审计师变更内容教程

审计师变更南京审计学院郑石桥本章对审计师变更的相关研究做一简要概述，包括四部分内容，一是审计师变更的原因，二是审计师变更的效果，三是审计师变更的披露，四是审计师变更与审计意见购买。审计师变更的原因可以区分为客户原因、审计师原因和共同原因，我们将共同原因归入客户原因或审计师原因中介绍，所以，具体来说，本章分为以下四节：★审计师变更的客户原因；★审计师变更的审计师原因；★审计师变更的效果和披露；★审计师变更与审计意见购买。第一节审计师变更的客户原因石油勘探成本（exploratorydrillingcosts）有完全成本法（fullcostaccounting）和成功法（successfuleffortsaccounting）两种方法。StatementofAccountingStandardsNo.19(SFAS-19)颁布之前，企业可以在这两种方法中选择，大多数企业选择完全成本法。SFAS-19限制了企业的选择，偏好成功法。对于SFAS-19的影响有不同的看法，有的认为，由于这种方法的改变并不能企业的现金流量，所以，没有经济后果，有的则认为会带来石油行业竞争力的下降。DeAngelo(1982)从另外一个角度来研究SFAS-19是否有经济后果，具体来说，是研究SFAS-19对审计师变更的影响。DeAngelo的预期是，由于SFAS-19对于石油行业有负面影响，从而可能会导致客户与审计师的矛盾程度增加，从而出现SFAS-19前后不同的审计师变更情况。同时，SFAS-19对石油行业不同企业的影响程度不同，从而可能会导致客户与审计师的矛盾程度不同，不同企业的审计师变更也会不同。为此，DeAngelo设计了两种检验，一是时间序列检验，即受SFAS-19影响较为严重的企业，在SFAS-19之前的一个时期和SFAS-19之后的一个时期的审计师变更进行比较；二是行业内部横截面检验，将石油行业企业分为受SFAS-19影响严重的企业和影响不严重的企业，比较在SFAS-19之后这两类企业的审计师变更。根据246个石油行业上市公司的数据，DeAngelo进行统计分析的结果是，受到SFAS-19影响较为严重的企业，在SFAS-19争议期间，审计师变更显著增加，而受到SFAS-19影响不严重的企业则没有发生这种增加。研究审计师变更原因的文献提到的原因主要包括公司管理者变更、对额外审计服务的需求（例如从私营变为公众公司）、对于报告事项的争执和审计费用的矛盾，但是，关于这些原因的实证检验结果却没有一致性的结论（DeAngelo,1982）。Schwartz&Menon（1985）认为，以前的研究都是企业的正常情况下的审计师变更，他研究失败企业的审计师变更原因。Schwartz&Menon对失败企业审计师变更原因的分析如下：（1）报告争议和非标准审计意见（reportingdisputesandqualifiedopinions）：在破产之前，企业的财务状况很差，在这种背景下，管理者可能进行盈余管理甚至弄虚作假，所以，审计师与管理者在会计政策方面的可能争议更大。另外，当企业财务状况很差时，审计师更可能签发非标准审计意见（持续经营问题），从而也与管理者的偏好现出矛盾。（2）管理者变更（managementchange）：失败企业更可能更换现在的管理者，而新的管理者到任后，对现任审计师可能不满意或者是由于对其他的审计师更了解，从而会更换审计师。（3）保险需求（insurancedemand）：处于困境中的企业更需求外部利益相关者对其有信心，从而可能会选择具有品牌效应的会计公司来提供审计服务，并且，从外部利益相关者来说，选择大型会计公司还可能有“深口袋”效应。（4）审计费用：处于财务困境中的企业可能会要求降低审计费用，而审计师会认为自己的风险增加而要求增加审计费用，从而二者之间出现矛盾。Schwartz&Menon指出，上述这些因素在企业财务健康时也可能存在，从而形成审计师变更，但是，在企业财务处于困境时，这些因素更突出。Schwartz&Menon的样本是NASE和AMSY（AmericanStockExchange）上市公司1974至1982期间的132家破产企业，这些行业涉及70个行业，同时，Schwartz&Menon还按行业、规模和年度为标准，在NASE和AMSY上市企业中为每个破产企业配对一个控制企业，所以，全部样本由264家NASE和AMSY上市企业组成。根据这个样本，Schwartz&Menon进行了以下检验：（1）破产企业与配对控制审计师更换的差别：Schwartz&Menon检验了破产企业和配对企业审计师更换比率的差异显著性，结果如表1所示，破产企业显著高于配对企业。（2）破产企业更换审计师与审计意见：Schwartz&Menon检验破产企业的审计师变更是否是由于审计师签发了非标准审计意见之后才发生的，132家破产企业中，4家企业的审计师变更发生的破产之前的4年，所以，Schwartz&Menon认为这种审计师变更与研究的主题无关，所以，剔除这4家企业，剩下的128家企业破产前三年不同审计意见下的审计师变更情况如表2所示。从表2中可以看出，在非标准审计意见下，审计师变更的比率还少于标准审计意见下的比率。所以，Schwartz&Menon的结论是，破产企业的审计师变更不是由于非标准审计意见所致。（3）管理者变更与审计师变更：128家破产企业破产前管理者变更与审计师变更的组合情况如表3所示，Schwartz&Menon检验组合A和组合B的差异显著性，结果是没有显著性。所以，Schwartz&Menon的结论是，管理者变更与审计师变更无系统关系。（4）审计师变更方向：132家破产企业中，35家企业有审计师变更，变更方向如表4所示，Schwartz&Menon检验组合C和组合B的差异显著性，二者并无显著差异。但是，从表4可以看出，不同等级之间的审计师之间的变更较为显著。根据上述结果，Schwartz&Menon的结论是，破产企业审计师变更较为显著，并且倾向于不同等级之间的审计师之间的变更。表1破产企业与配对企业的审计师变更情况是否变更破产企业配对企业合计变更审计师35（组合A）13（组合B）48不变更审计师97（组合C）119（组合D）216合计132132264表2破产企业不同审计意见下的审计师变更是否变更非标准意见标准意见合计变更审计师14（组合A）17（组合B）31不变更审计师63（组合C）34（组合D）97合计7751128表3破产企业管理者变更与审计师变更是否变更管理者变更没有管理者变更合计变更审计师13（组合A）18（组合B）31不变更审计师34（组合C）63（组合D）97合计4781128表4破产审计师变更方向项目新审计师BigEight非BigEight合计原审计师BigEight11（组合A）10（组合B）21非BigEight12（组合C）2（组合D）14合计231235在会计公司并购过程中，一些Non-BigEight被BigEight并购，从而成为BigEight的组成部分。Healy&Lys(1986)研究这些Non-BigEight的客户会在什么样的反应，是继续作为BigEight的客户，还是选择其他Non-BigEight。Healy&Lys预期是，如果客户能从BigEight的专业化服务或品牌中获益，则可能继续作为BigEight的客户，否则，将发生审计师变更，选择其他Non-BigEight。关于BigEight的专业化服务，Healy&Lys指出，BigEight具有广泛的分支机构，如果客户的经营机构也是分布于各地，则可能从BigEight中获益，所以，Healy&Lys预期，具有较多异地经营机构的原来的Non-BigEight客户，在这个会计公司并入BigEight之后，可以也伴随该会计公司成为BigEight的客户，即继续作为原来会计公司的客户，从而也就成为BigEight的客户，而没有分支机构分布于异地的客户则可能选择其他的Non-BigEight。