重大资产重组行为特征与审计师变更——基于客户启动成本的视角

常京萍 芮雪琴 郭淑娟

一、引言

并购重组有助于企业实现低成本横向扩张、延伸产业链和进入新领域的战略，因而成为资本市场资源配置的重要方式。在新兴转轨经济的资本市场融资和监管环境下，我国的重大资产重组表现出多动机和多主体相结合的多样化特征。由于重大资产重组交易金额巨大，监管部门对重组的审批和盈利预测实现情况都有严格规定和监管。作为财务信息的鉴证者，审计师能否发挥外部治理功能备受关注，因而重组公司中可能引发独立性问题的审计师变更行为成为关注的焦点。据统计，2011年共有9.14%的审计师变更公司明确表示选聘新审计师是源于其提供了重组审计服务，该原因成为审计师变更的五大原因之一。

重大资产重组是否确实引发审计师变更，哪些重组行为特征是导致审计师变更的因素，是本研究要回答的问题。重大资产重组是企业边界调整的方式，涉及到与审计师变更相关的交易费用最优决策。DeAngelo（1981）提出客户启动成本是审计师变更决策时考虑的关键因素，因此本文运用该理论对重组中的审计师变更决策进行系统分析。

本文的贡献在于：在新兴转轨经济中研究重大资产重组行为及其行为特征与审计师变更行为的关系，不同于发达资本市场并购的审计师变更研究；运用客户启动成本理论分析重组公司的审计师变更行为，丰富了该研究领域的理论分析。

二、理论分析与研究假设

（一）重大资产重组与审计师变更

重大资产重组作为公司经营活动的重要变化，在重新划定企业边界的过程中需要对现有审计关系的交易费用进行最优决策。Coase（1937）提出市场交易内部化的根本目的是节约交易费用，而重组业务通常会涉及一个以上审计师提供审计的情况，从重组公司角度来看，在审计师声誉相同条件下，使其客户启动成本负担更低的审计师是最佳人选（Mande和Son，2013），也符合交易费用最优决策原则。客户启动成本作为审计师变更决策时考虑的关键因素（DeAngelo，1981），具体包含新审计师的选聘成本、使新审计师熟悉公司业务流程的训练成本和审计失败的风险成本（Myers，2003；Blouin，2007）。该成本是客户聘任新审计师时才会产生的由客户负担的成本。对于同一项资产业务，原审计师不需要发生客户启动成本，与潜在审计师相比更具有成本优势（DeAngelo，1981）。对于重组公司而言，由于重组双方审计师均是现任审计师，不存在新审计师搜寻成本，已有的业务联系也进一步降低了审计失败风险，因此影响决策的关键成本是使新审计师熟悉公司业务流程的训练成本。由于公司资产规模越大，其业务流程也越复杂，变更审计师后的训练成本也就越高，故可以判定训练成本与公司规模呈正比，进一步判定客户启动成本与公司规模呈正比。

分析中，审计师变更与否是从重组公司的角度来判断，重组公司的审计师为原审计师，流入资产的审计师为流入资产审计师，其他审计师为新审计师。含有流入资产的重组分析中，审计师主体不涉及新审计师。只有在流出资产重组时才涉及新审计师。按照资产流动方式不同可以将重大资产重组分为流入型、流出型和综合型三类。审计师未审计过的资产才会发生客户启动成本。审计师需要审计的资产量以重组后的资产存量为准。

客户启动成本分析中用到的变量定义如下：设A为重组公司原有资产的客户启动成本，A(in)是流入资产的客户启动成本，A(out)是流出资产的客户启动成本，SCold为原审计师的客户启动成本，SCnew为新审计师的客户启动成本，△SC是原审计师客户启动成本减去新审计师客户启动成本，表示新审计师的客户启动成本优势。下面将从三种资产流动方式分析审计师变更决策，具体见表1。

