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摘要：上市公司与其投资人之间代理问题的控制和解决依赖于第三方审计系统的高效运作。审计契约是否得到良好的贯彻和执行是内外部利益相关体都非常重视的问题。本文在以往的研究基础之上，研究并分析了不同原因导致的审计变更对上市公司市场价值及盈利信息可信度的影响。
关键词：审计师变更；审计师变更原因；经济后果
一、引言
审计师变更，是指上市公司报告的审计公司与前一年度不相同的现象。如非特别指出，本文所指的“审计师变更”不特别区分“审计人员变更”与“审计公司变更”。外部审计通过监督并确认公司管理层在披露财务信息的过程中严格遵守公认会计准则，化解企业与投资人之间的代理风险。审计师变更是外部投资人观察审计契约执行状况较为显著的窗口之一。对审计师变更相关方面的研究也成为时下较为热点的课题之一。
对审计师变更所造成的经济后果及市场反应的研究，主要着眼于审计师变更之后，市场对公司价值及财务信息可靠性认知的变化。本文则主要研究了审计师变更的两个主要原因——财务困境及审计意见差异——的经济后果及其对市场认知的影响。
二、文献回顾及假设的提出
（一）文献回顾
关于审计变更的经济后果，国内外都已经有较为丰富与成熟的研究。Fried和Schif（1982）明确表明审计师变更会产生负面影响。国内对于审计变更的负面经济后果也已有非常成熟的研究成果。李爽和吴溪（2001）证明市场对审计变更前一年被出具了非“标准无保留”审计意见的公司负面反应比被出具“标准无保留”审计意见的公司更为明显。
关于审计师变更的原因，早期的研究发现变更原因有审计意见分歧、公司是否处于财务困境、盈余管理动机、审计委员会的治理效率等等。DeFond和Subramanyam（1998）证明，上市公司与其审计公司之间审计意见上的分歧是导致上市公司更换审计师的一个重要原因。Bryan，Tiras和Wheatley（2001）研究得出，审计师变更加不利于本身已处于财务困境中的公司。
（二）假设的提出
根据以上分析，笔者提出了以下三点假设，并将在后文中加以验证。
H1：发生审计变更的公司，其市场价值及盈利可信度显著低于没有发生审计变更的公司。
H2：审计变更前一年度处于财务困境（ST）的公司发生审计变更之后其市场价值及盈利信息可信度显著低于没有处于财务困境的公司盈利信息可信度的降低程度。
H3：发生审计变更前一年获得非“标准无保留”审计意见的公司发生审计变更之后其市场价值及盈利信息的可信度显著低于获得“标准无保留”审计意见的公司盈利信息可信度的降低程度。
三、数据来源与模型设定
（一）数据来源
笔者选取2009~2010年深交所发行A股的上市公司为研究对象。筛选在09至10年间发生了审计变更的公司，确定其是否被证监会特殊处理（ST）以及审计变更前期审计意见类型。剔除了部分数据缺失及当年IPO的公司。本文数据均来自CSMAR数据库。
（二）模型设定
为了检验不同审计变更原因的经济后果及其对市场反应造成的影响，笔者构建了以下一个回归方程：
模型一：TobinQ=a0+a1*ROA+a2*(AuCh*ROA)+a3*LnAssets+a4*Growth
模型二：TobinQ=b0+b1*(ST*ROA)+b2*(AuOpi*ROA)
1、因变量
TobinQ表示市场价值
2、解释变量
（1）ROA为表示公司盈利能力，计算方式为：ROA=税前净利润/总资产。
（2）AuCh*ROA
①其中AuCh是上市公司是否发生审计变更的哑变量，若发生审计变更，哑变量取1，反之，取0。②AuCh*ROA表示是否发生审计变更对市场价值及盈利可信度是否有显著影响。
（3）LnAssets表示公司规模，等于期末账面总资产的自然对数。
（4）Growth表示公司的成长性，等于销售收入的增长率。
（5）ST*ROA
①其中ST为企业当期是否处于财务困境的哑变量，以是否被证监会特殊处理表示。如果企业当期被特殊处理，则ST取1，反之，取0。②ST*ROA表示如果发生财务困境的企业发生审计变更与非财务困境企业发生审计变更盈利可行度之间是否有显著差异。
（6）AuOpi*ROA
①其中AuOpi为审计变更前一年度公司获得审计意见类型的哑变量。如果审计被出具非“标准无保留”意见则AuOpi取1，反之，取0。②AuOpi*ROA表示审计变更前一年获得的审计意见类型对盈利可信度的影响。
四、实证结果与分析
（一）模型回归结果
（二）回归结果分析
1、模型一：AuCh*ROA交互项系数显著为负，说明发生审计变更对公司市场价值及盈利可信度都有显著的负面影响。证明了H1，同时也与已有研究相吻合。
