提高投资者的投资效率［1］。同时，这一审计准则的变革也有利于提高审计质量和企业的信息透明度［2］。新准则要求审计师与治理层沟通识别出特别风险后，运用职业判断确定审计中最为重要的关键审计事项，并在审计报告中披露确认的关键审计事项。审计师重点关注的领域通常与财务报表中复杂、重大的管理层判断领域相关，而且涉及困难或复杂的审计师职业判断。这些需要重点关注的事项会影响审计师的总体审计策略，也会影响相应的审计资源分配。当客户公司的诉讼风险较高时，企业将在经济和声誉上遭受损失，经营风险和财务风险提高［3-4］，审计师需要考虑的重大错报风险和特别风险相应增加，这对审计师披露关键审计事项有何影响？披露关键审计事项是否包含了更多的企业风险信息呢？审计师选择关键审计事项披露的行为是否对审计定价产生影响？这是亟待展开研究的内容。

国外研究一方面聚焦于讨论关键审计事项对报告使用者的影响。相关研究发现，关键审计事项能够增加审计报告的信息含量，提高财务报告的信息质量［5-6］。但是也有研究认为与关键审计事项相关的信息已经被提前披露，而且较多的关键审计事项反而会分散报告使用者的注意力，所以其不能为报告使用者提供有效的增量信息［7-8］。另一方面，国外研究探讨了关键审计事项披露对审计师责任感知的影响。相关研究认为，关键审计事项的披露意味着审计师在重点关注的领域投入了较多的审计资源，审计报告的质量理应得到提高，报告使用者对审计师责任的感知增强［9-10］。但也有研究认为，报告使用者对审计师责任的感知会因关键审计事项起到的“事前警告”作用而降低或者关键审计事项并没有产生影响［11-13］。国内研究则证明了关键审计事项的披露减轻了投资者感知的审计人员责任［12］，并且提高了审计报告的信息含量和审计质量，降低了股价同步性以及应计盈余管理和真实盈余管理程度［1-2，14-16］。关于影响审计收费的因素，现有研究认为审计收费主要受审计工时和审计资源、客户公司的财务风险、经营风险以及内部治理水平、外部舆论、法律和监管环境、非处罚性监管手段等因素的影响［17-37］。

但是在新审计报告准则的背景下，关键审计事项的披露会如何影响审计收费以及关键审计事项披露在风险披露方面发挥的作用，则尚无直接研究。本文利用A+H股2016年以及A股上市公司2017—2018年的年报数据实证检验了企业诉讼风险与审计收费的关系，并从关键审计事项的角度检验了企业诉讼风险影响审计收费的路径。

本文主要贡献如下：首次运用2016年A+H股以及2017—2018年A股上市公司的年报数据检验了企业诉讼风险对审计收费的影响，发现关键审计事项披露在其中起到中介作用。研究表明企业的诉讼风险较高时，审计师会披露更多的关键审计事项数量，进而导致审计费用的提高，这种中介效应仅在企业风险承担水平高、盈余管理水平高、股权集中度高的公司中存在，这说明关键审计事项披露包含了企业风险信息，能改善市场的信息环境。本文从关键审计事项披露这一新的视角检验了企业诉讼风险对审计收费的影响机制，丰富了企业诉讼风险在审计层面的经济后果研究，也丰富了有关关键审计事项披露的研究。

二、理论分析与研究假设

（一）关键审计事项披露是否能在风险披露方面发挥作用

现有文献认为审计收费主要受审计资源投入与审计风险两方面因素的影响［38］。在审计资源投入方面，若企业的诉讼风险水平较高，审计师可能需要投入更多的审计资源将审计风险降至可接受水平，进而导致审计收费增加。Choi等运用跨国公司数据证明了如果法律制度较为严格，审计师为了降低审计风险，将提高审计投入，审计费用相应增加［20］。

