整合審計、審計費用與審計質(zhì)量

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)報表審計費用發(fā)生變化并同時實施內(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)才能導致財務(wù)報表審計費用的降低;沒有發(fā)現(xiàn)整合審計導致內(nèi)部控制審計費用降低的證據(jù);2.整合審計的實施沒有引起審計質(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)量較高的公司實施整合審計，會引起財務(wù)報表審計費用更大程度的降低。

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

中圖分類號：F239 ?文獻標識碼：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號審計準則（以下簡稱AS2）和第5號審計準則（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進行內(nèi)部控制審計，也可以將內(nèi)部控制審計與財務(wù)報表審計整合進行”，與AS5強制要求進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行，而由同一家事務(wù)所進行整合審計，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)所實施審計的負擔?！币虼?，我國整合審計的非強制實施為檢驗整合審計是否提高了審計效率提供了機會。如果整合審計的實施提高了審計效率，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。目前，國內(nèi)外尚未有關(guān)于整合審計對審計費用以及審計質(zhì)量影響的實證研究。因此，本文對整合審計的實施是否會降低審計費用，審計費用的降低是否會影響審計質(zhì)量這一問題進行研究。

二、文獻綜述

（一）國外相關(guān)文獻

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號審計準則《與財務(wù)報表審計協(xié)同進行的財務(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)合進行審計。AS2頒布之初，由于其執(zhí)行成本遠超預(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實施的第一年會引起審計費用的增加。

PCAOB在2007年5月頒布了第5號審計準則《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的實施降低了審計費用，并且高風險的客戶支付了較高的審計費用，低風險的客戶支付了較低的審計費用。Krishnan et al.（2011）也研究了AS5的實施對審計費用的影響。他的研究發(fā)現(xiàn)，相對于AS2實施的最后一年，AS5實施的前兩年審計費用下降了4.11%;在AS5實施期間，那些糾正了內(nèi)部控制重大缺陷的公司，審計費用下降最多。Wang和Zhou（2012）發(fā)現(xiàn)，AS5的實施引起了審計費用的下降，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)報表審計進行整合審計是否會降低審計費用”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

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施如何影響審計效率的實證研究。

三、理論分析與研究假設(shè)

當被審計單位的財務(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)論來提高實施實質(zhì)性程序的效率和效果。Simunic（1984）指出：當由同一事務(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)會導致審計成本降低。筆者認為，當財務(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施，有利于審計效率的提高。

DeAngelo（1981a）認為，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租，而審計成本的降低是由會計師事務(wù)所獨占還是由事務(wù)所與其客戶共享從而引起審計收費的降低，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)是否會傳導到審計客戶，從而引起客戶審計費用的降低？

第一，現(xiàn)有文獻的研究結(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）。筆者認為，為了維持審計合同，外部審計市場的競爭會迫使實施整合審計的審計師將一部分由于知識共享所形成的準租轉(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，可以傳導到客戶中，從而導致審計費用的降低。當企業(yè)實施非整合審計時，這種知識溢出效應(yīng)并不存在。

第二，在實施整合審計時，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質(zhì)性的幫助。筆者認為，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)在實施了內(nèi)部控制審計且公司財務(wù)報表審計費用發(fā)生變化時，是可以觀察的?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)1。

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

Hogan和Wilkins（2008）的研究發(fā)現(xiàn)，當內(nèi)部控制風險較高時審計師執(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用作為補償。這說明，當企業(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險會加大，會收取較高的審計費用。因此，內(nèi)部控制質(zhì)量的高低對實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、報告目標、經(jīng)營目標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。

在實施整合審計時，當企業(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的審計業(yè)務(wù)風險都較低，從而收取的審計費用也較低?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)2和假設(shè)3。

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

H3：當公司財務(wù)報表審計費用發(fā)生變化時，在實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)報表審計費用下降的幅度越大。

整合審計實施過程中知識溢出效應(yīng)會導致財務(wù)報表審計費用降低，而Francis et al.（2005）認為審計費用可以作為審計質(zhì)量的替代變量。那么，審計費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)果進行整合利用，這使得審計師的職業(yè)判斷更加準確。因此，執(zhí)行整合審計引起的財務(wù)報表審計費用的降低并不以降低審計質(zhì)量為代價?；诖?，本文提出假設(shè)4。

H4：整合審計的實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施內(nèi)部控制審計的984家公司為初選樣本，并按照下列標準進行樣本篩選：（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)報表審計費用未發(fā)生變化的公司;（4）剔除未公布財務(wù)報表審計費用的公司;（5）剔除披露的年度財務(wù)報表審計費用中含內(nèi)部控制審計費用或中期審計費用的公司，因為這些公司的財務(wù)報表審計費用無法確定。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)，部分數(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)中實施整合審計對財務(wù)報表審計費用的影響。ASSETDUM是一個虛擬變量，當樣本公司的資產(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，標準差為2.05。是否處于經(jīng)濟發(fā)達區(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)濟發(fā)達區(qū)域。是否選擇“四大”會計師事務(wù)所進行審計（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)能否傳導到客戶中，從而引起審計費用的下降。表9是本文研究樣本所涉及的各行業(yè)審計市場的赫芬達爾指數(shù)①。從表9可以看出，制造業(yè)赫芬達爾指數(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)。控制變量子公司數(shù)（SUBS）、流動比率（CURRATIO）、公司是否處于經(jīng)濟發(fā)達區(qū)域（AREA）、是否選擇“四大”進行審計（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重的多重共線性。

