常京萍 芮雪琴 郭淑娟

一、引言

并購重組有助于企業(yè)實現低成本橫向擴張、延伸產業(yè)鏈和進入新領域的戰(zhàn)略，因而成為資本市場資源配置的重要方式。在新興轉軌經濟的資本市場融資和監(jiān)管環(huán)境下，我國的重大資產重組表現出多動機和多主體相結合的多樣化特征。由于重大資產重組交易金額巨大，監(jiān)管部門對重組的審批和盈利預測實現情況都有嚴格規(guī)定和監(jiān)管。作為財務信息的鑒證者，審計師能否發(fā)揮外部治理功能備受關注，因而重組公司中可能引發(fā)獨立性問題的審計師變更行為成為關注的焦點。據統(tǒng)計，2011年共有9.14%的審計師變更公司明確表示選聘新審計師是源于其提供了重組審計服務，該原因成為審計師變更的五大原因之一。

重大資產重組是否確實引發(fā)審計師變更，哪些重組行為特征是導致審計師變更的因素，是本研究要回答的問題。重大資產重組是企業(yè)邊界調整的方式，涉及到與審計師變更相關的交易費用最優(yōu)決策。DeAngelo（1981）提出客戶啟動成本是審計師變更決策時考慮的關鍵因素，因此本文運用該理論對重組中的審計師變更決策進行系統(tǒng)分析。

本文的貢獻在于：在新興轉軌經濟中研究重大資產重組行為及其行為特征與審計師變更行為的關系，不同于發(fā)達資本市場并購的審計師變更研究；運用客戶啟動成本理論分析重組公司的審計師變更行為，豐富了該研究領域的理論分析。

二、理論分析與研究假設

（一）重大資產重組與審計師變更

重大資產重組作為公司經營活動的重要變化，在重新劃定企業(yè)邊界的過程中需要對現有審計關系的交易費用進行最優(yōu)決策。Coase（1937）提出市場交易內部化的根本目的是節(jié)約交易費用，而重組業(yè)務通常會涉及一個以上審計師提供審計的情況，從重組公司角度來看，在審計師聲譽相同條件下，使其客戶啟動成本負擔更低的審計師是最佳人選（Mande和Son，2013），也符合交易費用最優(yōu)決策原則。客戶啟動成本作為審計師變更決策時考慮的關鍵因素（DeAngelo，1981），具體包含新審計師的選聘成本、使新審計師熟悉公司業(yè)務流程的訓練成本和審計失敗的風險成本（Myers，2003；Blouin，2007）。該成本是客戶聘任新審計師時才會產生的由客戶負擔的成本。對于同一項資產業(yè)務，原審計師不需要發(fā)生客戶啟動成本，與潛在審計師相比更具有成本優(yōu)勢（DeAngelo，1981）。對于重組公司而言，由于重組雙方審計師均是現任審計師，不存在新審計師搜尋成本，已有的業(yè)務聯(lián)系也進一步降低了審計失敗風險，因此影響決策的關鍵成本是使新審計師熟悉公司業(yè)務流程的訓練成本。由于公司資產規(guī)模越大，其業(yè)務流程也越復雜，變更審計師后的訓練成本也就越高，故可以判定訓練成本與公司規(guī)模呈正比，進一步判定客戶啟動成本與公司規(guī)模呈正比。

分析中，審計師變更與否是從重組公司的角度來判斷，重組公司的審計師為原審計師，流入資產的審計師為流入資產審計師，其他審計師為新審計師。含有流入資產的重組分析中，審計師主體不涉及新審計師。只有在流出資產重組時才涉及新審計師。按照資產流動方式不同可以將重大資產重組分為流入型、流出型和綜合型三類。審計師未審計過的資產才會發(fā)生客戶啟動成本。審計師需要審計的資產量以重組后的資產存量為準。

