胡本源 徐丞宬

【摘 要】 中注協(xié)在《企業(yè)內(nèi)部控制審計指引實(shí)施意見》中指出：內(nèi)部控制審計與財務(wù)報表審計的整合可以提高審計效率。文章以2012年財務(wù)報表審計費(fèi)用發(fā)生變化并同時實(shí)施內(nèi)部控制審計的268家A股上市公司為樣本，檢驗了財務(wù)報告內(nèi)部控制審計與財務(wù)報表審計的整合對審計費(fèi)用及審計質(zhì)量的影響。研究發(fā)現(xiàn)：1.只有在審計市場競爭程度較高時，整合審計產(chǎn)生的知識溢出效應(yīng)才能導(dǎo)致財務(wù)報表審計費(fèi)用的降低;沒有發(fā)現(xiàn)整合審計導(dǎo)致內(nèi)部控制審計費(fèi)用降低的證據(jù);2.整合審計的實(shí)施沒有引起審計質(zhì)量的降低。因此，研究結(jié)果表明：在審計市場競爭程度較高時，整合審計的實(shí)施提高了財務(wù)報表審計的效率;在內(nèi)部控制質(zhì)量較高的公司實(shí)施整合審計，會引起財務(wù)報表審計費(fèi)用更大程度的降低。

【關(guān)鍵詞】 內(nèi)部控制審計; 財務(wù)報表審計; 整合審計; 審計費(fèi)用; 審計質(zhì)量

中圖分類號：F239 ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A ?文章編號：1004-5937（2015）02-0119-08

一、引言

2002年7月，美國頒布了《薩班斯—奧克斯利法案》，其中的404條款要求對上市公司的內(nèi)部控制進(jìn)行審計。為了配合SOX法案404條款，美國公眾公司會計監(jiān)督委員會（PCAOB）于2004年3月和2007年5月先后頒布了第2號審計準(zhǔn)則（以下簡稱AS2）和第5號審計準(zhǔn)則（以下簡稱AS5）。AS5首次提出“財務(wù)報告內(nèi)部控制審計應(yīng)當(dāng)與財務(wù)報表審計相結(jié)合”，即“整合審計”的概念。我國的《企業(yè)內(nèi)部控制審計指引》第五條也提出了“整合審計”的理念，但該條規(guī)定“注冊會計師可以單獨(dú)進(jìn)行內(nèi)部控制審計，也可以將內(nèi)部控制審計與財務(wù)報表審計整合進(jìn)行”，與AS5強(qiáng)制要求進(jìn)行整合審計的做法不同。

中注協(xié)在《企業(yè)內(nèi)部控制審計指引實(shí)施意見》中指出：“內(nèi)部控制審計和財務(wù)報表審計這兩項工作完全可以整合進(jìn)行，而由同一家事務(wù)所進(jìn)行整合審計，不僅有利于提高審計效果和效率，降低審計成本，減少重復(fù)勞動，而且可以避免審計判斷出現(xiàn)不一致的情形，降低企業(yè)聘請不同事務(wù)所實(shí)施審計的負(fù)擔(dān)?！币虼?，我國整合審計的非強(qiáng)制實(shí)施為檢驗整合審計是否提高了審計效率提供了機(jī)會。如果整合審計的實(shí)施提高了審計效率，筆者預(yù)期整合審計會在不降低審計質(zhì)量的前提下，降低審計成本和審計收費(fèi)。目前，國內(nèi)外尚未有關(guān)于整合審計對審計費(fèi)用以及審計質(zhì)量影響的實(shí)證研究。因此，本文對整合審計的實(shí)施是否會降低審計費(fèi)用，審計費(fèi)用的降低是否會影響審計質(zhì)量這一問題進(jìn)行研究。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）國外相關(guān)文獻(xiàn)