关于BigEight的品牌，Healy&Lys指出，BigEight相对于Non-BigEight具有品牌优势，如果客户需要从资本市场筹资，则能从这种品牌中获得，从而可能成为BigEight的客户，如果客户不需要从资本市场筹资或没有客打算，则可能选择其他的Non-BigEight。总之，Healy&Lys认为，客户是否选择作为BigEight的客户是客户筹资计划、规模和成长性的函数。Healy&Lys的样本是两例BigEight并购Non-BigEight的案例，一是ToucheRoss&Co.并购J.K.Lasser&Co.，另一例是Ernst&Whinney并购Leidesdorf&Co.上述并购中，ToucheRoss&Co.和Ernst&Whinney是BigEight，并购会计公司，J.K.Lasser&Co.和Leidesdorf&Co.是Non-BigEight，目标会计公司。在合并之前，两个Non-BigEight会计公司的客户中，上市公司共为249家，剔除数据不全和破产及并购企业，最后样本是110家企业，这110企业中，选择作为并购BigEight客户的89家，选择作为其他BigEight客户的5家，选择作为Non-BigEight客户的16家。根据这个样本，Healy&Lys要检验这110家客户的规模、成长性及筹资计划与其选择的会计公司类型之间的关系。Healy&Lys的变量设计如下：（1）依存变量：客户选择的审计师类型，如果选择BigEight则取值为1，其他为0。（2）解释变量：客户规模，用会计公司合并前一年客户总资产账面价值的自然对数表示；客户成长性，会计公司合并前三年，用客户总资产平均增长速度表示；债券筹资计划，用会计公司合并之后三年间，客户长期负债的增加比例表示；资本筹资计划，用会计公司合并之后三年间，客户股东投入资本的增加比例表示。根据上述设计和样本，Healy&Lys进行统计分析的结果是，客户规模和客户成长性与客户选择BigEight显著相关，债券筹资计划和资本筹资计划与客户选择BigEight没有系统关系。一般认为，独立审计是控制代理成本的一个外部机制。所以，不同的代理成本及其变化状况可能影响审计质量选择，代理成本越高，对审计质量的需求越高。而审计质量又是与审计师不可分离的，所以，代理成本及其变化会影响审计师选择及审计师变更。Frencis&Wilson（1988）研究客户代理成本及其变化对审计师变更的影响。Frencis&Wilson的预期是，代理成本越高或代理成本升高的客户，可能发生的审计师变更是从非BigEight变为BigEight，而代理成本较低或降低的客户，可能发生的审计师变更是从BigEight变为非BigEight。Frencis&Wilson界定的代理成本包括两个方面，一是股东与管理者之间的矛盾，二是股东与债权人之间的矛盾。对于股东与管理者之间的矛盾，Frencis&Wilson从三个方面来考虑，一是内部人士持股比例，持股比例越低，矛盾越是严重，但是，当内部人士持股比例过高时，其他控制机制会失效，从而也会增加代理成本，Morck,Shleifer和Vishny（1986）的研究表明，当内部人士持股比例低于5%或高于20%时，对企业业绩都不利，所以，有利于降低股东与管理者之间的矛盾的内部人士持股比例应该在5-20%之间；二是股权分散状况，股权越是分散，代理成本越高；三是管理者激励方案，越是采用会计基础奖励方案，代理成本越高。对于股东与债权人之间的矛盾，Frencis&Wilson认为，管理者倾向于将财富从债权人转移股东，所以，企业负债比例越高，对高质量审计需求的程度越低。此外，企业规模和成本性还影响代理成本，规模越大，增长越快，代理成本越高。根据以上分析，Frencis&Wilson的变量设计如表5所示。Frencis&Wilson的样本是1979-1985期间的196例审计师变更，其中由非BigEight变为BigEight的57例，相反变化又21例，BigEight内部和非BigEight内部变换的118例。Frencis&Wilson用部BigEight和非BigEight之间的变化（共78例）检验代理成本与审计师品牌之间的关系，即代理成本是否会影响对审计师品牌的选择，由于变化的数值性质，Frencis&Wilson采用的方法是概率单位（probit）回归。Frencis&Wilson用全部样本（196例）检验审计师规模与代理成本之间的关系，即代理成本是否会影响对审计师规模的选择。检验的结果是，代理成本与审计师品牌之间的关系与Frencis&Wilson的预期相一致，审计师规模与代理成本之间的关系没有发现系统关系。根据这个结果，Frencis&Wilson的结论是，代理成本对审计师变更具有解释力。表5变量设计类型变量名称预期方向定义及计量方法依存变量（两个变量分别检验）审计师品牌是表示审计质量的二个指标之一，从Big非Eight变为BigEight取值为1，相反情况为0。审计师规模是表示审计质量的二个指标之一，将新任审计师全部客户的营业收入与前任审计师全部客户的营业收入相除，然后将这个比率取自然对数。解释变量MGRSK＋审计师变更前一年度内部人士持股比例，5-20%之间取值为1，小于5%或大于20%都取值为0。MGRSKHG＋表示内部人士持股变化情况，如果审计师变更前一年持股比例在5-20%之间，但是，前三年不在这个范围，则取值为1，如果与上述情况恰好相反，则取值为-1，如果没有变化则取值为0。BONUS＋表示审计师变更前一年对CEO是否有会计基础的奖励方案，如果有则取值为1，其他为0。BONUSCHG＋表示BONUS的变化情况，审计师变更前三年中引入的取值为1，前三年中一直实行的取值为0，前三年取消这个方案的取值为-1。LGOWN-表示股权分散状况，审计师变更前最大股东持股比例大于10%的取值为1，其他为0。LGOWNCHG-表示股权分散变化情况，如果审计师变更前四年最大股东持股比例小于10%，但是变量前一年大于10%，则取值为1，相反情况取值为-1，没有变化取值为0。LTDBT-审计师变更前一年长期负债与全部资产之比。LTDBT-审计师变更前一年长期负债与全部资产之比减去前三年的同一指标。NEWISSUE＋审计师变更后两年内发行的股票和债券与审计师变更前一年的总资产之比。控制变量SIZE＋审计师变更前客户总资产的自然对数。GROWTH＋表示客户增长情况，用审计师变更当年与前在年相比的客户总资产变化率表示。Johnson&Lys(1990)研究客户经营及财务特点的变化是否会带来审计师变更。Johnson&Lys认为，一方面，审计师具有不同的行业专长，另一方面，客户会购买审计成本最低的审计服务，而不同审计师由于其行业专长不同，所以，对于不同的客户可能会有不同的审计成本，当客户的经营及财务特点发生变化时，可能会使得原来具有成本优势的审计师不再具有这种优势，所以，审计师变更可能会因此而发生。所以，Johnson&Lys的具体预期是，影响审计成本的客户因素的变化对审计师变更有显著影响。很显然，依存变量是审计师是否变更。解释变量是影响审计成本的因素，由于审计成本受到审计师和客户特点的同时影响，所以，需要分别设计这两方面的解释变量。由于审计师成本无法观察到，Johnson&Lys用审计师规模代表审计师成本结构（事实上，由于Johnson&Lys研究的客户特点对审计师变更的影响，所以，审计师成本结构也可以看作控制变量）。对于影响审计成本的客户经营及财务特点，Johnson&Lys在文献综述的基础上，分为扩张、筹资、盈利性及审计风险四个方面，分别为这四个方面设计解释变量。（1）客户扩张。