2、模型二：①ST*ROA交互项系数显著为负，说明审计变更前一年处于财务困境之中的上市公司如果发生审计变更，其盈利可信度显著低于没有处于财务困境但发生审计变更的公司，验证了H2。②AuOpi*ROA交互项系数显著为负，说明审计变更前一年获得非“标准无保留”审计意见的上市公司发生审计变更之后，其盈利可信度显著低于变更前一年获得“标准无保留”意见的公司，验证了H3。
五、结语
本文基于2009至2010年间我国上市公司的相关数据研究并分析了不同原因导致的审计变更对公司财务信息尤其是盈利信息可信度造成的影响。发现处于财务困境的公司发生审计变更其盈利可信度显著低于没有处于财务困境而发生审计变更的公司；审计变更前一年度获得非“标准无保留”意见的公司其盈利可信度显著低于前一年度获得“标准无保留”意见的公司。
外部审计是控制代理问题的重要手段。审计变更是观察审计契约执行情况的重要窗口。一个稳定的审计环境十分重要，因为它是稳健会计政策的体现之一，也是公司财务信息值得信任的重要凭证。
参考文献：
[1]储一昀,王妍玲.会计师事务所变更与审计师稳健主义——来自前任审计师为中天勤或深圳华鹏的上市公司的经验证据[J].会计研究,2007,第5期
[2]李爽,吴溪.审计师变更的试产光反应：初步的经验证据[J].证券市场导报,2001,第10期
[3]田野[陈全]审计师变更的经济后果研究——来自中国证券市场的经验数据[J].中国会计评论,2011,第九卷,第三期
[4]Bryan D.,S.L.Tiras,and C.M.Wheatley,2011,The relation of audit Mao and auditor change with bankruptcy emergence, An article presented on the Seventh Annual Midyear Auditing Section Meeting
[5]Defond,M.L.,and K.R.Subramanyam.Auditor changes and discretionary accruals[J].Journal of Accounting and Economics,1998,25,35-67
[6]Fried D.and A.Schif.CPA Switches and Associated Market Reactions[J].The Accounting Review,1981,56,326-34
关键词：审计师变更；审计师变更原因；经济后果
一、引言
审计师变更，是指上市公司报告的审计公司与前一年度不相同的现象。如非特别指出，本文所指的“审计师变更”不特别区分“审计人员变更”与“审计公司变更”。外部审计通过监督并确认公司管理层在披露财务信息的过程中严格遵守公认会计准则，化解企业与投资人之间的代理风险。审计师变更是外部投资人观察审计契约执行状况较为显著的窗口之一。对审计师变更相关方面的研究也成为时下较为热点的课题之一。
对审计师变更所造成的经济后果及市场反应的研究，主要着眼于审计师变更之后，市场对公司价值及财务信息可靠性认知的变化。本文则主要研究了审计师变更的两个主要原因——财务困境及审计意见差异——的经济后果及其对市场认知的影响。
二、文献回顾及假设的提出
（一）文献回顾
关于审计变更的经济后果，国内外都已经有较为丰富与成熟的研究。Fried和Schif（1982）明确表明审计师变更会产生负面影响。国内对于审计变更的负面经济后果也已有非常成熟的研究成果。李爽和吴溪（2001）证明市场对审计变更前一年被出具了非“标准无保留”审计意见的公司负面反应比被出具“标准无保留”审计意见的公司更为明显。
关于审计师变更的原因，早期的研究发现变更原因有审计意见分歧、公司是否处于财务困境、盈余管理动机、审计委员会的治理效率等等。DeFond和Subramanyam（1998）证明，上市公司与其审计公司之间审计意见上的分歧是导致上市公司更换审计师的一个重要原因。Bryan，Tiras和Wheatley（2001）研究得出，审计师变更加不利于本身已处于财务困境中的公司。
（二）假设的提出
根据以上分析，笔者提出了以下三点假设，并将在后文中加以验证。
H1：发生审计变更的公司，其市场价值及盈利可信度显著低于没有发生审计变更的公司。
H2：审计变更前一年度处于财务困境（ST）的公司发生审计变更之后其市场价值及盈利信息可信度显著低于没有处于财务困境的公司盈利信息可信度的降低程度。
H3：发生审计变更前一年获得非“标准无保留”审计意见的公司发生审计变更之后其市场价值及盈利信息的可信度显著低于获得“标准无保留”审计意见的公司盈利信息可信度的降低程度。
