董事或经理薪酬差距影响审计收费吗？

王淑梅，曹璋琪

（沈阳大学 商学院，辽宁 沈阳 110044）

薪酬差距的设计目的是形成管理者间良性竞争，激励管理者勤勉尽职，但如果薪酬激励制度不合理导致薪酬差距过大时，却会引发过度自信[1]、薪酬操纵[2]、盈余管理[3]等违背激励初衷的问题，反而降低企业信息透明度，提高股价崩盘风险[4]。企业两大管理核心——董事和经理各司其职，利益目标并不一致，二者薪酬差距产生的原因以及给企业经营带来的影响也不相同。审计作为一项正式的外部监督制度，其作用不仅是规范企业经营，还应该能降低企业内外部信息不对称，因此，有必要深入研究审计师对董事以及经理薪酬差距的风险识别是一视同仁，还是会因为二者职能不同而区别对待，这关系着财务报告使用者是否可以得到全面可靠的企业信息。审计师在提供鉴证服务时会根据审计投入及审计风险定价[5-6]，因此可以通过审计收费来反映审计师对企业有关风险及财务信息质量的判断情况，以验证审计的外部监管和治理作用是否有效且稳健。

以往学者对于薪酬激励与审计收费的研究多使用绝对薪酬，分析薪酬差距对审计收费影响的较少。一些学者基于自利心理，使用前三大管理者的绝对薪酬研究得出管理者薪酬与审计收费正相关，原因在于管理者薪酬过高时，私有利益最大化导向会引发机会主义行为，管理者会采取盈余管理行为来提升业绩以获取更多个人收益的同时规避有效监督[7]，这会使企业会计信息透明度和稳健性降低[8]，增大审计难度与审计风险。还有研究认为管理者团队内部的薪酬差距过大会引发过度自信心理，使管理者激进投资，造成财务困境风险[9]。审计师在识别出管理者薪酬过高带来的潜在负面影响后，为了降低错报风险会加大工作量，同时还会提高诉讼风险溢价，因此审计成本更高、收费更多。另有出于信号传递视角的研究认为，当管理者薪酬较高时，股东为了使外部监督更加有效，以及向外部投资者传递企业经营良好、财务报告可靠的信号[10]，会倾向聘请高水平审计事务所，因此审计费用更高。

根据以上分析可以看出，过往学者多将管理者作为整体进行研究，鲜有文献根据职能将管理者划分并进行对比。同时，绝对薪酬不能避免不同企业薪酬规模不一致的问题，也无法衡量管理者过度自信与权力大小。因此，本文将从以上两个创新点出发，分别选取直接影响企业经营的董事及经理人员为研究对象，拟验证注册会计师审计作为企业外部治理的措施之一，对不同职位薪酬差距（相对薪酬）风险的敏感度是否存在异质性，以期为审计报告使用者提供更有价值的参考。

（一）董事薪酬差距与审计收费

我国《公司法》规定，企业的重大财务生产经营决策需要由董事会决议，这意味着董事的偏好会影响企业投资战略。薪酬差距越大越容易产生控制幻觉，从而引发过度自信心理。这是一种在行为金融学中最稳健的认知偏差，这种心理会使董事过分相信自己的学识和判断力，在决策时高估收益、低估风险，频繁发起并购的同时还会选择在理性人看来不具备投资价值的并购项目，并倾向对目标企业过度支付，即董事薪酬差距越大产生的商誉越多。而溢价并购积累的商誉若达到一定规模，不仅因为商誉的强主观性和不可核实性增加审计难度[11]，而且一旦发生商誉减值还可能引发经营风险，给利益相关者带来巨大损失，审计执业风险也随之增加[12]，因此根据成本、风险与收益相匹配原则，商誉规模与审计收费成正比。

