整合审计价优质高了吗？

曹细钟

（南京大学 工程管理学院，江苏 南京 210024）

自提出之日起，整合审计就被认为能够降低审计成本，提高审计效率和效果，同时不存在为了确保一项业务而必须牺牲另一项业务的审计独立性问题。然而，从制度运行的实际情况来看，两种审计相互利用彼此的工作和在审计过程中获得的知识以验证审计结果，在提供高质量服务的同时既有获取高额溢价的可能，也有在提高审计效率和节约审计成本的同时又具备降低审计收费、提高事务所价格竞争优势的可能。因此，整合审计并不必然地就意味着“价优”。与此同时，实证研究得出的结论也并不一致，即整合审计未必就审计质量更高，和（或者）审计收费更低。甚至同样使用几乎同时期中国资本市场数据的经验研究却得出了几乎相反的结论，例如倪小雅与张龙平（2015）［1］的研究认为整合审计质量更高，但并未能使收费显著降低，而胡本源与徐丞宬（2015）［2］的研究发现，整合审计没有引起审计质量下降，并且在审计市场竞争程度较高时能引起财报审计收费的降低。那么，整合审计到底是否提高了审计质量，降低了审计收费，本文拟运用2012—2016年中国资本市场的相关数据来验证之。

一、文献回顾

美国公众公司会计监督委员会在第2号审计准则（AS2）和第5号审计准则（AS5）中明确提出了整合审计的概念。美国审计质量中心（CAQ）（2009）指出，整合审计能够降低审计成本，提高审计效率和效果。同时，整合审计下会计师事务所要对其出具的两份审计报告分别承担责任，因而不存在为了确保一项业务而必须牺牲另一项业务的审计独立性问题。Deng，etal.（2014）［3］曾预期整合审计的审计费用将比那些单独审计的低，然而，该预期是基于从事整合审计的公司技术效率及其涉及责任的结合，且截止到目前，实证研究结果也未能得出一致的结论。

国外研究中，Raghunandan&Rama（2006）［4］发现2003年自愿披露内部控制缺陷的样本公司并未支付额外的审计费用，但Bedard，etal.（2008）［5］、Hogan&Wilkins（2010）［6］等却发现披露重大控制缺陷和严重控制缺陷会带来更高的审计费用。Jiang&Wu（2009）［7］的研究表明，A S5实施后审计费用持续上升，但上升的速度减缓；可Doogar，eta1.（2010）［8］，Krishnan，eta1.（2011）［9］，Wang&Zhou（2012）［10］等的研究却发现，AS5的实施降低了审计费用，Doogar（2010）还发现客户风险的高低与支付的审计费用成正比，Krishnan，eta1.（2011）发现，在A S5实施期间，那些纠正了内部控制重大缺陷的公司，审计费用下降最多，但是规模较小和业务相对简单的上市公司的审计费用并未显著降低。Holm&Thinggaard（2016）［11］以丹麦的证据来验证整合审计的审计费用问题，从结合了技术效率的整合审计与大的会计公司的单一审计比较角度而言，两类审计公司的审计费用没有一般性意义上的不同，这可能是整合审计存在着固定的协调成本；但Deng，etal.（2014）和Holm&Thinggaard（2016）也发现，由一大一小两会计公司分别进行财报和内控审计可能损害审计质量，他们都认为可能是该审计模式诱发的搭便车现象减少了审计证据的精确度，并进一步展示了一系列在整合和单独审计情景下关于审计证据精确度和审计费用比较的经验性的可验证的预期情况。Doogar，eta1.（2010），Krishnan，eta1.（2011）和Wang&Zhou（2012）等均未发现整合审计导致审计质量下降的证据。Ander，etal.（2016）［12］比较了在其他条件相同情况下，强制整合审计的法国2007—2011年间上市公司所付审计费用与那些由英国和意大利的未强制整合审计公司的审计费用的差异，研究发现，在控制了跨国际间相互匹配的审计师、客户和执业环境因素后，低投资者保护国家法国的审计费用竟然显著地比高投资者保护的国家例如英国的更高，而不是普遍认为的应该更低；更进一步地，因为没有发现统计意义上显著的非正常应计，因而，被观察到的法国更高的审计费用并没有相应地呈现出更高的审计质量。