作為對薩班斯法案404條款的回應(yīng)，美國公眾公司會計監(jiān)督委員會（PCAOB）于2004年3月發(fā)布了第2號審計準(zhǔn)則《與財務(wù)報表審計協(xié)同進(jìn)行的財務(wù)報告內(nèi)部控制審計》（AS2）。AS2原則上要求審計師應(yīng)將財務(wù)報告內(nèi)部控制審計與財務(wù)報表審計結(jié)合進(jìn)行審計。AS2頒布之初，由于其執(zhí)行成本遠(yuǎn)超預(yù)期而飽受爭議（PCAOB，2006）。Raghunandan和Rama（2006）、Hogan和Wilkins（2008）以及Hoitash et al.（2008）的研究都發(fā)現(xiàn)：AS2實(shí)施的第一年會引起審計費(fèi)用的增加。

PCAOB在2007年5月頒布了第5號審計準(zhǔn)則《與財務(wù)報表審計相結(jié)合的財務(wù)報告內(nèi)部控制審計》（AS5），以取代AS2。AS5首次提出整合審計的模式。

Doogar（2010）研究發(fā)現(xiàn)，相對于AS2，AS5的實(shí)施降低了審計費(fèi)用，并且高風(fēng)險的客戶支付了較高的審計費(fèi)用，低風(fēng)險的客戶支付了較低的審計費(fèi)用。Krishnan et al.（2011）也研究了AS5的實(shí)施對審計費(fèi)用的影響。他的研究發(fā)現(xiàn)，相對于AS2實(shí)施的最后一年，AS5實(shí)施的前兩年審計費(fèi)用下降了4.11%;在AS5實(shí)施期間，那些糾正了內(nèi)部控制重大缺陷的公司，審計費(fèi)用下降最多。Wang和Zhou（2012）發(fā)現(xiàn)，AS5的實(shí)施引起了審計費(fèi)用的下降，但并沒有引起審計質(zhì)量的下降。

上述國外相關(guān)研究均考慮的是AS5在代替AS2之后是否會引起審計費(fèi)用降低這一問題，均未涉及“與非整合審計相比，將財務(wù)報告內(nèi)部控制審計和財務(wù)報表審計進(jìn)行整合審計是否會降低審計費(fèi)用”這一問題，也未涉及與非整合審計相比，整合審計是否改善了審計質(zhì)量的問題。

（二）國內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)

王研（2013）研究了內(nèi)部控制審計、整合審計與財務(wù)信息質(zhì)量之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制審計實(shí)施后，上市公司的財務(wù)信息質(zhì)量得到明顯提高，但整合審計未能顯著改善上市公司財務(wù)信息質(zhì)量。

國內(nèi)至今尚未有整合審計實(shí)施如何影響審計效率的實(shí)證研究。

三、理論分析與研究假設(shè)

當(dāng)被審計單位的財務(wù)報表審計和內(nèi)部控制審計由同一家事務(wù)所整合實(shí)施時，財務(wù)報表審計可以利用內(nèi)部控制審計的結(jié)果。有效的內(nèi)部控制可以合理保證財務(wù)報表不存在重大錯報。注冊會計師可以利用內(nèi)部控制有效性的結(jié)論來提高實(shí)施實(shí)質(zhì)性程序的效率和效果。Simunic（1984）指出：當(dāng)由同一事務(wù)所為客戶提供非審計服務(wù)和審計服務(wù)時會產(chǎn)生知識溢出效應(yīng)，并且知識溢出效應(yīng)會導(dǎo)致審計成本降低。筆者認(rèn)為，當(dāng)財務(wù)報表審計和內(nèi)部控制審計兩種審計結(jié)論相互利用時也可以產(chǎn)生知識溢出效應(yīng)?？梢姡攧?wù)報表審計和內(nèi)部控制審計的整合實(shí)施，有利于審計效率的提高。

DeAngelo（1981a）認(rèn)為，事務(wù)所與客戶之間一旦簽訂合同便形成雙邊壟斷關(guān)系，都有維持合同的需要。Simunic（1984）指出，知識溢出效應(yīng)引起的審計成本降低是針對特定客戶的準(zhǔn)租，而審計成本的降低是由會計師事務(wù)所獨(dú)占還是由事務(wù)所與其客戶共享從而引起審計收費(fèi)的降低，則取決于會計師事務(wù)所之間的競爭程度。

