政府审计对年报审计市场的影响——基于供需双方力量变化的视角

李晓慧 蒋亚含

一、引言

在我国年报审计市场上，国有上市公司的审计费用会显著低于民营上市公司（刘霞和刘峰，2013［1］）。造成这一现象的原因主要来自于供需双方力量的不对等，注册会计师倾向于承揽国有企业审计业务，在审计供过于求的情况下，国有企业拥有了相对更多的话语权。具体分析，从供给方（注册会计师）来看，其定价决策往往基于风险和投入的评估。当投入一定时，风险则是事务所考虑的主要因素，那么有政府声誉担保的国有企业，就成为事务所更愿意承接业务的对象。从需求方来看，与非国有企业相比，国有企业凭其先天优势，享有债权人和投资者的信任，融资约束较低，实质审计需求①本文所讨论的审计需求均指实质审计需求，是相对于形式审计需求的。形式审计需求是指上市企业为满足法律规定而提出年报审计委托，在中国，所有企业均因 《公司法》规定而具有形式上的审计需求；实质审计需求是指企业为了取信股东（代理假说）、债权人（代理假说）、投资人（信息假说）以及管理潜在诉讼风险（保险假说）（薛祖云等，2004［2］）的需要，对年报审计的依赖及依赖程度。也相应较弱（Wang等，2008［3］）。 这种供需双方力量不平衡的局面，对提升审计质量构成压力，不利于审计市场健康发展。

审计署每年根据监管需要，选取若干个国有企业进行政府审计，并以审计公告的形式披露发现的问题及其整改要求。这一举措使政府审计成为年报审计市场强有力的外生冲击，可能会调节年报审计影响供需双方力量，打破市场现有均衡，进而影响年报审计市场的定价。具体影响路径如下：从供给方来说，政府审计对注册会计师审计的双重身份，均有可能促使注册会计师更加深入地了解和认识企业风险和审计风险，据此要求更高的风险补偿，提高审计费用。第一重身份是政府审计是注册会计师的监管者之一，政府审计凭这个身份会对注册会计师已审计的年报进行复核验证，并对发现的问题予以公示，这会对注册会计师产生一定的威慑，促使注册会计师更加谨慎执业，提高审计费用。第二重身份是指政府审计与注册会计师审计都是我国审计监督体系的重要组成部分，两者可以互相利用工作结果，注册会计师虽然有可能利用政府审计结果，降低审计投入成本，从而降低审计费用；但也可能利用政府审计的风险提示，洞察到以前未发现的风险领域，要求更高的风险补偿，提高审计费用。从需求方来说，政府审计发现问题后，责令企业整改并公示，这在某种程度会影响到国有企业声誉，从而影响企业融资等。企业为了挽回声誉，会从实质上需要注册会计师提供专业服务，这将有助于提升注册会计师审计议价能力，提高审计费用。当国有企业实质审计需求上升时，国有企业愿意花费更多审计费用，使国有企业的审计费用与非国有企业趋于一致，从而提高审计市场的公平性和市场化程度。

本文首先从政府审计的双重身份出发，分析其对年报审计供给方（即注册会计师）的影响；其次，根据审计需求理论，分析政府审计如何影响年报审计需求方（国有企业）；再次，在此基础上，考虑政府审计对年报审计市场的辐射作用，考察对其他非被审国有企业审计的影响；最后，基于政府审计对国有企业供需双方力量的影响，考察这种影响是否已经缩小了审计市场上国有企业和非国有企业审计费用的差距。

本文的研究意义在于：第一，把审计类比商品，研究供求关系的变动，完整地探讨了商品定价如何受到市场供需双方的影响，丰富了关于审计费用的研究。第二，从审计需求假说出发，分析国有企业实质审计需求较低的原因，以及政府监管如何影响这些原因。第三，针对年报审计市场，考察了非被审国有企业在政府审计后的审计费用变化，以此对政府审计的辐射作用进行了探讨，这拓展了对政府审计在资本市场上监督作用的研究，也为政策制定提供了参考。第四，针对我国审计市场中，国有企业和非国有企业审计费用存在差距这一现象，利用政府审计这一特殊的监管背景，验证了政府审计对促进市场发展、提高市场化程度的作用。