国内方面，张宜霞（2011）［13］以中国内地在美国上市公司为样本进行研究，发现财务报告内部控制失效风险与审计收费显著负相关，即上一年披露了财务报告内部控制重大缺陷的公司的审计费用不但没有提高而是降低了，产生了“极反效应”。王杏芬（2011）以2007—2009年沪深两市主板上市公司为研究样本，发现不同年度整合审计对财务报告质量的影响存在差别。王研（2013）发现内部控制审计实施后上市公司的财务信息质量得到明显提高，但整合审计未能显著改善上市公司财务信息质量。徐丞宬（2014）发现整合审计降低了财务报表审计费用但没有降低审计质量，廖菲菲（2014）的研究则发现内部控制审计和整合审计的执行均能提高财务报表信息质量。倪小雅与张龙平（2015）研究发现整合审计质量更高，但并未能使收费显著降低。胡本源与徐丞宬（2015）研究发现：只有在审计市场竞争程度较高时，整合审计才能导致财务报表审计费用的降低，但未发现整合审计导致内部控制审计费用降低的证据；整合审计的实施没有引起审计质量的降低。郑伟等（2015）［14］研究结果表明，内部控制审计费用和总审计费用越高，上市公司发生财务重述的可能性越低，认为内部控制审计服务在一定程度上有助于提高其财务报表审计质量。方红星与陈娇娇（2016）［15］探究了两类审计收费之间的交叉补贴关系，并据此检验知识溢出效应和规模经济效应哪一个更具解释力。研究发现内部控制审计收费与财务报表审计收费之间呈显著的双向正相关关系，说明知识溢出效应起到了主导作用。傅绍正等（2016）［16］研究发现，与单独审计相比，整合审计的审计费用显著更低；应计质量和内部控制非标审计意见在不同内部控制审计模式之间不存在显著差异。杨清香等（2017）［17］研究发现，整合审计较非整合审计能够显著降低审计费用，认为这是整合审计的规模协同效应所致。进一步分析表明，与“非十大”相比，“十大”整合审计的规模协同效应更加显著；随着客户规模的增大，整合审计的规模协同效应也更加显著，但审计师对超大型客户实施整合审计的能力仍显不足。此外，没有发现不同审计模式下审计质量存在显著差异的证据。王永海与王嘉鑫（2017）［18］的研究显示，相对于不受强制内部控制审计政策影响的企业来说，受影响企业在新政执行后，其审计费用显著上升，且中国版SO X404能够通过内部控制缺陷披露、诉讼风险和自愿性整合审计这三种机制促使企业审计费用的上涨。

上述研究未能得出一致的结论，除了国别、地域、时间和是否强制等因素外，还跟实证所使用的模型以及样本的选择有关。例如，倪小雅与张龙平（2015）和胡本源、徐丞宬（2015）在验证整合审计是否降低了审计费用的模型中因变量不同，因变量分别是审计费用总额和财务报告审计费用；自变量中的交叉项也不同，前者采用了ADA与INAUDIT的交乘项而后者则采用了规模或者经营业务复杂程度的交乘项；样本选择上，倪小雅与张龙平（2015）采用了配对样本而胡本源与徐丞宬（2015）则剔除了前后两年审计费用未变的公司，采用配对样本方法隐含着一个前提假设，即假如配对样本同时执行财务报告审计和内部控制审计，其行为应与被配对样本一致；而剔除前后两年审计费用未变公司则忽视了虽然总审计费用未变但审计内部结构发生变化的情况，即因协同效应导致审计效率提高从而单项审计收费减少、总审计费用不变的情况。