客戶啟動成本分析中用到的變量定義如下：設A為重組公司原有資產的客戶啟動成本，A(in)是流入資產的客戶啟動成本，A(out)是流出資產的客戶啟動成本，SCold為原審計師的客戶啟動成本，SCnew為新審計師的客戶啟動成本，△SC是原審計師客戶啟動成本減去新審計師客戶啟動成本，表示新審計師的客戶啟動成本優(yōu)勢。下面將從三種資產流動方式分析審計師變更決策，具體見表1。

對于流入型重組，重組公司原審計師進行審計時，原有資產是其審計過的資產，不需要再發(fā)生客戶啟動成本，僅就新增加的資產審計而發(fā)生客戶啟動成本，故原審計師的客戶啟動成本SCold為A(in)。如果由新審計師即流入資產的審計師進行審計時，流入資產是其審計過的資產，無需發(fā)生客戶啟動成本，而重組公司原有資產是新審計師未曾審計過的資產，需要發(fā)生客戶啟動成本，故新審計師的客戶啟動成本SCnew為A。新審計師的客戶啟動成本優(yōu)勢△SC=A(in)-A，當△SC＞0時，即A(in)大于A，由于客戶啟動成本與公司規(guī)模呈正比，也可以說流入資產規(guī)模大于重組公司原有資產規(guī)模時，表明原審計師的客戶啟動成本大于新審計師，也就是新審計師具有客戶啟動成本優(yōu)勢，變更審計師是最優(yōu)決策；當△SC＜0時，A(in)小于A，即流入資產規(guī)模小于重組公司原有資產規(guī)模，表明原審計師的客戶啟動成本小于新審計師，即新審計師不具有客戶啟動成本優(yōu)勢，維持審計關系是最優(yōu)決策。

對于流出型重組，重組公司原審計師進行審計時，資產流出后剩余的資產經過其審計，無需發(fā)生客戶啟動成本，故原審計師的客戶啟動成本SCold為0。如果由新審計師進行審計時，重組公司剩余的資產全部是其未審計過的業(yè)務，需要發(fā)生新的客戶啟動成本，故新審計師的客戶啟動成本SCnew為A-A(out)。由此可知，新審計師的客戶啟動成本優(yōu)勢△SC=A(out)-A，由于流出資產來自重組公司原有資產，流出資產規(guī)模一定小于原有資產規(guī)模，A(out)-A必定小于0，故△SC＜0，表明原審計師的客戶啟動成本小于新審計師，即新審計師不具有客戶啟動成本優(yōu)勢，維持審計關系是最優(yōu)決策。

對于綜合型重組，績差公司為了根本性扭轉業(yè)績下滑趨勢，大多選擇該重組戰(zhàn)略。由于重組中資產剝離導致原有資產數量減少而流入資產金額巨大，故重組公司的原有剩余資產規(guī)模通常小于流入資產規(guī)模，因而原審計師的客戶啟動成本高于流入資產審計師，更容易變更審計師。綜上所述，綜合型資產流動方式的最優(yōu)決策是變更審計師。

對于綜合型重組，其資產存量由流出資產后的剩余原有資產和流入資產兩部分構成。重組公司原審計師進行審計時，剩余原有資產無需發(fā)生客戶啟動成本，僅就流入的資產發(fā)生客戶啟動成本。故原審計師的客戶啟動成本SCold為A(in)。對于新審計師即流入資產審計師，流入資產是其審計過的資產，無需發(fā)生客戶啟動成本，僅就其未審計過的重組公司剩余原有資產發(fā)生客戶啟動成本，故新審計師的客戶啟動成本SCnew為A-A(out)。二者比較得到新審計師的客戶啟動成本優(yōu)勢△SC=A(in)-（A-A(out)），當△SC＞0時，即流入資產A(in)大于重組公司剩余原有資產A-A(out)，表明原審計師的客戶啟動成本大于新審計師，也就是新審計師具有客戶啟動成本優(yōu)勢，變更審計師是最優(yōu)決策；反之則△SC＜0，維持審計關系是最優(yōu)決策。

綜上所述，流出型重組的最優(yōu)決策是維持原審計關系，而流入型和綜合型重組的審計師變更決策，主要取決于流入資產量與公司原有資產剩余量的比較，只要流入資產量大于原有資產剩余量，流入資產審計師就有成本優(yōu)勢，變更為流入資產審計師的可能性就高。

