【摘要】本文以2010 ～ 2023年沪深A 股上市公司为样本， 利用上市公司年报披露的企业合作文化信息， 通过关键词词频构造企业合作文化指标， 检验企业合作文化对审计定价的影响。实证研究发现， 企业合作文化会显著提高审计定价。机制检验发现， 企业合作文化通过提升业务复杂程度和经营风险提高审计定价； 进一步研究发现， 在非国有企业、 由非四大会计师事务所审计和财务风险较高的企业中， 企业合作文化提升审计定价的效果更明显。本文从非正式制度角度为企业合作文化对审计定价的影响研究提供了实证证据， 丰富了有关企业合作文化经济后果和审计定价影响因素的研究。
【关键词】合作文化；企业文化；审计定价；文本分析
【中图分类号】 F239" " "【文献标识码】A" " " 【文章编号】1004-0994（2025）07-0080-7
一、 引言
习近平总书记指出， 锚定建成文化强国战略目标， 不断发展新时代中国特色社会主义文化。在此背景下， 文化作为非正式制度研究的核心内容（Li等，2013；张婷婷和王珠珠，2022）， 越来越受到学术界的广泛关注。企业文化根植于企业价值观中， 会在不知不觉中影响企业员工的思维方式和决策行为， 并不断调整企业经营方式（Schein，2010）。合作文化是确保其他文化发挥作用的核心文化属性（Graham等，2022）。近年来， 合作文化逐渐内化到企业文化之中， 成为体现企业“软实力”的重要因素之一（吴武清和洪振瀚，2024）。
审计作为一项外部监督机制， 是确保企业财务体系高效运行的重要保障（王艳艳和陈汉文，2006；杜兴强等，2022）。其中， 审计定价影响因素是审计理论研究的重要内容之一（Simunic，1980）。审计定价是基于审计人员与管理层的合作关系（张继勋等，2016）形成的合作活动， 它的效率和效果受到企业合作文化的影响。对于企业内部而言， 合作文化可以增强企业各方的沟通意愿， 帮助企业建立更好的沟通环境（Cameron 等，2006；潘健平等，2019）， 使员工更愿意以开放透明的态度与审计师进行交流， 审计人员也更容易收集财务数据或采访财务人员， 从而减少审计工作量， 降低审计定价（杜亚光等，2023）； 对于企业外部而言， 在与外部企业合作的过程中， 企业的业务复杂程度（温来成等，2015）和经营风险（姜忠辉等，2024）上升， 导致审计师加大对被审计单位的审计投入并增强风险感知， 进而提高审计定价以补偿成本和风险溢价（陈胜蓝和马慧，2018；王洋洋等，2023）。可见， 企业合作文化会对审计定价产生影响， 但是影响机制究竟如何， 尚待严谨的理论与实证数据支撑。
为此， 本文以2010 ～ 2023年沪深A股上市公司为研究样本， 运用固定效应模型检验企业合作文化对审计定价的影响。研究发现， 企业合作文化会显著提高审计定价， 经过倾向得分匹配、 熵平衡匹配、 替换被解释变量衡量方式、 将核心解释变量滞后一期以及控制遗漏变量的影响等稳健性检验后发现以上结论依然成立。机制检验结果显示， 企业合作文化通过提升业务复杂程度和经营风险两个渠道提高审计定价。异质性分析发现， 对于非国有企业、 由非四大会计师事务所审计以及财务风险较高的企业， 企业合作文化对审计定价的影响更显著。
本文的研究贡献主要体现在： 第一， 拓展了合作文化对企业所产生影响的相关研究。现有文献多聚焦于企业内部运营（王亮亮等，2024）、 创新能力（潘健平等，2019）等方面， 本文将视角拓展到合作文化对审计定价的影响上， 实证揭示其不仅作用于企业内部， 还在企业与外部审计互动中产生重要影响， 为深入研究企业合作文化的经济后果提供了新的方向。第二， 从非正式制度视角丰富了审计定价影响因素的研究。已有研究多从审计师特征、 公司内部治理与公司外部环境等正式制度因素展开， 本文引入企业合作文化这一非正式制度， 发现其与审计定价显著正相关， 为理解审计定价的决定机制提供了新的视角， 丰富了审计定价影响因素研究体系。同时， 也为审计师在评估审计风险和确定审计定价时考虑非正式制度因素提供了实证依据。第三， 揭示了企业合作文化通过提高业务复杂程度与经营风险影响审计定价的内在机理。这一发现从企业合作文化的角度拓展了对风险导向审计理论的认识。在风险导向审计中， 审计师需要评估企业的各种风险因素进而确定审计定价（盛永志等，2018）。以往的研究较少关注企业合作文化对风险的影响， 本文通过实证分析， 为风险导向审计理论的发展和应用提供了新的实证支持。