在研究假設(shè)1的理論分析中，筆者認為，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)部控制審計費用，收集與2011年相比2012年內(nèi)部控制審計費用發(fā)生變化的636家公司作為樣本，以內(nèi)部控制審計費用的自然對數(shù)作為模型1的因變量進行回歸分析，結(jié)果見表10。從表10可以看出，在全樣本和制造業(yè)中④，實驗變量IA的系數(shù)在全樣本中為負，在制造業(yè)中為正，且均不顯著。控制變量在全樣本及制造業(yè)中的回歸結(jié)果均與將財務(wù)報表審計費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，即實施整合審計會引起財務(wù)報表審計費用的降低，但不會引起內(nèi)部控制審計費用的降低。

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施整合審計時，財務(wù)報表審計費用下降的幅度越大，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，表明實施整合審計（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)報表審計費用發(fā)生變化的滬深兩市A股上市公司為研究樣本，實證檢驗了企業(yè)實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)才能導致財務(wù)報表審計費用的降低，沒有發(fā)現(xiàn)整合審計導致內(nèi)部控制審計費用降低的證據(jù)，也沒有發(fā)現(xiàn)實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，整合審計的實施提高了財務(wù)報表審計的效率。此外，當以企業(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)量較高的公司實施整合審計，會引起財務(wù)報表審計費用更大程度的降低。

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的制造業(yè)存在整合審計引起的審計費用降低的現(xiàn)象，在市場競爭程度較強的其他行業(yè)是否也存在這種現(xiàn)象需要進一步研究。

【主要參考文獻】

[1] 羅春華，王宇生.中、美、英三國審計市場集中度比較及啟示[J].生產(chǎn)力研究，2013（9）：100-102.

[2] 王研.內(nèi)部控制審計、整合審計與財務(wù)信息質(zhì)量關(guān)系研究[J].新會計，2013（12）：49-51.

[3] 趙保卿，張月琴.基于會計師事務(wù)所合并視角的審計市場結(jié)構(gòu)優(yōu)化[J].北京工商大學學報，2011（6）：97-103.

[4] 張穎，鄭洪濤.我國企業(yè)內(nèi)部控制有效性及其影響因素的調(diào)查與分析[J].審計研究，2010（1）：75-81.

[5] DeAngelo L.E. Auditor Independence，low balling and disclosure regulation [J].Journal of Accounting and Economics，1981a，3 （2）： 113-127.

[6] Dechow P.，R.Sloan，and A.Sweeney.Detecting earnings management[J].The Accounting Review，1995，70 （1）：193-225.

[7] DeFond M.，and J.Jiambalvo.Incidence and Circumstances of Accounting Errors[J].The Accounting Review 1991，66（7）：643-655.

[8] Doogar R.，P.M.Sivadasan，and P.I.Solomon.The regulation of public company auditing： Evidence from the transition to AS5[J].Journal of Accounting Research 2010，48：795-814.

[9] Francis J.R.，K.Reichelt，and D.Wang.The pricing of national and city-specific reputations for industry expertise in the U.S.audit market[J].The Accounting Review 2005，80（1）：113-136.

[10] Ge W.and S.McVay.The Disclosure of Material Weaknesses in Internal Control after the Sarbanes-Oxley Act[J].Accounting Horizons，2005（9）：137-158.

[11] Hogan C.，and M.Wilkins.Evidence on the audit risk model： Do auditors increase audit fees in the presence of internal control deficiencies？ [J].Contemporary Accounting Research，2008，25（1）：219-242.

[12] Hoitash R.，U.Hoitash，and J.Bedard.Internal controls quality and audit pricing under the Sarbanes-Oxley Act[J].Auditing： A Journal of Practice & Theory，2008，27（1）：105-126.

[13] Krishnan J.，J.Krishnan，and H.Song.The effect of Auditing Standard No.5 on audit fees[J]. Auditing： A Journal of Practice & Theory，2011，30（4）：1-27.

[14] Raghunandan K.，and D.Rama.SOX Section 404 material weakness disclosures and audit fees[J].Auditing： A Journal of Practice & Theory，2006，25：99-124.

[15] Simunic D. The Pricing of Audit Services： Theory and Evidence [J].Journal of Accounting Research，1980，Spring： 161-190.

[16] Simunic D. Auditing，Consulting，and Auditor Independence[J].Journal of Accounting Research，1984 （22）：679-702.

[17] Wang D.and J.Zhou.The Impact of PCAOB Auditing Standard NO.5 on Audit Quality [J].Accounting Horizons，2012（3）：493-511.