我國股票發(fā)行審核制度雖然已由審批制轉變?yōu)楹藴手疲巧鲜腥谫Y的資源稀缺性沒有得到根本性改變（陳運森等，2014），因而我國重大資產重組的資源配置方式呈現出新興轉型經濟特征。當上市公司業(yè)績下滑甚至面臨退市危機時，大多公司采取剝離微利或虧損資產并置入盈利資產方式進行重組，以提高業(yè)績保住殼資源。而重大資產重組均屬于對收入或者資產影響超過50%以上的重組，為了從根本上提高業(yè)績，流入資產的規(guī)模通常大于原有資產，如果繼續(xù)聘任原審計師，流入資產的審計就會引起新的客戶啟動成本，對流入資產審計師而言，其新增的客戶啟動成本僅僅由客戶原有資產引起，由于流入資產規(guī)模大于原有資產規(guī)模，因此原審計師的客戶啟動成本大于流入資產審計師，此時流入資產的審計師更具有成本節(jié)約優(yōu)勢，變更審計師的概率加大。

表1 三種資產流動方式重組的客戶啟動成本分析

表2 變量定義

此外，由于我國上市融資成本高昂，尋求低成本融資的潛在上市公司時刻都在尋找殼資源，一些地方公司經過多方努力業(yè)績改善無果，地方政府對其長期的“支持之手”降低了其以GDP為主的政績水平，為了卸掉包袱并妥善解決員工安置等影響地方社會穩(wěn)定的問題（潘紅波等，2008），借殼重組應運而生。借殼重組通常采取剝離重組公司原有的全部資產并注入借殼公司資產的方式。此時，原審計師的客戶啟動成本由流入資產引起，而流入資產審計師無需審計已經完全剝離的資產，僅審計其流入資產，因而不會發(fā)生客戶啟動成本，因此原審計師的成本優(yōu)勢顯著降低，變更審計師的可能性更高。據此提出研究假設：

H1：上市公司發(fā)生重大資產重組行為與審計師變更顯著正相關。

（二）重大資產重組行為特征與審計師變更

前述分析中沒有考慮審計師因素，Cahan等（2008）認為審計師在某一行業(yè)審計所進行的審計技術培訓、行業(yè)知識積累以及管理控制方法形成等資產專用性投資，形成了其他同行的進入壁壘。當流入資產的行業(yè)與重組公司的原行業(yè)不同時，原審計師如果不是流入資產的行業(yè)專長審計師，該行業(yè)資產的啟動成本顯著高于自己熟悉的行業(yè)。從重組公司角度講，重組公司選擇新行業(yè)也是公司戰(zhàn)略轉型的重要舉措，流入資產的現任審計師可以利用其行業(yè)知識專長提供更多的建設性咨詢（O’Keefe等，1994）。因此，當流入資產所屬行業(yè)不同于重組公司的原行業(yè)時，變更審計師的可能性更高。據此提出研究假設：

H2a：流入資產的行業(yè)發(fā)生變更與重組公司審計師變更顯著正相關。

由于績優(yōu)公司與績差公司的重組目標存在顯著差異，同樣的資產流動方式對審計師變更的影響也不同，因此以公司業(yè)績分類為切入點進行分析更有說服力。

對于流入型重組，績優(yōu)公司可能采取橫向、縱向或多元化方式進行擴張，此類公司原有行業(yè)仍然是主導行業(yè)，通常原有資產規(guī)模大于流入資產規(guī)模。在橫向和縱向同行業(yè)重組中，原審計師的客戶啟動成本無論從工作量還是難度上均顯著低于流入資產審計師，因此變更審計師的概率較低；而多元化重組中，雖然行業(yè)發(fā)生跨越，但是原行業(yè)仍然起著舉足輕重的作用，原審計師的參謀作用依然重要，加之原有資產規(guī)模大于流入資產規(guī)模，故原審計師的客戶啟動成本顯著低于流入資產審計師，審計師變更的可能性較低。