在审计风险方面，当企业的诉讼风险水平较高时，根据保险理论和“深口袋”理论，审计师将会承担这些来自客户公司的风险，进而导致审计师在声誉和经济上的双重损失。因此，当企业的诉讼风险越高时，审计师未来的潜在被诉讼风险也会越大，审计师将会收取越多的审计收费弥补风险。现有文献表明，企业诉讼风险与审计收费是显著正相关的。Seetharaman通过研究在美国上市的英国公司发现，由于两国法律制度对投资者的保护程度存在差异，审计师面临的诉讼风险也不同，最终导致审计收费的增加［33］。后续研究基于跨国数据、采用公司IPO以及反向并购的特定背景证明了当客户公司面临更为严格的法律环境时，审计师的诉讼风险提高，因此审计师会增加审计收费［39-40］。在我国的法律环境下，企业的法律风险与审计收费也呈正相关关系，而且当客户公司处于高诉讼风险的环境下，媒体负面报道会使审计师提高审计收费，主要是因为审计师通过提高审计收费弥补潜在的诉讼风险［3，31］。综上，当企业诉讼风险较高时，审计师将会投入更多的审计资源，并收取相应的风险溢价，进而导致审计费用的增加。

诉讼是解决利益冲突的一种高成本方式，通常被认为是次优的冲突解决方案，会对企业产生不利影响［41］。一方面，企业作为被告方败诉时，企业的一些经营活动可能被法院判定为非法活动，这将对企业的声誉产生严重影响，导致企业与其合作者及客户的关系恶化，另外企业需要承担败诉的赔偿责任以及高额的诉讼费用，这将导致企业陷入资金不足的财务困境，对后续的经营活动产生不利影响［41-42］。另一方面，如果企业是原告方时，由于我国的民事诉讼周期较长，需要花费大量资源。即使企业胜诉，被告方也可能因为赔偿数额过大而难以进行清偿，因此债权的实现存在不确定性，这会对企业的财务状况产生影响［3］。企业与民事主体的经济纠纷可以通过仲裁、诉讼的方式解决，但是企业如果受到监管部门的处分处罚，说明企业的法律意识淡薄，公司治理存在缺陷，企业的经营风险较大。因此，当企业的诉讼仲裁或者违规处分较多时，企业的经营风险和财务风险均会增加。从审计师角度来看，由企业诉讼风险产生的审计风险相应提高。在新准则中，关键审计事项的定义是注册会计师根据职业判断认为对本期财务报表审计最为重要的事项。在确定关键审计事项时，审计师需要重点考虑评估重大错报风险较高的领域或识别出的特别风险、财务报表中涉及重大管理层判断（包括被认为具有高度估计不确定性的会计估计）的领域以及本期重大交易或事项对审计的影响。由于信息具有不对称性，报告使用者不能完全了解企业的诉讼风险对企业产生了何种实际影响，而与企业接触密切的审计师可以通过关键审计事项披露的形式，向市场传达企业的相关风险信息，进而增加资本市场中公司的特有信息［14］。若客户公司的诉讼风险较高，相应领域的重大错报风险和特别风险也较大，风险导向的审计师将把这些风险作为审计工作中关注的重点，并将通过关键审计事项的方式向市场传达相应的风险信息。基于此，本文提出假设H1a和假设H1b。