二、 文献回顾与假设提出
（一） 企业合作文化相关研究
企业文化是指企业员工之间广泛共享的价值观和规范（OReilly和Chatman，1996）。企业文化对企业内部和外部的影响并不一致。对于企业内部而言， 企业文化作为一项非正式制度， 可以弥补正式制度的缺陷， 通过共享的价值观、 信仰、 行为准则引导员工的思想和行为， 提升组织内部的协调度和激励效果（Hermalin，1999）。对于企业外部而言， 大部分学者认为， 文化强度不同会导致企业间文化不兼容， 企业文化会降低长期并购绩效（王艳和阚铄，2014）。然而， 企业文化的真正价值只有在企业员工接受并且共同合作， 按标准开展工作的情况下才能实现（Guiso等，2015）。
合作文化是确保其他文化发挥作用的核心文化属性（Graham等，2022）。近年来， 合作文化逐渐内化到企业文化之中， 成为体现企业“软实力”的重要因素之一（吴武清和洪振瀚，2024）。企业合作文化强调合作、 共享、 共赢的价值观念和行为模式， 以此引导和约束员工的行为（Cameron等，2006）。如果企业文化推崇合作， 那么企业内部人员的凝聚力以及团队合作的紧密度将得到提升。同时， 企业也会更加积极主动地与有实力的外部机构开展合作， 以实现对稀缺资源的有效整合（潘健平等，2019）。从合作文化对企业内部的影响来看： 提倡合作文化的企业不仅具有较强的沟通意愿， 而且往往拥有健全的信息沟通机制（Cameron等，2006；潘健平等，2019；贺正楚等，2022）； 合作文化通过强调合作、 共赢等理念， 促使企业内部各方的目标和行为更加趋于一致， 从而有效缓解委托代理问题（王亮亮等，2024）。强调合作的企业更热衷于与其他企业建立合作关系。然而， 这种合作倾向可能会带来一定的弊端， 即增加合作过程中的交易成本， 具体表现为： 一方面， 合作的道德风险会有所上升， 容易出现“搭便车”现象； 另一方面， 合作中技术泄露的风险也会上升（潘健平等，2019）。还有文献发现， 对于合作文化氛围浓厚的企业来说， 随着合作的深入， 业务复杂程度也会上升（温来成等，2015）。
（二） 企业合作文化与审计定价
审计定价由审计成本和审计风险组成， 是审计师应对风险的主要决策手段（Simunic，1980）。从审计风险的角度而言， 如果被审计单位具有较高的经营风险， 则审计师会面临更高的声誉损失和诉讼风险， 在这种情况下， 审计师倾向于收取更高的审计费用来弥补可能的损失（Bedard和Johnstone，2004）。从审计成本的角度而言， 审计师在开展审计工作前， 会根据企业经营状况设计审计程序， 确保工作顺利开展并提升报告的可靠性。当被审计单位业务范围广、 复杂程度高时， 为了完成审计程序， 审计师需要投入更多的时间和精力（Simunic，1980；周中胜等，2020）。风险导向审计要求审计师了解被审计单位及其环境， 而企业文化又是企业整体控制环境中必不可少的一部分， 所以在审计师对企业环境风险进行评估进而确定审计定价的过程中， 企业文化是一项重要因素（Costa和Habib，2023；Chen等，2022）。合作文化是确保其他文化发挥作用的核心文化属性（Graham等，2022）， 会从企业内部和外部两个方面影响审计定价。