对于流入型重组，重组公司原审计师进行审计时，原有资产是其审计过的资产，不需要再发生客户启动成本，仅就新增加的资产审计而发生客户启动成本，故原审计师的客户启动成本SCold为A(in)。如果由新审计师即流入资产的审计师进行审计时，流入资产是其审计过的资产，无需发生客户启动成本，而重组公司原有资产是新审计师未曾审计过的资产，需要发生客户启动成本，故新审计师的客户启动成本SCnew为A。新审计师的客户启动成本优势△SC=A(in)-A，当△SC＞0时，即A(in)大于A，由于客户启动成本与公司规模呈正比，也可以说流入资产规模大于重组公司原有资产规模时，表明原审计师的客户启动成本大于新审计师，也就是新审计师具有客户启动成本优势，变更审计师是最优决策；当△SC＜0时，A(in)小于A，即流入资产规模小于重组公司原有资产规模，表明原审计师的客户启动成本小于新审计师，即新审计师不具有客户启动成本优势，维持审计关系是最优决策。

对于流出型重组，重组公司原审计师进行审计时，资产流出后剩余的资产经过其审计，无需发生客户启动成本，故原审计师的客户启动成本SCold为0。如果由新审计师进行审计时，重组公司剩余的资产全部是其未审计过的业务，需要发生新的客户启动成本，故新审计师的客户启动成本SCnew为A-A(out)。由此可知，新审计师的客户启动成本优势△SC=A(out)-A，由于流出资产来自重组公司原有资产，流出资产规模一定小于原有资产规模，A(out)-A必定小于0，故△SC＜0，表明原审计师的客户启动成本小于新审计师，即新审计师不具有客户启动成本优势，维持审计关系是最优决策。

对于综合型重组，绩差公司为了根本性扭转业绩下滑趋势，大多选择该重组战略。由于重组中资产剥离导致原有资产数量减少而流入资产金额巨大，故重组公司的原有剩余资产规模通常小于流入资产规模，因而原审计师的客户启动成本高于流入资产审计师，更容易变更审计师。综上所述，综合型资产流动方式的最优决策是变更审计师。

对于综合型重组，其资产存量由流出资产后的剩余原有资产和流入资产两部分构成。重组公司原审计师进行审计时，剩余原有资产无需发生客户启动成本，仅就流入的资产发生客户启动成本。故原审计师的客户启动成本SCold为A(in)。对于新审计师即流入资产审计师，流入资产是其审计过的资产，无需发生客户启动成本，仅就其未审计过的重组公司剩余原有资产发生客户启动成本，故新审计师的客户启动成本SCnew为A-A(out)。二者比较得到新审计师的客户启动成本优势△SC=A(in)-（A-A(out)），当△SC＞0时，即流入资产A(in)大于重组公司剩余原有资产A-A(out)，表明原审计师的客户启动成本大于新审计师，也就是新审计师具有客户启动成本优势，变更审计师是最优决策；反之则△SC＜0，维持审计关系是最优决策。

综上所述，流出型重组的最优决策是维持原审计关系，而流入型和综合型重组的审计师变更决策，主要取决于流入资产量与公司原有资产剩余量的比较，只要流入资产量大于原有资产剩余量，流入资产审计师就有成本优势，变更为流入资产审计师的可能性就高。

我国股票发行审核制度虽然已由审批制转变为核准制，但是上市融资的资源稀缺性没有得到根本性改变（陈运森等，2014），因而我国重大资产重组的资源配置方式呈现出新兴转型经济特征。当上市公司业绩下滑甚至面临退市危机时，大多公司采取剥离微利或亏损资产并置入盈利资产方式进行重组，以提高业绩保住壳资源。而重大资产重组均属于对收入或者资产影响超过50%以上的重组，为了从根本上提高业绩，流入资产的规模通常大于原有资产，如果继续聘任原审计师，流入资产的审计就会引起新的客户启动成本，对流入资产审计师而言，其新增的客户启动成本仅仅由客户原有资产引起，由于流入资产规模大于原有资产规模，因此原审计师的客户启动成本大于流入资产审计师，此时流入资产的审计师更具有成本节约优势，变更审计师的概率加大。

表1 三种资产流动方式重组的客户启动成本分析

表2 变量定义

此外，由于我国上市融资成本高昂，寻求低成本融资的潜在上市公司时刻都在寻找壳资源，一些地方公司经过多方努力业绩改善无果，地方政府对其长期的“支持之手”降低了其以GDP为主的政绩水平，为了卸掉包袱并妥善解决员工安置等影响地方社会稳定的问题（潘红波等，2008），借壳重组应运而生。借壳重组通常采取剥离重组公司原有的全部资产并注入借壳公司资产的方式。此时，原审计师的客户启动成本由流入资产引起，而流入资产审计师无需审计已经完全剥离的资产，仅审计其流入资产，因而不会发生客户启动成本，因此原审计师的成本优势显著降低，变更审计师的可能性更高。据此提出研究假设：