假设H1a：企业的诉讼风险与审计收费显著正相关。

假设H1b：企业的诉讼风险与关键审计事项披露数量显著正相关。

现有文献证实，当审计师披露较多的关键审计事项时，报告使用者认为审计师实施了更多的审计程序，提高了对审计师的潜在预期［10，43］。同时，报告使用者也会认为审计师既然重点关注了披露的关键审计事项，就有责任采取必要措施降低客户公司爆发危机的可能性。当客户公司爆发危机时，报告使用者将加剧对审计师的责任认定［10］。因此，关键审计事项的披露增加了报告使用者对审计师责任的感知，这将增加审计师的风险，进而导致审计收费的增加。但Gutierrez et al使用英国数据检验了关键审计事项的披露与审计收费之间的关系，未发现显著结果［13］。由于关键审计事项披露在各国资本市场都尚属新生事物，且我国与英国之间存在制度背景以及资本市场发展程度的差异，因此在我国资本市场上，关键审计事项对审计收费的影响仍是需要实证检验的问题。近年来中国资本市场一直在强化中介责任，监管部门对注册会计师审计违规行为的处罚力度和频度都在提高，审计师责任日益加重［34，44］。那么，在新审计准则背景下，当客户公司的诉讼风险较高时，一方面审计师需要对被诉讼相关领域的重大错报风险及特别风险进行重点关注，确认相关关键审计事项，执行更多的审计程序，导致审计劳动成本的增加，提高审计投入方面的收费需求；另一方面当审计师披露更多的关键事项后，报告使用者对审计师责任的感知增加［10，43］，审计师的审计风险将上升，最终导致审计师收取更高的风险溢价。因此，本文提出假设 H2a和 H2b。

假设H2a：关键审计事项的披露数量与审计收费显著正相关。

假设H2b：企业的诉讼风险通过增加关键审计事项的披露，提高了审计收费。

（二）公司异质性特征对关键审计事项中介效应的影响

审计高诉讼风险公司的审计师将面临更大的潜在被诉讼风险，使审计师面临更高的审计风险，从而导致审计收费增加。如果关键审计事项的披露在企业诉讼风险和审计收费之间发挥着中介变量的作用，那么在审计风险程度不同的组别中，关键审计事项的中介作用机制是否有差异？关键审计事项能否向市场传递企业的风险信息？这将对审计收费产生何种影响？本文从企业风险承担水平、盈余管理水平、股权集中度三个角度进行了企业异质性分析，对上述猜想进行检验。

企业风险承担在度量企业发展前景的同时，也会反映企业面临的不确定性程度，更高的风险承担意味着管理者更倾向于选择高风险、高收益的投资机会，在这种情况下，企业未来现金流流入的不确定性将会增加［45］。当企业的风险承担水平较高时，企业面临的财务不确定性提升，管理层迫于业绩压力进行欺诈和舞弊的可能性增加［46］。当企业爆发危机时，基于“深口袋”理论，投资者会认为审计师没有当好“守门人”的角色并向其索取赔偿，因而审计师面临的诉讼风险将增加。朱鹏飞等运用中国A股上市公司数据，发现企业的风险承担水平与审计收费呈显著正相关关系［47］。从关键审计事项披露的角度来看，对于诉讼风险较高的企业，风险承担水平将会加剧审计师的审计风险，审计师将会更多地考虑客户公司的重大错报风险和特别风险，更谨慎地进行审计工作，并通过披露更多的关键审计事项的方式向市场传达企业风险信息，进而提高了审计收费。

会计盈余是企业制定各种契约的基本参数，为了实现价值最大化，企业管理层有动机进行盈余管理［48］。但是盈余管理是一种操纵会计盈余的手段，会导致企业会计信息的相关性和可靠性受到损害，会计信息质量下降。从审计风险角度，由于会计盈余比财务报表的其他要素更具有不确定性，更容易被操纵。如果企业采用的盈余管理手段较为隐蔽，则审计难度增大，因此盈余管理通常被视为高固有风险［49］。如果企业的盈余管理水平较高，审计师面临的审计风险较大，则会因此收取更高的审计费用。另外，审计师为了控制审计风险，将会增加实质性测试的范围和时间，降低检查风险，这就会增加审计师投入的审计资源，从而增加审计费用［50］。对于诉讼风险水平较高的企业，企业的盈余管理活动导致会计信息质量下降，加剧了审计师的审计风险，因此审计师需要考虑披露更多的与客户公司重大错报风险和特别风险有关的关键审计事项，向市场传达相关的风险信息，从而会收取更高的审计费用。