二、理论分析与假设的提出

理论上，整合审计具有以下节约成本的可能因素：首先，整合审计能降低信息搜集与谈判签约费用，提升审计的市场交易效率。审计师在承接审计业务时需要寻找客户并进行签约谈判，从而产生信息搜集与谈判签约费用，整合审计使得审计师花费一个客户的搜集和谈判签约费用就能得到同一客户两项审计业务即财务报表审计和内部控制审计业务，从而节约了信息搜集和谈判签约的成本。其次，整合审计提升了审计生产效率。财务报告审计和内部控制审计两项业务存在共同的审计目标，即确认与财报相关的内部控制设计合理、运行有效以确保财务报告公允表达；在审计程序的运用、审计证据的收集以及对舞弊的考虑等方面存在一致性和重叠性，整合审计可以将两项业务的审计计划进行整合，在审计过程中删减重复程序，既可以借助财务报表审计中发现的重大错报信息，来获取内部控制是否有效及有效程度的证据，又可以利用从内部控制审计过程中获取的内部控制及其有效性的相关信息，来确定财务报表是否存在重大错报以及设计更加有效的实质性程序，从而降低了审计成本、提高了内部控制审计和财务报表审计的质量，进而提高了审计生产效率。因此，与非整合审计相比，整合审计能够在获取更加充分有效信息、提高专业胜任能力进而提高审计质量并最终降低审计费用方面更有优势。然而，事实上的整合审计能否降低审计费用，首先必须依赖于整合审计能否以更低的成本完成审计，这一点在实证研究中并未能得出统一的结论。例如，H olm&T h inggaard（2016）等认为可能是固有协调成本导致了整合审计与单独审计的审计费用无差别，而王永海、王嘉鑫（2017）的研究则发现强制性内部控制审计能够通过内部控制缺陷披露、诉讼风险和自愿性整合审计这三种机制促使企业审计费用的上涨。其次，在整合审计真正具有降低审计费用前提下，整合审计能否降低收费还取决于审计师确立收费所依据的经济理论及其与被审计单位的相对谈判能力。审计收费所依据的经济理论有知识溢价效应和规模协同效应。Simunic（1984）［19］在研究会计公司同时提供审计服务与非审计服务时指出，审计师提供非审计服务时获取的知识可能会“溢出”到审计服务，从而提高审计质量并收取费用溢价，这一观点得到了Rick，eta1.（2006），Palmrose（1986）和方军雄（2007）［20］等的证实。而就规模协同效应而言，整合审计在提升交易效率的同时降低了审计成本，从而可以降低审计收费。在相对谈判地位上，一方面，普通审计师产生了大客户的依赖，公司客户相对于审计师具有更强的相对谈判能力，而这种谈判能力最终体现为客户解聘审计师的威胁；另一方面，规模相对较大的会计公司因为规模和品牌等优势而具有更强的相对谈判能力，例如，国际四大会计师事务所（以下简称国际四大）就能获得更多优质客户并能获取相对更多的审计费用溢价（Campa D，2013［21］；陈信元与夏立军，2006［22］）。可见，整合审计对审计费用的净影响是不确定的。有鉴于此，本文提出了两个相反的假设1，即：

1a：相较于非整合审计，前八大会计师事务所（以下简称前八大）的整合审计降低了审计收费；

1b：相较于非整合审计，前八大整合审计的审计收费没有显著差异。

在审计质量方面。前文的研究也得出了两种不同的结论，基于此，本文提出了两个不同的假设2，即：

2a：相较于非整合审计，前八大整合审计的审计质量更好；

2b：相较于非整合审计，前八大的整合审计没有降低审计质量。

之所以选择是否聘用前八大是因为以下几个原因：首先是国际四大都按国家政策开始了本土化；其次，中国本土大所综合实力越来越强，已有所成功挺进了前四；第三，样本期内，中国本土大所前四排名非常稳定，基本上就是立信、天健、瑞华（中瑞岳华）和大华；最后也是最重要的一点还有，国内外诸多研究表明，四大与中国本土大所的审计质量没有本质差别（C am p a D，2013［21］；刘峰、周福源，2007［24］）。

三、样本选择和模型构建

本文因变量是审计费用总额和操控性应计绝对值，样本选取了2012—2016年间沪深股市同时进行财务报告审计和内部控制审计的上市公司，其中剔除了：（1）金融股；（2）B股上市公司；（3）境内审同时有境外审计费用的上市公司；（4）未披露总审计费用的公司；（5）未公布财务报告审计费用和内部控制费用的公司。本文得到经此剔除后的同时进行了内部控制审计和财务报告审计样本总计6 085家，其中：2012年854家，2013年1 026家，2014年1 334家，2015年1 407家，2016年1 444家。本文首先手工整理了中国注册会计师协会网站公布的进行了财务报告和内部控制审计的上市公司的名称、审计费用、审计意见、会计师事务所等信息，再根据已进行了财报审计和内控审计的上市公司信息搜集整理了其来源于CSMAR数据库的财务数据，公司主要子公司数量和当年是否发生并购重组数据来自历年年报手工搜集。之所以选择2012年作为开始年是因为《企业内部控制审计指引》明确规定，内部控制审计自2012年1月1日起在上交所、深交所主板上市公司施行；结束于2016年则是因为2017年中注协未进行会计师事务所综合评价前百家信息排名，2018年排名亦尚未出炉。

