整合審計能提高財務報告質量嗎？

王妍

【摘要】本文選取2012～2014年滬深兩市主板A股上市公司作為研究樣本，實證檢驗執行整合審計與否究竟會對財務報告質量產生怎樣的影響。研究發現，整合審計的實施確實可以提高財務報告質量；在此基礎上連續實施整合審計的公司的財務報告質量要好于沒有連續實施整合審計的公司的財務報告質量；并且由不同的會計師事務所執行整合審計并不會對財務報告質量產生顯著的影響。

【關鍵詞】內部控制審計；整合審計；財務報告質量

【中圖分類號】F239.45；F275

一、引言

2010年財政部等五部委聯合發布了《企業內部控制配套指引》，明確要求我國的上市公司從2011年開始必須強制執行內部控制審計，鼓勵和引導非上市的大中型公司自覺執行內部控制審計。在內部控制審計全面實施的背景下，我國對執行整合審計并沒有作強制要求，注冊會計師可以選擇將內部控制審計與財務報表審計分開進行，也可以將兩者進行整合，即整合審計，具體來說也就是由同一家會計師事務所的一個項目組同時對被審計單位進行財務報表審計和內部控制審計，通過對這兩項審計工作進行整合達到可以合理利用彼此工作、提高效率、實現雙重審計目標的目的。根據相關的經驗，整合審計由于其實施成本較低，越來越多的被審計單位和會計師事務所在進行審計工作時優先選擇執行整合審計。那么，整合審計在提高審計效率、降低審計成本的同時是否真的提高了財務報告質量呢？本文試圖通過實證研究的方法檢驗執行整合審計的效果。

二、理論分析與研究假設

自SOX法案頒布之后，許多學者像Kothari（2004）、 Bedard（2006）、Denial等（2008）、Chen等（2013）都研究了執行內部控制審計的實施效果，并且他們的研究也驗證了執行內部控制審計是可以提高公司會計盈余質量的。Brown等（2008）在研究中指出：內部控制審計由當初只是財務報表審計的一種工作方法演變成為一項獨立的業務活動，這種變化的根本動因就是為了提高財務報告質量。那么執行內部控制審計為什么能提高財務報告質量，筆者認為主要有以下三點原因：首先從內部控制審計本身來說，就是為了查找出公司內部控制系統中存在的缺陷和漏洞，并采取措施對其進行完善以保證內部控制的有效性，降低重大錯報風險存在的可能性，提高財務報告質量；其次從會計師事務所角度來說，在國家要求強制執行內部控制審計制度背景下，注冊會計師會受到來自社會各方的監督和壓力，在審計過程中會更加客觀、更加全面的查找錯報，降低錯報發生的可能性，保證財務報告質量；從被審計單位角度來說，在激勵和約束機制作用下，公司的管理層和治理層會對公司內部控制的設計和運行給予更多的關注，也會更加認真對待公司內審機構或外審機構提出的意見和建議，不斷調整和完善公司的內部控制以提高公司出具的財務報告的可靠性。因此，第一，較單獨執行財務報表審計而言，增加實施的內部控制審計可以提高公司的財務報告質量；第二，將財務報表審計與內部控制審計進行整合，由于協同效應的存在，有利于提高財務報告的質量。“協同效應”簡單來說就是指 “1+1>2效應”。楊為民（2007）在研究中指出：當一個系統的子系統可以在相互作用、相互合作的基礎上實現各自的目標，并且可以促進系統整體目標的實現，那么這個系統是具有“協同效應”的，并且協同效應在資源優化配置中也能起到顯著的作用。整合審計在一定程度上體現了協同效應，具體表現在整合審計由財務報表審計和內部控制審計整合而成，財務報表審計與內部控制審計這兩項業務在會計師事務所接受委托時是相互獨立的，但是這兩項業務在執行過程中存在共性，可以相互作用實現整合。他們在審計過程中都需要運用會計師事務所的資源、品牌或信息等要素，對其進行整合后既避免了審計證據的重復收集，也減少了審計工作的重復執行，這樣不僅可以提高審計效率，盡快完成審計工作，也使執行兩項業務時收集的證據可以相互佐證，保證審計效果。由上面兩方面分析，我們提出本文的第一個假設：

H1：執行整合審計有助于提高公司的財務報告質量

我們國家從2012年起開始要求所有上市公司必須要執行內部控制審計，對之前沒有自愿進行內部控制披露或審計的上市公司來說，內部控制審計亦或是整合審計都是陌生的，會計師事務所首次執行整合審計，對怎樣將財務報表審計與內部控制審計進行整合、整合流程怎樣設計更有效、更完善都不熟悉；同時，基于謹慎性原則，對于首次嘗試執行內部控制審計得出的結論并不能完全替代財務報表審計控制測試程序，系統協同效應也不能完全發揮。但是隨著執行整合審計年數的增加，事務所對于整合審計越來越熟悉，兩種審計的整合程度越來越高，對被審計單位的審計也會更客觀、更可靠，因此對公司財務報告質量的影響也會越來越大。由此，提出本文的第二個假設：