有两个变量，一是资产平均增长率，二是并购支出与总资产之比，分别按审计师变更前和变更后计算，以二两个时期的指标值之差作为解释变量。（2）客户筹资。有两个指标，一是发行的债券与总资产账面价值之比，二是发行的权益证券与总与总资产账面价值之比，分别按审计师变更前和变更后计算，以二两个时期的指标值之差作为解释变量。（3）客户盈利性。有两个指标，一是资产报酬率，二是经营净现金流量与总资产之比，分别按审计师变更前和变更后计算，以二两个时期的指标值之差作为解释变量。（4）审计风险。一是客户规模，用审计师变更前客户总资产的自然对数表示；二是财务杠杆和已获利息倍数，分别按审计师变更前和变更后计算，以二两个时期的指标值之差作为解释变量；变更前审计意见类型，按哑变量处理；审计师变更前，客户与审计师是否有会计政策的不同意见，按哑变量处理。Johnson&Lys的样本数据来自于DisclosureJournal(January1973throughApril1975)和whoAuditsAmerica(January1976throughDecember1982)的Form8-K资料，1973至1982期间共有3,751审计师变更，剔除金融企业、被并购的企业及数据不全的企业，最后样本是603家企业。根据上述样本和变量设计，Johnson&Lys进行统计分析的结果是支持Johnson&Lys的预期。 Roberts,Glezen＆Jones（1990）研究学区（schooldistrict）审计师变更问题。学区是公立中小学管理机构，也是公共部门，在文献综述的基础上，他们在将影响学区审计师变更的原因分为三类，一是客户和审计师关系（MODOPIN,IAC,BRDCOMP,ADMCOMP），二是经济原因（FEECHAN,BOND,SIZE），二是政治原因（BRDCHAN,SUPTCH）。Roberts,Glezen＆Jones提出的检验模型如公式（1）所示。(1)(1)公式（1）中，AUDCHAN是依存变量，表示学区是否发生审计师变更，变更的取值为1，其他为0；MODOPIN表示前一的年的审计意见类型，非标准审计意见取值为1，其他为0；IAC表示审计报告中对内部控制的意见，如果报告中认为内部控制不符合要求，则取值为1，其他为0；BRDCOMP表示审计报告对学区董事会的意见，如果认为董事会不符合要求，则取值为1，其他为0；ADMCOMP表示审计报告对学区管理的意见，如果认为管理不符合要求，则取值为1，其他为0；FEECHAN表示审计费用相对水平，用原来审计师最后一年的审计费用与新任审计师第一年的审计费用之比表示；BOND表示变更之后一年学区是否改造债券，发行的取值为1，其他为0；SIZE表示学区规模，人口大于10,000的学区取值为1，其他为0；BRDCHAN变更前两年学区董事会人员变动比例；SUPTCH表示变更前一年，学区最高长官是否变动，变动的取值为1，其他为0。Roberts,Glezen＆Jones的样本是Texas地区1980至1985年期间发生审计师变更的87个学区和没有发生审计师变更的271个学区。根据这个样本和上述模型，Roberts,Glezen＆Jones进行统计分析的结果是，FEECHAN、IAC、BRDCOMP和ADMCOMP与审计师变更显著正相关。根据这个结果，Roberts,Glezen＆Jones的结论是，审计费用和审计师意见类型是影响学区审计师变更的主要原因。Anderson,Stokes＆Zimmer（1993）认为企业并购发生时，如果并购企业和目标之间的经营相似性（businesssimilarity）越强，则并购后目标企业审计师留任的可能性越少。他们用并购类型（分为横向并购、纵向并购和多元并购）和财务杠杆差异表示经营相似性。根据60个并购案例，他们的检验结果是与预期相反。Firth（1996）认为，Anderson,Stokes＆Zimmer的研究存在的问题是没有设置控制变量，因为并购之后原目标企业的审计师是否留任会受到多种因素的影响，而Anderson,Stokes＆Zimmer的研究并没有设置控制变量。所以，Firth引入一些并购类型之外的变量来研究企业并购对审计师变更的影响。具体来说，Firth研究企业并购后，目标企业（被并购的企业）原来的审计师是否会被其他审计师取代的影响因素有哪些。在文献综述的基础上，Firth提出如下假设：假设1：越是横向并购，并购企业越是较少可能保持目标企业原来的审计师作为新子公司（即目标企业）的审计师。越是多元并购，越是较大可能保持目标企业原来的审计师作为新子公司的审计师。假设2：如果并购企业和目标企业在同一行业，则较少可能保持目标企业原来的审计师作为新子公司的审计师。假设3：目标企业盈利性越好，则较大可能保持目标企业原来的审计师作为新子公司的审计师。假设4：并购前目标企业得到非标准审计的，则较少可能保持目标企业原来的审计师作为新子公司的审计师。假设5：如果目标企业的审计师是BigEight，则较大可能保持目标企业原来的审计师作为新子公司的审计师。假设6：如果企业并购不是用竞争方式确定的（在竞争方式下，目标企业不合作），则较大可能保持目标企业原来的审计师作为新子公司的审计师。假设7：目标企业高管层的留任情况与目标企业原来审计师的留任正相关。假设8：如果目标企业没有重大的组织重组，则较大可能保持目标企业原来的审计师作为新子公司的审计师。假设9：目标企业负债与总资产的比例越高，则越是较大可能保持目标企业原来的审计师作为新子公司的审计师。假设10：目标企业原来审计师的收费越低，越是较大可能保持目标企业原来的审计师作为新子公司的审计师。Firth提出的检验模型如公式（1）所示和公式（2）所示，这两个公式的区别是TYPE和INDUSTRY，公式（1）中使用TYPE是为了与Anderson,Stokes＆Zimmer的研究结果相比，因为他们的研究用TYPE作为解释变量。(1)(1)(2)(2)两个公式中变量的含义如下：RETAIN是依存变量，如果目标企业原审计师留任，则取值为1，其他为0；每个假设都有相应的解释变量，TYPE表示并购类型，分为横向并购、纵向并购和多元并购，采用Anderson,Stokes＆Zimmer物方法，由投资分析师按分级量度方法对每个并购进行赋值，横向并购为1，纵向并购为4，多元并购为7，不同分析师对每个项目的评分的平均数就是该并购项目的类型得分；INDUSTRY表示并购企业和目标企业是否在同一行业，根据FinancialTimesActuaries(FTA)industryclassifications体系，如果不在同一行业，则取值为1，其他为0；PROFIT表示并购前目标企业盈利性，用权益盈利率表示；OPIN表示并购前目标企业审计意见类型，标准审计意见取值为1，其他为0；B8和NB8表示审计师类型，目标企业原来审计师如果是BigEight则B8取值为1，其他为0，如果并购企业由BigEight审计而目标企业由非BigEight审计，则NB8取值为-1，其他情况下NB8为0；CONTEST表示并购企业并购目标企业的方式，如果是非竞争并购则取值为1，其他为0；IR表示目标企业高管层是否留任，留任时取值为1，其他为0；INT表示目标企业在并购之后是否有重大重组，如果没有则取值为1，其他为0；DEBT是目标企业负债水平，用全部负债与全部资产之比表示；AF表示目标企业并购前审计费用相对水平，根据Chan,Ezzamel和Gwilliam（1993）的方法进行估算。以上都是解释变量，此外，Firth还设置了两个控制变量，一是市场对并购的反应（AR），用并购企业并购公告后3天内股票非正常变动与并购总值之比表示，二是并购相对规模（RELSIZE），用目标企业规模与并购企业规模之比表示，企业规模用并购前全部资本表示。