图1 关键审计事项中介效应示意图

现有文献充分研究了控股股东的公司治理作用：一方面，由于控股股东的利益更多地与公司利益相关，控股股东具有较强的动力监督管理者，这有助于提高公司治理效率；另一方面，基于代理理论，较高的股权集中度又引起了控股股东与中小股东之间的代理问题。在这类公司中，控股股东通常以牺牲中小股东利益为代价掏空上市公司的资源，即会产生“隧道效应”［51］。由于控股股东的掏空行为会严重影响上市公司的正常经营，甚至会导致企业陷入财务困境，增加企业的破产风险。控股股东也可以通过操纵管理层提供虚假财务报告，并竭力掩饰其掏空行为，并且这种掏空行为的手段复杂多样，增加了审计难度［52-53］。这些原因都会导致审计师面临的审计风险增大，因此对于诉讼风险水平较高的企业，如果其股权集中度较高，则会加剧审计师面临的审计风险，从而导致审计师需要重点关注的风险信息增多，披露相关的关键审计事项数量增加，进而提高了审计收费。基于此，本文提出了假设H3a、假设H3b和假设H3c。

假设H3a：相比于风险承担水平低的企业，在风险承担水平高的企业中，关键审计事项披露在诉讼风险与审计收费之间发挥中介作用。

假设H3b：相比于盈余管理水平低的企业，在盈余管理水平高的企业中，关键审计事项披露在诉讼风险与审计收费之间发挥中介作用。

假设H3c：相比于股权集中度低的企业，在股权集中度高的企业中，关键审计事项披露在诉讼风险与审计收费之间发挥中介作用。

三、研究设计

（一）数据来源与样本选择

本文的财务数据来源于CSMAR数据库，关键审计事项的相关数据通过从上海证券交易所、深圳证券交易所官网下载年报并手工整理得到。本文选择2016年年报披露关键审计事项的A+H股以及2017—2018年年报披露关键审计事项的A股上市公司为研究对象，剔除了ST和*ST的上市公司、金融类上市公司以及其他相关财务数据缺失的A股上市公司，最终得到5889条数据。为了避免异常值对结果的影响，本文对连续变量进行了上下1%的Winsorize处理。数据剔除过程如表1所示。

表1 数据剔除过程表

（二）模型设计

1.主模型设计

本文借鉴Bell和何威风等人的研究［30，54］，建立如下模型（1）以检验企业诉讼风险与审计收费之间的关系：

在模型（1）中，Auditfeeit为公司i在第t年的审计收费，现有文献中通常以当年审计收费的自然对数来测度［27，30］。现有文献对诉讼风险的度量方式主要有以下几种方式：第一，企业被告涉诉次数和被告涉诉金额［55］；第二，被诉次数和被诉金额的对数值［42］；第三，诉讼仲裁和违规处分事件次数之和的平方根［3］。前两种度量方式仅包含了企业作为被告方的情况，第三种度量方式不仅包含企业作为被告和原告的情况，也包括企业被监管机构处罚的情况。当企业是被告方时，企业可能会遭受声誉损失和高额的赔偿损失。当企业是原告方时，企业需要花费大量资源进行诉讼准备，即使企业胜诉，债权的实现取决于被告方企业财务状况，充满不确定性。企业的诉讼仲裁事件是民事主体之间的纠纷，而国家监管机构对企业的直接处罚也会严重影响企业声誉，导致企业的法律风险加大。本文认为第三种度量方式更能涵盖企业诉讼风险的含义。审计师与客户公司在期初签订业务约定书时就确定审计收费，即审计师在期初评估客户公司的风险水平并确定审计收费。另外由于我国民事诉讼周期较长，加之审判结果对公司经营风险与财务风险产生实际影响也需要一定时长，而上市公司如果在以前年度频繁被监管机构处罚也说明该公司内部治理确实存在较为严重的问题，所以审计师在收取审计费用或制定审计策略时将充分考虑相应的风险。因此，本文在模型（1）中借鉴冯延超和梁莱歆中对企业诉讼风险的定义［3］，Litr是指过去三年客户公司的重大诉讼仲裁和违规处分事件数的对数值。Controlit是控制变量，另外本文还控制了年度和行业固定效应，参照Bell和何威风等文献构建了控制变量［30，54］。具体定义见表2。