H1：上市公司发生重大资产重组行为与审计师变更显著正相关。

（二）重大资产重组行为特征与审计师变更

前述分析中没有考虑审计师因素，Cahan等（2008）认为审计师在某一行业审计所进行的审计技术培训、行业知识积累以及管理控制方法形成等资产专用性投资，形成了其他同行的进入壁垒。当流入资产的行业与重组公司的原行业不同时，原审计师如果不是流入资产的行业专长审计师，该行业资产的启动成本显著高于自己熟悉的行业。从重组公司角度讲，重组公司选择新行业也是公司战略转型的重要举措，流入资产的现任审计师可以利用其行业知识专长提供更多的建设性咨询（O’Keefe等，1994）。因此，当流入资产所属行业不同于重组公司的原行业时，变更审计师的可能性更高。据此提出研究假设：

H2a：流入资产的行业发生变更与重组公司审计师变更显著正相关。

由于绩优公司与绩差公司的重组目标存在显著差异，同样的资产流动方式对审计师变更的影响也不同，因此以公司业绩分类为切入点进行分析更有说服力。

对于流入型重组，绩优公司可能采取横向、纵向或多元化方式进行扩张，此类公司原有行业仍然是主导行业，通常原有资产规模大于流入资产规模。在横向和纵向同行业重组中，原审计师的客户启动成本无论从工作量还是难度上均显著低于流入资产审计师，因此变更审计师的概率较低；而多元化重组中，虽然行业发生跨越，但是原行业仍然起着举足轻重的作用，原审计师的参谋作用依然重要，加之原有资产规模大于流入资产规模，故原审计师的客户启动成本显著低于流入资产审计师，审计师变更的可能性较低。

对于流出型重组，绩差公司倾向采取该重组战略，由于仅是将非盈利资产剥离以确保壳资源不被取缔，此时原审计师无需发生客户启动成本，因此不会变更审计师。

表3 变量描述性统计

对于综合型重组，绩差公司为了根本性扭转业绩下滑趋势，大多选择该重组战略。由于重组中资产剥离导致原有资产数量减少而流入资产金额巨大，故重组公司的原有剩余资产规模通常小于流入资产规模，因而原审计师的客户启动成本高于流入资产审计师，更容易变更审计师。综上所述，综合型资产流动方式的最优决策是变更审计师。据此提出研究假设：

H2b：综合型资产流动方式与重组公司审计师变更显著正相关。

当重组目标的实际控制人是国有产权性质时，从资产流动方式角度分析可能存在以下几种情形：一是流出型重组。当资产流出的对象是国有性质时，从客户启动成本角度分析，维持审计关系决策最优。二是流入型重组。国有性质的资产流入公司时，表明国有资产要战略性进入重组公司，流入资产公司占据主导地位，成为审计师聘用的决策者。由于国有产权性质的公司实际控制人多为政府或政府的下属机构，监督动力不足和控制链条太长都弱化了股东控制权（李寿喜，2007），导致公司管理层拥有包括审计师实际聘任权在内的实际控制权。从客户启动成本的实际承担者层面分析，由于变更审计师产生的客户启动成本实际上增加了管理层的无报酬劳动，也就是该成本全部由管理层负担（常京萍和侯晓红，2014），因此流入资产管理层有动机也有能力避免变更其现任审计师。同时，流入资产审计师审计重组公司原有资产的客户启动成本可以指派原资产管理者承担，因此国有流入资产公司的管理层更倾向于继续聘任其现任审计师，这时对于重组公司而言审计师发生了变更。三是综合型重组。与假设H2b的综合型分析一致，从客户启动成本来看，变更审计师决策最优；从客户启动成本实际承担者角度来看，国有流入资产的管理层更倾向于继续聘请其流入资产的现任审计师，因此强化了重组公司审计师变更倾向。综上所述，当重组目标为国有性质时，大多数重组类型倾向于变更审计师。据此提出研究假设：