Firth的样本是1976-1992期间英国FinancialTimes数据库中并购案例，并且要求能找到并购后审计师留任与否的数据，共175个数据齐全的并购案例，其中141个变更了审计师，34个没有变更审计师。根据这个样本和上述模型，Firth进行统计分析的结果是，假设9没有得到支持，假设3方向与预期一致但不具有统计显著性，其他8个假设均得到支持。Beattie&Fearnley(1998)认为，以经济理论为基础对审计师变更的解释存在许多不能解释的问题。所以，需要引入一些行为因素（behaviouralfactors）来解释审计师变更。以问卷调查的方式了解审计师变更的原因及审计师竞争投标机制（audittendering）的运用情况。Beattie&Fearnley的调查对象是英国508家上市公司的财务经理，收回有效问卷328份。根据这些问卷的数据，Beattie&Fearnley分析审计师变更及审计师竞争投标机制的运用。（1）审计师变更情况。328家公司中，在过去五年中，进行过审计师变更的109家，考虑变更审计师但是还没有变更的126家，93家未考虑变更审计师。可见，审计师变更的频度是很高的。（2）审计师变更的原因。Beattie&Fearnley根据已经实行过审计师变更和考虑进行审计师变更的企业对审计师变更的原因的回答，编制原因分布表如表6。（3）选择新审计师考虑的因素。对于已经实行审计师变更的109个企业，选择担后任审计师时考虑的因素如表7所示。（4）审计师竞争投标。328公司中，在过去5年中，共有73家使用过审计师竞争投标，基本情况如表8所示，这些公司在邀请参与投标的审计师时考虑的因素如表9所示，审计师竞争投标对时审计费用报价情况如表10所示。表6审计师变原因原因排序1原因类型2原因选择该原因的公司数量及比例已经变更的公司（109）考虑变更的公司（126）数量比例数量比例1经济审计费用534983742经济对审计质量不满意454132253混合公司最高领导变化383530244经济Needofgroupauditorrationalization312814115经济需要Big62826656经济与其他公司并购27251087经济公司成长，需要审计师的技术能力242217138行为与责任审计师关系不好19171199经济国外经营需要国际会计公司18168610行为不能与合伙人接触17165411经济需要额外的服务151411911行为与审计师人员有冲突1514171313经济银行或主承销商的影响14136514经济投资者或债权人的影响13125415行为审计师合并1110191516行为审计师合伙人变化109161317混合审计人员流动性高87191518混合审计人员没有经验76221718经济对会计政策有分歧7611920经济不需要地方性审计师654320经济需要在当地有分支机构的审计师653222经济需要行业专业化的审计师553223经济监管者的影响442223经济公司日常业务银行的影响443225经济对审计意见有不同的看法332225经济需要当地审计师33--1：按已经进行过审计师变更的企业的选择排序，2变更原因分为经济原因、行为原因和经济与行为混合原因三类表7选择新任审计师考虑的因素排序因素数量比例1改善审计质量61562降低审计费用60552提高审计服务的价值（valueformoney）60554改善管理建议的质量46425提供额外服务的条款26246管理者时间的损失11107会计政策改变558其他1211表8审计师竞争投标参与竞争投标的审计师数量公司数量2633142555627181无响应2合计73表9邀请审计师投标时考虑的因素因素排序考虑的因素公司数量公司比例1审计师名声52712以前对审计师的了解37513对降低审计费用的期望30414其他912表10审计师竞争投标情况下的审计费用报价审计费用差异现任审计师其他审计师数量比例数量比例提高幅度超过5%3585提高幅度在5%以内23364026降低幅度在5-20%15245334降低幅度在20%以上22355535合计63100156100安然（Enron）事件之后，有一种呼声，要求对上市公司的外部审计师实行强制轮换（mandatoryrotation）。在美国的公司中，DuPont对外部审计师的选择政策较为特殊，从1910年开始，实行外部审计师每年更换政策，后来改为几年更换一次，这个政策一直实行到1954年。在这之后，DuPont最终确定了Price,Waterhouse&Co.作为长久的审计师，不再实行经常更换政策。Zeff(2003)分析这其中的原因，即DuPont在1954年之前为什么实行审计师经常更换政策，而这之后又为什么改变更换政策，确定了长久的审计师。通过DuPont的分析，对审计师实行轮换的利弊及原因得出一些启示。Zeff分析DuPont相关资料后得出的结论是，1954年之前对审计师实行经常更换是由于DuPont公司核心人物对外部审计师的一些观点所造成的，这些观点主要包括：要让会计公司对DuPont没有兴趣（disinterestedness），外部审计师不应该为公司财务部门提供审计之外的专业服务，应该由与公司没有任务关联的会计公司来审计公司的财务报告，应该避免外部审计师与内部人士的勾结。后来，让Price,Waterhouse&Co.成为长久的审计师的主要原因是DuPont规模增大，经营越来越复杂，并且伴随着跨国经营业务的发展。比利时是一个开放经济的小规模国家（smallopeneconomies），企业结构的显著特点是少数几个大企业控制众多的中小企业，所以，许多中小企业都是大企业的子公司。Branson&Breesch(2004)认为，这种企业结构可能会对审计师变更产生影响。同时，以前关于审计师变更的研究主要是对大企业为样本来进行的，而中小企业的审计师变更可能有一些不同于大企业的原因。所以，他们研究比利时中小企业/子公司审计师变更，特别是母公司推举（referral）审计师对中小企业审计师变更的影响。Branson&Breesch对推举的界定是：子公司在母公司的鼓励下，聘任与母公司相同的审计师。具体来说，Branson&Breesch要研究两个问题，第一，子公司是否与母公司聘用同一审计师？第二，子公司审计师变更与母公司是否相关？Branson&Breesch首先对审计师变更的原因进行了综述，将解释变量及检验结果归纳如表11所示。Branson&Breesch认为，上述这些研究中都没有考虑母公司对子公司选择审计师的影响，所以，需要增加这方面的变量。在此基础上，Branson&Breesch分别检验上述两个问题。（1）子公司是否与母公司聘用同一审计师。Branson&Breesch的样本来自于BelgianNationalBank(November1997edition)，这个数据库中，能确认1995/1996年度审计师的子公司1922家，其中931家的母公司在比利时，另外991家的母公司在国外。1922家公司中，能够确认母公司1995/1996年度审计师的1434家，其中比利时809母公司809家，国外母公司625家。所以，Branson&Breesch的最后样本是1434家企业子公司及相应的母公司。这些公司的审计师聘任情况如表12所示。从表中可以看出，76%的子公司与母公司聘任同一审计师，母公司在比利时注册的，比例更高，为84%。（2）子公司审计师变更是否与母公司相关。1994年至1995年期间，比利时审计市场共有1688例审计师变更，Branson&Breesch对这些企业的CFO进行问卷调查，调查问卷是根据文献综述的基础上提出了审计师变更的14种原因（这些原因中包括母公司的影响），由CFO在这14种原因中选择。发出问卷1688份，收回有效问卷36%，调查结果显示，79%的子公司审计师变更是由母公司提议实行的。