然而审计师虽然会根据商誉规模相应调整审计收费，却可能对董事薪酬差距是商誉规模提高的因素之一并不敏感，原因就在于董事的职能定位。根据“委托人—监督人—代理人”三层委托代理模型[13]，董事和经理的职能地位并不相同，二者薪酬构成也不一致。2001年开始，多部委出台制度性文件完善董事会职能，使董事会独立性逐渐提高，董事与经理之间的垂直监督关系也更加清晰。董事是股东基于信任选聘的“监督人”，主要职能是监督、制定战略和决策，董事权力具有独立性和法定性，所以董事与股东之间不是纯粹的代理法律关系[14]。董事不仅是股东意志在企业的代表，也是企业治理结构的核心，董事薪酬差距的产生与监督投入及企业规模有关，薪酬激励使董事与股东权益最大化目标一致，薪酬操纵和权力寻租动机较低[15]。同时，企业并购一般是以经营战略为导向的董事群体决策，涉及关联交易或并购规模过大时还需要提交股东大会审议，董事通过溢价并购实现机会主义行为的可能性小。因此，审计师会认为由董事薪酬差距产生的商誉是基于企业战略需要，且职能定位使董事薪酬差距本身不会直接引起侵占公司利益的短视行为，审计执业风险不会因此提高，不需要增加审计收费。

基于以上分析提出本文假设1a、1b：

H1a：董事薪酬差距正向影响商誉，商誉正向影响审计收费；

H1b：董事薪酬差距不影响审计收费。

（二）经理薪酬差距与审计收费

经理是基于雇佣契约的“代理人”，主要职能是运营和执行，其薪酬与业务难度和经营业绩有关。既然是代理法律关系，利益目标不一致的雇佣双方就可能存在委托代理问题，作为被雇佣的一方，经理在理论上不具有剩余权益追索权，但其拥有的经营权使其容易成为企业实际“掌控者”，很容易存在以权谋私问题，尤其是经理团队领导者——总经理（或称CEO、总裁），其更有动机与能力进行薪酬操纵。一方面，拥有自利动机的总经理可能会建设“帝国大厦”提升业务复杂度，这样不仅可以掩饰其权力寻租行为，还可以在薪酬谈判中利用双方信息不对称进行讨价还价，提高自身薪酬的同时拉开与其他经理的差距[16]，这会提高审计业务困难程度。另一方面，总经理为了维持高薪酬还可能进行盈余管理粉饰业绩，降低会计信息质量，增加审计错报风险。因此，审计师在进行项目评估时，对被审计单位的经理间薪酬差距可能造成的机会主义行为负面影响具有敏感性。

相对薪酬过高不仅会引发过度自信心理，还是影响权力感知的重要来源。当总经理与其他经理薪酬差距过大时，某种角度上也可以说明其权力过大，总经理掌握着高强度的企业经营权却没有所有权，很容易产生短视行为，利用职权追求私人利益，使企业风险承担能力降低。同时，根据锦标赛理论，薪酬差距会使团队中的成员始终保持强烈的获胜动机[17]，总经理想要不被其他人取代，就需要在任期内用尽可能短的时间让股东和董事会看到他给企业带来的可观收益，这就意味着他会偏向实施高风险项目，企业盈利波动性随之变大。而股东和董事会在给经理薪酬定价时，往往无法精准分辨出业绩的提高究竟是源于总经理出色的能力还是高风险项目。当企业风险增大，风险承受能力却降低时，导致盈利波动性变大，引起审计对企业业绩的怀疑，当审计师感知到潜在的审计风险后，会加大审计投入并要求更高的风险溢价，因此审计收费提高。

综合以上分析，提出本文假设2a、2b：

H2a：经理薪酬差距正向影响审计收费；

H2b：盈利波动性是经理薪酬差距与审计收费的中介变量。

图1 变量间影响关系图

（一）样本选取与数据来源

2009年政府出台指导意见限制国企管理者年薪，考虑到“限薪令”可能会对其他公司起到导向作用，对指导意见颁布前后的管理者薪酬差距产生影响，因此本文选取2010—2021年沪深A股上市公司为研究样本。根据研究需要按照以下标准进行样本筛选：剔除ST、*ST、PT公司，剔除金融和保险类公司，剔除数据缺失样本，最终获得28 135个有效观测值，共涉及4 004家上市企业，样本及相关数据来自国泰安数据库。本文使用Stata16.0软件处理数据，对连续变量进行上下1%缩尾处理以避免极端值问题，所有回归使用固定效应模型以避免遗漏变量问题，同时采用公司层面聚类稳健标准误进行调整。

