示“非标准无保留意见”意味着上市公司财务和经营存在着不确定性，注册会计师的审计风险较高（Dopouch，Holthausen 和 Leftwich，1987），从而增加注册会计师的审计诉讼风险（Palmrose，1987；Lys 和watts，1994；Simunic和 Stein,1996）。5另一方面，“非标准无保留意见”的出示需要注册会计师取得更多的审计证据，以便将检查风险以及总体审计风险降低至可接受的水平，而这又会花费注册会计师更多的审计时间。从而增加注册会计师的审计成本。 5、上市公司的盈利能力
公司的盈利能力越强，公司的支付能力就相对越强，审计收费对于上市公司来说负担就越轻，因而事务所的收费可能就会越高。为了避免净利润在不同规模上市公司之间的影响，一般采用净资产收益率来表示上市公司的盈利能力。然而我国的实证研究发现，上市公司的盈利能力对审计收费没有显著影响。这很可能是因为我国上市公司普遍存在赢余管理现象。可以用公司的流动比率（Quick）反映公司的短期偿债能力；用资产负债率（DE）代表公司的资本结构；用总资产收益率（Profit）来反映公司的获利能力。假设资产负债率与审计收费正相关，流动比率和总资产收益率与审计收费呈反向变化。 6、会计师事务所规模
关于事务所规模类型的区分，我们以事务所拥有的年报审计的客户数来区分为规模的类型。之所以以事务所所拥有的客户数作为区分事务所规模类型的依据，主要原因是：
（1）上市公司在聘请会计师事务所时很难取得会计师事务所的市场份额的信息，即使能取得也不完全。
（2）基于100-1=0 的考虑，近几年来我国证券市场的监管机构对事务所的处罚大都采取“一单审计业务失败，整个事务所就被剥夺从事证券从业资格”的措施。无一不证明这一点。因此，在其他条件相同的情况下，一般说来，事务所所拥有的客户越多，其为某一客户而置职业信誉而不顾，为其隐瞒错报的可能性就越小。
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Palmrose.Z.(1987)Audit fees and auditor size: Further evidence .Journal of Accounting Research24，97-110 Simunic, D.A. (1996). “The pricing of audit services: theory and evidence”. Journal of Accounting Research, 18(1): 161-190.
Dopouch (1987). “Auditor independence, “low balling”, and disclosure regulation”.Journal of Accounting and Economics, 3 Dopouch (2), August: 113-127.
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四、审计收费影响因素的多元回归分析
（一）模型建立
根据前文的假设建立如下的回归模型：
ln(Fee)=f0+f1ln(Assets)+f2Reratio+f3Inratio+f4Quick+f5DE+f6Profit+f7Opin+f8Large其中：ln(Fee) ：审计收费的自然对数；
Ln (Assets)：上市公司资产规模的自然对数； Reratio：上市公司应收账款/年末总资产； Inratio：上市公司存货/年末总资产； Quick：上市公司流动比率； DE：上市公司资产负债率； Profit：上市公司净资产收益率；
Opin：指标变量，上市公司年报收到非标准无保留审计意见，等于1，否则为0；
Large：指标变量，承担审计的事务所在报告年度业务收入总额排名在中国的前十位，等于 1，否则为 0； （二）数据选择
本文选择2004年度事务所审计费用和非审计费用的收入为样本，在采集样本的过程中，本人发现上市公司对于审计收费信息的披露很不规范，没有统一的标准，并且意思表达得含混不清。为了确保研究的意义和精确性，本人采用 A 股上市公司年报审计收费作为这次研究的对象，从样本中剔除了如下上市公司：
（1）为了体现一般的收费规律，排除了出现 ST、PT 状况的公司。 （2）排除了同时聘请两家以上会计师事务所，分别按照国内、国际会计准则进行审计，披露的是国际审计费用，或是所有事务所费用的合计数，无法划分的。
（3）排除了所披露的费用中包括中期报告审计费用、其他项目审计费用，无法划分的。
（4）排除了只说明是支付给事务所的“报酬”、“年度报酬”或“报酬总额”，无法确定其具体属性的。
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（5）排除了仅说明是“审计费用”，“财务审计费”，没有明确指出是年报审计费用的样本。 （三）回归分析