对于企业内部而言， 强调合作的企业不仅具有较强的沟通意愿， 而且往往拥有健全的信息沟通机制（Came-ron等，2006；潘健平等，2019；贺正楚等，2022）， 这为审计师与企业之间的高效沟通提供了有力保障。合作文化能够让企业员工将审计师所需要的信息及时、 准确地传递给审计师， 使审计师的信息需求得到迅速回应与反馈（王亮亮等，2024）。在合作文化氛围浓厚的企业中， 员工在与审计师互动时可能会合作， 降低审计中的检查风险， 从而降低风险溢价， 进而降低审计定价。例如， 员工更可能以开放和透明的态度与审计师交流， 他们可能更愿意提供详细的信息， 解答审计师的问题， 甚至主动分享可能有助于审计开展的其他相关信息。由于审计过程更加顺畅， 审计师有可能减少非必要的审计程序， 进而减轻自身的工作量。在此种情况下， 审计师倾向于调低审计定价（杜亚光等，2023）。
对于企业外部而言， 从成本补偿角度来看， 合作文化会导致企业业务复杂程度上升， 进而提升审计师的审计成本， 提高审计定价。企业合作文化强调的是企业之间、 部门之间、 员工之间的协同合作与信息共享（Schein，2010）。在良好的合作文化氛围中， 企业更倾向于与其他企业或机构建立战略伙伴关系， 共同开发新产品、 拓展新市场或共享资源（王如玉和卓则良，2024；豆建民等，2023）。这种合作可能导致业务范围扩大和业务流程复杂化， 进而提升业务复杂程度。一方面， 企业间的合作使得企业能够涉足更多领域， 开展更多元化的业务（王亮亮等，2024）。随着业务范围的拓宽， 企业需要处理的信息和数据量也大幅增加， 从而提升了业务复杂程度（张嘉伟等，2022）。并且， 随着企业合作范围的不断扩大， 越来越多的企业开始跨越地域、 跨越文化进行合作（刘彩虹和徐福缘，2008）。这种跨地域、 跨文化的合作要求企业具备更强的跨文化沟通能力和跨文化管理能力。同时， 不同地域、 不同文化背景下的商业习惯、 法律法规和市场需求等也存在差异（张旭等，2013）， 这进一步提升了企业业务复杂程度。另一方面， 随着合作关系的建立， 企业需要整合不同合作伙伴的业务流程， 以适应新的合作模式（包冬梅，2015）。这往往涉及多个部门、 多个系统、 多个流程之间的协调与整合， 使得业务流程变得更加复杂， 从而导致业务复杂程度不断提升（林菁菁等，2021）。业务复杂程度提升意味着审计范围需要相应扩大， 以涵盖更多的业务领域和交易类型， 这增加了审计师的工作量， 提高了审计定价（Simunic，1980；陈胜蓝和马慧，2018）。
从风险溢价角度来看， 强调合作文化的企业倾向于与其他企业建立合作关系， 这会提升合作中的交易成本， 具体表现为合作的道德风险上升， 产生“搭便车”现象， 进而可能提升企业的经营风险， 并最终提高审计定价。在企业合作中， 由于知识、 技术、 品牌等资源的共享和溢出效应， 合作双方无法完全独占合作带来的全部收益（潘健平等，2019）。这种收益的不确定性可能导致双方都有动机采取保守策略， 即减少自己的投入以降低成本， 同时希望从对方的投入中获益， 这就是“搭便车”现象（Prokop和Tepe，2020）。同时， 合作双方的努力程度往往难以准确度量， 这进一步加剧了“搭便车”的动机和事后机会主义行为（麻玉琦和张蔚文，2024）。在这种情况下， 合作双方可能会陷入囚徒困境。一方面， 这会导致合作的整体效果不如预期， 使合作项目的整体进展和质量受到影响（陆娟和孙瑾，2022）。这种不均衡的投入可能导致项目延期、 成本超支或产品质量不达标等， 从而提升经营风险（昝梦莹等，2020）。另一方面， 对外合作在为企业带来诸多益处的同时， 也暗藏着一定的风险。对外合作能够帮助企业获取稀缺信息， 但与此同时， 企业自身的核心资产也面临着被合作方侵占的风险， 即使合作方是相互熟悉信任的企业， 这种核心资产流失的风险依旧无法消除（潘健平等，2019）。这些行为不仅会破坏合作关系， 还可能带来法律纠纷和声誉损失， 进而导致企业经营风险上升（高运胜等，2021；姜忠辉等，2024）。当感知到客户经营风险上升时， 会计师事务所会要求更高的风险溢价， 进而提高审计定价（冯婉昕和李闯，2023）。