根据上述结果，Branson&Breesch的结论是，在比利时这个特殊的环境中，几个大企业控制众多的中小企业，许多中小企业都是大企业的子公司，所以，中小企业的审计师变更受到母公司的显著影响。表11影响审计师变更的原因及检验结果研究者样本选择样本规模变量及检验结果具有显著性的变量不具有显著性的变量Burton&Roberts(1967)USAFortune500企业137审计师合并管理者变更额外审计服务会计政策争议审计费用公司合并轮换政策新的筹资计划Bedingfield&Loeb(1974)USA，全部上市企业246审计费用对审计师服务不满意公司合并会计政策争议轮换政策审计师合伙人变化Eichenseher&Shields(1983)USA，全部上市企业331审计费用较差的工作关系行业专长Addams&Davis(1994)USA-INC.500，全部非上市企业对审计师服务不满意审计费用会计政策争议轮换政策人事矛盾Addams，Davis&Mano(1996)USA，全部上市企业审计费用Marten(1995)德国，4850Untemehmen237股东或管理者变化审计费用会计政策争议Beattie&Fearnley(1995)英国，全部上市企业300审计费用对审计质量不满意管理者变化审计师合并公司合并审计师合伙人变化会计政策争议Williams(1988)USA，全部上市企业（Big8内部变化）212行业专长审计意见购买客户规模Haskins&Williams(1990)USA，全部上市企业（Big8内部变化）209客户财务困境客户规模客户成长性审计费用行业专长审计意见IPO表12子公司及母公司审计师聘用母公司所在国子公司审计师（是否与母公司聘用同一审计师）母公司审计师（Big6/Non-Big6）同一审计师未聘用同一审计师数量比例数量比例B6%NB6%比利时80967784%132163654544455国外6254136621234454878113合计1434109076344249096452536Hudaib&Cooke（2005）以英国上市公司为背景，研究管理董事（managingdirector,MD）变动及财务困境对审计意见和审计师变更的影响，具体包括三个问题：第一，管理董事变动及财务困境对审计意见的影响，第二，非标准审计意见、管理董事变动及财务困境对审计师变更的影响，第三，不同的非标准审计意见之间对审计师变更的影响。Hudaib&Cooke首先在文献综述的基础上，提出概念模型，在此基础上进行变量设计和模型设计，然后根据样本数据进行统计分析。（1）概念模型。Hudaib&Cooke首先从总体上提出一个包括上述三个问题的概念模型如图1所示。从图1可以看出，管理董事变动、财务困境及其他控制变量共同影响审计意见类型，而这三个因素再结合审计意见又影响审计师变更。图1管理董事变动、财务困境及控制变量图1管理董事变动、财务困境及控制变量对审计意见和审计师变更的影响在总体分析的基础上，Hudaib&Cooke分别分析需要研究的三个具体问题。第一，管理董事变动及财务困境对审计意见的影响。在文献综述的基础上，Hudaib&Cooke提出的关系如图2所示。从图中可以看出，管理董事的变动与财务困境相结合能加剧审计师提出非标准审计意见的可能性。第二，非标准审计意见、管理董事变动及财务困境对审计师变更的影响。在文献综述的基础上，Hudaib&Cooke提出的关系如图3所示。从图中可以看出，管理董事变动、财务困境与非标准审计意见的结合能加剧审计师变更的可能性。第三，不同的非标准审计意见之间对审计师变更的影响。在文献综述的基础上，Hudaib&Cooke提出的关系如图4所示。从图中可以看出，非标准审计意见的程度越是严重，审计师变更的可能性越大。图2管理董事变动及财务困境对审计意见的影响图2管理董事变动及财务困境对审计意见的影响图3管理董事变动、财务困境及非标准审计意见对审计师变更的影响图3管理董事变动、财务困境及非标准审计意见对审计师变更的影响图4不同非标准审计意见对审计师变更的影响图4不同非标准审计意见对审计师变更的影响（2）变量设计和模型设计。Hudaib&Cooke分别为所研究的三个问题设计检验模型和相应的变量。第一，管理董事变动及财务困境对审计意见的影响。检验模型如公式（1）所示。公式（1）中，Qt是依存变量，表示审计意见类型，非标准审计意见取值为1，其他为0；Z-chMDxt表示管理董事变动与财务困境组合的四种情况，所以，分解为四个指标，Z-chMD1表示财务困境与管理董事变动同时存在，是这种情况的取值为1，其他为0，Z-chMD2表示财务困境但是没有管理董事变动，是这种情况的取值为1，其他为0，Z-chMD3表示没有财务困境但是有管理董事变动，是这种情况的取值为1，其他为0，Z-chMD4表示上述三种情况之外的其他情况，是这种情况的取值为1，其他为0，Audfeest是审计费用，用客户支付的审计费用与客户总资产之比表示；At是审计师类型，大型审计师取值为1，其他为0；Ct是客户规模，用总资产的自然对数表示；Grt是客户负债情况，用长期负债与权益之比表示；Zt表示客户是否处于财务困境，处于财务困境的取值为1，其他为0，客户财务困境与Z-score来区分；chMDt表示客户管理董事是否变动，变动的取值为1，其他为0；Tt是数据年度变量，从1987年至2001年按顺序取值从0至14；εt为误差项目。(1)(1)第二，管理董事变动、财务困境及非标准审计意见对审计师变更的影响。检验模型如公式（2）所示。公式（2）中，St是依存变量，表示审计师是否变更，变更的取值为1，其他为0。其他变量与公式（1）相同。(2)(2)第三，不同非标准审计意见对审计师变更的影响。检验模型如公式（3）所示。公式（3）中，St是依存变量，表示审计师是否变更，变更的取值为1，其他为0；Oxt表示不同的审计意见类型，Hudaib&Cooke将审计意见分为9种，所以，共有9个变量，即O1至O9，分别按哑变量处理，属于这种审计意见类型时，该变量就取值为1，其他为0；其他变量与公式（1）相同。(3)(3)（3）样本和结果。Hudaib&Cooke的样本是LondonStockExchange297个企业15年的数据（1987-2001）。根据这个样本和上述模型，Hudaib&Cooke进行统计分析的结果是，财务困境和管理董事变动与非标准审计意见显著相关，非标准审计意见的严重程度与审计师变更显著相关。第二节审计师变更的审计师原因Chow&Rice（1982）研究非标准审计意见与审计师变更之间的关系，具体来说，他们要研究的问题包括：非标准审计意见是否会伴随审计师变更？不同审计师对非标准审计意见是否有不同的倾向？非标准审计意见引致的审计师变更方向如何？审计师更换之后，客户是否能得到标准审计意见？（1）非标准审计意见与审计师变更。一般认为，管理者为了获得自己所需要的审计意见，有激励更换发表非标准审计意见的审计师。为了检验这个预期，Chow&Rice将企业分为四类，第一类是得到非标准审计意见，并且更换了审计师，第二类是得到非标准审计意见但是没有更换审计师，第三类是得到标准审计意见但更换了审计师，第四类是得到标准审计意见没有更换审计师。通过这对四类企业的审计师更换进行比较，就能检验非标准审计意见对审计师更换是否有显著影响。检验这个预期的数据来自于LeascoDisclosureJournal数据库1973和974年的数据，1973年所有发表非标准审计意见的企业共1,132家，1973年和1974年所有变更审计师的企业共418家，这些企业组成了Chow&Rice分类体系中的前三类企业，对于第四类企业，也就是得到标准审计意见没有更换审计师，是LeascoDisclosureJournal数据库1973和1974年数据中，没有进入前三类的其他企业，共8,051家。