本文与类似文献的主要区别在于：第一，李青原和马彬彬（2017）［4］从供给方讨论了政府审计对注册会计师的 “警示”作用，从而提高了被审国有企业的审计费用。我们文章与其存在重大不同：我们关注的是政府审计对整个市场的影响，包括其他国有企业和非国有企业，而并非仅仅讨论政府审计对被审国有企业的影响；我们利用他们的研究结论，拓展研究审计供给方和需求方力量变化引起审计费用的变化。第二，朱晓文和王兵（2016）［5］在进一步研究中，提到政府审计整体上不会影响事务所对 “二次审计”企业的审计收费，但会影响 “非十大”事务所的收费。这与本文的研究对象、侧重点、理论逻辑均不同，但同样给予我们启示，即审计市场会针对政府审计做出反应。

文章剩余部分的安排如下：第二部分为理论构建和假设推导；第三部分为研究设计；第四部分为描述性统计及相关性分析；第五部分为实证检验；第六部分是稳健性检验；第七部分是总结。

二、文献回顾和假设推导

自2010年起，审计署开始连续系统地公布政府审计结果报告，报告包括企业基本情况，审计发现的问题，以及对企业的限时整改要求等。根据我们对政府审计公告的观察，公告内容都以披露问题为主，而非对其财务状况和经营情况的认可和背书。审计署介入往往滞后于会计年度一年，审计署公告滞后于会计年度两年。

（一）政府审计对年报审计供给方的影响

基于政府审计的双重身份，政府审计可以从两方面影响注册会计师年报审计市场供需双方力量。

政府审计作为整个国民经济发展主要监管力量，每年抽取一定国有企业进行审计，复核注册会计师审计结果，并把发现的问题发布到审计公告中。当政府审计的结果和注册会计师年报审计结果存在差异时，审计署虽无直接处罚权，但往往会把问题移交至相关部门予以追查。这时，资本市场相关利益方也会以审计署公告结果为参考，质疑注册会计师的审计结果，这不仅对注册会计师产生一定程度的威慑，促使注册会计师更加谨慎执业，也使注册会计师不得不要求更高的风险补偿而提高审计费用。另外，在我国审计市场，监管风险是主要的风险，政府监管能提高注册会计师的议价能力（宋衍蘅，2011［6］），同样，政府审计会提升注册会计师在国有企业年报审计中的议价能力。

在政府审计、注册会计师和内部审计 “三足鼎立”共同构成的社会审计监督平台中，注册会计师审计可以利用政府审计公告，更深入了解被审企业。一方面，注册会计师审计可以利用政府审计结果，减少审计投入，降低审计费用；另一方面，注册会计师也可以利用审计署公告的风险提示，洞察到以前审计没有发现的风险领域，从而要求风险补偿，提高审计费用。李青原和马彬彬（2017）［4］认为其中风险提示的作用更强，政府审计公告后被审企业审计费用会提高。

因此，我们认为，政府审计通过增强年报审计供给方（注册会计师）的风险意识和议价能力，提高了注册会计师对国有企业的审计费用。

（二）政府审计对年报审计需求方的影响

从需求方分析，企业的审计需求主要源于三个假说：代理假说，信息假说和保险假说（Wallace，2004［7］；陈汉文，2012［8］）。 文章主要从代理假说和信息假说来分析我国国有企业实质审计需求较低的原因，以及政府审计如何改变这一状况。

代理假说认为，注册会计师审计作为一种约束机制，保证股东和债权人获取充分信息，以保障他们的权益。从股东方面来看，国有企业的大股东是国资委及其国有持股公司，有其独特的手段了解国有企业经营信息，并具备以行政手段对经理人进行约束的能力。因此，与普通上市企业相比，国有企业的大股东对企业外部审计信息的依赖程度较低。而政府审计后，国有企业的股东会意识到企业的财务规范性存在问题并亟待解决，会要求国有企业在注册会计师的专业协助下，完成整改并提升财务报表的可信赖程度。从债权人方面来看，国有企业拥有政府背书，使其在银行贷款等方面具备先天优势，债权人对审计信息的要求也相应较低（江伟和李斌，2006［9］；方军雄，2007［10］）。当国有企业的债权人在审计公告中看到政府审计发现的问题，意识到国有企业存在的风险和问题时，会降低对国有企业的信赖程度。在以上两方力量促动下，国有企业要想继续获取相关利益人的信任，会提高实质审计需求，即国有企业需要注册会计师的专业服务，提升股东和债权人对企业的信任程度。