三、数据来源与模型设定
（一）数据来源
笔者选取2009~2010年深交所发行A股的上市公司为研究对象。筛选在09至10年间发生了审计变更的公司，确定其是否被证监会特殊处理（ST）以及审计变更前期审计意见类型。剔除了部分数据缺失及当年IPO的公司。本文数据均来自CSMAR数据库。
（二）模型设定
为了检验不同审计变更原因的经济后果及其对市场反应造成的影响，笔者构建了以下一个回归方程：
模型一：TobinQ=a0+a1*ROA+a2*(AuCh*ROA)+a3*LnAssets+a4*Growth
模型二：TobinQ=b0+b1*(ST*ROA)+b2*(AuOpi*ROA)
1、因变量
TobinQ表示市场价值
2、解释变量
（1）ROA为表示公司盈利能力，计算方式为：ROA=税前净利润/总资产。
（2）AuCh*ROA
①其中AuCh是上市公司是否发生审计变更的哑变量，若发生审计变更，哑变量取1，反之，取0。②AuCh*ROA表示是否发生审计变更对市场价值及盈利可信度是否有显著影响。
（3）LnAssets表示公司规模，等于期末账面总资产的自然对数。
（4）Growth表示公司的成长性，等于销售收入的增长率。
（5）ST*ROA
①其中ST为企业当期是否处于财务困境的哑变量，以是否被证监会特殊处理表示。如果企业当期被特殊处理，则ST取1，反之，取0。②ST*ROA表示如果发生财务困境的企业发生审计变更与非财务困境企业发生审计变更盈利可行度之间是否有显著差异。
（6）AuOpi*ROA
①其中AuOpi为审计变更前一年度公司获得审计意见类型的哑变量。如果审计被出具非“标准无保留”意见则AuOpi取1，反之，取0。②AuOpi*ROA表示审计变更前一年获得的审计意见类型对盈利可信度的影响。
四、实证结果与分析
（一）模型回归结果
（二）回归结果分析
1、模型一：AuCh*ROA交互项系数显著为负，说明发生审计变更对公司市场价值及盈利可信度都有显著的负面影响。证明了H1，同时也与已有研究相吻合。
2、模型二：①ST*ROA交互项系数显著为负，说明审计变更前一年处于财务困境之中的上市公司如果发生审计变更，其盈利可信度显著低于没有处于财务困境但发生审计变更的公司，验证了H2。②AuOpi*ROA交互项系数显著为负，说明审计变更前一年获得非“标准无保留”审计意见的上市公司发生审计变更之后，其盈利可信度显著低于变更前一年获得“标准无保留”意见的公司，验证了H3。
五、结语
本文基于2009至2010年间我国上市公司的相关数据研究并分析了不同原因导致的审计变更对公司财务信息尤其是盈利信息可信度造成的影响。发现处于财务困境的公司发生审计变更其盈利可信度显著低于没有处于财务困境而发生审计变更的公司；审计变更前一年度获得非“标准无保留”意见的公司其盈利可信度显著低于前一年度获得“标准无保留”意见的公司。
外部审计是控制代理问题的重要手段。审计变更是观察审计契约执行情况的重要窗口。一个稳定的审计环境十分重要，因为它是稳健会计政策的体现之一，也是公司财务信息值得信任的重要凭证。
参考文献：
[1]储一昀,王妍玲.会计师事务所变更与审计师稳健主义——来自前任审计师为中天勤或深圳华鹏的上市公司的经验证据[J].会计研究,2007,第5期
[2]李爽,吴溪.审计师变更的试产光反应：初步的经验证据[J].证券市场导报,2001,第10期
[3]田野[陈全]审计师变更的经济后果研究——来自中国证券市场的经验数据[J].中国会计评论,2011,第九卷,第三期
[4]Bryan D.,S.L.Tiras,and C.M.Wheatley,2011,The relation of audit Mao and auditor change with bankruptcy emergence, An article presented on the Seventh Annual Midyear Auditing Section Meeting
[5]Defond,M.L.,and K.R.Subramanyam.Auditor changes and discretionary accruals[J].Journal of Accounting and Economics,1998,25,35-67
[6]Fried D.and A.Schif.CPA Switches and Associated Market Reactions[J].The Accounting Review,1981,56,326-34