（二）模型设计与变量定义

综合以往文献，建立以下模型对上述假设进行检验：

其中，模型（1）～（3）检验假设H1a、H1b，模型（4）～（6）检验假设H2a、H2b。被解释变量LnFee为审计收费，用国内审计费用的自然对数表示；
核心解释变量为董事薪酬差距（Dgap）和经理薪酬差距（Cgap），衡量指标借鉴李世辉等（2021）[7]的研究并进行适应性修改，计算方法为：董事（经理）第一薪酬/董事（经理）前三薪酬，其中经理定义为：总经理（总裁、CEO）、副总经理、副总裁、董秘和年报上公布的其他经理级人员（包括董事中兼任的经理）；
中间变量为商誉规模（Goodwill）和盈利波动性（PV）；
控制变量主要参考李辰等（2021）[18]，具体包括：审计任期、前一年审计意见、审计事务所、亏损情况、产权性质、资产负债率、企业规模、股权集中度、两职合一、总资产负债率、年份和行业。模型中各变量的定义详见表1。

表1 变量定义汇总表

（一）描述性统计

从表2的主要变量描述性统计结果可以看出，审计费用（Lnfee）的均值为13.65，中位数为13.54，最小值12.43，最大值16.07，标准差0.661，说明各上市公司间审计服务收费有一定差别。董事薪酬差距（Dgap）均值0.501，说明样本中企业董事第一名薪酬约占前三名总薪酬一半。经理薪酬差距（Cgap）均值0.412，说明样本中企业的经理第一名薪酬占前三名经理总薪酬的比例约为40%。商誉规模均值为0.035，中位数为0.002，说明商誉分布有偏，某些企业积累了巨额商誉。盈利波动性样本均值为0.032，最小值0.001，最大值0.249，说明企业间盈利波动性差异较大。

表2 描述性统计

（二）多元回归分析

方差膨胀因子检验结果VIF最大值为1.88，远小于10，模型不存在严重的多重共线性问题，不需要对变量进行调整，可直接进行回归分析。对模型逐个进行个体效应检验，Prob＞F的结果均小于0.01，表示存在个体效应。Hausman检验结果显示Prob＞chi2的结果均小于0.01，需要使用固定效应模型。在模型中同时加入行业及年份虚拟变量控制行业和时间效应，回归结果具体分析如下。

1.董事薪酬差距与审计收费

由表3列（1）可以看出，董事薪酬差距与商誉的回归系数为0.012，在1%水平上显著，说明董事薪酬差距越大企业商誉规模越大，薪酬差距带来的过度自信心理偏差使董事在进行并购决策时倾向溢价支付，从而增加商誉。表3列（2）中商誉与审计收费间的回归系数为0.375，在1%水平上显著，说明企业商誉规模越大，审计师需要付出的审计成本越多，因此提高审计收费。表3列（3）中商誉规模系数依旧显著为正，但董事薪酬差距对审计收费的回归系数为-0.007且不显著，说明即使董事薪酬差距会扩大商誉规模，但也并不是审计定价时的考虑因素，原因在于审计师认为董事是与企业利益一致的监督人，商誉规模中由董事薪酬差距带来的部分是基于并购战略导向，因此不存在权力寻租问题，不需要对此增加审计投入和审计风险溢价。假设H1a、H1b得到验证。

