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摘 要：本文以我国 2010年发生会计师事务所变更的 30 家上市公司为研究样本，采用事件研究的方法，观测了在董事会公告日前后 10日内，由审计师变更引起的平均超额收益率AR与累计超额平均收益率CAR的变化情况。并通过设置虚拟变量进一步区分ST与非ST公司，从而得出对于不同财务处境的上市公司审计师变更的市场反应差异程度。
关键词：审计师变更；市场反应；ST公司
中图分类号：F239.22 文献标识码：A
引言
近年来，上市公司变更审计师的现象有愈演愈烈的趋势。中国注册会计师协会公布的统计数据显示，中国上市公司审计师变更的数量和比例都在增加。从中外研究文献来看，审计师的变更可能有诸多原因。沈红波、王布衣(2008)在实证研究中发现非标准的审计意见是审计师变更的根本原因，其次是否同属地域对审计师变更也有着显著的影响。因此不难发现，审计师的变更可能潜藏着管理层或股东购买审计意见、掩盖虚假财务信息的动机。特别是身处财务困境的ST公司，这时候更可能会铤而走险造假或者购买审计意见。
面对上市公司在董事会公告中披露审计师的变更信息，投资者会否做出反应呢？针对ST与非ST的公司，投资者的反应又有何不同呢？本文将运用事件研究法，对我国证券市场中的若干审计师变更样本进行检验，以便发现审计师变更事件是否存在市场反应及其反应程度。
一、 文献回顾
Fried & Schiff ( 1981) 在研究审计师变更是否存在着重大的市场反应时，假设会计信息使用者对所有公司的审计师变更都表示怀疑，即审计师变更的总体市场反应为负，实证结果证实了这一研究假设。Nichols & Smith(1983)采用市场模型去检验审计师变更公告日附近市场对此信息是否呈负反应，但是研究结果并不支持市场对审计师变更事件呈负反应。Schwartz & Menno (1985)研究发现，财务状况的恶化有可能间接导致审计师变更。李爽、吴溪 ( 2001) 研究发现，在审计师变更信息的董事会决议和股东大会决议两个公告日中，股东大会决议公告日的信息披露不具有任何信息含量。白宪生(2010)在检验上市公司审计师变更的市场反应中所选的样本剔除了因繁忙而变更的公司，但本文未做出这样的区分。因为从长期来看，事务所极少可能存在对长期客户时间安排不够的情况，因此本文将这种因素一并考虑在内。
二、 研究设计
(一) 研究方法
为了研究变更审计师公告市场反应的存在，本文运用Ball & Brown(1968)开创的事件研究法进行研究，检验上市公司公告变更审计师与股票超额回报之间的关系，以此判断变更审计师公告是否具有信息含量、投资者能否取得超额收益。
(二) 研究假设
审计师的变更可能被投资者解读为经营绩效不良或者存在管理问题的公司为了购买审计意见而采取的间接行为。而Fried & Schiff ( 1981) 在研究审计师变更是否存在着重大的市场反应时，也用实证结果证实了会计信息使用者对所有公司的审计师变更都表示怀疑的假设。根据以上分析，本文提出如下假设：
H1：在董事会公告审计师变更的前后10 日内，总体市场反应为负。
ST公司更可能具有潜在的通过变更审计师来购买审计意见的动机，而由于信息不对称，投资者可能也会基于是否是ST公司而对变更审计师的消息做出不同的评判。基于以上分析，本文做出第二个假设：
H2：在董事会公告审计师变更前后10 日内，ST和非ST公司的市场反应存在显著差异。
(三) 样本选择
本文使用的市场交易数据均来源于国泰安(CSMAR)研究数据库，其他资料分别来源于中国注册会计师协会审计情况快报、巨潮网站以及和讯网站等。本文在2009年至2010年的沪、深上市公司中选取了30个变更了审计师的样本，其中ST与非ST公司各占一半。为了排除其他因素的干扰，在样本选取时剔除了在同一公告中存在其他特定信息情况的上市公司，并且要求选取的公司股票在窗口期与估计期内交易连续。得到数据后本文将用EVIEWS和SPSS统计软件进行回归和统计检验分析。
(四) 变量选择与模型建立
陈信元和江峰(2005)检验了多种计算正常期望收益率的模型的检验力，发现在中国证券市场上采用市场模型具有较理想的解释力度。因此本文将采用市场模型估计个股期望收益率，并将其与实际收益率之差额作为超额收益率(AR)。判断市场反应的方法则是累计平均超额收益(CAR)法。其原理在于，若某个事件有影响，那么将使证券价格波动状况异于无此事件时的表现，产生异常回报。
