本文依据前人对内部控制缺陷的定义和分类，通过手工整理，将内部控制缺陷划分为20种，其中一般缺陷12种，特定缺陷8种。总体样本为1097家，其中20xx年有267家披露了内部控制缺陷信息，830家没有披露内部控制缺陷信息。研究显示267家公司披露的内部控制缺陷中共有609个缺陷，平均每个公司2.28个。表2统计了内部控制缺陷分类数量，并按照数额和公司分布比率进行排列。如表2所示，20xx年267家公司披露的内部控制缺陷中，一般缺陷共585个(占披露总缺陷的`96.06%)，披露内部控制不充分或不存在内部控制功能的共有184个(占30.21%)，披露内部审计不充分缺陷有91个(占14.94%)，风险防范缺陷有79个(占12.97%)，管理者、董事会和审计委员会缺陷所占比例为11.17%，会计人力资源缺陷有8.7%，无效的服从有6.57%，此外，高级管理人员(能力，语调，可靠性)、职务分离和内控设计、人员的道德水平和服从程度、不充分的披露(及时、相关、全面)所占比例均为5%以下。特定缺陷共24个(占总缺陷的3.94%)，其中信息技术(软件，安全，公开债券)所占比例最大为3.12%，会计对账程序不严密等等六类缺陷均没有公司披露。20xx年披露内部控制缺陷为506个，内部控制不充分或不存在内部控制功能和内部审计不充分仍然占最大比重，总缺陷数量比20xx年少103个，说明在内部控制规范施行之前，上市公司自愿披露的动机不足。如表3所示，审计收费lnAFEE平均值为13.39683，最大值为18.11958，最小值为11.69525。1097家上市公司中有267家公司披露了内部控制缺陷，占总体样本的24.33%，在披露的内部控制缺陷中，一般缺陷比特定缺陷多，每家上市公司平均披露0.53327种一般缺陷以及0.021878种特定缺陷，其余830家公司没有披露内部控制缺陷信息。在总体样本中，平均7.56%的公司更换了会计师事务所，平均7.1%的公司聘请的是“四大”事务所审计。

　　(二)单变量分析

　　本文检验了各个变量与被解释变量之间的相关关系，数据显示内部控制缺陷与审计收费在10%水平上呈正相关，初步说明存在内部控制缺陷会导致审计收费增加。修正内部控制缺陷与审计收费呈负相关关系，但是并不显著，说明修正内部控制缺陷在一定程度上会降低审计收费，但是由于不确定修正的内部控制缺陷是否重大以及公司可能会在期末对该缺陷进行修正，而审计师已经进行前期审计工作，从而导致二者的相关关系不显著。特定缺陷与审计收费在1%水平上显著正相关，一般缺陷与审计收费的关系不显著。原因可能是特定缺陷涉及公司特定账户或某一具体方面，影响力大，如果存在特定内部控制缺陷，审计师会增加投入进行测试。一般缺陷相对特定缺陷而言比较虚化，涵盖范围广，没有特定内容，是否存在一般缺陷，审计师需要进行必要的控制测试，公司特定缺陷比一般般缺陷对审计收费影响更大。在控制变量中公司规模、流动比率、四大事务所审计在1%的水平上显著。相关系数如表4所示。

　　(三)回归分析

　　表5列示假设H1a和H1b模型回归结果，调整后的R2结果显示，两个模型的拟合程度较高。模型1回归结果与假设一致，表明内部控制缺陷与审计收费存在显著正相关关系，说明我国上市公司存在的内部控制缺陷会引起审计收费增加。审计收费与会计师事务所变更、ROA、公司规模、是否被“四大”审计、资产负债率等存在显著相关关系，与上市时间、营业收入增长等不显著相关。模型2回归结果(见下页表6)显示修正内部控制缺陷与审计费用存在负相关关系，说明修正内部控制缺陷会在一定程度上降低审计费用，但效果并不显著。本文从跨期视角提出公司识别和修正内部控制缺陷存在预期效益，这将导致审计师调整评估风险和减少审计费用，但是数据显示修正内部控制缺陷之后对审计收费的影响并不显著。原因在于修正内控缺陷之后，缺陷的种类及个数减少了，但修正的是否为重大缺陷这一疑问干扰了回归结果。此外，如果修正缺陷的发生接近期末，内部控制缺陷可能在本年度的大部分时间内一直存在，也会造成特定账户错报风险，但该公司仍然可以披露一个无内控缺陷的报告。审计师为确保其修正控制缺陷的有效性可能不会明显降低审计收费。表6列示H2模型回归结果，数据显示特定内部控制缺陷与审计收费显著正相关，一般缺陷系数并不显著相关。内部控制特定缺陷涉及公司特定账户或某一具体方面，影响力大。审计师在审计过程中更多地围绕特定账户的具体问题，如果上市公司存在特定内部控制缺陷，审计师会面临较高的审计风险。为此，审计师会增加审计投入和审计时间，充分执行审计程序和实质性测试范围，在审计过程中势必会根据审计风险来决定审计收费，因此会导致审计收费的增加。一般缺陷相对特定缺陷而言比较虚化，涵盖范围广，没有体现特定内容。无论公司存在或者不存在一般缺陷，审计师都要进行必需的控制测试，因此一般缺陷不会对审计收费产生较大的影响。