上市公司内部控制有效性对审计费用的影响研究

２０１３年第３４期　总第２１６期　经济研究导刊　ＥＣＯＮ０ＭＩＣ　ＲＥＳＥＡＲＣＨ　ＧＵＩＤＥ　Ｎｏ＿３４．２０１３　Ｓｅｆｉａｌ　Ｎｏ．２１６　上市公司内部控制有效性对审计费用的影响研究　叶春娥，刘虎　（云南财经大学会计学院，昆明６５０２２１）　摘要：运用上市公司２００９－－２０１１年三年的数据，以内部控制指数来衡量内部控制有效性，检验审计费用的影响　因素，重点研究内部控制有效性和审计费用之间的相关关系。研究结果表明，内部控制有始｝生较高的公司支付了较低　，　的审计费用，内部控制的改善能明显降低审计费用，这为内部控制制度的实施提供了政策支持。　关键词：内部控制有效性；审计费用；内部控制指数　　－　●中图分类号：Ｆ２３９．０　文献标志码：Ａ　文章编号：１６７３—２９１Ｘ（２０１３）３４—０１６７—０４　于设立内部控制审计部门的公司，内部审计师工作为外部审　引言　计师提供了经验证据，提高了审计效率，从而降低外部审计　美国安然、世通等一系列财务舞弊事件极大地挫伤了投　费用（王守海和杨亚军，２００９）。然而，从管理层或内部审计师　资者对上市公司及其管理层的信心，美国国会为恢复公众信　那里得到账户余额或内部控制的概要资料或总结，可能是不　心于２００２年７月颁布了ＳＯＸ法案。公司实施ＳＯＸ４０４条款　正确或有偏的，可能导致较宽松的内部控制评估（Ｓｔｅ￣ｍａｋ　ｅｔ　产生了巨额成本，使该条款极具争议，ＰＣＡＯＢ于２００７年发　ａ１．，２０１２），其判断受知识偏见的影响（Ｅａｒｌｅｙ　ｅｔ　ａ１．，２００８），未　布审计准则第５号——《与财务报表审计整合的财务报告内　能发现某些内部控制重大缺陷。　部控制审计》，代替了原有的审计准则第２号（２００４年３月），　ＳＯＸ４０４条款的实施，使内部控制缺陷得以识别，提高了　该准则强调自上而下、风险导向审计，着重审计高风险领域，　财务报告质量（Ｂｅｄａｒｄ　ａｎｄ　Ｇｒａｈａｍ，２０１１）。国外一些文献研　从而提高审计效率。　究了披露内部控制缺陷公司的特征，发现披露内部控制缺陷　２００８年５月，中国五部委联合发布了《企业内部控制基　的公司经营较复杂、近期公司结构有过变化、有更大的会计　本规范》，并于２０１０年４月发布了《企业内部控制审计指引》。　风险、审计师辞职更加频繁、投入内部控制的资源较少、机构　《企业内部控制审计指引》指出，审计师应较多关注存在重大　持股较为集中、经济实力比较弱、快速增长或进行了重组（Ｄｏｙｌｅ　缺陷的高风险领域，可单独进行内部控制审计或将内部控制　ｅｔ　ａ１．，２００７；Ａｓｈｂａｎｇｈ—Ｓｋａｉｆ　ｅｔ　ａ１．，２００７）。内部控制缺陷的披　审计和财务报表审计进行整合。审计师根据内部控制缺陷可　露与更低的盈余质量（Ｄｏｙｌｅ　ｅｔ　ａ１．，２００７ａ），异常负回报（Ｂｅｎｅｉｓｈ　能导致严重错报的可能性进行风险评估。审计师对内部控制　ｅｔ　ａ１．，２００７）、不断增加的风险（Ａｓｈｈａｕｇｈ—Ｓｋａｉ￣ｅｔ　ａ１．，２００７）、　风险的应对策略存在严格的等级顺序，当控制风险较高时，　更多的审计时间（Ｈｏａｇ　ｅｔ　ａ１．，２０１１；Ｊｏｈｎｓｔｏｎｅ　ｅｔ　ａ１．