H2：連續執行整合審計的公司的財務報告質量要高于非連續執行的公司的財務報告質量

這里要具體指出一點：本文所指的連續是上市公司連續進行整合審計的年限，并不一定都是由同一家事務所對其進行整合審計，所以并不需要滿足會計事務所的年限規定，而一般公司董事會成員三年一輪換，所以本文的連續選取的是2012～2014連續三年的數據。

在擁有眾多會計師事務所的審計市場中，國際“四大”會計師事務所占據著半壁江山，他們牢牢把控著內部控制審計業務這一新興領域，但由于其職業經驗較為豐富、職業技能的專業性和具備良好的職業操守，所以他們在為客戶提供高質量、高品質服務的同時也取得了客戶的信任和依賴。我國上市公司普遍認為由國際“四大”作為執行主體信譽度更高，審計質量更好，審計出來的財務報告質量也應該較高。但是值得一提的是國際“四大”的審計收費較國內所高出許多，會給公司造成一定的財務負擔，并且“四大”業務量較大，提供的服務也不一定會比國內大所提供的服務優良，所以還是有不少上市公司選擇了國內的大所為其提供服務。由此，提出本文的第三個假設：

H3：由國際“四大”執行整合審計的公司的財務報告質量更高

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取2012～2014年滬深兩市主板A股上市公司作為研究樣本，其中假設1是選取2012～2014年的全樣本數據作為研究樣本，假設2是將2012～2014三年同時存在的公司作為樣本，而假設3則是在假設1的前提下以2012～2014年執行整合審計的公司作為樣本。整合審計的數據來源于DIB內部控制與風險管理數據庫，連續執行整合審計的數據為手工搜集，其他數據來自國泰安數據庫（CSMR數據庫），并且還有一些財務數據參考了上海證券交易所、深圳證券交易所網站和巨潮資訊網。數據的統計和處理是采用Stata 12.0完成的。

為了保證數據的可靠性和結果的準確性，本文對總體樣本進行了如下篩選：1.首先本文的研究樣本是滬深兩市A股上市公司，所以剔除了B股公司的數據；2.剔除了研究當年上市或退市的公司；3.剔除了在三年當中任何一年被PT、ST或*ST的公司；4.由于金融行業的特殊性，所以也剔除了金融行業的公司（包括銀行業、保險業和證券業等）；5.剔除了數據不全的公司。最后本文關于假設1得到總樣本3 946家，其中2012年1 301家、2013年1 322家、2014年1 323家。關于假設2得到總樣本1 288家，假設3得到總樣本3 063家。

（二）主要變量定義

1.被解釋變量

本文采用上市公司可操縱性應計利潤的絕對值（ABSDA）來衡量財務報告質量。之所以選擇可操縱性應計利潤是因為本文所界定的財務報告質量定義更強調公司所提供的財務信息自身的準確性，可操縱性應計利潤值的高低從一個側面可以反映出財務報告質量的高低，即財務報告質量越高代表其可接受的可操縱性應計利潤就越低。具體值參考陸建橋（1998）的做法，用瓊斯模型來估計可操縱性應計利潤。

2.解釋變量

（1）執行整合審計（ITA），本文將其定義為虛擬變量，如果上市公司同時進行了財務報表審計和內部控制審計，并且執行這兩種審計的為同一家會計師事務所，則認定該公司進行了整合審計，取值為1，否則取值為0。

（2）連續執行整合審計（CITA），本文將其定義為虛擬變量，如果上市公司在2012～2014年間連續進行了整合審計，將其值設為1，否則設為0。

（3）事務所類型（AUDITOR），本文也將其定義為虛擬變量，如果是國際四大會計師事務所變量取1，否則取0。

3.控制變量

本文選取資產負債率（LEV）、盈利能力（ROE）、成長速度（GRWOTH）、經營狀況（OCF）、公司規模（SIZE）、兩職合一（DEPART）、第一大股東持股比例（LARGEST）等因素作為本文的控制變量，因為這些因素在以往的研究中都被發現會影響到公司的財務報告質量。具體變量衡量見表1。

（三）模型構建

對于假設1，即執行整合審計有助于提高公司的財務報告質量，本文借鑒國內外相關文獻中的實證模型，建立如下模型對其進行檢驗：

ABSDA=α0+α1*ITA+α2*LEV+α3*ROE+α4*GROWTH+α 5*OCF+α6*SIZE+α7*DEPART+α8*LARGEST+ε （模型一）