样本的构成情况如表13所示。表13样本组成（分成四类企业）项目非标准意见标准意见合计变更审计师141（组合A）277（组合C）418未变更审计师991（组合B）8051（组合D）9042合计113283289460根据这个样本，Chow&Rice进行了两类检验，第一种检验是比较不同组合下（即不同企业类型）审计师变更的差异显著性，特别是组合A和组合C之间的差异显著性，得出的结论是，组合A的审计师变更显著高于其他各组。由于审计师变更还受到其他一些因素的影响，这种相互比较的方法无法排除这些因素的影响。所以，Chow&Rice设计了多元回归检验。第二种检验（多元回归检验）的模型如公式（1）所示。公式（1）中，S是依存变量，发生审计师变更取值为1，其他为0；Q是解释变量，非标准审计意见取值为1，其他为0；其他变量都是控制变量，Mg表示是否有管理者更换，有管理者变更的取值为1，其他为0；Mr表示企业是否被其他企业并购，被并购的取值为1，其他为0；N表示是否有新的筹资计划安排，有的取值为1，其他为0；X表示在审计师变更公告中是否提到上述原因之外的其他原因，提到的取值为1，其他为0。(1)(1)根据这个模型，Chow&Rice采用逻辑回归分析的结果是，非标准审计意见与审计师变更显著正相关。（2）不是审计师的非标准审计意见倾向。比较不同审计师非标准审计意见倾向的最简单方法直接比较各个审计师的非标准审计意见在其全部审计意见中的比例。但是，这种方法的弊端是，非标准审计意见除了受到审计师的倾向影响外，还受到其他一些因素的影响，所以，直接比较是无法控制这些因素的影响。为了控制这些因素的影响，Chow&Rice设计了多元回归检验。Chow&Rice的变量设计如下：依存变量是非标准意见，如果是非标准审计意见则取值为1，其他为0；解释变量是审计师类型，Chow&Rice将审计师分为BigEight和其他审计师，BigEight每个都单独作为一个变量，全部其他审计师都取值为0，所以，共有8个解释变量；控制变量包括二类，一是客户行业，共有六个行业，每个行业一个变量，二是客户规模，用客户1973年的收入表示。Chow&Rice的样本选择方法是：表1中组合A的141个企业全部作为样本企业，其他三个组合中，每个组合中随机抽取141个，所以，全部样本共141×4=564个企业。根据样本，Chow&Rice采用逻辑回归分析的结果是，在解释变量中（审计师），ArthurYoung&Co.,Coopers&Lybrand,ToucheRoss&Co.与非标准审计意见显著正相关，控制变量中，客户规模与非标准审计显著显著负相关，一些行业变量也与非标准审计意见相关。（3）非标准审计意见引致的审计师变更方向。Chow&Rice的预期是，由于不同的审计师具有不同的非标准审计意见倾向，客户在得到非标准审计意见之后可能会选择非标准审计意见倾向较低的审计师。所以，Chow&Rice将审计师分为两类，ArthurYoung&Co.,Coopers&Lybrand,ToucheRoss&Co.作为高倾向审计师，这些审计师签发非标准审计意见的倾向较高，另外5个BigEight及其他所有会计公司都作为低倾向审计师。根据这个想法，Chow&Rice将141个发生审计师变更的企业按审计师倾向进行分类，结果如表14所示。从表2可以看出，结果与Chow&Rice的预期不同。表14审计师变更方向项目新审计师低倾向审计师高倾向审计师合计原审计师低倾向审计师96（组合1）20（组合3）116高倾向审计师19（组合2）6（组合4）25合计11526141（4）审计师变更后的审计意见。Chow&Rice检验客户得到非标准审计意见后，更换审计师的目的是否是为了获得标准审计意见，或者说，如果客户确实是这个目的，那么这个目的能否实现。Chow&Rice的检验方法是比较表1中组合A（非标准审计后更换审计师）和组合B（非标准审计意见后未更换审计师）之间在非标准审计意见之后的年度（即1974年）的审计意见类型的区别，组合B共有991企业，由于组合A只有141个企业，Chow&Rice使用检验审计师的非标准审计意见倾向时从组合B中随机抽取的141个作为样本，找到这个企业在1974年的审计意见类型。组合A的141个企业也需要1974年的审计意见类型，Chow&Rice只找到其中132个企业的审计意见类型。所以，全部样本共273个企业，这些企业的审计师变更及变更之后的年度审计意见如表15所示。从表中可以看出，非标准审计意见后变更审计师的客户在随后的年度里得到非标准审计意见的比例还高于非标准审计意见后不变更审计师的客户，这个结果与Chow&Rice的预期完全相反，也就是说，客户更换审计师并不是为了获得标准审计意见或是这个目的没有达到。表15审计师变更之后的审计意见项目后续年度审计意见（1974）非标准意见标准意见合计非标准意见后是否变更审计师变更审计师103（组合X）29（组合Z）132不变更审计师100（组合Y）41（组合W）141合计20370273Balvers,Stokes＆Zimmer（1988）建立了一个包括投资银行和审计师关系的模型来检验审计师选择对证券发生价格的影响。根据这个模型，他们得出三点主要预期（结论），第一，名望大的投资银行选择名望大的审计师；第二，投资银行的名望和审计师名望都能抑制证券发行的低定价；第三，投资银行的名望和审计师名望对抑制证券发行的低定价的作用，当方面的影响增大时，另一方的影响会降低。Balvers,Stokes＆Zimmer还用1981至1985年期间OTC1182例IPO的数据对这个模型进行了检验，结果是支持模型的预期。Chow&Rice（1982）发现非标准审计意见与审计师更换显著正相关，但是，客户并不能通过审计师更换来“改善”标准审计意见，或者说客户更换审计师并不是要“改善”标准审计意见。Krishnan（1994）指出，审计师变更并不一定是由于非标准审计意见所致，可能是由于审计师稳健主义的结果。所以，Krishnan研究审计师稳健倾向与审计师意见类型之间的关系。一般是将审计意见分为标准审计意见和非标准审计意见，Krishnan认为，这种无法区分非标准审计意见的严重程度，所以，Krishnan将审计意见分为三种类型，一是标准审计意见（unqualified），二是资产实现问题（assetrealization），三是持续经营问题（goingconcern），后两类共同组成非标准审计意见，持续经营问题是最严重的非标准审计意见，资产实现问题中包括法律诉讼事项。Krishnan认为，审计师决定不同的审计意见时存在一个临界值（thresholdvalues），超过这临界值时，就会给出非标准审计意见。由于Krishnan将审计意见分为三种类型，所以，有两个临界值，Krishnan称为u1和u2，当小于u1时，是标准审计意见，当处于u1和u2之间时是资产实现问题，当大于u2时是持续经营问题，正是由于临界值的不同决定了审计意见类型的不同。但是，不同的审计师的稳健程度是不同的，从而具有不同的临界值，Krishnan的预期是，发生审计师变更的审计师的临界值低于非变更的审计师的临界值。Krishnan的变量设计如下：（1）依存变量：审计意见类型，标准审计意见取值为1，资产问题取值为2，持续经营问题取值为3。（2）解释变量：解释变量是审计师临界值，Krishnan将审计师分为变更审计师和非变更审计师，变更审计师的u1和u2用u1SW和u2SW表示，非变更审计师的u1和u2用u1NSW和u2NSW表示，并且将u1NSW取0，用u2NSW和两类审计师之间的变量之差为解释变量，即u1SW－u1NSW和u2SW－u2NSW及u2NSW作为解释变量。