，２００８）和　审计人员首先选择的是调整审计费用，其次是修改审计意　更高的计费费率（Ｊｏｈｎｓｔｏｎｅ　ｅｔ　ａ１．，２００８）相关。　见，最后才选择审计师辞职（Ｅｌｄｅｒ　ｅｔ　ａ１．，２００９）。本文研究内　（二）内部控制有效性对审计费用影响的研究　部控制有效性对审计费用的影响。　审计费用的高低与预期提供的服务水平相关，审计费用　较高则意味着审计师提供了更好的服务和进行了更多的审　一、文献回顾　计工作。如果客户成功实施费用压力，则审计师可能减少审　（一）内部控制有效性研究　计工作量来降低成本，进而降低了审计费用（Ｂｌａｎｋｌｅｙ　ｅｔ　ａ１．，　在内部控制审计实施之前．研究者主要使用调查数据、　２０１２）。然而，成功实施费用压力的客户在随后年度出现财务　盈余报告、是否设立内部控制审计部门及是否披露内部控制　重述的概率更高，审计师做出费用让步与那个时期审计质量　鉴证报告（自愿性披露时期）等替代变量来衡量内部控制有　的降低有关（Ｅａｒｅｄｇｅ　ｅｔ　ａ１．，２０１１），也意味着审计师做了更少　效性。自愿披露内部控制报告与更低的股票价格波动相关，　的审计工作和低估了审计风险（Ｂｌａｎｋｌｅｙ　ｅｔ　ａ１．，２０１２）。　这便意味着自愿性披露降低了信息不对称，但其披露行为并　ＳＯＸ法案强调了管理层和审汁师的责任，规定审计师对　不持续，该披露行为有机会主义的倾向（黄寿昌等，２０１０）。对　快速申报者的内部控制进行审计，并出具内部控制有效性的　收稿日期：２０１３一Ｏ８一ｌ９　作者简介：叶春娥（１９８８一），女，云南宣威人，硕士研究生，从事审计理论研究；刘虎（１９９０一），男，河南邓州人，硕士研究生，　从事审计理论研究。　－－——１６７・・——　鉴汪意见。４０４条款的实施导致了审计费用的大幅度增加　（Ｒａｇｈｕｎａｎｄａｎ　ｅｔ　ａ１．，２００６；Ｋｆｉｓｈｎａｎ　ｅｔ　ａ１．，２００８；Ｈｏｇａｎ　ｅｔ　ａ１．，　条款下披露内部控制的公司在在下一年支付了更高的费用，　尽管４０４条款下没有披露（内部控制）问题。　审计服务产品定价是公众利益和行业利益冲突平衡的　２００８）。Ｈｏｉｔａｓｈ　ｅｔ　ａ１．（２００８）研究发现４０４条款执行的第一年，　审计费用增加了。虽然有研究表明４ｏ４条款内部成本在其实　结果。会计师事务所作为审计产品的供给方，其审计定价应　施后的几年明显降低了，但这些公司的审计费用并没有减少　（Ｓｃａｎｎｅｌｌ，２００７；Ｃｈａｓｅｎ，２００７）。高额的审计费用使事务会计　师事务所受到了严厉的批评，因为事务所很可能是以４０４条　当高于审计成本。经典的审计定价理论认为，在竞争性的审　计市场中，审计定价过程中的谈判双方应当考虑审计风险和　审计成本（Ｓｉｍｕｎｉｃ，１９８０），因此审计风险和审计成本成为影　响审计定价决策的重要因素（戴捷敏、方红星，２０１０；Ｈｏｇａｎ　ａｎｄ　Ｗｉｌｋｉｎｓ，２００８）。审计师出于经营风险考虑，对内部控制有　效性较差的公司增加了实质性测试的工作量，由此产生的成　款为契机提高了收入（Ｍｕｎｓｆ　ａＩ．，２０１１）。这使４０４条款遭　到质疑，反对者认为，４０４条款的实施增加了公司负担、限制　了投资机会、最终导致公司退市甚至破产（Ｅｎｇｅｌ　ｅｔ　ａ１．，２００７；　Ｚｈａｎｇ，２００７）。