在上述模型中，如果假設成立，我們預期回歸系數α1顯著為負，即公司執行了整合審計，代表公司盈余管理程度的可操縱性應計利潤值會降低，說明公司財務報告質量提高。由于在后面的實證檢驗中分為全樣本檢驗和分年度檢驗兩部分，所以模型中并沒有設置代表年份的下標。

對于假設2，即連續執行整合審計的公司財務報告質量高于非連續執行整合審計的公司的財務報告質量，本文設計了模型二來進行驗證：

在上述模型中，如果假設成立，我們預計回歸系數α1符號為負，即由“四大”執行整合審計，可操縱性應計利潤值較低，財務報告質量較高。

四、實證檢驗與結果分析

（一）描述性統計分析

表2顯示了執行整合審計與否的各變量的描述性統計情況。從表中可以看到：公司在執行了整合審計的情況下，操縱性應計利潤估計數的絕對值為0.07，而在沒有進行整合審計的情況下絕對值為0.16，遠遠大于0.07，說明公司在進行了整合審計的情況下財務報告質量較高，是符合假設1的。在考慮了主要的解釋變量之后，其他的控制變量也顯示出了一定的特征，比如：與沒有進行整合審計的公司相比較，進行整合審計的公司的資產負債率較低，凈資產收益率較高，經營活動現金凈流量較大，公司規模也較大等。對于2012～2014年間一直在市的1 288家公司中是否連續3年執行整合審計對財務報告質量的影響，研究結果和預期一樣，連續進行整合審計的公司的操縱性應計利潤數值較小，與假設2相符；而由“四大”作為執行主體的公司的可操縱性應計利潤雖小于非“四大”，符合假設3，但是數值相差并不是特別大。

（二）相關性分析

表3顯示了模型一的各變量之間的相關系數，從表中可以看出執行整合審計與財務報告質量的替代變量可操縱性應計利潤呈顯著的負相關關系，并且在1%的水平下顯著，而所有控制變量如資產負債率LEV、凈資產收益率ROE等都與可操縱性應計利潤存在顯著的相關性。另外經研究發現連續執行整合審計、是否由四大執行整合審計都與被解釋變量在1%的水平下顯著。

（三）多元回歸分析

1.假設1回歸分析

表4為模型一的回歸結果，由于國家從2012年起頒布新政策，開始強制執行內部控制審計，所以本文既對執行整合審計對財務報告質量的影響進行了分年度分析，也對其進行了全樣本分析。進行全樣本回歸分析時控制了行業和年份，各年回歸時控制了行業，各回歸方程整體都在1%的水平下顯著，而且調整的R方基本都在20%左右，方程擬合度較好。

從回歸結果可以看出，對全樣本進行回歸，執行整合審計與可操縱性應計利潤在1%的水平下顯著負相關，說明執行整合審計能顯著提高公司的財務報告質量，并且它們的系數絕對值是5.92，也驗證了執行整合審計與否對被解釋變量的影響是較大的。在分年度回歸的過程中，除了2014年兩者關系不顯著外，其余兩年也是在1%的水平下顯著負相關，滿足假設1。至于2014年兩者關系不顯著應該與2014年選取的樣本量有關，到2014年基本全面實行內部控制審計，沒有進行內部控制審計和整合審計的公司的樣本量太少。并且從分年度的回歸結果中我們發現：從2012～2014年這三年樣本的顯著性雖不存在明顯的差異，但是兩者之間的系數呈現逐步下降的趨勢，這可能是由于2012年是國家政策頒布的第一年，實施效果比較顯著，而2013年和2014年整合審計經歷了2012年的大發展，大多上市公司都執行了整合審計，所以解釋力度稍微弱一些。

從控制變量的回歸結果看，在全樣本中，除卻代表公司治理情況的DEPART和LARGEST與被解釋變量關系不顯著外，只有代表公司盈利能力的ROE在5%的水平下顯著，其余的變量對被解釋變量的影響都在1%的水平下顯著。在分年度的樣本回歸結果中，代表公司財務狀況的資產負債率LEV、代表公司經營狀況的OCF和公司規模SIZE都在本文中得到相當顯著的結果，三年的樣本都在1%的水平上與可操縱性利潤顯著相關。

2.假設2和假設3的回歸分析

表5是模型二和模型三的回歸結果匯總，其中模型二并沒有進行分年度回歸主要是因為模型二是選取的是2012～2014年同時存在的公司作為樣本，對其是否連續三年都進行整合審計進行考察，最后選取樣本1 288個，控制了行業，模型在1%的水平上顯著，調整的R方為0.2015，說明模型的總體擬合程度較好。