對于流出型重組，績差公司傾向采取該重組戰(zhàn)略，由于僅是將非盈利資產剝離以確保殼資源不被取締，此時原審計師無需發(fā)生客戶啟動成本，因此不會變更審計師。

表3 變量描述性統(tǒng)計

對于綜合型重組，績差公司為了根本性扭轉業(yè)績下滑趨勢，大多選擇該重組戰(zhàn)略。由于重組中資產剝離導致原有資產數量減少而流入資產金額巨大，故重組公司的原有剩余資產規(guī)模通常小于流入資產規(guī)模，因而原審計師的客戶啟動成本高于流入資產審計師，更容易變更審計師。綜上所述，綜合型資產流動方式的最優(yōu)決策是變更審計師。據此提出研究假設：

H2b：綜合型資產流動方式與重組公司審計師變更顯著正相關。

當重組目標的實際控制人是國有產權性質時，從資產流動方式角度分析可能存在以下幾種情形：一是流出型重組。當資產流出的對象是國有性質時，從客戶啟動成本角度分析，維持審計關系決策最優(yōu)。二是流入型重組。國有性質的資產流入公司時，表明國有資產要戰(zhàn)略性進入重組公司，流入資產公司占據主導地位，成為審計師聘用的決策者。由于國有產權性質的公司實際控制人多為政府或政府的下屬機構，監(jiān)督動力不足和控制鏈條太長都弱化了股東控制權（李壽喜，2007），導致公司管理層擁有包括審計師實際聘任權在內的實際控制權。從客戶啟動成本的實際承擔者層面分析，由于變更審計師產生的客戶啟動成本實際上增加了管理層的無報酬勞動，也就是該成本全部由管理層負擔（常京萍和侯曉紅，2014），因此流入資產管理層有動機也有能力避免變更其現任審計師。同時，流入資產審計師審計重組公司原有資產的客戶啟動成本可以指派原資產管理者承擔，因此國有流入資產公司的管理層更傾向于繼續(xù)聘任其現任審計師，這時對于重組公司而言審計師發(fā)生了變更。三是綜合型重組。與假設H2b的綜合型分析一致，從客戶啟動成本來看，變更審計師決策最優(yōu)；從客戶啟動成本實際承擔者角度來看，國有流入資產的管理層更傾向于繼續(xù)聘請其流入資產的現任審計師，因此強化了重組公司審計師變更傾向。綜上所述，當重組目標為國有性質時，大多數重組類型傾向于變更審計師。據此提出研究假設：

H2c：重組目標的國有產權性質與重組公司審計師變更顯著正相關。

獨立審計對代理人的監(jiān)督可以有效降低代理成本（Watts 和Zimmerman，1983），是實際控制人可借助的重要外部治理機制。實際控制人通過信任的審計師可以有效監(jiān)督管理層，及時發(fā)現管理層的道德風險和逆向選擇行為。當重組公司實際控制人變化時，原審計師能否勝任監(jiān)督職責，委托人與審計師之間需要一個信任建立的過程，其間可能存在風險，實際控制人可能更傾向于選擇自己熟悉的審計師，以降低審計師不勝任或者與管理層合謀的風險。如果是流入型和綜合型重組，實際控制人更可能選擇其流入資產的現任審計師。如果是流出型重組，實際控制人可能選擇其他新審計師?？傊?，以上選擇均是在不選擇重組公司審計師的前提下，給重組公司帶來最低客戶啟動成本的選擇。這是Burton和Roberts（1967）的實際控制人變化與審計師變更正相關的研究發(fā)現在重組公司的具體體現。據此提出研究假設：

表4 假設H1 和H2 回歸結果

H2d：實際控制人變化與重組公司審計師變更顯著正相關。

三、研究設計

（一）樣本選擇和數據來源

本文以2007-2012年A股上市公司和重大資產重組公司為樣本，剔除金融業(yè)和數據缺失的樣本，得到9139個全樣本和274個重組樣本。財務數據和審計師數據來自CSMAR數據庫，審計師變更數據來自手工整理，重組公司信息來自證監(jiān)會網站并購重組委公告，重組行為特征來自巨潮資訊網站重大資產重組獨立財務報告以及網絡信息的手工查詢。