信息假说认为，审计为企业的声誉背书，给现有的和潜在的投资者提供财务信息的可靠保证。我国国有企业的独特地位决定了其声誉较好，且国有企业上市企业融资约束低，他们往往更在乎能否满足证券监管机构的程序性需求，而非真正有求于投资者（雷光勇，2009［11］）。政府审计公告向公众发布以后，被审国有企业的声誉会受到损害。Simnett等（2009）［12］发现企业会基于建立声誉的目的，寻求审计鉴证服务。为了挽回声誉，被政府审计的国有企业愿意支付更高的成本，让审计师为其财务报告质量进行背书，以获取潜在投资者的信任。

因此，在政府审计公告之后，被审国有企业实质审计需求会显著提高，注册会计师审计议价能力相对提升。

综上分析，我们提出假设1。

H1：当其他因素一致，政府审计公告后，注册会计师（供给方）相对于国有企业（需求方）的审计议价能力会提高，表现为审计费用的上升。

（三）政府审计对年报审计市场上其他国有企业的影响

政府审计对注册会计师审计的影响并不局限于被审国有企业。从供给方分析，政府审计对注册会计师的威慑力会影响到其他类似的非被审国有企业。审计署揭示被审企业的风险后，会对年报审计市场整体上起到警示作用。其他类似非被审国有企业的注册会计师会尽力避免陷入同样的境地。他们在承接该类企业时，会忌惮于潜在的来自政府审计的监管风险，会更为严谨地对风险进行判断与应对，要求更高的风险回报。

从需求方分析，基于代理假说和信息假说，那些与被审国有企业类似的非被审国有企业也会提高其实质审计需求。具体分析，一方面，非被审国有企业同样有在未来被政府审计抽中并揭示问题的可能性，为了减少未来声誉损害的风险，维持债权人和潜在投资者的信任，企业会提高其实质审计需求；另一方面，被审国有企业在政府审计公告中被披露的问题可能同样存在于与之对应的非被审国有企业，这些问题会因为政府审计公告的披露而引起债权人和潜在投资者的注意，这时，这些类似的非被审国有企业有强烈的需求想通过审计报告传递正面信息，因此，实质审计需求提高。据此，我们提出假设2。

H2：当其他因素一致，政府审计公告后，针对那些与被审国有企业基本情况类似的非被审国有企业，注册会计师（供给方）相对于国有企业（需求方）的审计议价能力也会提高，表现为审计费用的上升。

进一步分析，审计公告后，针对被审国有企业和类似的非被审国有企业，注册会计师（供给方）相对于国有企业（需求方）的审计议价能力均会提高，审计费用都会提高，但后者提高的幅度可能会更大。这主要是因为机会主义：从供给方来说，已被审企业的问题已被揭示，即使依然有再次被抽中的风险，但大致情况已经了解，注册会计师面临的监管风险相对减低；从需求方来说，被审国有企业虽然会基于挽回声誉的需求而寻求注册会计师审计提升财报的可信赖程度，但刚经历过审计署抽查，所以相对安全（宋达和郑石桥，2014［13］）。 为此，我们提出假设3。

H3：当其他因素一致，与被审国有企业相比，政府审计公告后，针对类似的非被审国有企业，注册会计师（供给方）的审计议价能力提高程度更大，表现为审计费用提高幅度会更大。

（四）政府审计对年报审计市场上 “国有”与“非国有”差距的影响

我国年报审计市场上，“国有企业”和 “非国有企业”的审计费用存在差距（刘霞和刘峰，2013［1］）。我们关注政府审计提高国有企业审计费用后是否会缩小该差距，提高审计市场的市场化程度。从供给方分析，政府审计提高了对国有企业风险的认知和应对，若增加到一定程度，注册会计师在评估国有企业和非国有企业的审计风险时，将使用统一的标准，不会观测到显著的差异；从需求方分析，被政府审计后的国有企业审计需求会提高，若需求提高到一定程度，被审国有企业的审计费用将与非国有企业没有显著差异。因此，我们选择与被政府审计的国有企业基本情况相似的非国有企业来作为控制组，在控制其他因素后，提出假设4。