首先，对 2004年的样本数据，运用statistica软件对以上的多元线性回归模型进行检验，通过逐步回归的方法（Stepwise），最终得到一个含有ln(Assets)、Quick、Large、In ratio、Reratio五个变量的方程，回归方程如下：
ln(Fee)=-2.397+0.278ln(Assets)+0.06Reratio+0.003Inratio
+0.119Quick+0.108Large引入变量的回归系数分析如下： 1、回归系数分析
Degr. Of freedom Var1 Var1 Var1 Var1 SS 1.206468E+07 8.755277E+07 3.595149E+07 1.134955E+06 6.303959E+06 1.999656E+08 2.594149E+10 MS 12064685 87552767 35951491 1134955 6303959 2127294 F 5.67138 41.15688 16.90011 0.53352 2.96337 P 0.019259 0.000000 0.000084 0.466947 0.088460 Intercept 1 \ \ \ \ Error Total 1 1 1 1 94 99 表1：回归系数分析表
从方程的回归系数来看，得到的解释变量均通过了显著水平5%的检验，其中ln(Assets)（上市公司资产的自然对数）对因变量ln(Fee)的作用最大，Reratio（上市公司应收账款/年末总资产）、Large（审计事务所是否前十大）和Inratio（上市公司存货/年末总资产）对因变量的作用次之，Quick（上市公司流动比率）对因变量的影响最小。可见“低价进入”的现象在中国的审计市场并不明显，而且随着审计任期的延长，一方面，审计成本随着注册会计师对客户审计业务的熟悉而降低；另一方面，会计师事务所与客户之间有了更多其他业务的往来，为了保证自己有更多的经济利益流入，事务所有可能在审计收费上对客户予以妥协或优惠。 2、方差分析表
SS Degr. of MS F p 8
Intercept \ \ \ \ \ \ Error 16920826 82036493 40395519 94905 7315565 282466 5162761 194802843 1 1 1 1 1 1 1 93 16920826 82036493 40395519 94905 7315565 282466 5162761 2094654 8.07810 39.16469 19.28505 0.04531 3.49249 0.13485 2.46473 0.005507 0.000000 0.000030 0.831904 0.064795 0.714289 0.119824
表二：方差分析表
Case Numbers vs. ResidualsDependent variable: Var1(Analysis sample)120001000080006000Raw Residuals400020000-2000-4000-6000-100102030405060708090100110Case Number 图1分情残差图
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Raw Residuals vs. Deleted ResidualsDependent variable: Var1(Analysis sample)250002000015000100005000Deleted residuals0-5000-10000-15000-20000-25000-30000-35000-40000-6000-4000-2000020004000600080001000012000Raw Residuals图2、删除后的残差
通过回归方程的残差图可以看出，残差分布符合正态分布，表明对审计收费变量有直接影响的变量几乎都包含在回归方程中了。
综上分析，可以认为：2004 年的审计定价受到上市公司的资产规模、业务的复杂程度（合并报表的子公司数、应收账款的比率）、审计质量（事务所的类型及审计任期）以及审计风险（以前年度的损失）的影响比较显著。另外，中国目前审计市场上并不存在明显的“低价进入”现象；审计意见与审计定价之间也并不存在明显的关联。
五、结论
本文在对我国上市公司审计收费理论和现状分析的基础上，识别了影响我国 上市公司审计收费的因素，随后对这些因素进行了实证研究。结合我国上市公司 审计市场和审计收费的现状以及本文的实证结果，得出如下结论:
1、现有的审计收费模式损害了审计独立性。“谁委托，谁付款”的审计收费在“实际委托人缺位”和“一股独大”、“内部人控制”的公司治理结构下，造成上市公司委托审计并付款的现象，这必然导致审计人员的财务依存性，损害其独立性。
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