内部控制缺陷的披露了对投资者有意义的风　险，报告内部控制缺陷的公司的审计费用更高（Ｈｏｉｔａｓｈ　ｅｔ　ａ１．，　２００８），存在实质性内部控制缺陷的公司，审计费用增加的最　多（Ｈｏｇａｎ　ａｎｄ　Ｗｉｌｋｉｎｓ，２００８　ｏ　本传递给了客户，且审计师可能通过收取风险溢价来应对这　类风险，进而增加了审计费用。由此，本文提出以下假设：其　他条件不变的情况下，内部控制有效性较低的公司支付了更　高的审计费用。　然而，对内部控制缺陷的补救并没有降低审计费用，反　而增加了审计费用（Ｈｏｉｔａｓｈ　ｅｔ　ａ１．，２００５；Ｍｉｔｒａ，２００９），这可能　是由于补救发生在资产负债表日之前，而相关的风险问题或　在测试补救控制时增加了审计丁作量。进一步研究发现，在　二、数据来源及模型设定　运用２００９—２Ｏｌ１年中国非金融类Ａ股上市公司为　样本，共计４　８７５家，剔除了主要财务数据缺失的样本４７４　家，剩余４　４０１家公司即为本文研究样本。表１为本文　变量定义表，其中审计师变更原始数据来源于国泰安　（ＣＳＭＡＲ）数据库，经手　Ｉ　整理而得到，不包括事务所因合　并而更名的变更，内部控制指数来源于迪博公司发布的＿卜　执行４０４条款的第一年披露了，并连续披露了内部控制问题　的公司比首次披露的公司增量地支付了更高的费用（Ｈｏａｇ　ｅｔ　ａ１．，２０１１）。与随后一年报告不同重大缺陷的公司相比，报告　同样重大缺陷的公司支付了更高的审计费用，这便意味着未　能补救缺陷比新的缺陷的潜在风险更大，且这些风险　补救　后几年更高的审汁费用相关（Ｋｅａｎｅ，２０１２），Ｈｏｉｔａｓｈ　ｅｔ　ａ１．　市公司内部控制指数排名，其余变量均来源于国泰安（ＣＳＭＡＲ）　数据库。　文采用ｗｉｎｓｏｒｉｚａｔｉｏｎ方法对所有连续变量进行　了处理　（２００８）检测了ＳＯＸ法案对审计费用的跨期的影响，发现３０２　表１　变量定义表　变挺　定义　Ｆｅｅ　ＩＣＩ　审汁费用：审计费用／公司总资产（％）　内部控制指数　Ｒ０Ａ　Ｌｅｖｅｒａｇｅ　Ｌｏｓｓ　ＬｎｖＲｅ　总资产净利率：净利润与总资产的比值　财务杠杆：负债总额卜ｊ资产总额的比值　上市公司年度亏损：亏损取１，否则取０　经营复杂程度：年末存货与应收账款占总资产的比例　Ｃｈａｎｇｅ　ＢＩＧ４　Ｏｐｉｎｉｏｎ　审计师变更：取１表示发生了事务所变更，取０表示其他　是否为“四大”：　际四大及其国内合作所取ｔ，否则为０　审计意见，取０表示标准无保留意见，取ｌ表示其他　参照Ｅｔｔｒｅｄｇｅ　ｅｔ　ａ１．（２００６）、Ｅｔｔｒｅｄｇｅ　ｅｔ　ａ１．（２００７）、宋衍蘅　（２０１　１）的研究，考虑可能影响审计　费用的其他因素，构建以　三、实证检验及分析　下页表２为本文主要变量的描述性统计，在２【）（】９—２０１　１　下模型，采用最小二乘法对其进行回归：　Ｆｅｅ＝［３ｏ＋１３ｌＩＣＩ＋［３２Ｏｐｉｎｉｏｎ＋１３３Ｌｅｖｅｒａｇｅ＋［３，Ｌｏｓｓ＋［３５ＬｎｖＲｅｃ＋　年的样本中，审计费用的平均值是０．０３００，标准差为０．０２６７，　３［６Ｃｈａｎｇｅ＋［３７ＢＩＧ４＋［３８ＲＯＡ＋ｅ　说明一ｋ市公司支付的审计费用偏高。内部控制指数（ＩＣＩ）最　大、最小值分别为９．９５４０、３．８３２０，说明中国内部控制有效性　差异较大，而平均值为６．