Brown & Warner (1980)得出结论，对于月回报窗口，市场模型比其他可选方法表现得更合理，因此本文将采用个股的月度数据进行回归分析。
首先用审计师变更年度的交易数据对下述市场模型进行回归：R it =α+ βRmt +ξ
其中，R it是第i种股票在第t日的实际回报率，Rmt是第t日的市场回报率，分别用当日上证指数和深证指数来代替，ξ是随机误差项，假设其服从正态分布。
运用上述模型估计出每只股票在研究窗口内的回归系数α和β后，即可计算股票i在公告前后的超额收益，其公式为：
A R it = R it — E(R it) — α+ βRmt。
平均超额收益为 ARt，其中N为样本股票个数。累计超额收益为CAR= t。
为了进一步检验投资者对ST与非ST公司变更审计师公告的市场反应差异程度，本文将引进新的模型。最新的研究表明：存在着一些其他对普通股票收益率产生连续和重要影响的因素，公司规模便是其中之一。而Banz (1981)指出，总收益率和风险调整后的收益率都有随着公司的相对规模(由其现有资产净值的市值表示)的上升而下降的趋势。
因此本文将公司规模作为解释变量，设置虚拟变量来表示上市公司的财务处境，将每个公司的累计超额收益作为被解释变量进行回归分析，建立模型如下：
CARi=α+β1*Ln(Assetsi) +β2*Di* Ln(Assetsi) +ξ
其中，CARi是第i种股票的累计超额收益；为消除可能存在的异方差，同时考虑到我国上市公司存在大量非流通股份，因此用资产总额的自然对数替代公司股权总市值的自然对数来表示公司规模，即Ln(Assetsi)；Di是虚拟变量，即当样本为ST公司时Di取值为1，非ST时Di取值为0。
本文再分别用[-2，2]， [-5，5]和 [-10，10]三个窗口期的CAR做回归分析，来验证投资者对于ST和非ST公司的反应是否存在显著差异。
三、 实证结果分析
本文用30家样本公司的数据进行回归分析并计算后，得到[-10，10]窗口期内的AR值以及CAR值，并绘制了窗口期内的趋势图(图1)。再对其进行显著性t检验，检验累计超额平均收益率是否显著大于或小于0。
(一) 描述性统计结果
AR总体围绕0上下波动，正负超额收益率各占一半。但CAR整体呈上升趋势，且所有数据均大于0。AR的最高点出现在公告日前的第九天(t=-9)，且只有这天的t检验呈显著性，其余时间点上的AR均没有通过统计检验。虽然在公告日点出现了一定程度的下降趋势，但几乎都没有通过统计显著性检验，因此无法判定中国证券市场上审计师变更的公告是否对投资者有明显的信息增量，即没有能够证明本文的第一个假设。
但是在公告日点，出现了“V”字形走势，表明我国证券市场可能存在“信息泄露”的情况，即信息可能提前被市场吸收，并在股价上提前做出了反应。当信息真正公开披露时，股价可能因“过度反应”而有所回调或矫正，在公告日后的第二天，平均超额收益有明显上升，进一步证明了在公告日股价存在“矫正过度”的情形。
而从CAR趋势来看，CAR在公告日后缓慢上升，且在窗口期内均为正值，说明信息使用者可能把变更审计师看作“利好消息”，但t检验结果显示，均未通过统计显著性检验，因此不能验证本文第一个假设。从行为金融理论的角度来看，我国证券市场普遍存在“追涨杀跌”的现象。由于信息披露的不对称以及个体投资者缺乏信息分析能力，使得一部分拥有信息或善于分析信息的投资者得以获得超额收益。个体投资者的“追涨”心理使得股价高于其真实价值，于是股票大户等投资者便可以从中获得超额收益。
由此看来，审计师变更的公告对证券价格变动仍有影响，这从侧面说明了我国股票市场仍然不能达到弱式有效，同时也进一步说明了我国证券市场中依然存在信息提前泄露与利用内幕信息进行交易的情况。
(二) 回归分析结果
由回归结果可知，公司规模对累计超额收益率有正的影响，但β1的值很小，且在统计上不显著。而DLNA的系数β2反映了投资者对于ST与非ST公司变更审计师公告的市场反应的差异程度，但值也非常小，并且未通过显著性统计检验。因此，财务困境与非财务困境样本公司或许存在一定程度差异，但对市场反应的影响均不显著，本文的第二个研究假设没有得到完全证实。
其次，再看DW统计量为2.007359，表明不存在自相关。在未列出的线性模型检验结果中显示：自变量的VIF值为1.177，说明检验模型不存在严重共线性问题。通过white检验，得到=3.295972，P值为0.5096，表明模型没有严重的异方差问题。