（二）重要變量定義

1.審計師變更（Switch）。以數據庫獲得的審計師信息為基礎，比較當年與上年審計師變化，剔除合并、分立和更名引起的非實質性變更，初步確定審計師變更數據。對審計師名稱仍有差異可能存在偏誤的樣本，直接查閱年報披露信息進行確認。該變量采取啞變量方式計量，年報審計師與上一會計年度不同時取1，否則取0。

2.重大資產重組（MAR）。在確定獲批進行重大資產重組公司信息后，以并購重組委員會公告批準的年份為重組基準年。由于重大資產重組屬于公司戰(zhàn)略的重大變化，重組決策、方案確定、批準過程及其實施通常要經歷兩年以上，借鑒Landsman等（2009）對并購變量的計量方式，將重組獲批當年以及前后各一年作為重組期間。該變量采取啞變量方式計量，當公司屬于重組期間時取1，否則取0，預期符號為正。

3.行業(yè)變更（InduChan）。按照證監(jiān)會2001年公布的行業(yè)分類標準，將制造業(yè)分類到二級，其他行業(yè)按照一級分類。重組公司所屬行業(yè)依據重組批準當年CSMAR數據庫的行業(yè)確定，重組對象的行業(yè)確定來自手工查詢確認。該變量采取啞變量方式計量，當重組公司流入資產的行業(yè)不同于公司原行業(yè)時取1，否則取0，預期符號為正。

4.綜合型重組（Compre）。重組公司資產流動方式分為流入型、流出型和綜合型三類。依據手工整理的重組分類，對該變量采取啞變量方式計量，綜合型重組取1，否則取0，預期符號為正。

5.重組目標產權性質（MARTState）。依據重大資產重組獨立財務報告中披露的重組目標資產所屬公司的實際控制人來界定重組目標的產權性質。該變量采取啞變量方式計量，重組目標公司產權性質為國有時取1，否則取0，預期符號為正。

6.實際控制人變化（ContrChan）。以CSMAR數據庫中重組公司實際控制人的控制鏈條計算辦法得到的實際控制人為依據，確認獲批重組當年的實際控制人與前一年是否變更。該變量采取啞變量方式計量，重組后公司實際控制人發(fā)生變化時取1，否則取0，預期符號為正。

（三）基本模型

借鑒已有研究構建審計師變更模型，采用滯后一期的數據可以消除自變量與審計師變更可能存在的內生關系（Mande和Son，2013），由于重大資產重組（MAR）、行業(yè)變更（InduChan）、綜合型重組（Compre）、重組目標產權性質（MARTState）和實際控制人變化（Contr Chan）屬于重組變量，不涉及滯后性影響，故采取當期方式計入模型。其他控制變量借鑒Johnstone和Bedard（2004）等的研究，其中營業(yè)收入增長率Growth R 以10為最大值進行Winsorize處理。具體變量定義見表2。

1.全樣本審計師變更模型

2.重組樣本審計師變更模型

四、實證結果

（一）變量描述性統(tǒng)計

表3反映了全樣本和重組樣本的變量描述性統(tǒng)計。其中PanelA是全樣本變量描述，Switch的平均值為0.08，表明有8%的公司變更了審計師；MAR平均值為0.07，表明共計640頻次的公司處于重組期間；Opin平均值為0.04，表明4%的公司被出具非標準審計意見；GrowthR平均值為29.68%；InvRec平均值為26.85%；Lev平均值為48.76%；ROA平均值為6.25%；CFOPS平均值為0.3724元。