８６９０，说明中国内部控制质量整体　比较高。　为了进一步检验内部控制有效性对审计费用的影响，本　文根据内部控制指数的描述性统计对Ｊ二市公司的内部控制　有效性进行分组，内部控制指数大于第ｉ分位数（７．２３６０）组　认定为内部控制有效性高组，小于第一分位数（６．５９１０）的组　为内部控制有效性低组　下页表３给出了本文变量相关性检验的结果，模型中解　释变量ＩｃＩ与控制变量Ｏｐｉｎｉｔｍ、ＢＩＧ４、ＲＯＡ等控制变量的相　ｌ６８～　表２　主要变量的描述性统计　变量　平均值　标准差　最小值　第一四分位数　中位数　第三四分位数　最大值　样本　Ｆｅｅ　Ｏ．０３００　０．０２６７　０．０００３　０．０１ｌ８　０．０２２１　０．０３８８　０．１３５Ｏ　４　４０１　ＩＣＩ　６．８６９０　０．９５２０　３．８３２０　６．５９ｌ０　６．９２５０　７－２３６Ｏ　９．９５４０　４　４０１　Ｏｐｉｎｉｏｎ　０．０３９１　０．１９４０　Ｏ　０　０　０　１　４　４０１　ＢＩＧ４　Ｏ．Ｏ６１８　０．２４１０　０　０　０　Ｏ　１　４　４０１　Ｒ０Ａ　０．Ｏ４７８　０．０５４２　一Ｏ．１０４０　０．０１７０　０．０４１５　０．０７３４　０．１９８０　４　４０１　Ｌｅｖｅｒａｇｅ　０．４９１０　０．２２００　Ｏ．００７１　０．３３３０　０．４９８　０．６４７０　１．１７３０　４　４０ｌ　Ｌｏｓｓ　０．０６２７　０．２４２０　Ｏ　０　０　０　ｌ　４　４０１　ＬｎｖＲｅｃ　０．２６７０　０．１７９０　Ｏ　０．１２７　０．２４３　０－３７００　０．７８０（）　４　４０１　Ｃｈａｎｇｅ　０．０８７９　０．２８３０　Ｏ　Ｏ　Ｏ　Ｏ　１　４　４０１　表３　模型变量相关性检验　变量　Ｆｅｅ　ＩＣＩ　Ｏｐｉｎｉｏｎ　ＢＩＧ４　ＲＯＡ　ｅＬｖｅｒａｇｅ　Ｌｏｓｓ　ＬｎｖＲｅｃ　Ｃｈａｎｇｅ　Ｆｅｅ　１　ＩＣＩ　－０．４３８籼Ｋ　１　Ｏｐｉｎｉｏｎ　０－３０８￥　－０．４１４　籼　１　ＢＩＧ４　一０．１Ｏ３籼　０．２８６籼Ｂ｝　－０．０２７＊　１　Ｒ０Ａ　－０．０９４＊　０．４６２　￥　－０．２２３　０．０７３　￥　１　ｅＬｖｅｒａｇｅ　—０．１５４串木枣　一０．１２９水水木　０．２５９＊＊￥　０．０５３　－０．３８６＊　ｌ　ｅＬｓｓ　０．２Ｏ６宰术车　－０．４５３　０．３０６＊＊　－０．（）４３　－０．５５３＊斗¨　０．１６２木术水　１　ＬｎｖＲｅｃ　－０．０５５　籼　Ｏ．Ｏ３１籼＃　－０．０５８＊＊　－０．０５９　ｋ　－０．Ｏ６６　０．２２９＊＊　－０．０４６｝木，　１　Ｃｈａｎｇｅ　０．０２００　－０．０７１　｝　０．０５３　籼ｋ　－０．００６００　－０．Ｏ４０　ｋ　０．０５０＊￥　０．０３６＊＊　０．０１７０　ｌ　注：料　表示在ｌ％水平上显著，　表示在５％水平上显著，　表示在１０％水平上显著。　关系数的绝对值均小于Ｏ．５，且方差膨胀因子（ＶＩＦ）的均值为　能收到标准意见，而收到非标意见的公司，内部控制有效性　１．３８，表明自变量和控制变量之间不存在严重的多重共线性　较差，审计风险较大，因而审计意￣＿，（Ｏｐｉｎｉｏｎ）与较高的审计　问题。ＩＣＩ与Ｏｐｉｎｉｏｎ（一０．４１４）、Ｌｏｓｓ（一０．４５３）和ＲＯＡ（Ｏ．