一般认为，公司规模越大，公司经营、管理活动等方面的波动性就相对较小，而为降低风险、减少利润波动，这些公司可能更乐意与会计师事务所维持稳定的关系。因此公司规模越大，公司变更事务所的成本越高，投资者可能越容易将其变更审计师理解为公司出现问题，从而对公司股票产生负面反应。而研究中，只有[-5，5]窗口期的回归结果反映了这种负向关系，但也没有通过统计上显著性检验。
四、 研究结论与建议
本文以2009到2010年沪、深两市变更审计师的30家上市公司为样本，通过回归分析和统计检验，发现在中国证券市场上，投资者并未对董事会公告审计师变更产生显著的市场反应，虽然超额收益在公告日当天有一定幅度的下降，但未通过统计检验。而在研究窗口期内，超额累计收益呈不断上升的态势，表明投资者仍然可以利用历史信息获取超额收益，说明我国证券市场尚未达到弱式有效。而投资者对于ST与非ST的公司变更审计师或许存在一定程度的反应差异，但这种反应程度的差异性并不显著。可见，目前在我国证券市场上，投资者对上市公司利用变更会计师事务所来改变公司财务困境和改善“审计意见”给证券市场带来的危害认识不足。
今后监管部门更应该加强变更审计师的信息披露与监管力度，使投资者对审计师变更的关注程度和理解能力逐步提高。此外，还应当参照西方发达证券市场的相关信息披露制度，保持会计信息的可信度，提高审计独立性，规范注册会计师的执业行为。
参考文献：
[1] 李爽、吴溪.审计师变更研究：中国证券市场的初步证据.[M]北京：中国财政经济出版社，2002.
[2] 白宪生.上市公司会计师事务所变更的市场反应研究[J].工业技术经济，2010，（03）.
[3] 王桦.自愿性审计师变更原因与投资者反应[J].财会通讯(学术版)，2007，（09）.
[4] Chow.C.W and S.J.Rice. Qualified Audit Opinions and Auditor Switching. The Accounting Review， 1982， April， 57， pp326-335
[5] Schwartz and Menon. Auditor switches by failing firms. The Accounting Review， 1985， April， pp.248-261.
关键词：审计师变更；市场反应；ST公司
中图分类号：F239.22 文献标识码：A
引言
近年来，上市公司变更审计师的现象有愈演愈烈的趋势。中国注册会计师协会公布的统计数据显示，中国上市公司审计师变更的数量和比例都在增加。从中外研究文献来看，审计师的变更可能有诸多原因。沈红波、王布衣(2008)在实证研究中发现非标准的审计意见是审计师变更的根本原因，其次是否同属地域对审计师变更也有着显著的影响。因此不难发现，审计师的变更可能潜藏着管理层或股东购买审计意见、掩盖虚假财务信息的动机。特别是身处财务困境的ST公司，这时候更可能会铤而走险造假或者购买审计意见。
面对上市公司在董事会公告中披露审计师的变更信息，投资者会否做出反应呢？针对ST与非ST的公司，投资者的反应又有何不同呢？本文将运用事件研究法，对我国证券市场中的若干审计师变更样本进行检验，以便发现审计师变更事件是否存在市场反应及其反应程度。
一、 文献回顾
Fried & Schiff ( 1981) 在研究审计师变更是否存在着重大的市场反应时，假设会计信息使用者对所有公司的审计师变更都表示怀疑，即审计师变更的总体市场反应为负，实证结果证实了这一研究假设。Nichols & Smith(1983)采用市场模型去检验审计师变更公告日附近市场对此信息是否呈负反应，但是研究结果并不支持市场对审计师变更事件呈负反应。Schwartz & Menno (1985)研究发现，财务状况的恶化有可能间接导致审计师变更。李爽、吴溪 ( 2001) 研究发现，在审计师变更信息的董事会决议和股东大会决议两个公告日中，股东大会决议公告日的信息披露不具有任何信息含量。白宪生(2010)在检验上市公司审计师变更的市场反应中所选的样本剔除了因繁忙而变更的公司，但本文未做出这样的区分。因为从长期来看，事务所极少可能存在对长期客户时间安排不够的情况，因此本文将这种因素一并考虑在内。
二、 研究设计
(一) 研究方法