据此， 本文提出竞争性假设， 检验企业合作文化对审计定价的影响：
H1a： 与合作文化较弱的企业相比， 合作文化较强的企业审计定价更低。
H1b： 与合作文化较弱的企业相比， 合作文化较强的企业审计定价更高。
三、 研究设计
（一） 研究样本和数据来源
本文选取2010 ～ 2023年沪深A股上市公司作为研究对象， 并对相关数据进行如下处理： 剔除上市不足一年的公司； 剔除金融行业的公司； 剔除相关变量数据缺失的公司； 剔除ST等状态异常的公司； 剔除资不抵债的公司。为避免极端值的影响， 对所有变量进行上下1% 的 Winsorize 处理。在企业合作文化数据方面， 本文采取文本分析法， 手动查阅资料搜集整理上市公司年报中董事会报告部分与企业价值观相关的文字信息。在此基础上， 参考潘健平等（2019）的研究， 通过文字信息中出现“合作”相关词汇的次数来判断企业文化中是否包含合作。其他数据来自 CNRDS 和 CSMAR 数据库。
（二） 模型设定与变量定义
为了检验企业合作文化对审计定价的影响， 本文参考潘健平等（2019）、 梁日新和李英（2021）的研究， 构建如下实证模型：
Auditfeei，t+1=β0+β1Culturei，t+∑Controlsi，t+
∑Industryi+∑Yeart+εi，t （1）
其中， Auditfee表示审计定价， Culture表示企业合作文化， Controls 为一系列可能影响审计定价决策的控制变量， Industry 和 Year 分别表示行业和年度固定效应。
1. 被解释变量： 审计定价。本文参考梁日新和李英（2021）、 于连超等（2022）的研究， 采用企业未来一年审计费用总额的自然对数来衡量审计定价（Auditfee）。
2. 解释变量： 企业合作文化。本文参考潘健平等（2019）、 Loughran和McDonald（2013）的研究， 采用文本分析法， 基于年报中董事会报告部分的企业合作文化指标， 通过对其中有关价值观部分的内容进行分析， 将与“合作”相关的近义词提取出来， 确定合作文化词库， 计算“合作”相关词汇出现的总频数。考虑到文本统计数据具有“右偏性”， 本文在实证回归中将所得到的词频总数加 1 后取自然对数用于衡量企业合作文化（Culture）。
3. 控制变量。本文参考Simunic（1980）、 潘健平等（2019）、 梁日新和李英（2021）的研究， 同时控制了其他可能影响审计定价的因素， 并控制了行业固定效应（Industry）和年度固定效应（Year）。具体变量定义如表 1 所示。
四、 实证结果分析
（一） 描述性统计
表2列示了有关企业合作文化的描述性统计结果。分析结果显示， 在选取的词库中， “合作”这一关键词共计出现 242662次， 出现次数最多， 在平均每份年报的董事会报告中出现9.987 次， 表明“合作”对于企业合作文化的衡量能力最好。从一份文本中相关词出现的次数来看， “联合”一词出现的次数最多， 共计出现了536次。
表3报告了主要变量的描述性统计结果。其次， 审计定价的均值为13.859， 标准差为0.717， 与现在研究无较大差异（周泽将等，2023）。企业合作文化的均值为3.397， 最小值为0， 最大值为4.844， 即原词频的均值为34， 最小值为0， 最大值为126， 说明样本公司在合作文化重视程度方面存在较大差异， 仅有部分企业特别推崇合作文化。其余变量与已有研究基本一致。
（二） 基准回归结果分析