本文借鉴了H olm&Thinggaard（2016）、Ander etal.（2016）等人的模型和参数并加以整合［11-12］，用以下模型来检验整合审计收费是否更优：

其中变量及其涵义如下表1：

表1 模型I变量名称及定义一览表

本文同时借鉴陈信元和夏立军（2006）的做法［22］，用以下模型来检验整合审计的审计质量是否更高：

其中变量及其含义如下表2：

四、描述性统计与相关分析

（一）描述性统计

1.模型I的描述性统计分析

表3是模型I各变量的描述性统计结果。由此表可看出，样本中由同一家前八大会计师事务所同时执行财务报告审计和内部控制审计（B8）占全部同时执行了财务报告审计和内部控制审计总数的46.34%；而选择两家前八大（B8B8）及选择一家前八大和一家非前八大（B8N B8）分别执行财务报告审计和内部控制审计的比例只有0.48%和1.4%。公司平均规模（Size）为59.01亿。亏损公司比例（Loss）为13.03%。存货、负债和自创无形资产占总资产的比例（Comp）平均为69.70%且其中98.31%是负债，说明平均而言，存货和自创无形资产非常少，这可能与公司运营的轻资产化和自创无形资产会计处理政策有关，Comp和Lev有非常强的共线性，故在构建模型时去掉了Lev。公司重要子公司的平方根（Subs）均值为2.661 6，大股东持股比例超过25%概率的（Mshareh）达到72.29%。主板上市公司（MainCap）占样本总数95.92%，而在中小板（M&SCap）和创业板（GemCap）上市公司则分别只占3.52%和0.54%。次新股（SUS）占比为3.96%。选择“是否次新股”而非“上市年限”指标

是因为据本人观察，很多公司上市后一两年内的财报与I P O时的财报其核算方法通常有很多改变导致财务业绩大变脸，但上市后会计操纵与上市年限无关。

表2 模型II变量名称及定义一览表

表3 模型I描述性统计

2.模型II的描述性统计分析

表4提供了模型II各变量的描述性统计结果。由此表可看出，可操控性应计绝对值（ADA）的均值为0.190 4。每年发生并购事项（MA）的平均概率是2.32%。总资产收益率（ROA）平均为1.84%且与资产负债率（杠杆率，Lev）高度相关（0.938），故在构建模型时去掉了杠杆率（Lev）。主营业务收入年均增长率（Grow）为32.82%。内部控制审计被出具否意见或无法表示意见（Icatp）的概率是1.13%。国有控股比例（Holder）为65.03%。前三大股东持股比例（CEN）达到54.83%。而董事长与总经理两职合一公司（CEO）占比为15.32%。

表4 模型II描述性统计

（二）相关性分析

1.模型I各变量之间的Pearson相关系数

表5提供了模型I各变量的相关系数。因变量总审计费用（AuditF）与除B8B8和B8N B8之外的所有自变量都显著相关，前四大相关性系数由大变小依次是公司规模（Size）、重要子公司数量（技术复杂性，Subs）、同一前八大同时执行整合审计（B8）和大股东持股比例（Mshareh）。自变量之间的相关系数，除主板（MainCap）与中小板（M&SCap）之间系数（-0.926）、主板和创业板（GemCap）之间系数（-0.358）及公司规模（Size）与公司重要子公司数平方根（Subs）之间的系数（0.353）比较大且显著以外，其他的都普遍很小或者不显著。这可能是基于以下事实：目前中小板和创业板上市公司同时执行财务报告审计和内部控制审计的公司不多，且三大板块之间在IPO审核和上市流通监管方面有趋同的趋势；而规模大的公司与公司重要子公司数量较多有一定相关关系；其他各自变量互相之间影响不大。考虑到三大板块在资产规模、发行条件、披露政策、市场运作和监管方面仍有一些差距，故在回归分析时分别“考虑上市板块”和“不考虑上市板块”两种情况，分别作回归分析。