2.经理薪酬差距与审计收费

表3列（4）显示，经理薪酬差距与审计收费之间的回归系数为0.103，并在1%水平上显著，说明审计师在定价时对经理第一名（即总经理）与其他经理间薪酬差距过大比较敏感，经理薪酬差距越大审计收费越高。原因在于，审计师认为经理与企业所有者之间存在委托代理问题，经理间薪酬差距过大很可能是总经理权力寻租行为的结果，企业财务信息质量可靠性低，需要加大审计投入以避免审计风险，从而提高审计收费，假设H2a得到验证。表3列（5）中，经理薪酬差距与盈利波动性之间的回归系数为0.016，在1%水平上显著，表3列（6）中经理薪酬差距与盈利波动性同时在1%水平上正向显著，说明审计师不仅会直接因经理薪酬差距提高审计收费，还会根据职能地位识别出盈利波动过大是由经理薪酬差距带来的短视行为问题造成的，从而增加审计收费以弥补对应的投入与风险，假设H2b、H2c得到验证，即盈利波动性的中介效应成立。

表3 多元回归分析

（续表3）

控制变量中，审计任期年限越长、前一年为标准无保留意见、企业总资产收益率越高时审计收费越低；
事务所等级越高、企业资产负债率越高、企业规模越大审计收费越高；
企业为亏损状态以及产权性质为国企也会增加审计收费。以上结果与现实情况相符。

（三）稳健性检验

董事及经理薪酬建立在个人劳动合同的基础上，与劳动付出及绩效相关，很难受到企业外部审计事务所收费的影响，因此基本不存在双向因果的内生性问题。同时，本文选取全部沪深A股非金融上市公司，不存在样本自选择问题。文中回归采用个体固定效应模型，可以避免遗漏变量问题。为了进一步提高研究可靠性，采取以下方法进行稳健性检验：

1.替换核心变量衡量方法将模型中董事（经理）薪酬差距进行稀释，衡量方法替换为董事（经理）第一薪酬与全体董事（经理）薪酬的比（Dgap-T、Cgap-T）。

2.更换审计事务所当年可能会影响审计费用，因此剔除此类样本，剔除后剩余25 223个观测值。

3.考虑到董事及经理薪酬差距的影响可能存在一定时滞，因此被解释变量采用第t+1期、其他变量采用t期数据。

再次进行回归后，核心变量系数方向及显著性结果与上文一致，证明结论稳健。核心解释变量具体回归结果见表4。

表4 稳健性检验结果

本文使用2011—2021年沪深A股上市公司财务数据为研究样本，将管理层细分为董事与经理，基于行为金融学及委托代理理论，实证检验董事薪酬差距及经理薪酬差距是否都会影响审计收费及其影响机制。结果表明：第一，董事薪酬差距会使企业商誉规模增大，但审计师仅对商誉提高收费，对董事薪酬差距并不敏感，原因在于审计师认为董事是监督人并且董事薪酬差距带来的商誉是以企业战略为导向的群体决策结果，对审计风险影响不大。第二，经理薪酬差距越大企业盈利波动性越大，并且二者都会使审计收费提高，即审计师根据经理与企业的代理关系既可以识别出经理薪酬差距存在短视行为潜在风险，还可以识别这种潜在风险会增大盈利波动性，因此加大审计投入同时提高风险溢价，最终表现为审计收费的增加。

根据研究结论提出以下建议：第一，企业应重视董事在投资决策时的心理偏差问题，聘请专业评估机构给投资标的估价，根据专业意见将商誉控制在合理范围内，降低商誉减值风险。审计师在识别风险时不可忽略董事心理偏差因素，要进一步调查风险成因，并与风险表象综合考虑进行合理定价。第二，企业应定期进行员工匿名评价，以考察经理履职情况以及是否存在权力过大情况，同时优化激励制度加大股权激励的占比，将经理与企业利益进行绑定，在保证激励有效的同时避免机会主义行为。审计师在判断出存在经理薪酬差距带来的风险时，应在审计报告的审计意见段中进行风险提醒，为审计报告使用者提供更有价值的信息。

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