本文采用模型（1）检验企业合作文化对审计定价的影响， 回归结果见表4。其中， 列（1）为单变量回归结果， 列（2）控制了公司财务特征变量， 列（3）控制了公司财务特征和公司治理特征变量， 列（4）控制了公司财务特征、 公司治理特征和审计特征变量， 列（1） ～ （4）均控制了年度和行业固定效应。回归结果显示， 企业合作文化（Culture）的系数均为正， 且在1%的水平上显著， 表明企业越提倡合作文化， 其审计定价就越高， 即企业合作文化会显著提高审计定价， H1b得到验证。
（三） 稳健性检验
1. 倾向得分匹配。由于企业对于合作文化的强调程度不同， 强调合作的企业和忽视合作的企业可能在公司特征层面存在较大差异， 从而导致二者对审计定价的影响程度有所不同。为了保证结果的稳健性， 本文采用倾向得分匹配法（Rosenbaum和Rubin，1983）进行稳健性检验。具体地， 在第一阶段概率估计时， 按照企业合作文化（Culture）是否大于行业年度中位数将样本企业划分为对照组（大于中位数）和控制组（小于或等于中位数）， 选取所有控制变量作为协变量， 并控制行业和年度固定效应。得到第一阶段估计结果后， 采用 Logit 模型将两组样本按照同行业同年份进行近邻匹配（k=4）和1∶1 有放回的卡尺范围为 0.01的卡尺匹配以及核匹配， 以消除样本的自选择偏差， 并基于匹配后的样本进行回归。回归结果与基准回归结论一致。
2. 熵平衡匹配。为了缩小提倡合作文化的企业与忽视合作文化的企业在各个控制变量上的差距， 借鉴 Madsen和McMullin（2020）的做法， 采用熵平衡匹配法， 在不影响样本量的前提下， 对忽视合作文化的企业的观测值赋予权重， 以确保处理组与对照组协变量的平衡。具体而言， 同样按照企业合作文化（Culture）是否大于行业年度中位数将样本划分为对照组（大于中位数）和控制组（小于或等于中位数）， 匹配后对照组与处理组的差距变小。基于熵平衡匹配样本进行回归， 回归结果进一步验证了H1b。
3. 替换被解释变量衡量方式。考虑到企业规模是影响审计定价的重要因素， 对审计定价的解释能力甚至超过 50%（OKeefe等，1994）， 参考已有研究（Simunic，1980）， 对审计费用进行标准化处理， 以上市公司年报审计费用与期末总资产的比值取自然对数（Auditfee1）替代原有被解释变量， 再次进行回归。回归结果与基准回归结论一致。
4. 将解释变量滞后一期。时间因素在回归分析中至关重要。为了避免企业合作文化对审计定价的影响随时间变化， 将核心解释变量企业合作文化滞后一期（Lculture）， 替代原有解释变量， 再次进行回归。回归结果与基准回归结论一致。
5. 控制遗漏变量的影响。国家文化是在漫长的历史长河中逐渐发展起来的， 具有一定的延续性， 但企业层面的文化相对容易发生改变（Guiso等，2015）。本文认为， 在我国的环境背景下， 董事长的个人特征可能会对企业文化产生影响， 进而使企业文化发生不同程度的变化。为了消除董事长变迁对回归结果的影响， 本文进一步丰富了控制变量的选取， 增加了董事长年龄、 性别、 薪水以及是否两职合一等相关变量， 在此基础上进行相关回归。回归结果与基准回归结论一致。
由于篇幅所限， 以上稳健性检验结果均没有列示出来， 留存备索。
五、 进一步分析
（一） 异质性分析
1. 产权性质的异质性。企业合作文化对审计定价的影响可能因产权性质的不同而有所差异。一方面， 国有企业承担着经济责任之外的社会责任和政治责任（Bai等，2006）， 不仅要考虑经济效益， 还要兼顾社会效益。在企业提倡合作文化的情况下， 由于有国家兜底， 国有企业面临的经营风险往往更小； 相反， 对于非国有企业而言， 其所承担的社会责任较小， 又没有国家兜底（李文贵和余明桂，2012）， 在企业提倡合作文化的情况下， 往往会面临更大的经营风险。另一方面， 国有企业存在预算软约束， 在获取贷款和相关资源等方面存在明显优势（林毅夫等，2004）， 即使面临因合作文化导致的经营风险， 也能获得政府和银行的帮助， 风险较低。因此本文预期， 相比于提倡合作文化的国有企业， 提倡合作文化的非国有企业面临的经营风险更高， 审计师会提高风险溢价， 收取更高的审计费用。本文按照产权性质将样本企业分为国有企业和非国有企业两组， 分组回归结果见表5列（1）和列（2）。可以看到， 非国有企业组中企业合作文化的估计系数在1%的水平上显著为正， 国有企业组中这一系数不显著， 组间差异检验得到的P值为0.000， 证实该组间差异具备显著性。这表明与国有企业相比， 在非国有企业中， 合作文化提升审计定价的效果更显著。