H4：当其他因素一致，政府审计公告后，国有企业的审计费用与非国有企业没有显著差异。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选择的样本为2010—2016年政府审计公告的被审国有企业及其控股的上市公司。结合Csmar和Wind数据库中信息，查找实际控制人和直接控制人为被审国有企业的A股上市企业。当数据库中信息与企业官方公开信息不一致时，结合工商总局企业信息公示平台公布信息进行判断。剔除金融类企业及数据缺失观测，7年共剩余228个观测，其中70个观测涉及二次审计①指自审计公告发布以来，某企业第二次被审计署抽中进行审计。。

表1 2012—2016年审计署公告中被审非金融国有企业观测数统计

由于被审国有企业大多为行业中龙头企业，因此其审计费用会与其他企业有系统性差异，因此我们先用PSM配对方法，找到基本情况相似的控制组样本，然后再进行检验。根据假设，需要两个不同的控制组：（1）H1、H2和H3需要对比被审国有企业和非被审国有企业政府审计公告前后的变化，因此，实验组为被审国有企业，控制组为与被审企业基本情况相似的非被审国有企业。（2）H4需要对比被审国有企业和基本情况相似的非国有企业，因此，控制组为与被审企业基本情况相似的非国有企业。采用PSM方法，对企业财务状况、业务复杂程度、事务所信息和公司治理结构等基本情况进行配对，分别得到两个控制组。具体配对变量见表3和表5。样本不包括金融类观测和缺失观测。

（二）模型与变量

为检验假设，我们构造了DID模型。被解释变量是lnFee，为审计费用的自然对数。审计费用为供需双方力量的代理变量。审计费用越高，表明注册会计师（供给方）相对于国有企业（需求方）的议价能力越高，反之则越低。

在H1、H2和H3的检验中，govaud是虚拟变量，govaud为1表示是被政府审计的企业，0表示控制组企业，即PSM配对的非被审国有企业。post为是否为公告年份之后的虚拟变量，1为公告年份之后，0为公告年份之前。模型用来对比被审国有企业和非被审国有企业，考察在政府审计公告前后两者审计费用变化情况。根据H1，预期govaud×post的系数显著为正，即被审国有企业在政府审计公告后审计费用显著更高；根据H2，预期post的系数显著为正，表明非被审国有企业在政府审计公告后审计费用也会显著更高；根据H3，预期非被审国有企业在审计公告前后对审计费用回归的系数差额，大于被审国有企业在审计公告前后对审计费用回归的系数差额，表明非被审国有企业在审计公告后，审计费用提高程度更高。

在H4的检验中，govaud是虚拟变量，govaud为1表示被政府审计的国有企业，0表示控制组企业，即PSM配对的基本情况相似的非国有企业。post同H1和H2，即是否为政府审计公告之后的虚拟变量。对比被审企业在政府审计公告后，审计费用是否与非国有企业审计费用有差异。根据H4，预期govaud×post的系数不显著，即政府审计通过增强国有企业的审计需求，已经使国有企业和非国有企业审计费用没有显著差别。

因为审计费用除了受到审计需求的影响，还会受到审计业务本身复杂程度、事务所的专业程度等多方面影响，因此我们控制了企业财务状况、业务复杂程度、审计事务所及审计意见、公司治理结构等基本情况，变量参考以往文献设置，具体变量说明见表2。同时，我们也控制了行业和年度固定效应。

表2 变量说明

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四、描述性统计及相关性分析

（一）描述性统计

根据被审国有企业公告年份的数据，分别匹配了其他国有企业和非国有企业。具体匹配包括企业财务状况、业务复杂程度、事务所信息和公司治理结构等方面的共10个指标，变量说明参见表2。

表3是被审国有企业和其他国有企业的PSM配对样本T检验，可以发现，配对后的实验组和控制组样本的10个指标均无显著差异，表明实验组和控制组已无系统性差异。

表4为配对后两组样本在公告前后的描述性统计。我们将样本分为四组，分别为：公告年份之前的非被审企业（post=0，govaud=0）；公告年份以前的被审企业（post=0，govaud=1）；公告年份以后的非被审企业（post=1，govaud=0）；公告年份以后的被审企业（post=1，govaud=1）。 观测发现：（1）在公告年份前后，被审企业的审计费用均值提高了0.43。（2）在公告年份前后，非被审企业的审计费用均值提高了0.45。 （3）在公告年份之前（post=0），被审企业的审计费用略高于非被审企业（0.08）；在公告年份之后（post=1），被审企业的审计费用依然略高于非被审企业（0.06）。观测结果初步证明假设1、2和3，即审计公告后，无论是被审企业还是非被审企业，审计费用均显著提高，且非被审国有企业的审计费用提高程度略高于被审国有企业。