那么，整合審計引起的知識溢出效應(yīng)是否會傳導(dǎo)到審計客戶，從而引起客戶審計費(fèi)用的降低？

第一，現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究結(jié)果表明：目前我國審計市場仍然是競爭性的市場（如：趙保卿和張月琴，2011;羅春華和王宇生，2013）。筆者認(rèn)為，為了維持審計合同，外部審計市場的競爭會迫使實(shí)施整合審計的審計師將一部分由于知識共享所形成的準(zhǔn)租轉(zhuǎn)移給客戶。因此，可以預(yù)計：財務(wù)報表審計和內(nèi)部控制審計的整合審計產(chǎn)生的知識溢出效應(yīng)在外部競爭程度較高的審計市場上，可以傳導(dǎo)到客戶中，從而導(dǎo)致審計費(fèi)用的降低。當(dāng)企業(yè)實(shí)施非整合審計時，這種知識溢出效應(yīng)并不存在。

第二，在實(shí)施整合審計時，雖然注冊會計師可以根據(jù)財務(wù)報表審計時發(fā)現(xiàn)的重大錯報，為內(nèi)部控制審計結(jié)論提供證據(jù)，但從審計流程上看，內(nèi)部控制審計要先于財務(wù)報表審計完成，因而財務(wù)報表審計的結(jié)果對于內(nèi)部控制審計效率的提高并沒有實(shí)質(zhì)性的幫助。筆者認(rèn)為，從審計效率的角度來看，整合審計形成的知識溢出是一種從內(nèi)部控制審計流向財務(wù)報表審計的單向的知識溢出效應(yīng)。

第三，整合審計的這種單向知識溢出效應(yīng)在實(shí)施了內(nèi)部控制審計且公司財務(wù)報表審計費(fèi)用發(fā)生變化時，是可以觀察的。基于此，本文提出假設(shè)1。

H1：當(dāng)公司財務(wù)報表審計費(fèi)用發(fā)生變化時，實(shí)施整合審計的公司的財務(wù)報表審計費(fèi)用比實(shí)施非整合審計的公司的財務(wù)報表審計費(fèi)用下降幅度大。

Hogan和Wilkins（2008）的研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)內(nèi)部控制風(fēng)險較高時審計師執(zhí)行審計工作時的投入會明顯增加，審計師會以提高審計費(fèi)用作為補(bǔ)償。這說明，當(dāng)企業(yè)內(nèi)部控制存在重大缺陷時，審計師的審計投入和審計風(fēng)險會加大，會收取較高的審計費(fèi)用。因此，內(nèi)部控制質(zhì)量的高低對實(shí)施整合審計時審計效率的提高有重大影響。

DeFond和Jiambalvo（1991）研究發(fā)現(xiàn)：規(guī)模較大的公司內(nèi)部控制質(zhì)量較高。張穎、鄭洪濤（2010）研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)的發(fā)展階段、資產(chǎn)規(guī)模是影響內(nèi)部控制合規(guī)目標(biāo)、報告目標(biāo)、經(jīng)營目標(biāo)有效性水平的重要因素。Ge和McVay （2005）研究發(fā)現(xiàn)：內(nèi)部控制重大缺陷的披露與公司的業(yè)務(wù)復(fù)雜程度正相關(guān)，即業(yè)務(wù)程度越復(fù)雜，越容易披露內(nèi)部控制重大缺陷。這些研究結(jié)果表明：規(guī)模較大和業(yè)務(wù)復(fù)雜程度較低的企業(yè)，其內(nèi)部控制質(zhì)量越高。