为了研究变更审计师公告市场反应的存在，本文运用Ball & Brown(1968)开创的事件研究法进行研究，检验上市公司公告变更审计师与股票超额回报之间的关系，以此判断变更审计师公告是否具有信息含量、投资者能否取得超额收益。
(二) 研究假设
审计师的变更可能被投资者解读为经营绩效不良或者存在管理问题的公司为了购买审计意见而采取的间接行为。而Fried & Schiff ( 1981) 在研究审计师变更是否存在着重大的市场反应时，也用实证结果证实了会计信息使用者对所有公司的审计师变更都表示怀疑的假设。根据以上分析，本文提出如下假设：
H1：在董事会公告审计师变更的前后10 日内，总体市场反应为负。
ST公司更可能具有潜在的通过变更审计师来购买审计意见的动机，而由于信息不对称，投资者可能也会基于是否是ST公司而对变更审计师的消息做出不同的评判。基于以上分析，本文做出第二个假设：
H2：在董事会公告审计师变更前后10 日内，ST和非ST公司的市场反应存在显著差异。
(三) 样本选择
本文使用的市场交易数据均来源于国泰安(CSMAR)研究数据库，其他资料分别来源于中国注册会计师协会审计情况快报、巨潮网站以及和讯网站等。本文在2009年至2010年的沪、深上市公司中选取了30个变更了审计师的样本，其中ST与非ST公司各占一半。为了排除其他因素的干扰，在样本选取时剔除了在同一公告中存在其他特定信息情况的上市公司，并且要求选取的公司股票在窗口期与估计期内交易连续。得到数据后本文将用EVIEWS和SPSS统计软件进行回归和统计检验分析。
(四) 变量选择与模型建立
陈信元和江峰(2005)检验了多种计算正常期望收益率的模型的检验力，发现在中国证券市场上采用市场模型具有较理想的解释力度。因此本文将采用市场模型估计个股期望收益率，并将其与实际收益率之差额作为超额收益率(AR)。判断市场反应的方法则是累计平均超额收益(CAR)法。其原理在于，若某个事件有影响，那么将使证券价格波动状况异于无此事件时的表现，产生异常回报。
Brown & Warner (1980)得出结论，对于月回报窗口，市场模型比其他可选方法表现得更合理，因此本文将采用个股的月度数据进行回归分析。
首先用审计师变更年度的交易数据对下述市场模型进行回归：R it =α+ βRmt +ξ
其中，R it是第i种股票在第t日的实际回报率，Rmt是第t日的市场回报率，分别用当日上证指数和深证指数来代替，ξ是随机误差项，假设其服从正态分布。
运用上述模型估计出每只股票在研究窗口内的回归系数α和β后，即可计算股票i在公告前后的超额收益，其公式为：
A R it = R it — E(R it) — α+ βRmt。
平均超额收益为 ARt，其中N为样本股票个数。累计超额收益为CAR= t。
为了进一步检验投资者对ST与非ST公司变更审计师公告的市场反应差异程度，本文将引进新的模型。最新的研究表明：存在着一些其他对普通股票收益率产生连续和重要影响的因素，公司规模便是其中之一。而Banz (1981)指出，总收益率和风险调整后的收益率都有随着公司的相对规模(由其现有资产净值的市值表示)的上升而下降的趋势。
因此本文将公司规模作为解释变量，设置虚拟变量来表示上市公司的财务处境，将每个公司的累计超额收益作为被解释变量进行回归分析，建立模型如下：
CARi=α+β1*Ln(Assetsi) +β2*Di* Ln(Assetsi) +ξ
其中，CARi是第i种股票的累计超额收益；为消除可能存在的异方差，同时考虑到我国上市公司存在大量非流通股份，因此用资产总额的自然对数替代公司股权总市值的自然对数来表示公司规模，即Ln(Assetsi)；Di是虚拟变量，即当样本为ST公司时Di取值为1，非ST时Di取值为0。
本文再分别用[-2，2]， [-5，5]和 [-10，10]三个窗口期的CAR做回归分析，来验证投资者对于ST和非ST公司的反应是否存在显著差异。
三、 实证结果分析
本文用30家样本公司的数据进行回归分析并计算后，得到[-10，10]窗口期内的AR值以及CAR值，并绘制了窗口期内的趋势图(图1)。再对其进行显著性t检验，检验累计超额平均收益率是否显著大于或小于0。
(一) 描述性统计结果