（3）控制变量：客户复杂性，用客户应收账款及存货总资产之比之比及存货与总资产之比表示；客户规模，用客户总资产的自然对数表示；客户是否有经营亏损，按哑变量处理；客户财务杠杆，用负债与总资产之比表示；企业系统风险，用企业股票的Beta风险系数表示；企业业绩，用客户投标的报酬率与市场报酬率之差表示；审计师类型，区分为BigSix与非BigSix，按哑变量处理。此外，还设计行业哑变量和企业上市年度变量。Krishnan的样本来自于DisclosureInc数据库1986至1988年的审计数据，其中1986和1987各是2898个企业，这2898个企业中，808个企业继续收集1988年的数据，作为时间序列数据。2898个企业在1986和1987年中更换审计师的197家，没有更换审计师的2792家，从审计意见类型来说，标准审计意见2608家，资产经营问题172家，持续经营问题209家。根据上述样本和变量设计，Krishnan采用扩展有序概率单位（orderedprobit）模型估算出不同审计师的临界值（即变量中的解释变量），结果是，变更审计师的临界值显著低于非变更审计师。根据这个结果，Krishnan的结论是，审计师的稳健程度对审计师变更具有解释力。Krishnan&Krishnan（1997）指出，以前关于审计师变更的研究没有区分审计师辞职和解聘审计师，使用的标准方法是将变更审计师的企业与没有变更审计师的企业进行比较，得出的结论是主要有两点，一是变更审计师的企业与不变更审计师的企业相比，具有不同的特点，二是审计师变更具有多种原因。Krishnan&Krishnan区分审计师辞职和解聘审计师，前者是审计师主动退出，而后者是客户不意再聘用现任审计师，所以，二者的原因应该是有区别的。在对二者做出区分的基础上，Krishnan&Krishnan研究的具体问题是，审计师辞职是否与诉讼风险相关？是否是由于审计师认为客户风险过大而辞职？根据标准的审计师变更研究方法，应该将审计师辞职的企业与一个对比样本进行比较，这里的对比样本选择的问题是，对比企业是由没有审计师变更的企业组成，还是由解聘审计师的企业组成，Krishnan&Krishnan认为，由于研究的中心问题是确认诉讼风险对审计师辞职的影响，而不是确认审计师变更的因素，所以，Krishnan&Krishnan选择的对比样本是由解聘审计师的企业组成。Krishnan&Krishnan的初始样本来自于DisclosureInc.数据库1989至1995年审计师辞职企业，共141家，在此基础上，Krishnan&Krishnan为这141个企业配对两组解聘审计师企业，一是按行业和规模配对，指行业相同，规模相当，配对141家解聘审计师的企业，二是按年度和规模配对，指解聘审计师的与审计师辞职在同一个年度，并且规模相当，配对141家解聘审计师的企业。所以，共有两个亚样本，一是由审计师辞职企业和行业配对企业组成，共242家，二是由审计师辞职企业和年度配对企业组成，共242家。Krishnan&Krishnan的变量设计如下：（1）依存变量：审计师辞职，按哑变量处理，辞职的取值为1，其他为0。（2）解释变量：解释变量就是诉讼风险因素相关变量，Krishnan&Krishnan首先对审计诉讼风险相关因素做了一个文献综述，归纳出影响诉讼风险的客户因素和审计师因素如表16所示，在此基础上，提出了13个解释变量如表17所示。Krishnan&Krishnan认为，由于选择的配对企业也是审计师变更企业，所以，无须再设计其他控制变量。根据上述样本的变量设计，Krishnan&Krishnan进行统计分析的结果是（两个亚样本分别分析）：财务困境（PRBANK）、客户风险（VAR、VAR-SW）和审计独立性（INDEP）与审计师辞职显著正相关，审计师任期（TENURE）和非标准审计意见（MODOP、GC）与审计师辞职显著负相关。由于Krishnan&Krishnan将这些因素都界定为审计诉讼风险因素，所以，Krishnan&Krishnan的结论是，审计诉讼风险与审计师辞职显著正相关。表16诉讼风险相关因素因素预期方向Financialdistress+Financialirregularity+Potentialforaccrualsbasederrors/irregularity+Growth+Probabilityofacquisition+Tenure-Indepen-Modifiedopinion?Size+Stockvariability+表17解释变量（审计诉讼风险相关指标）指标名称预期方向计量方法PRBANK＋破产可能性，根据破产预测模型计算REPEVENT＋审计师变更的披露包括相关事件的取值为1，其他为0DISAGREE＋审计师变更的披露提高客户与审计师不同意见的取值为1，其他为0ACCRUALS＋客户全部应计与总资产之比，应计等于净收益减去经营现金流量GROWTH＋审计师变更前一年销售增长率PRACQ＋被并购的可能性，根据并购模型预测计算TENURE－审计师任期，审计师变更前已经任期在3年及其以上的取值为1，其他为0INDEP＋审计独立性，用1减去审计师对这个客户的依赖程度表示，依赖程度按客户销售收入占审计师全部客户销售收入的比例计算MODOP－如果审计意见是非标准意见则取值为1，其他为0GC－如果审计意见是持续经营问题则取值为1，其他为0SIZE＋客户规模，用总资产的自然对数表示VAR＋年度结束前260天内客户股票非正常的变异VAR-SW＋审计师变更前260天内客户股票非正常的变异Bockus&Gigler（1998）分析前任审计师辞职和后任审计师继任的经济理性，具体来说，他们要从利润最大化的角度来分析两个问题，第一，前任审计师辞职的经济原因是什么？第二，在后任审计师对这个新客户具有信息劣势并且还要发生初始成本的情况下为什么能选择继任？关于前任审计师辞职，Bockus&Gigler认为，审计师是权衡继续保留这个客户的得失之后才会做出这样的决策，继续保留这个客户可以获得审计费用收入，但是，如果客户的风险给审计师带来的预期损失大于预期审计费用收入，并且通过风险调整之后的审计收费还无法弥补这个预期损失，则审计师会辞职。关于后任审计师继任，Bockus&Gigler提出的问题是，既然前任审计师认为客户潜在风险过大，难道后任审计师就不考虑风险？后任审计师当然会考虑风险，但是，由于不同的审计师的财富不同，所以，在发生审计失败时所承担的责任也不同，相同的客户风险，对于不同的审计师来说，预期损失不同。所以，Bockus&Gigler的认为，如果潜在的继任审计师的财富少于前任审计师，则潜在的继任审计师所估计的预期损失也就少些，从而使得继任具有经济理性。由于审计师规模与审计师质量相关，一般可以认为规模较大的会计公司独立性较高，所以，由财富较少的审计师来继任财富较多的审计师，可以认为是审计质量的下降。根据以上分析，Bockus&Gigler得出如下结论：审计师责任的较大程度增加会加剧财富较多的审计师辞职，从而降低审计质量，而审计质量的降低可能减少客户财务报告中错弊被发现的可能性，这与增加审计师责任的初衷背道而驰。Pittman&Fortin(2004)分析审计师名望对企业筹资成本的影响。Pittman&Fortin指出，企业具有生命周期，对于年轻企业（youngfirm）来说，由于外界对其不了解，投资者与企业之间的信息不对称较为严重。Lang,（1991）研究表明，股票价格对盈利公布的反应随着企业年龄的增加而降低，这说明随着企业年龄的增长，企业与投资者之间的信息不对称程度在降低，从而的盈余的信息含量降低。年轻企业如果要在资本市场很筹措资金可能会较为困难，投资者对企业没有信心，可能认为风险较高，投资者要求的报酬率可能较高。在这种背景下，如果年轻企业聘用具有名望的审计师对企业的财务报告审计，可能会增加投资者的信心，从而降低投资者对企业拟发行证券的风险估计，从而降低要求的报酬率。