表3 被审国有企业与其他国有企业PSM配对样本T检验

表4 被审国有企业与配对国有企业分组描述性统计

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表5是针对假设4的样本T检验，是被审国有企业与非国有企业的PSM配对样本T检验。配对后的实验组和控制组样本的10个指标均无显著差异，表明实验组和控制组已无系统性差异。

表5 被审国有企业与非国有企业PSM配对样本T检验

表6为配对后的两组样本在公告前后的描述性统计。与表4类似，我们将样本分为四组，分别为：非被审企业，公告年份之前（post=0，govaud=0）；被审企业，公告年份以前（post=0，govaud=1）；非被审企业，公告年份以后（post=1，govaud=0）；被审企业，公告年份以后（post=1，govaud=1）。这里的非被审企业，指针对假设3的非国有企业。观测发现：（1）在公告年份之前（post=0），被审企业的审计费用略高于非国有企业（0.1），这与以往研究（刘霞和刘峰，2013［1］）结论不符。但我们认为这可能是因为我们配对仅以公告当年数据配对，而在公告前全部年份中，两组样本的规模等因素仍可能有细微差别，所以在回归分析中，将其他因素控制后，我们发现结论与之前研究一致。（2）在公告年份之后（post=1），被审企业的审计费用高于非被审企业（0.27），远高于公告年份之前的0.1。这一观察结论说明被审国有企业在公告年份后，审计费用提高程度高于非国有企业，但是否与非国有企业无显著差异，需要我们控制其他变量后进一步分析。

表6 被审国有企业与配对非国有企业分组描述性统计

（二）相关性分析

我们对主要变量之间的相关性进行了初步分析，表7为各变量相关关系，表8为各变量相关关系。可以发现：（1）主要解释变量govaud×post在表7和表8中均显著为正，表明无论与哪个对照组相比较，被审国有企业在公告年份后的样本，均在99%的置信水平上与审计费用显著相关。（2）govaud在表7和表8中也都与审计费用显著正相关，表明被审企业与其他企业比，审计费用均显著更高。这是因为我们配对仅用公告年份的数据为基准，两组样本的规模等因素在长期来看，仍可能有细微差别，而被审企业多为行业的龙头企业，其复杂程度较高，规模较大，从审计费用的绝对值来看显著高于其他企业。因此，需要我们使用回归分析，将其他因素控制后进行进一步观测。（3）post在表7和表8中也都与审计费用显著正相关，这表明所有企业的审计费用在公告年份后都较高，但具体情况需要用DID模型进一步探究。（4）观察控制变量，我们发现部分控制变量之间存在显著的相关性，但是相关系数并不高，因此我们可以排除严重多重共线的可能性。综上，相关系数的显著性和符号均符合我们的假设。

表7 被审国有企业和非被审国有企业匹配样本主要变量相关性分析

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表8 被审国有企业和非国有企业匹配样本主要变量相关性分析

五、实证结果及分析

为了检验政府审计对国有企业审计需求的影响，我们首先对比被审国有企业（实验组），和非被审国有企业（控制组）。如前所述，我们用是否为被审企业（govaud）和是否为政府审计公告以后（post）将样本分为四组，用DID模型进行回归。

表9对四组样本进行了两两的独立T检验，观察四组样本的审计费用是否有显著差异。首先，被审国有企业在审计公告后，审计费用显著更高（p＞t：0.000），均值提高了0.43，证明了H1。其次，非被审国有企业在审计公告后，审计费用也显著更高（p＞t： 0.000），均值提高了 0.45，证明了 H2。 此外，我们还发现非被审国有企业审计费用均值提高幅度略高于被审国有企业，证明了H3。最后，对比政府审计公告前后被审国有企业和非被审国有企业的差异，均没有显著差异（p＞t： 0.182，p＞t： 0.390）。