2.中介检验模型设计

本文借鉴温忠麟的中介效应检验方法［56-57］，采用依次检验法，进行如下三个步骤：第一步，建立模型（2）检验企业的诉讼风险与关键审计事项披露数量的关系。

第二步，建立模型（3）检验关键审计事项披露数量与审计收费的关系。

第三步，建立模型（4）检验关键审计事项的中介效应是完全中介效应还是部分中介效应。

上述模型中，KAMit以公司i在第t年披露关键审计事项的自然对数值来衡量。模型（2）、模型（3）、模型（4）中的控制变量及其定义与模型（1）中的相同，并控制了年度和行业固定效应。

（三）描述性统计

表3是本文主要变量的描述性统计。审计收费对数的平均值为13.95，这与何威风和刘巍等文献中的描述性统计较为一致［30］。其中审计收费的最小值为12.77，最大值为16.40，差异较大，表明上市公司支付的审计收费有较大差异。本文的另一重要变量——客户公司三年平均重大诉讼仲裁和违规事件数的均值为0.31件。关键审计事项披露数量的对数平均值为1.1，即上市公司披露的关键审计事项数量约为2条。控制变量中的国际四大和国内十大审计的公司在样本数量中分别占6%和70%，约有4%的公司获得了非标准无保留意见。

表2 控制变量及其定义

四、实证结果分析

（一）企业诉讼风险与审计收费的多元回归分析

为了验证假设H1a，我们构建了模型（1），主要验证企业诉讼风险与审计收费之间的关系，回归结果见表4。由表4可见，在未加入控制变量之前，企业的诉讼风险与审计收费之间是显著正相关的。加入控制变量之后，关键审计事项披露数量与审计收费之间的关系仍然在1%的水平上显著为正，系数为0.038，说明当客户公司的诉讼风险较大时，审计师的审计风险也会更大，审计师会收取相应的风险溢价，从而验证了假设H1a。在公司特征变量中，客户公司的规模以及子公司数量与审计收费在1%的水平上显著为正，说明规模越大，子公司越多的客户公司的审计收费更高。审计师所在的会计师事务所是否为国际四大或者国内十大与审计收费在1%的水平上显著为正，说明“四大”或者“十大”会收取更高的审计费用。公司注册地是否位于我国西部或者中部与审计收费在1%的水平上显著为负，说明若公司注册地位于中部或者西部，审计收费会降低。

表3 描述性统计表

（二）关键审计事项的中介效应检验

本文通过模型（2）至模型（4）研究企业诉讼风险促进审计收费提高的路径，即验证关键审计事项在企业诉讼风险与审计收费关系中的中介作用。结果如表5所示，第（1）列是模型（2）的检验结果，企业的诉讼风险对关键审计事项披露数量的回归系数在5%的水平上显著为正，说明对于诉讼风险较高的企业，审计师在确定关键审计事项的披露数量时，需要考虑更多的企业重大错报风险和特别风险，从而会披露更多的关键审计事项。第（2）列是模型（3）的检验结果，审计师披露的关键审计事项的数量与审计收费在1%的水平上显著为正，说明关键审计事项披露的数量越多，报告使用者对审计师责任的感知越高，审计师未来的被诉讼风险增加，因此会收取越高的审计费用。第（3）列是模型（4）的检验结果，企业的诉讼风险以及关键审计事项披露数量与审计收费在1%的水平上均显著正相关。可以看出，当企业的诉讼风险水平较高时，披露关键审计事项导致审计师的被诉讼风险增加，进而提高了审计收费。在第（4）列中企业诉讼风险与审计收费的回归系数仍然显著为正，说明关键审计事项的披露对审计收费的影响有部分中介效应。为了检验部分中介效应，本文运用了Sobel-Goodman中介检验方法，结果如表6所示，可以看出三个检验结果的P值均小于0.05，说明关键审计事项的部分中介效应是在5%的水平上显著。从表7中可知，关键审计事项披露数量的中介效应约占总效应的7.9%。为了进一步验证关键审计事项中介效应的稳健性，本文采用了较为严格的Bootstrap自助法进行检验。Bootstrap自助法是一种对原始样本再抽样的方法，将原始样本看作总体进行重复抽样，得到类似于原始样本的自助样本，以此校正偏差并获得较高的检验力［58］，结果如表8所示，由表可知，关键审计事项的间接效应在5%的水平上是显著的，说明关键审计事项的部分中介效应存在，从而验证了假设H2。