４６２）　费用呈负相关关系。　的相关系数较高，且在１％水平上显著，这表明内部控制指数　较好地反映了内部控制有效性。　研究结论　下页表４为模型回归结果，在全样本中，模型调整的Ｒ　本文以内部控制指数衡量内部控制有效性，检验了审计　平方为０．２７７，认为该模型总体拟合度较好，方程Ｆ值为２１２．０５，　费用的影响因素，重点研究了内部控制有效性和审计费用的　其Ｐ值为０．０００，模型模拟的显著性较高。回归结果显示，自　关系，结果表明内部控制有效性较高的公司支付了较低的风　变量内部控制有效性（ＩＣＩ）与因变量审计费用（Ｆｅｅ）呈显著负　险溢价，内部控制的改善能明显降低审计费用，这为内部控　相关关系，这表明内部控制越有效，审计费用越低。这是由于　制制度实施提供了政策支持。　内部控制有效性较好的公司，审计风险较低，从而降低了审　基于研究结果，本文提出相关建议：以内部控制目的的　计费用。内部控制有效性高组中内部控制有效性的系数为　实现为导向对内部控制有效性进行审计。中国现有阶段对　一０．００５３４２，而内部控制有效性低组的系数为一０．０１５５３６。可　内部控制的建立是根据内部控制要素，而企业经营发展是　知内部控制有效性较高的公司支付了较低的风险溢价，内部　以目标为导向的，内部控制指数以内部控制目的的实现为　控制的改善能明显降低审计费用。内部控制有效性（ＩＣＩ）与　导向，更符合内部控制有效性的考核和企业发展趋势。以　审计意见（Ｏｐｉｎｉｏｎ）的相关系数为一０．４１５，在１％水平上显著，　内部控制目的的实现为导向对内部控制有效性进行审计，　这表示在控制了其他变量后，内部控制指数越高，公司更可　能有效降低市场的信息不对称，并保证财务报告的可靠　・－——１６９—－——　表４　模型的回归结果　被解释变量：Ｆｅｅ　方法：Ｌｅａｓｔ　Ｓｑｕａｒｅｓ　全样本　０．１　１８９３８＊　内部控制有效性低组　０．１３８４５６＊　内部控制有效性高组　０．０７０ｌ７６　ｋ　截距　（０．０００）　－（０．０００）　－０．０ｌ５５３６＊＊　（０．０００）　－０．００５３４２＊　０．０１　ｌ４２３　ＩＣＩ　（０．０００）　０．０２９Ｏ５２　￥　Ｏｐｉｎｉｏｎ　（０．０００）　０．０２４０７２＊　（０．０００）　０．０６６８６４＊＊＊　（０．０００）　０．００３５２４＊￥　ＢｌＧ４　（０．０００）　－０．００９４６８　（０．０００）　０．００４６３４＊＊　（０．０ｌ９）　０．０３　１　７０６术　丰　Ｒ【）Ａ　（０．１９７）　０．０７５　ｌ３８＊　（０．０００）　０．０１０７４６　（０．０００）　－（０．００Ｉ）　一０．０１８８３３＊＊＊　（０．２２７）　－０．０３１５８４枷　０．０３０５３７＊　Ｉ￣ｖｅｒａｇｅ　（０．０００）　０．００５２９７＊　Ｉ　ｎｖＲｅｅ　（０．０００）　－０．００６４３２　（０．０００）　０．０１　ｌ３８７＊＊　（０．００８）　－（０．２３５）　０．Ｏ０１　２５４　（０．０００）　－０．０００４　０．０００６３９　Ｃｈａｎｇｅ　（０．５９８）　０．００４０７２＊￥　｝ＳＳ　（０．６６５）　０．００５０ｌ８　（０．７５６）　【０．０２３）　（０．１４９）　Ｆ检验位　２１２．０５　３６．４７　６４．