2. 会计师事务所规模的异质性。企业合作文化对审计定价的影响可能会因会计师事务所规模的不同而产生差异。在资本市场中， 相比于非四大会计师事务所， 四大会计师事务所的资金实力更加雄厚、 业务范围更加广泛。因此， 四大会计师事务所应对审计风险的能力更强， 有更大的缓冲空间（宋衍蘅和肖星，2012）。本文认为， 企业合作文化对非四大会计师事务所的影响更大。具体来说： 面对企业合作文化导致的较高的经营风险， 非四大会计师事务所为了更好地降低风险， 提高自身声誉， 更有动机提高审计定价； 而四大会计师事务所由于在应对风险时有更大的缓冲空间， 相应的动机会减弱。因此， 企业合作文化对审计定价的正向影响在非四大会计师事务所中更为显著。本文采用是否由“四大”审计（Big4）来衡量会计师事务所规模， 分组回归结果见表5列（3）和列（4）。回归结果显示， 企业合作文化的回归系数仅在非四大组中显著为正， 组间差异检验得到的P值为0.017， 证实该组间差异具备显著性。这表明在企业提倡合作文化的情况下， 来自非四大会计师事务所的审计师倾向于收取更高的审计费用。
3. 财务风险的异质性。企业合作文化对审计定价的影响还可能因企业财务风险的不同而产生差异。财务风险较高的企业为了避免破产， 需要漂亮的财务数据来维持投资者信心以及稳定的现金流来偿还负债。企业合作文化会导致合作中交易成本增加， 具体表现为合作的道德风险有所上升， 产生“搭便车”现象， 进而提升企业的经营风险， 企业可能转而通过操纵财务报表来提高业绩（Hogan等，2008）， 使得审计师面临的审计风险上升。因此本文预期， 当财务风险较高时， 企业合作文化对审计定价的影响更加显著。为了探究不同财务风险下企业合作文化对审计定价的影响， 本文借鉴王西子和吴联生（2020）的做法， 采用基于Altman的Z值计算的财务困境指标（Zscore）衡量财务风险， Zscore值越小， 企业财务风险越高。同时， 按照该值的行业年度中位数将样本分为两组， 并进行分组回归， 结果见表5列（5）和列（6）。回归结果显示， 企业合作文化的回归系数在两组样本中均显著为正， 但高财务风险组的系数大于低财务风险组， 而且显著性更高， 组间差异检验得到的P值为0.014， 证实该组间差异具备显著性， 表明企业合作文化对于审计定价的提升效果在财务风险较高的企业中更显著。
（二） 机制检验
上述研究表明， 企业合作文化会提高审计定价， 下面检验企业合作文化通过哪种机制对审计定价产生影响。本文在假设提出部分从业务复杂程度和经营风险两个角度分析了企业合作文化带来的影响。一方面， 企业合作文化之所以会提高审计定价， 是因为提倡合作文化的企业在与其他企业建立合作关系的过程中， 自身的业务复杂程度上升， 需要审计师付出更多的努力， 增加审计资源投入， 进而提高审计定价。另一方面， 企业合作文化会增加合作中的交易成本， 具体表现为合作的道德风险有所上升， 产生“搭便车”现象， 进而可能提升企业的经营风险， 并最终提高审计定价。因此， 本文利用中介效应分析方法， 实证检验企业合作文化对审计定价的潜在作用机制。构建中介效应模型如下：
Mi，t=β0+β1Culturei，t+∑Controlsi，t+∑Industryi+
∑Yeart+εi，t （2）