PanelB是重組樣本變量描述，274家公司中，有25.91%的公司發(fā)生審計師變更，變更比率比全樣本高出約18%，表明重組公司的審計師變更概率更高；行業(yè)變更InduChan的平均值為0.2993，表明約有30%的公司流入的資產與原公司行業(yè)不同；綜合型重組Compre的平均值為0.2883，表明約有29%的公司重組資產流動方式為綜合型；重組目標產權性質MART State 的平均值為0.5730，表明約有57%的重組目標公司產權性質為國有性質；實際控制人變化ContrChan的平均值為0.1898，表明約19%的公司重組后發(fā)生實際控制人變化。

其他控制變量的均值與全樣本相比差異較大，Opin 平均值為6.93%，比全樣本高出2.93%；GrowthR 平均值為55.6%，比全樣本高出約26%；Inv Rec 平均值為 26.79%，比全樣本略低；Lev平均值為53.17%，比全樣本高出約4.41%； ROA平均值為5.9%，比全樣本低出約0.35%；CFOPS平均值為0.5053元，比全樣本高出約0.1329元。這表明重大資產重組公司的風險普遍較高，但是現金流比較充裕。

（二）Logistic回歸分析

表4反映了全樣本和重大資產重組樣本的Lgistic回歸結果。表4（1）欄是全樣本回歸結果，從表4（1）欄可知，重大資產重組MAR的系數為0.386，表明MAR與Switch在1%的水平上顯著正相關，說明當上市公司處于重大資產重組期間時發(fā)生審計師變更的可能性更高，驗證了假設H1。

表4（2）欄到（6）欄為重組樣本的回歸結果，其中（2）欄到（5）欄分別為InduChan、Compre、MARTState和ContrChan單獨計入模型的回歸結果，（6）欄為四個變量全部進入模型的回歸結果。

由（2）欄可知，行業(yè)變更InduChan的系數為1.958，表明InduChan與Switch在1%的水平上顯著正相關，說明當重組公司增加的資產所屬行業(yè)與重組公司原行業(yè)不同時，審計師變更的可能性提高，驗證了假設H2a。由（3）欄可知，資產流動方式Compre的系數為1.630，表明Compre與Switch 在1%的水平上顯著正相關，說明當重組公司選擇資產流入與資產置出兼有的混合型資產流動方式時，審計師變更的可能性更大，驗證了假設H2b。由（4）欄可知，重組目標產權性質MARTState的系數為0.676，表明MARTState與Switch在5%的水平上顯著正相關，表明當重組公司的重組目標公司是國有產權性質時，審計師變更的概率更高，驗證了假設H2c。由（5）欄可知，實際控制人變化ContrChan的系數為1.733，表明ContrChan與Switch在1%的水平上顯著正相關，表明當重組公司發(fā)生實際控制人變化時，審計師變更的可能性提高，驗證了假設H2d。由（6）欄可知，InduChan、Compre、MART State 和Contr Chan均在5%的水平上與Switch顯著正相關，除了MARTState以外，其他檢驗變量的顯著性水平都有所下降，但是與其單獨進入模型的關系一致，表明四個變量與Switch的關系比較穩(wěn)定，假設H2全部得到驗證。

五、研究結論與啟示

本文從客戶啟動成本視角，對2007-2012年重大資產重組公司的審計師變更行為以及重組行為特征與審計師變更的關系進行分析，研究發(fā)現，對于全樣本來說，當上市公司發(fā)生重大資產重組行為時，更容易發(fā)生審計師變更。對于重組樣本來說，重組公司的跨行業(yè)流入資產、混合型資產流動方式、國有性質的重組目標和實際控制人變化都會提高審計師變更概率。

本文的研究可以為中國的審計師變更監(jiān)管提供政策性參考。資本市場的審計師變更行為一直是監(jiān)管重點，重大資產重組與審計師變更的關系研究可以從新的角度探尋新興轉型經濟中審計師變更頻率較高的根源。監(jiān)管部門應當正確解讀重大資產重組公司較高頻率的審計師變更現象。從客戶啟動成本分析，重組公司的審計師變更行為大多遵從了交易費用最優(yōu)的決策原則，其變更存在一定的合理性，但是這種變更是否就不存在盈余管理還有待進一步檢驗。

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