在實(shí)施整合審計時，當(dāng)企業(yè)規(guī)模較大或者業(yè)務(wù)復(fù)雜程度較小時，即企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量較高時，審計師的審計投入以及承擔(dān)的審計業(yè)務(wù)風(fēng)險都較低，從而收取的審計費(fèi)用也較低?；诖?，本文提出假設(shè)2和假設(shè)3。

H2：當(dāng)公司財務(wù)報表審計費(fèi)用發(fā)生變化時，在實(shí)施整合審計的公司中，公司規(guī)模越大，財務(wù)報表審計費(fèi)用下降的幅度越大。

H3：當(dāng)公司財務(wù)報表審計費(fèi)用發(fā)生變化時，在實(shí)施整合審計的公司中，公司業(yè)務(wù)復(fù)雜程度越低，財務(wù)報表審計費(fèi)用下降的幅度越大。

整合審計實(shí)施過程中知識溢出效應(yīng)會導(dǎo)致財務(wù)報表審計費(fèi)用降低，而Francis et al.（2005）認(rèn)為審計費(fèi)用可以作為審計質(zhì)量的替代變量。那么，審計費(fèi)用降低的同時會不會降低審計質(zhì)量？由于整合審計的知識溢出效應(yīng)，審計師執(zhí)行整合審計可以對財務(wù)報表審計結(jié)果和內(nèi)部控制審計的結(jié)果進(jìn)行整合利用，這使得審計師的職業(yè)判斷更加準(zhǔn)確。因此，執(zhí)行整合審計引起的財務(wù)報表審計費(fèi)用的降低并不以降低審計質(zhì)量為代價。基于此，本文提出假設(shè)4。

H4：整合審計的實(shí)施并不會引起審計質(zhì)量的降低。

四、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2012年我國滬深兩市上市公司中實(shí)施內(nèi)部控制審計的984家公司為初選樣本，并按照下列標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行樣本篩選：（1）剔除金融業(yè)上市公司;（2）剔除B股上市公司;（3）由于只有在財務(wù)報表審計費(fèi)用發(fā)生變化時，才可以觀察到審計效率的變化，本文剔除與2011年相比2012年財務(wù)報表審計費(fèi)用未發(fā)生變化的公司;（4）剔除未公布財務(wù)報表審計費(fèi)用的公司;（5）剔除披露的年度財務(wù)報表審計費(fèi)用中含內(nèi)部控制審計費(fèi)用或中期審計費(fèi)用的公司，因為這些公司的財務(wù)報表審計費(fèi)用無法確定。最終本文的研究樣本為268家公司，具體篩選過程見表1。

本文所使用的財務(wù)數(shù)據(jù)主要來自于CSMAR國泰安數(shù)據(jù)庫和巨潮資訊網(wǎng)，部分?jǐn)?shù)據(jù)通過上海證券交易所和深圳證券交易所官方網(wǎng)站經(jīng)過手工收集整理。數(shù)據(jù)的統(tǒng)計和處理是采用Stata11.0完成的。

（二）變量定義與研究模型

為了檢驗假設(shè)1，本文以Simunic（1980）的審計定價模型作為檢驗?zāi)Ｐ?：

Lnfee=α+β1IA+β2SUBS+β3CURRATIO+β4AREA

+β5BIGAUD+β6REC+β7INV+β8DAR+β9GEN

+β10OPINION+β11LOSS+β12ROA+β13LNASSET+ε

模型1中各變量的具體定義和預(yù)期符號見表2。

為了檢驗假設(shè)2和假設(shè)3，本文在模型1中分別引入變量IA和變量ASSETDUM的交乘項以及變量IA和變量SUBSDUM的交乘項，以檢驗在規(guī)模較大或者經(jīng)營業(yè)務(wù)復(fù)雜程度較小的企業(yè)中實(shí)施整合審計對財務(wù)報表審計費(fèi)用的影響。ASSETDUM是一個虛擬變量，當(dāng)樣本公司的資產(chǎn)規(guī)模大于第25分位數(shù)時取1，否則取0;SUBSDUM是一個虛擬變量，當(dāng)度量被審計單位業(yè)務(wù)復(fù)雜程度的變量SUBS的取值小于中位數(shù)時取值為1，否則為0。