回歸結果中連續執行整合審計的系數為負數，且在1%的水平下顯著，說明連續執行整合審計與財務報告質量呈顯著的負相關關系，即連續執行整合審計的公司的財務報告質量要高于非連續執行的公司的財務報告質量，驗證了假設2。

從控制變量的回歸結果來看，除了代表公司治理情況的第一大股東持股比例沒有得到顯著的結果，其余的控制變量都在1%和5%的水平上與被解釋變量顯著相關。而第一大股東持股比例之所以沒有與被解釋變量呈現顯著相關性可能由模型二樣本量較少導致。

模型三是以執行了整合審計的公司作為樣本，研究由不同的執行主體進行整合審計是否會對財務報告質量產生影響。在控制了年度和行業的回歸結果中，樣本數量有3 063個，回歸方程整體在1%的水平下顯著，并且調整的R2處于可接受范圍。

從回歸結果中可以看出：執行整合審計的事務所類型與可操縱性應計利潤的系數為負，但不顯著，說明事務所類型與操縱性應計利潤呈現負相關關系，由“四大”執行的整合審計的公司的財務報告質量要稍稍高于非“四大”，但是事務所類型并不是影響財務報告質量的關鍵性因素。

從控制變量的回歸結果看，代表公司財務狀況的資產負債率LEV、代表公司盈利能力的ROE、代表公司成長性的GROWTH和代表公司規模的SIZE都與被解釋變量操縱性應計利潤ABSDA在1%的水平上呈現顯著的相關關系，且符號也與預期相符。代表公司治理狀況的LARGEST和代表董事長和總經理職權分離程度的兩職合一DEPART雖系數方向與預期一致但都沒有得到顯著的結果，可能的原因是模型三的樣本去掉了沒有進行整合審計的公司，樣本較模型一和模型二而言并不全面，也有可能說明在研究事務所類型對財務報告質量的影響中，這兩個變量并沒有發揮關鍵的作用。

（四）穩健性檢驗

為了保證結論具有較高的可靠性，本文做了穩健性測試。本文對上市公司財務報告質量采用其他的變量來衡量，上文中我們采用可操縱性應計利潤作為財務報告質量的衡量指標，在進行穩健性檢驗時，這部分采用審計報告意見作為財務報告質量的替代變量。

從表6中我們可以看出，當財務報告質量的衡量指標被替換為審計報告意見時，我們發現審計報告意見與是否執行整合審計之間的系數存在著正向相關的關系并且在5%的水平上顯著，這是因為當執行整合審計時，財務報告質量較高，財務報表被出具標準審計意見的可能性就越大，說明執行整合審計可以提高財務報告質量，從另一方面驗證了假設1的結論，也說明本文的研究結論具有穩健性和可靠性。

五、研究結論與啟示

本文選取2012～2014年滬深兩市主板A股上市公司作為研究樣本，實證分析執行整合審計、連續執行整合審計和執行整合審計的不同主體對財務報告質量的影響。結果發現：執行整合審計與財務報告質量存在顯著的正相關關系，即執行整合審計可以提高上市公司的財務報告質量。這是因為整合審計起到了促進資源整合、提高審計效率、降低審計風險、提高審計質量的作用，從而提高了財務報告質量；其次，連續執行整合審計與財務報告質量也存在顯著的正相關關系，即連續執行整合審計的上市公司財務報告質量更高。連續執行整合審計對整合審計流程更熟悉，操作更熟練，協同效應發揮得更好更完善，由此更能提高財務報告質量；最后，國際“四大”執行整合審計與財務報告質量存在正相關的關系，但是關系不顯著，說明整合審計的執行主體不同并不會給財務報告質量帶來很大的影響。

鑒于本文的研究結論，整合審計的執行有利于財務報告質量的提高，但是我國整合審計不管在理論研究與實證應用方面都存在著許多不完善之處。為了更好地推動整合審計的發展，提高整合審計在上市公司乃至全部公司的普遍適用性，首先國家應當建立專門監管機構對整合審計進行規范和監督。其次，隨著內部控制審計的強制實施，會計師事務所應當緊跟潮流，不斷培養優秀的審計人才，打造一流的審計團隊，注重提高審計師的執業能力。并且隨著《企業內部控制基本規范》和《企業內部控制配套指引》的相繼頒布，我國已建立了相對比較完善的內部控制規范體系，上市公司應當積極學習和領會內部控制相關制度與規范，加強本公司的內部控制體系建設。最后應提高社會公眾對財務信息質量的重視與監督，有效避免注冊會計師在審計工作過程中走過場，也能促進上市公司通過內部控制審計真正發現存在的內部控制缺陷，減少財務報表重大錯報，達到提高財務報告質量的目的。

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