表4 企业诉讼风险与审计收费

表5 关键审计事项的中介效应检验

（三）企业异质性分析

为了检验假设H3a，本文采用企业盈利的波动性衡量企业的风险承担水平［45］，即用企业过去五年ROA的标准差衡量，为了剔除行业异质性带来的计量噪音，本文先对企业每一年的ROA采用行业中位数进行调整，然后再计算企业每一年经行业调整的ROA的标准差。当企业的ROA标准差高于同行业同年度的中位数时，则为风险承担水平高的一组，否则，为风险承担水平低的一组。将总样本分为两组后，运用模型（1）至模型（4）对两组子样本进行分组的中介检验，结果如表9所示，可以看到，当企业的风险承担水平较高时，关键审计事项的中介效应存在，但是当企业的风险承担水平较低时，关键审计事项的中介效应则不存在。这说明对于诉讼水平较高的企业，风险承担水平将会加剧审计师的审计风险，审计师将会考虑更多客户公司的重大错报风险和特别风险，披露更多的关键审计事项，进而提高了审计收费，验证了假设H3a。

表6 6 Sobel-Goodman中介检验

表7 部分中介效应检验

表8 Bootstrap中介检验

表9 不同风险承担水平下，关键审计事项的中介效应

为了检验H3b，本文通过修正的琼斯模型衡量企业的盈余管理水平［59］。由于无论是正向还是负向的盈余管理活动均会对会计信息的相关性和可靠性造成损害，因此本文采用可操纵盈余的绝对值作为企业盈余管理水平的衡量指标。当企业可操纵盈余的绝对值大于同行业同年度的中位数水平，则为盈余管理水平高的一组，否则为盈余管理水平低的一组。同样地，在两组子样本中，我们分别通过模型（1）至模型（4）进行中介检验，结果如表10所示，在盈余管理水平高的一组，关键审计事项的中介效应存在，而在盈余管理水平低的一组，中介效应不存在。说明对于诉讼风险水平较高的企业，企业的盈余管理活动会导致会计信息质量下降，加剧了审计师的审计风险，因此审计师需要考虑披露更多的与客户公司重大错报风险和特别风险有关的关键审计事项，从而会收取更高的审计费用，验证了假设H3b。

为了检验H3c，本文运用前十大股东持股比例平方和衡量企业的股权集中度［60］，当企业的前十大股东持股比例平方和大于同行业同年度的中位数水平时，则为股权集中度高的一组，否则为股权集中度低的一组。本文运用模型（1）至模型（4）进行中介检验后，结果如表11所示，可以看出，关键审计事项的中介效应仅存在于股权集中度高的组别，因此可以验证假设H3c，即对于诉讼风险水平较高的企业，如果其股权集中度较高，则会加剧审计师面临的审计风险，从而导致审计师需要披露的相关关键审计事项数量增加，进而提高了审计收费。