表5 模型I的Pearson相关系数

2.模型II各变量之间的Pearson相关系数

表6提供了模型II各变量的相关系数。与因变量可操控应计绝对数最相关且显著的前四个自变量分别是：公司成长性（Grow）、当年是否发生并购和重组等重大事项（MA）、是否国有控股（Holder）和董事长与总经理是否两职合一（CEO）；自变量之间的相关系数都很小，最大的是总审计费用与前三大股东持股比例，为0.238。

表6 模型II的Pearson相关系数

五、回归分析结果

表7提供了模型I、II的多元回归结果。模型I中，在考虑上市板块情况下，结果显示，总审计费用（AuditF）受公司规模（Size）、公司重要子公司数（技术复杂性，Subs）、财报审计与内部控制审计是否由同一家前八大所审计（B8）、所处行业（Ind）、是否次新股（SUS）、大股东持股比例是否超过25%（Mshareh）以及存货、负债和自创无形资产占总资产比例（实物复杂性，Comp）显著相关，而与只选择一家前八大来执行财报审计或内部控制审计之任一业务及样本公司的上市板块相关关系不显著。在显著相关关系方面，公司规模、技术复杂性、是否由同一家前八大所同时执行两项审计业务、是否次新股均为正相关关系，且公司规模的正相关系数最大，达到了0.690，说明总审计费用的确定受公司规模影响最大；大股东持股比例超过25%是负相关关系，说明大股东持股比例超过25%，公司控制总审计费用的能力越强，总审计费用相对更低，由同家前八大来同时执行两项审计业务能获得显著更高的总审计费用，而只选择一家前八大来只执行财务报告审计或内部控制审计之一项业务则可能降低总审计费用，尽管相关系数不显著。在不考虑上市板块情况下，上述回归分析结果基本未变，只当年是否发生亏损（Loss）的正相关关系由不显著变成了显著。这说明在不考虑上市板块情况下，当年是否发生亏损，也成为决定总审计费用的一个较重要的影响因素。

模型II中，可操控性应计绝对数（ADA）只与公司业绩（ROA）、公司成长性（Grow）和董事长与总经理是否两职合一（CEO）显著相关，而与总审计费用（AuditF）、当年是否发生并购和重组等重大事项（MA）、是否国有控股（Holder）、是否次新股（SUS）、内部控制是否被出具否定或无法表示意见（Icatp）以及前三大股东持股比例（CEN）的相关关系都不显著，而且可操控性应计绝对数与总审计费用呈负相关关系。这表明，审计质量的高低与总审计费用的多少并不存在显著相关性；而且审计质量越好，总审计费用可能越低，尽管相关系数并不显著。在显著相关关系上，可操控性应计绝对值即审计质量与公司业绩是负相关关系，而与公司成长性和董事长与总经理是否两职合一呈正相关关系。这表明，公司业绩越好，审计质量越差；公司成长性越好，董事长与总经理两职合一，审计质量越好。

六、稳健性分析

为了检验上述模型假设1、2的稳定性，本文分年度对模型I、II进行了回归，结果表明，研究结论基本一致（因篇幅所限，此处未列出该回归分析结果表）。

此外，以修正的Jones模型重新计算可操纵性应计DA，并取其绝对值以衡量审计质量，重新进行回归分析。回归结果中，ADA与AuditF仍然是不显著的负相关关系，结论基本保持一致（因篇幅所限，此处未列出该回归分析结果表）。

七、结论

本文选取2012—2016年既进行财务报告审计又进行内部控制审计的A股上市公司为研究对象，按其审计工作是否由同一家事务所执行进行分类，考察整合审计与审计质量及审计收费关系。研究发现：（1）由同一家前八大会计师事务所同时来执行财务报告审计和内部控制审计可以获得更高的总审计费用；（2）在前八大获得更多总审计费用的同时，审计质量并没有相应地得到提高，甚至是相反，而有所降低，虽然这并不显著。

表7 模型I、II的多元回归结果