H2c：重组目标的国有产权性质与重组公司审计师变更显著正相关。

独立审计对代理人的监督可以有效降低代理成本（Watts 和Zimmerman，1983），是实际控制人可借助的重要外部治理机制。实际控制人通过信任的审计师可以有效监督管理层，及时发现管理层的道德风险和逆向选择行为。当重组公司实际控制人变化时，原审计师能否胜任监督职责，委托人与审计师之间需要一个信任建立的过程，其间可能存在风险，实际控制人可能更倾向于选择自己熟悉的审计师，以降低审计师不胜任或者与管理层合谋的风险。如果是流入型和综合型重组，实际控制人更可能选择其流入资产的现任审计师。如果是流出型重组，实际控制人可能选择其他新审计师。总之，以上选择均是在不选择重组公司审计师的前提下，给重组公司带来最低客户启动成本的选择。这是Burton和Roberts（1967）的实际控制人变化与审计师变更正相关的研究发现在重组公司的具体体现。据此提出研究假设：

表4 假设H1 和H2 回归结果

H2d：实际控制人变化与重组公司审计师变更显著正相关。

三、研究设计

（一）样本选择和数据来源

本文以2007-2012年A股上市公司和重大资产重组公司为样本，剔除金融业和数据缺失的样本，得到9139个全样本和274个重组样本。财务数据和审计师数据来自CSMAR数据库，审计师变更数据来自手工整理，重组公司信息来自证监会网站并购重组委公告，重组行为特征来自巨潮资讯网站重大资产重组独立财务报告以及网络信息的手工查询。

（二）重要变量定义

1.审计师变更（Switch）。以数据库获得的审计师信息为基础，比较当年与上年审计师变化，剔除合并、分立和更名引起的非实质性变更，初步确定审计师变更数据。对审计师名称仍有差异可能存在偏误的样本，直接查阅年报披露信息进行确认。该变量采取哑变量方式计量，年报审计师与上一会计年度不同时取1，否则取0。

2.重大资产重组（MAR）。在确定获批进行重大资产重组公司信息后，以并购重组委员会公告批准的年份为重组基准年。由于重大资产重组属于公司战略的重大变化，重组决策、方案确定、批准过程及其实施通常要经历两年以上，借鉴Landsman等（2009）对并购变量的计量方式，将重组获批当年以及前后各一年作为重组期间。该变量采取哑变量方式计量，当公司属于重组期间时取1，否则取0，预期符号为正。

3.行业变更（InduChan）。按照证监会2001年公布的行业分类标准，将制造业分类到二级，其他行业按照一级分类。重组公司所属行业依据重组批准当年CSMAR数据库的行业确定，重组对象的行业确定来自手工查询确认。该变量采取哑变量方式计量，当重组公司流入资产的行业不同于公司原行业时取1，否则取0，预期符号为正。

4.综合型重组（Compre）。重组公司资产流动方式分为流入型、流出型和综合型三类。依据手工整理的重组分类，对该变量采取哑变量方式计量，综合型重组取1，否则取0，预期符号为正。

5.重组目标产权性质（MARTState）。依据重大资产重组独立财务报告中披露的重组目标资产所属公司的实际控制人来界定重组目标的产权性质。该变量采取哑变量方式计量，重组目标公司产权性质为国有时取1，否则取0，预期符号为正。

6.实际控制人变化（ContrChan）。以CSMAR数据库中重组公司实际控制人的控制链条计算办法得到的实际控制人为依据，确认获批重组当年的实际控制人与前一年是否变更。该变量采取哑变量方式计量，重组后公司实际控制人发生变化时取1，否则取0，预期符号为正。

（三）基本模型

借鉴已有研究构建审计师变更模型，采用滞后一期的数据可以消除自变量与审计师变更可能存在的内生关系（Mande和Son，2013），由于重大资产重组（MAR）、行业变更（InduChan）、综合型重组（Compre）、重组目标产权性质（MARTState）和实际控制人变化（Contr Chan）属于重组变量，不涉及滞后性影响，故采取当期方式计入模型。其他控制变量借鉴Johnstone和Bedard（2004）等的研究，其中营业收入增长率Growth R 以10为最大值进行Winsorize处理。具体变量定义见表2。