在文献综述的基础上，Pittman&Fortin提出如下具体假设：假设1：有名望的审计师对降低利息的作用会随着企业年龄的增加而衰减。假设2A：对于具有私营历史的企业来说，有名望的审计师对利息的降低作用较强。假设2B：对于具有私营历史的企业来说，有名望的审计师对利息的降低作用的衰减速度较快。Pittman&Fortin检验上述假设的思路是用企业在IPO成为公众公司后9年期间的利息情况来检验利息与审计师选择之间的关系。Pittman&Fortin的变量设计如下：（1）依存变量：利息费用（INTERESTRATE），用年度内利息费用与同一个年度内全部负债之比表示。（2）解释变量：有两类解释变量，一是企业年龄，二是审计师，对于企业年龄（AGE），Pittman&Fortin用企业IPO之后的年数表示，对于审计师（BIGSIX），由于样本数据涉及1977至1997，这期间国际会计公司之间的合并，所以，1977至1988年期间是区分为BigEight与非BigEight，1989至1997年期间是区分为BigSix与非BigSix。（3）控制变量：除了解释变量对企业利息形成影响外，还有其他因素会影响企业利息，Pittman&Fortin为这些因素设计控制变量，分为两类，一是资本原始成本（Underlyingcostofcapital），二是企业特点，资本原始成本有两个变量，一是基本利率（PRIMW），用该年度基本利率的平均数表示；二是可能违约溢价（DEFAULT），用BAA级债券利率与10年期政府债券利率之差表示；对于企业特点，Pittman&Fortin设计了六个变量，一是财务杠杆度（LEVERAGE），用全部短期负债和长期负债的账面价值与企业市值之比表示，二是现金流量（CASH-FLOW），用经营现金流量与企业总资产之比表示，三是企业规模（SIZE），用总资产的自然对数表示，四是企业权益价值是否是负数（NEG.EQUITY），如果是则取值为1，其他为0，五是企业资产结构（ASSETS），用有形固定资产占全部资产的比例表示，六是行业哑变量（INDUSTRY）。此外，还设计变量（YEAR）表明企业IPO的年份。根据上述变量设计，Pittman&Fortin提出的检验模型如公式（1）所示。(1)(1)Pittman&Fortin的样本选择方法如下：1977年至1988年期间，在SEC注册的IPO共有3548家，剔除特殊行业和被并购的企业，由于Pittman&Fortin要研究IPO之后9年期间的利息情况，所以，有些企业没有这随后9年的数据，这些企业也从样本中剔除，最后样本是371家，Pittman&Fortin使用这371家企业的IPO及随后9年的数据进行假设检验，样本数据涉及的时间是1977至1997。根据上述样本和检验设计，Pittman&Fortin进行统计分析的结果是三个假设均得到支持。第三节审计师变更的效果和披露一、审计师变更的效果由于审计市场中BigEight的高集中度，人们担心审计市场是否是竞争市场，BigEight是否利用高集中度谋取垄断利益。Dopuch&Simunic（1980,1982）的研究表明，审计市场并不缺乏竞争，一些表面看起来具有垄断特点的现象，其实是审计师之间产品差异化的结果，并不是垄断的结果。Nichols&Smith（1983）预期，如果BigEight具有产品差异化，也就是说能提供高质量的审计，那么，市场将对BigEight与非BigEight之间的审计师变换做出不同的反应，当从非BigEight变换为BigEight时，市场将作为“好消息”，相反，如果企业的审计师从BigEight变为非BigEight，则市场将作为“坏消息”。Nichols&Smith用事件法李代检验上述预期。Nichols&Smith的样本是1973至1979年期间NewYorkorAmericanStockExchange上市企业中发生不同类型审计师之间变更的51家企业，其中由BigEight变为非BigEight的22家，由非BigEight变为BigEight的29家。根据这个样本，Nichols&Smith进行统计分析的结果是，股票价格的反应方向与Nichols&Smith的预期一致，但是不具有统计显著性。Kluger&Shields（1989）研究破产企业审计师变更与信息质量的关系。处于困境中企业的管理者有激励进行盈余管理甚至弄虚作假，以减少财务报告中的负面信息含量，DeAngelo（1982）将这种行为称为信息抑制（informationsuppression）。如果审计师坚持自己的意见，则客户的这种信息抑制行为得逞的可能性就降低甚至不能成为现实。但是，伴随而来的是，客户可能解聘现任审计师，通过新审计师来获得自己的需求。相反，如果审计师与客户合作，则客户没有激励解聘现任审计师。根据上述分析，Kluger&Shields预期，对于财务困境（破产）企业来说，如果出现审计师变更，则说明现任审计师不与客户合作进行信息抑制，从而披露的信息质量较高；相反，如果破产企业没有审计师变更，则说明现任审计师可能已经与客户合作进行信息抑制，从而披露的信息质量较高。也就是说，Kluger&Shields预期，破产企业的破产前变更审计师可以作为该企业会计信息质量较高的信号。检验这个预期的关键是如何判定会计信息的质量。由于会计信息的质量本身是无法检验的，Kluger&Shields采用的方法是将破产企业破产前2年的会计信息用于破产预测，预测的准确性就代表用于预测的会计信息的质量。由于这个企业都已经破产，所以，如果预测结果与现实的相符程度较高，则说明用于预测的数据是真实的，如果相符程度较低，则说明用于预测的数据具有虚假成份（当然，假定预测模型是可靠的）。根据这种检验思路，Kluger&Shields预期，破产前2年发生过审计师变更的破产企业的预测准确性要高于没有发生过审计师变更的破产企业。Kluger&Shields的样本来自于OTC公司，1981至1985年期间，OTC企业中，按Chapter11破产并有破产前2年更换审计师的企业共有36家，称为第一组，Kluger&Shields为第一组内的每家企业配对一个没有审计师变更的破产企业，配对标准是行业和规模，称为第二组。同时，Kluger&Shields还为第一组内的每家企业配对一个发生过审计师变更，但是没有破产的企业，配对标准是行业和规模。所以，Kluger&Shields样本由三组108家OTC企业组成。根据这个样本，Kluger&Shields使用的Jones（1987）的破产预测模型进行预测，并比较预测的准确性，得出的结论符合Kluger&Shields的预期，破产前发生审计师变更的企业，会计信息用于预测模型时，预测的准确性显著高于没有发生审计师变更的破产企业。Deis&Giroux（1996）研究审计师变更对审计费用、审计努力和审计质量的影响。具体来说，就是研究在审计师变更后，新任审计师初始年度审计的审计费用、审计努力和审计质量。Deis&Giroux的研究样本是独立审计机构对德克萨斯州的独立学区（independentschooldistricts）的审计，研究方法是档案资料法，即从独立审计师对这些学区的审计工作底稿中收集数据（Deis&Giroux是通过同业复核的渠道完成的）。（1）审计师变更后的审计费用和审计努力（用审计花费的时间表示）。在文献综述的基础上，Deis&Giroux提出的检验模型如公式（1）所示。公式（1）中，ln(FEE)和ln(HOURS)都是依存变量（分别检验），ln(FEE)是审计费用的自然对数，ln(HOURS)是审计所花费时间的自然对数；YEAR1和YEAR2是解释变量，YEAR1表示是否是初始审计，如果是这种情况则取值为1，其他为0，YEAR2表示是否是第二年审计，如果是这种情况则取值为1，其他为0；其他变量都是控制变