表10 不同盈余管理水平下，关键审计事项的中介效应

表11 不同股权集中度下，关键审计事项的中介效应

五、稳健性检验

（一）运用PSM方法检验中介效应

本文运用PSM的方法验证上述结果的稳健性。本文将诉讼风险水平高于行业平均水平的企业作为高风险水平组，即公司过去三年重大诉讼仲裁和违规事件数的均值大于行业均值水平，则认为该公司的诉讼风险较高。借鉴王艳艳等的方法［1］，本文在同行业内进行了1：1不放回临近配对，选择了企业盈利能力（ROE）、企业偿债能力（LEV）、审计师更换（Auditorex）、产权性质（SOE）、公司注册地（West）、子公司数量（Subsidiary）、第一大股东持股（First）作为匹配变量选取了低诉讼风险水平组，得到4318个观测值。其中Litr_high为虚拟变量，指如果企业的诉讼水平高于同行业平均水平则为1，否则为0。运用模型（1）—模型（4）再次检验相较于诉讼风险水平低的企业，高诉讼风险企业的关键审计事项中介效应是否仍然存在。结果如表12所示，Litr_high与审计收费在1%的显著性水平上存在正向关系，说明当企业的诉讼风险较高时，审计师会收取更高的风险溢价。并且Litr_high与关键审计事项披露数量正相关，显著性水平为1%，说明企业的诉讼风险越高，审计师需要考虑更多的重大错报风险与特别风险，披露更多的关键审计事项。LNKAM与审计收费在1%的水平上正向显著相关，说明当审计师披露较多的关键审计事项数量时，承担的责任相应增加，未来潜在的被诉讼风险增加，客户公司需要支付更高的审计收费。综上可知，相比于诉讼风险低的企业，高诉讼风险企业关键审计事项的中介效应仍然存在，进一步验证了假设H1和假设H2。

（二）替换自变量的度量指标

第一，本文将企业诉讼风险水平的度量指标替换为客户公司过去三年的重大诉讼仲裁与违规处分事件数之和均值的平方根［3］，并且依次运行了模型（1）至模型（4）。结果如表13所示，关键审计事项的中介效应仍然存在。

第二，由于上市公司披露的涉及诉讼仲裁事件可能包含上市公司是起诉方的情况，也可能包含上市公司是应诉方的情况。为了更准确地衡量上市公司的诉讼风险水平，本文只保留了上市公司为应诉方的诉讼仲裁事件，再次运行模型（1）至模型（4），结果如表14所示，关键审计事项的中介效应仍然存在。

表12 PSM稳健性检验

表13 替换自变量稳健性检验

表14 剔除上市公司是起诉方情况的稳健性检验

六、研究结论

财政部于2016年发布了新审计报告准则，并于2017年开始在A股上市公司全面实施。本文以2016年年报披露关键审计事项的A+H股以及2017—2018年年报披露关键审计事项的A股上市公司为研究对象，从关键审计事项披露的视角研究了企业诉讼风险与审计收费的关系。通过中介效应检验，发现关键审计事项披露数量在企业诉讼风险与审计收费中存在中介效应。本文在横截面分析中发现，仅在企业风险承担水平高、盈余管理水平高、股权集中度高的组别中，关键审计事项的中介效应是存在的。本文从关键审计事项这一新的视角检验了企业诉讼风险与审计收费之间的关系，丰富了相关文献。本文的研究明晰了企业诉讼风险如何影响关键审计事项披露进而影响审计定价的机制，揭示了关键审计事项的披露是受企业诉讼风险影响的，这也意味着关键审计事项的披露具有向市场传递企业风险信息的作用，这为监管机构进一步完善关键审计事项的披露制度建设提供了证据和思路。当企业诉讼风险较高而审计师没有通过关键审计事项的披露向市场传递相关信息时，监管部门应对相关审计师予以充分关注，可以通过问询形式或行业检查形式要求审计师就异常关键审计事项披露问题给出合理解释。

本文存在以下局限：第一，关键审计事项披露在诉讼风险与审计收费之间发挥的部分中介效应占总效应的比例较小，说明关键审计事项在企业诉讼风险与审计收费之间仅发挥着部分中介作用。第二，样本区间较短，新准则仅实施两年，关键审计事项披露的中介效应仍需长时间观察。未来研究可以进一步探索企业诉讼风险通过其他何种机制影响审计定价，另外，关键审计事项作为我国资本市场的新生事物，审计师被要求强制披露相关信息，这会对审计师的其他行为产生何种影响，关键审计事项这一增量信息对于其他资本市场参与者产生何种影响，均可以通过实证研究加以检验。