為了檢驗本文的研究假設(shè)4，本文選擇可操控性應(yīng)計利潤絕對值作為審計質(zhì)量的代理變量，建立如下檢驗?zāi)Ｐ?：

DACC=β0+β1IA+β2ROA+β3L_TA

+β4LNASSET+β5BIGAUD+β6OPINION

+β7DAR+β8MB+ε

模型中的可操控性應(yīng)計利潤（DACC）使用截面修正的Jones模型估計，具體計算過程如下：

第一步：采用如下截面修正的瓊斯模型分別對2012年上市公司數(shù)據(jù)分行業(yè)進(jìn)行回歸：模型中的DACC為公司i的營業(yè)利潤與經(jīng)營活動現(xiàn)金流量之差。

TACCi，t=β0 i（1/Ai，t-1）+β1i （ΔREVi，t /

Ai，t-1）+β2 i（PPEi，t /Ai，t-1）+ξi，t

其中：

TACCi，t為公司i第t年的營業(yè)利潤與經(jīng)營活動現(xiàn)金流量之差。

第二步：運(yùn)用第一步估計出的回歸系數(shù)β0 i，β1i，β2 i，代入截面修正的瓊斯模型計算公司i的非操控性應(yīng)計利潤NDACCi，t

NDACCi，t=β0i1/Ai，t-1+β1 i （ΔREVi，t-ΔRECi，t）/Ai，t-1+

β2 i PPEi，t /A i，t-1

第三步：計算i公司第t年的操控性應(yīng)計利潤DACCi，t

DACCi，t=TACCi，t-NDACCi，t

其他變量定義見表3。

五、實(shí)證分析結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

1.模型1描述性統(tǒng)計分析

表4是模型1中各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表4中可以看出，樣本中實(shí)施了內(nèi)部控制審計的上市公司97%是整合審計。上市公司子公司數(shù)的平方根（SUBS）均值為3.86，標(biāo)準(zhǔn)差為2.05。是否處于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)域（AREA）的均值為0.41，說明有大約41%的企業(yè)處于北京、上海、廣州、深圳等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)域。是否選擇“四大”會計師事務(wù)所進(jìn)行審計（BIGAUD）的均值為0.11，說明樣本公司中有11%的公司選擇“四大”事務(wù)所對本公司財務(wù)報告進(jìn)行審計。樣本公司中是否虧損（LOSS）的均值為0.10，平均資產(chǎn)總額為66.86億元，平均ROA約為0.04。

2.模型2描述性統(tǒng)計分析

表5是模型2中各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表5中可以看出，操控性應(yīng)計利潤的絕對值（DACCi，t）的均值為0.0679，上一年總應(yīng)計利潤（L_TA）均值為0.0196，樣本公司成長性（MB）的均值為1.44。其他變量的結(jié)果同表4。

（二）相關(guān)性分析

表6是模型1各變量的相關(guān)系數(shù)。表6右上角是Pearson相關(guān)系數(shù)，左下角是Spearman相關(guān)系數(shù)。從表6的Pearson相關(guān)系數(shù)可以看出，實(shí)驗變量IA與控制變量之間相關(guān)性最大的為LOSS，相關(guān)系數(shù)為-0.219，并在1%的水平上顯著。Spearman相關(guān)系數(shù)的結(jié)果類似。

表7是模型2各變量的相關(guān)系數(shù)。表7右上角是Pearson相關(guān)系數(shù)，左下角是Spearman相關(guān)系數(shù)。從表7的Pearson相關(guān)系數(shù)可以看出，實(shí)驗變量IA與控制變量之間相關(guān)性最大的為LOSS，相關(guān)系數(shù)為-0.219，并在1%的水平上顯著。Spearman相關(guān)系數(shù)的結(jié)果類似。