７５　Ｆ检验相伴概率　样本数　调整Ｒ的　，Ｊ　（０．０００）　４４０１　０．２７７　（０．０００）　１９１）９　０．１９８　（０．ｏ００）　２４９２　０．２４７　注：　表示在ｌ％水平上显著，　表示在５％水平上显著，　表示在１０％水平上显著．．括号内为Ｐ值。　性的个体差异，应不断强化内部控制缺陷的披露。随着《企　内部控制基本规范》和《企业内部控制审计指引》实施，　内部控制制度建设日趋完善，有望能更好地保证内控控制日　标的实现。　性，进而更好地满足投资者需求。现阶段《企业内部控制审　汁指引》要求审计师对高风险的领域进行重点审计，只报　告内部控制重大缺陷，是出于审计成本的考虑，而内部控　制重大缺陷的披露在一定程度｝二不能衡量内部控制有效　参考文献：　『１１戴捷敏，方红星．控制风险？风险溢价与审计收费——来自深市上市公司２００７年年报的经验证据Ⅲ＿审计与经济研究，２０１０，（３）：　４６－５３．　ｆ２】王守海，杨亚军．内部审计质量与审计费用研究——基于中国上市公司的证据…．审计研究，２００９，（５）：６５—７３．　Ｉ１３】Ｂｌａｎｋｌｅｙ，Ａ．Ｉ．，Ｄ．Ｎ．Ｈｕｒｔｔ，ｅｔ　ａ１．．２０１２．Ａｂｎｏｒｍａｌ　Ａｕｄｉｔ　Ｆｅｅｓ　ａｎｄ　ＲｅｓｔａｔｅｍｅｎｔｓＩＪＩ．ＡＵＤＩＴＩＮＧ：Ａ　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｐｒａｅｔｉｅｅ＆Ｔｈｅｏｒｙ，３１（１）：　７９－９６．　ｆ４Ｊ　Ｃａｌｄｅｒｏｎ，Ｔ．Ｇ．，Ｌ．Ｗａｎｇ，ｅｔ　ａｌ一２０１２．Ｐａｓｔ　ｃｏｎｔｒｏｌ　ｒｉｓｋ　ａｎｄ　ｃｕｒｒｅｎｔ　ａｕｄｉｔ　ｆｅｅｓ［Ｊ］．Ｍａｎａｇｅｒｉａｌ　Ａｕｄｉｔｉｎｇ　Ｊｏｕｒｎａｌ，２７（７）：６９３－７０８．　ｉ５】Ｈｏａｇ，Ｍ．Ｌａｎｄ　Ｃ．ｗ．Ｈｏｌｌｉｎｇｓｗｏｒｔｈ．２０１　ｌ－Ａｎ　ｌｎｔｅｒｔｅｍｐｏｒａｌ　Ａｎａｌｙｓｉｓ　ｏｆ　Ａｕｄｉｔ　Ｆｅｅｓ　ａｎｄ　Ｓｅｃｔｉｏｎ　４０４　Ｍａｔｅｒｉａｌ　Ｗｅａｋｎｅｓｓｅｓ［Ｊ］．ＡＵＤＩＴＩＮＧ：　Ａ　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｐｒａｃｔｉｃｅ＆Ｔｈｅｏｒｙ．３０（２１：１７３—２００．　１６ｊ　Ｈｏｉｔａｓｈ，Ｒ．，Ｕ．Ｈｏｉｔａｓｈ，ｅｔ　ａ１．．２００８．ｉｎｔｅｒｎａｌ　ｃｏｎｔｒｏｌ　ｑｕａｌｉｔｙ　ａｎｄ　ａｕｄｉｔ　ｐｒｉｅｉｎｇ　ｕｎｄｅｒ　ｔｈｅ　Ｓａｒｂａｎｅｓ—Ｏｘｌｅｙ　Ａｃｔ［Ｊ］．ＡＵＤＩＴＩＮＧ：Ａ　ＪＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＰＲＡＣＴＩＣＥ＆ＴＨＥＯＲＹ，２７（１１：１０５—１２６．　ｆ７１　Ｍｕｎｓｉｆ，Ｖ．，Ｋ．Ｒａｇｈｕｎａｎｄａｎ，ｅｔ　ａ１．．２０１１．Ａｕｄｉｔ　Ｆｅｅｓ　ａｆｔｅｒ　Ｒｅｍｅｄｉａｔｉｏｎ　ｏｆ　Ｉｎｔｅｒｎａｌ　Ｃｏｎｔｒｏｌ　Ｗｅａｋｎｅｓｓｅｓ［Ｊ１．Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ　Ｈｏｒｉｚｏｎｓ，２５（１）：　８７－１０５．　［责任编辑安世友】　一１７０—