AR总体围绕0上下波动，正负超额收益率各占一半。但CAR整体呈上升趋势，且所有数据均大于0。AR的最高点出现在公告日前的第九天(t=-9)，且只有这天的t检验呈显著性，其余时间点上的AR均没有通过统计检验。虽然在公告日点出现了一定程度的下降趋势，但几乎都没有通过统计显著性检验，因此无法判定中国证券市场上审计师变更的公告是否对投资者有明显的信息增量，即没有能够证明本文的第一个假设。
但是在公告日点，出现了“V”字形走势，表明我国证券市场可能存在“信息泄露”的情况，即信息可能提前被市场吸收，并在股价上提前做出了反应。当信息真正公开披露时，股价可能因“过度反应”而有所回调或矫正，在公告日后的第二天，平均超额收益有明显上升，进一步证明了在公告日股价存在“矫正过度”的情形。
而从CAR趋势来看，CAR在公告日后缓慢上升，且在窗口期内均为正值，说明信息使用者可能把变更审计师看作“利好消息”，但t检验结果显示，均未通过统计显著性检验，因此不能验证本文第一个假设。从行为金融理论的角度来看，我国证券市场普遍存在“追涨杀跌”的现象。由于信息披露的不对称以及个体投资者缺乏信息分析能力，使得一部分拥有信息或善于分析信息的投资者得以获得超额收益。个体投资者的“追涨”心理使得股价高于其真实价值，于是股票大户等投资者便可以从中获得超额收益。
由此看来，审计师变更的公告对证券价格变动仍有影响，这从侧面说明了我国股票市场仍然不能达到弱式有效，同时也进一步说明了我国证券市场中依然存在信息提前泄露与利用内幕信息进行交易的情况。
(二) 回归分析结果
由回归结果可知，公司规模对累计超额收益率有正的影响，但β1的值很小，且在统计上不显著。而DLNA的系数β2反映了投资者对于ST与非ST公司变更审计师公告的市场反应的差异程度，但值也非常小，并且未通过显著性统计检验。因此，财务困境与非财务困境样本公司或许存在一定程度差异，但对市场反应的影响均不显著，本文的第二个研究假设没有得到完全证实。
其次，再看DW统计量为2.007359，表明不存在自相关。在未列出的线性模型检验结果中显示：自变量的VIF值为1.177，说明检验模型不存在严重共线性问题。通过white检验，得到=3.295972，P值为0.5096，表明模型没有严重的异方差问题。
一般认为，公司规模越大，公司经营、管理活动等方面的波动性就相对较小，而为降低风险、减少利润波动，这些公司可能更乐意与会计师事务所维持稳定的关系。因此公司规模越大，公司变更事务所的成本越高，投资者可能越容易将其变更审计师理解为公司出现问题，从而对公司股票产生负面反应。而研究中，只有[-5，5]窗口期的回归结果反映了这种负向关系，但也没有通过统计上显著性检验。
四、 研究结论与建议
本文以2009到2010年沪、深两市变更审计师的30家上市公司为样本，通过回归分析和统计检验，发现在中国证券市场上，投资者并未对董事会公告审计师变更产生显著的市场反应，虽然超额收益在公告日当天有一定幅度的下降，但未通过统计检验。而在研究窗口期内，超额累计收益呈不断上升的态势，表明投资者仍然可以利用历史信息获取超额收益，说明我国证券市场尚未达到弱式有效。而投资者对于ST与非ST的公司变更审计师或许存在一定程度的反应差异，但这种反应程度的差异性并不显著。可见，目前在我国证券市场上，投资者对上市公司利用变更会计师事务所来改变公司财务困境和改善“审计意见”给证券市场带来的危害认识不足。
今后监管部门更应该加强变更审计师的信息披露与监管力度，使投资者对审计师变更的关注程度和理解能力逐步提高。此外，还应当参照西方发达证券市场的相关信息披露制度，保持会计信息的可信度，提高审计独立性，规范注册会计师的执业行为。
参考文献：
[1] 李爽、吴溪.审计师变更研究：中国证券市场的初步证据.[M]北京：中国财政经济出版社，2002.
[2] 白宪生.上市公司会计师事务所变更的市场反应研究[J].工业技术经济，2010，（03）.
[3] 王桦.自愿性审计师变更原因与投资者反应[J].财会通讯(学术版)，2007，（09）.
[4] Chow.C.W and S.J.Rice. Qualified Audit Opinions and Auditor Switching. The Accounting Review， 1982， April， 57， pp326-335
[5] Schwartz and Menon. Auditor switches by failing firms. The Accounting Review， 1985， April， pp.248-261.