（三）多元回歸分析結(jié)果

1.研究假設(shè)1的回歸結(jié)果分析

表8是研究假設(shè)1的回歸結(jié)果。從表8第三列的全樣本分析結(jié)果來看，模型調(diào)整后的R2為76.3%，F(xiàn)值在1%水平上顯著。實(shí)驗變量IA的系數(shù)為-0.068，與預(yù)期符號相同，但統(tǒng)計上不顯著。

在假設(shè)1的理論分析中，筆者認(rèn)為審計市場的競爭情況會影響整合審計的知識溢出效應(yīng)能否傳導(dǎo)到客戶中，從而引起審計費(fèi)用的下降。表9是本文研究樣本所涉及的各行業(yè)審計市場的赫芬達(dá)爾指數(shù)①。從表9可以看出，制造業(yè)赫芬達(dá)爾指數(shù)為0.0578，審計市場競爭程度最高。筆者又在制造業(yè)中重新對模型1進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表8第四列②。

從表8第四列可以看出，模型調(diào)整后的R2為77.3%，F(xiàn)值在1%水平上顯著。實(shí)驗變量IA的系數(shù)為-0.4749，P值為0.074，這為研究假設(shè)1提供了微弱的證據(jù)?？刂谱兞孔庸緮?shù)（SUBS）、流動比率（CURRATIO）、公司是否處于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)域（AREA）、是否選擇“四大”進(jìn)行審計（BIGAUD）以及公司規(guī)模（LNASSET）等控制變量與財務(wù)報表審計費(fèi)用之間具有顯著相關(guān)的關(guān)系，并且與預(yù)期符號一致。

在全樣本和制造業(yè)中所有變量的方差膨脹因子VIF值均小于10，兩個模型中均不存在嚴(yán)重的多重共線性。

在研究假設(shè)1的理論分析中，筆者認(rèn)為，整合審計形成的知識溢出是一種從內(nèi)部控制審計流向財務(wù)報表審計的單向的知識溢出效應(yīng)。為了檢驗知識溢出效應(yīng)是否影響內(nèi)部控制審計費(fèi)用，收集與2011年相比2012年內(nèi)部控制審計費(fèi)用發(fā)生變化的636家公司作為樣本，以內(nèi)部控制審計費(fèi)用的自然對數(shù)作為模型1的因變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表10。從表10可以看出，在全樣本和制造業(yè)中④，實(shí)驗變量IA的系數(shù)在全樣本中為負(fù)，在制造業(yè)中為正，且均不顯著?？刂谱兞吭谌珮颖炯爸圃鞓I(yè)中的回歸結(jié)果均與將財務(wù)報表審計費(fèi)用作為因變量時的結(jié)果相似。這說明，整合審計產(chǎn)生的知識溢出效應(yīng)傳遞到客戶中的路徑是單向的，即實(shí)施整合審計會引起財務(wù)報表審計費(fèi)用的降低，但不會引起內(nèi)部控制審計費(fèi)用的降低。

2.研究假設(shè)2和3的回歸分析

表11的第三列和第四列分別是研究假設(shè)2和3的回歸結(jié)果。從表11第三列可以看出，研究假設(shè)2模型調(diào)整后的R2為0.767，F(xiàn)值在1%水平上顯著。實(shí)驗變量IA*ASSETDUM的系數(shù)為-0.231，并且在1%的水平上顯著，這說明資產(chǎn)規(guī)模越大的公司實(shí)施整合審計時，控制變量的結(jié)果與表8模型1的回歸結(jié)果沒有顯著差異。

從表11第四列可以看出，研究假設(shè)3模型調(diào)整后的R2為0.772，F(xiàn)值在1%水平上顯著。實(shí)驗變量IA*SUBSDUM的回歸系數(shù)為-0.147，并且在5%的水平上顯著。這說明業(yè)務(wù)復(fù)雜程度越低的公司實(shí)施整合審計時，財務(wù)報表審計費(fèi)用下降的幅度越大，支持了研究假設(shè)3。IA的系數(shù)為正，但不顯著。其他變量的結(jié)果與表8模型1的回歸結(jié)果沒有顯著差異。