表9 被审国有企业与非被审国有企业在公告前后的两两独立T检验

表10列（1）为针对假设1、2和3的DID回归结果，即对比了被审国有企业和非被审国有企业在公告前后审计费用的变化情况。我们发现在审计公告前，被审国有企业（post=0，govaud=1）对审计费用的回归系数为0.07；在审计公告后，被审国有企业（post=1，govaud=1）对审计费用的回归系数为0.095（0.07＋0.12-0.095=0.095）。 这表明在审计公告后被审国有企业的审计费用显著提高，证明了H1。在审计公告后非被审国有企业对审计费用的系数显著提高了0.12，表明在审计公告后，非被审国有企业的审计费用显著提高，证明了H2。对比发现，被审国有企业在审计公告后系数显著提高了0.025（0.095-0.07=0.025），而非被审国有企业在审计公告后系数显著提高了0.12，这表明在审计公告后，非被审国有企业的审计费用提高幅度更大，证明了H3。

假设4对比被审国有企业和与之匹配的非国有企业，观测政府审计后被审国有企业的审计费用是否与非国有企业趋同。表10列（2）为被审国有企业和与之匹配的非国有企业在审计公告前后的DID回归结果。我们发现，首先，在控制了相关影响因素后，被审国有企业的审计费用显著低于非国有企业，这与以往研究的结论一致。其次，govaud×post的系数并不显著，表明在审计公告后，被审国有企业与非国有企业的审计费用并没有显著差异，证明了H4。

表10 DID回归结果

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六、稳健性检验

（一）平衡公告前后年份检验

在主回归中，我们用了2009年至2016年的数据，为了数据的完整性，并没有保持公告前后年份的平衡。例如公告年份为2011年的企业，公告前数据就只有2年，而公告后数据有6年。为了消除这种不平衡的影响，我们仅用公告前后两年的数据重新检验主回归。如表11所示，post和govaud×post均在90%的置信区间上显著，非被审国有企业在公告后两年对审计费用回归的系数显著增加了0.097；被审国有企业在公告后审计费用系数也显著为正（0.043），表明被审国有企业在公告后审计费用也显著提升。佐证了主假设。

表11 公告前后两年样本检验

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（二）区分时间趋势效应和政府审计作用

我们主假设研究发现，政府审计公告后，无论是被审国有企业还是非被审国有企业，审计费用都有提升。然而，这种审计费用的上升也有可能是受到审计费用趋势性增长的影响。尽管我们已经控制了影响审计费用的各因素和年度固定效应，为了更加稳健，我们用其他年份替代政府审计报告公告年份，考察其他年份前后的审计费用是否会有同样的变化。表12从列（1）到列（4），分别以公告前两年，公告前一年，公告后一年，公告后两年替代公告年份，post=1分别表示上述定义年份后的年份。如列（1）的post=1，为公告前两年之后的数据，post=1为公告前两年之前的数据。以下四列结果的主要解释变量均不显著，表明以其他年份为界，并不会存在审计费用提升的现象，从而排除时间趋势效应的竞争性假说。

表12 其他年份替代公告年份的检验

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七、总结

我们研究发现：第一，政府审计会分别影响国有企业年报审计的供给方和需求方，引起审计双方议价力量的变化，有助于提升审计费用。第二，非被审国有企业的审计费用也会由于辐射作用发生显著的提升，且这种提升幅度会高于被审国有企业，这主要是由于机会主义的存在。第三，我们发现在政府审计公告后，被审国有企业的审计费用已经与非国有企业没有显著差异，这表明政府审计促进了年报审计市场供求关系正常化。

从理论上，我们从供需双方讨论了审计费用问题，丰富了审计费用的相关研究，并细化证实了政府审计在资本市场中的监督作用，为政府审计促进审计费用市场市场化发展提供证据支持。

从实践上，长期以来，国有企业在年报审计委托关系上拥有绝对的话语权，在一定程度上扭曲了审计供求关系，不利于审计职能的发挥。在资本市场诸多监管力量和方式中，政府审计作为其中一种监督方式，能够改变审计供给方和需求方的力量，在一定程度上减缓了国有企业拥有绝对审计话语权而导致供需关系扭曲的现象，有利于审计供需关系的正常化，这既有利于提升审计质量，也深化了资本市场上政府审计监督作用的发挥，提升资本市场审计费用的市场化程度，有助于维护审计市场健康发展。