1.全样本审计师变更模型

2.重组样本审计师变更模型

四、实证结果

（一）变量描述性统计

表3反映了全样本和重组样本的变量描述性统计。其中PanelA是全样本变量描述，Switch的平均值为0.08，表明有8%的公司变更了审计师；MAR平均值为0.07，表明共计640频次的公司处于重组期间；Opin平均值为0.04，表明4%的公司被出具非标准审计意见；GrowthR平均值为29.68%；InvRec平均值为26.85%；Lev平均值为48.76%；ROA平均值为6.25%；CFOPS平均值为0.3724元。

PanelB是重组样本变量描述，274家公司中，有25.91%的公司发生审计师变更，变更比率比全样本高出约18%，表明重组公司的审计师变更概率更高；行业变更InduChan的平均值为0.2993，表明约有30%的公司流入的资产与原公司行业不同；综合型重组Compre的平均值为0.2883，表明约有29%的公司重组资产流动方式为综合型；重组目标产权性质MART State 的平均值为0.5730，表明约有57%的重组目标公司产权性质为国有性质；实际控制人变化ContrChan的平均值为0.1898，表明约19%的公司重组后发生实际控制人变化。

其他控制变量的均值与全样本相比差异较大，Opin 平均值为6.93%，比全样本高出2.93%；GrowthR 平均值为55.6%，比全样本高出约26%；Inv Rec 平均值为 26.79%，比全样本略低；Lev平均值为53.17%，比全样本高出约4.41%； ROA平均值为5.9%，比全样本低出约0.35%；CFOPS平均值为0.5053元，比全样本高出约0.1329元。这表明重大资产重组公司的风险普遍较高，但是现金流比较充裕。

（二）Logistic回归分析

表4反映了全样本和重大资产重组样本的Lgistic回归结果。表4（1）栏是全样本回归结果，从表4（1）栏可知，重大资产重组MAR的系数为0.386，表明MAR与Switch在1%的水平上显著正相关，说明当上市公司处于重大资产重组期间时发生审计师变更的可能性更高，验证了假设H1。

表4（2）栏到（6）栏为重组样本的回归结果，其中（2）栏到（5）栏分别为InduChan、Compre、MARTState和ContrChan单独计入模型的回归结果，（6）栏为四个变量全部进入模型的回归结果。

由（2）栏可知，行业变更InduChan的系数为1.958，表明InduChan与Switch在1%的水平上显著正相关，说明当重组公司增加的资产所属行业与重组公司原行业不同时，审计师变更的可能性提高，验证了假设H2a。由（3）栏可知，资产流动方式Compre的系数为1.630，表明Compre与Switch 在1%的水平上显著正相关，说明当重组公司选择资产流入与资产置出兼有的混合型资产流动方式时，审计师变更的可能性更大，验证了假设H2b。由（4）栏可知，重组目标产权性质MARTState的系数为0.676，表明MARTState与Switch在5%的水平上显著正相关，表明当重组公司的重组目标公司是国有产权性质时，审计师变更的概率更高，验证了假设H2c。由（5）栏可知，实际控制人变化ContrChan的系数为1.733，表明ContrChan与Switch在1%的水平上显著正相关，表明当重组公司发生实际控制人变化时，审计师变更的可能性提高，验证了假设H2d。由（6）栏可知，InduChan、Compre、MART State 和Contr Chan均在5%的水平上与Switch显著正相关，除了MARTState以外，其他检验变量的显著性水平都有所下降，但是与其单独进入模型的关系一致，表明四个变量与Switch的关系比较稳定，假设H2全部得到验证。

五、研究结论与启示

本文从客户启动成本视角，对2007-2012年重大资产重组公司的审计师变更行为以及重组行为特征与审计师变更的关系进行分析，研究发现，对于全样本来说，当上市公司发生重大资产重组行为时，更容易发生审计师变更。对于重组样本来说，重组公司的跨行业流入资产、混合型资产流动方式、国有性质的重组目标和实际控制人变化都会提高审计师变更概率。

本文的研究可以为中国的审计师变更监管提供政策性参考。资本市场的审计师变更行为一直是监管重点，重大资产重组与审计师变更的关系研究可以从新的角度探寻新兴转型经济中审计师变更频率较高的根源。监管部门应当正确解读重大资产重组公司较高频率的审计师变更现象。从客户启动成本分析，重组公司的审计师变更行为大多遵从了交易费用最优的决策原则，其变更存在一定的合理性，但是这种变更是否就不存在盈余管理还有待进一步检验。

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