研究假設(shè)2和3的模型中所有變量的方差膨脹因子VIF值均小于10，兩個模型中均不存在嚴(yán)重的多重共線性。

3.研究假設(shè)4的回歸結(jié)果分析

表12報告了模型2的回歸結(jié)果。從表12可以看出，模型2調(diào)整后的R2為0.044，F(xiàn)值在1%的水平上顯著。在樣本回歸結(jié)果中，整合審計（IA）的回歸系數(shù)為負(fù)，表明實(shí)施整合審計（IA）會使操控性應(yīng)計利潤的絕對值（DACCi，t）降低，但統(tǒng)計上不顯著，即實(shí)施整合審計不會引起審計質(zhì)量的降低，該結(jié)果支持了研究假設(shè)4。ROA的估計系數(shù)顯著為正，與雷光勇和劉慧龍（2006）的結(jié)論一致;資產(chǎn)負(fù)債率（DAR）的估計系數(shù)為正但不顯著;公司成長性（MB）的估計系數(shù)為正但不顯著;公司規(guī)模（LNASSET）、審計師事務(wù)所類型（BIGAUD）以及審計意見的類型（OPINION）的估計系數(shù)均不顯著。

六、穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗研究假設(shè)2和研究假設(shè)3的結(jié)果是否穩(wěn)定，本文又將虛擬變量ASSETDUM分別定義為：當(dāng)樣本公司的資產(chǎn)規(guī)模大于第30分位數(shù)或第40分位數(shù)時取1，否則取0;將虛擬變量SUBSDUM定義為：當(dāng)度量被審計單位業(yè)務(wù)復(fù)雜程度的變量SUBS的取值小于40分位數(shù)時取值為1，否則為0。將重新定義的虛擬變量與IA的交乘項納入模型1中重新進(jìn)行回歸分析。結(jié)果表明，研究結(jié)論基本一致。

為了檢驗研究假設(shè)4的結(jié)果是否穩(wěn)定，本文分別使用Jones模型和收益匹配Jones模型（Kothari et al.，2005）重新估計了可操控性應(yīng)計利潤，并納入模型2重新進(jìn)行回歸分析。結(jié)果表明，研究結(jié)論基本一致。

上述穩(wěn)健檢驗的結(jié)果表明，本文的研究結(jié)果是穩(wěn)健的。限于篇幅，結(jié)果未報告。

七、結(jié)語

本文以我國2012年財務(wù)報表審計費(fèi)用發(fā)生變化的滬深兩市A股上市公司為研究樣本，實(shí)證檢驗了企業(yè)實(shí)施整合審計是否影響財務(wù)報表審計效率。研究結(jié)果表明：只有在審計市場競爭程度較高時，整合審計產(chǎn)生的知識溢出效應(yīng)才能導(dǎo)致財務(wù)報表審計費(fèi)用的降低，沒有發(fā)現(xiàn)整合審計導(dǎo)致內(nèi)部控制審計費(fèi)用降低的證據(jù)，也沒有發(fā)現(xiàn)實(shí)施整合審計時引起審計質(zhì)量降低的證據(jù)。因此，本文的研究結(jié)果表明：在審計市場競爭程度較高時，整合審計的實(shí)施提高了財務(wù)報表審計的效率。此外，當(dāng)以企業(yè)資產(chǎn)總額和經(jīng)營復(fù)雜程度作為代理變量時，在內(nèi)部控制質(zhì)量較高的公司實(shí)施整合審計，會引起財務(wù)報表審計費(fèi)用更大程度的降低。

由于本文研究樣本的限制，僅檢驗并發(fā)現(xiàn)了在市場競爭程度較強(qiáng)的制造業(yè)存在整合審計引起的審計費(fèi)用降低的現(xiàn)象，在市場競爭程度較強(qiáng)的其他行業(yè)是否也存在這種現(xiàn)象需要進(jìn)一步研究。

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