Auditfeei，t+1=β0+β1Culturei，t+β2Mi，t+∑Controlsi，t+∑Industryi+∑Yeart+εi，t （3）
其中， M为中介变量， 包括业务复杂程度（SUB）和经营风险（sRoa）。首先， 参考Simunic（1980）、 刘斌等（2003）的研究， 使用上市公司当年全部控股子公司数量加1取自然对数来衡量业务复杂程度（SUB）。该指标值越大， 表明业务复杂程度越高。其次， 借鉴Cao等（2023）、 步丹璐和王钰涵（2023）的研究， 采用经行业调整的上市公司3年期的资产回报率波动程度衡量经营风险（sRoa）。
1. 业务复杂程度的中介效应。业务复杂程度的中介效应检验结果如表6列（1）和列（2）所示。其中： 列（1）的回归结果表明， 企业合作文化有效提升了业务复杂程度； 列（2）的回归结果表明， 随着业务复杂程度的上升， 审计师会付出更多的努力， 增加审计资源投入， 进而提高审计定价。另外， 本文对中介效应进行了补充检验， Bootstrap 中介效应检验结果显示， 检验结果在 95%的置信区间均不包括0， 验证了企业合作文化通过提升业务复杂程度进而提高审计定价的作用机制。
2. 经营风险的中介效应。经营风险的中介效应检验结果如表6列（3）和列（4）所示。其中： 列（3）的回归结果表明， 企业合作文化显著提高了经营风险； 列（4）的回归结果表明， 随着经营风险的上升， 审计师会收取更高的风险溢价， 进而提高审计定价。另外， 本文对中介效应进行了补充检验， Bootstrap 中介效应检验结果显示， 检验结果在 95%的置信区间均不包括0， 验证了企业合作文化通过提升经营风险进而提高审计定价的作用机制。
六、 结论与启示
本文以2010 ～ 2023年沪深A股非金融类上市公司为样本， 研究企业合作文化是否以及如何影响审计定价。研究发现， 企业合作文化与审计定价具有显著的正相关关系。企业合作文化通过提升业务复杂程度， 增加审计师工作量， 以及通过提升经营风险， 增加审计风险溢价， 最终提高审计定价。上述结论在进行倾向得分匹配、 熵平衡匹配、 替换被解释变量衡量方式、 将解释变量滞后一期以及控制遗漏变量的影响等稳健性检验后仍然成立。进一步检验发现， 在非国有企业、 由非四大会计师事务所审计以及财务风险较高的企业中， 企业合作文化对审计定价的提升作用更为明显。
本文结论具有重要的政策意义和实践启示： 第一， 对于企业来说， 需正确认识合作文化的多面性， 合作文化一方面对内部运营和团队协作有益， 但另一方面会影响外部审计。在培育合作文化时， 要考虑可能增加的审计成本， 做好成本管理和预算规划。非国有企业应更重视合作文化对审计定价的影响， 根据产权性质调整合作文化培育策略， 平衡内部协作与外部审计成本。财务风险较高的企业应加强风险管理， 注重风险控制和信息透明度提升， 降低审计风险溢价。第二， 对于会计师事务所来说， 审计师应深入了解企业合作文化对审计风险和定价的影响。在审计计划和执行阶段， 充分考虑企业合作文化因素， 制定合理的审计策略。对于合作文化浓厚的企业， 关注其内部沟通协作机制、 决策流程和风险管理体系， 准确评估其审计风险。非四大会计师事务所可利用自身优势， 深入了解非国有企业和高财务风险企业， 提供更具针对性的审计服务。第三， 对于监管部门来说， 应重视企业合作文化对审计定价和质量的潜在影响。可制定相关政策和指导意见， 引导企业和审计机构正确处理合作文化与审计工作的关系。例如， 要求企业在财务报告中披露合作文化的主要特征及对审计工作的影响， 让投资者和利益相关者更好地了解企业风险状况。总之， 企业、 会计师事务所和监管部门都应认识到合作文化的重要性及其对审计工作的影响， 共同努力实现企业的稳定发展、 审计质量的提升和市场的健康运行。
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