见的变动及盈余管理程度的变化，可作出如下结论在细分非标准无保留意见后，收到第类审计意见而变更审计师的上市公司将会收到更严厉的审计意见，收到第类意见而变更审计师的公司，审计意见不会变糟也不会缓和，而收到第类与第类审计意见的公司，在变更审计师后会收到改善的审计意见，也就是说，收到第类与第类意见的上市公司可实现审计意见购买若将所有非标准无保留意见作为类处理时，尽管变更审计师后，上市公司实际收到的审计意见与变更前相比没有显著的变化，但若不变更审计师，会因其盈余管理程度有所加大而可能被出具更为严厉的审计意见，因此说，上市公司收到非标准无保留意见后变更审计师可实现审计意见购买。因而拒绝假设，而接受和。第类第类及类单侧检验的值分别为，和。基于中国股票市场审计师变更与审计意见购买的实证分析五研究结论上市公司通过变更审计师进行审计意见购买的行为直受到监管部门和学术界的高度关注。本文利用年中国股上市公司审计意见和审计师变更的宏观数据，通过以准则选择滞后期长度的模型，对上市公司变更审计师进行审计意见购买的潜在原因和实现情况进行因果关系检验。研究结论表明在将非标准无保留审计意见细分为类后，收到带解释说明段的非标准无保留意见和保留意见并不会导致审计师变更，而收到带解释说明段的保留意见无法表示和否定意见是上市公司变更审计师潜在原因。而且，上市公司在收到带解释说明段的无保留审计意见而变更审计师，会被出具更严厉的审计意见若是收到保留审计意见而变更审计师，那么变更审计师前后的审计意见不会有明显的变化，但若是在收到带解释说明段的保留意见无法表示和否定意见后变更审计师，上市公司可以通过变更审计师实现审计意见购买。将全部非标准无保留审计意见作为个大类时，收到非标准无保留审计意见不是上市公司变更审计师的潜在原因，但在变更审计师后，审计意见虽无明显变化但若不变更审计师，会因其盈余管理程度有所加大而可能被出具更为严厉的审计意见，即在定程度上实现了审计意见购买。通过比较将全部非标准无保留审计意见作为个大类和将它进行分类所得到的研究结论时可以发现，在研究上市公司变更审计师的原因及变更审计师后审计意见的变化时，应将审计意见类型进行细分，这样不仅可以观察到被出具不同非标准无保留意见的上市公司在审计师变更决策上的差异，还可以了解到现任审计师对前任审计师出具的不同非标准无保留意见所持有不同的谨慎态度。本研究的政策意义在于，如果要根据审计意见与审计师变更提供的线索来进行监管，在监管资源约束有限的条件下，更加关注保留加解释说明及更严重的审计意见引起的审计师变更也许能使监管更有效率。基于中国股票市场审计师变更与审计意见购买的实证分析参考文献陆正飞，童盼审计意见审计师变更与监管政策项以号规则为例的经验研究审计研究，,责任编辑,上接第页中华人民共和国财政部企业会计准则北京经济科学出版社，许亚湖成本会计相关问题的探讨财会月刊理论，中华人民共和国财政部企业会计制度北京经济科学出版社，财政部会计司编写组企业会计准则讲解北京人民出版社，财政部企业司企业财务通则解读北京中国财政经济出版社，中华人民共和国财政部企业会计准则应用指南北京中国财政经济出版社，责任编辑,,耿建新，杨鹤我国上市公司变更会计师事务所情况的分析会计研究，李东平，黄德华，王振林清洁审计意见盈余管理与会计师事务所变更会计研究，李爽，吴溪审计师变更研究中国证券市场的初步证据北京中国财政经济出版社，陈关亭上市公司财务敏感区间与项目的审计意见会计研究，陈晓，陈武朝注册会计师独立性的再审视会计研究，杨鹤，徐鹏审计师更换对审计独立性影响的实证研究审计研究，吴联生，谭力审计师变更决策与审计意见改善审计研究，,,,,,,基于中国股票市场审计师变更与审计意见购买的实证分析次较大范围的拆分与合并，本文将合并后的会计师事务所与合并前的会计师事务所作同事务所处理，会计师事务所拆分前与拆分后第个年度也作同事务所对待。这样可得出年的上市公司数据后，再做如下整理。首先，保留至少连续两年在市的上市公司，共有家其次分别删除缺少本期和上期审计意见的上市公司家接着删除强制性变更审计师的上市公司家，此时得到家上市公司组成用于估计上市公司操控性应计利润的样本再接着删除上期收到标准无保留审计意见的上市公司家，这时余家的上市公司然后分别根据上期的各类非标准无保留审计意见，统计出在本期发生审计师变更的上市公司数，以及在本期变更审计师后审计意见较上期有所改善的上市公司数和变得更严厉的上市公司数。这样最终得到从年到年共个年度的时序数据。在下文中，以代表上期收到第类或者审计意见的上市公司数，代表上期收到第类或者审计意见且在本期发生审计师变更的上市公司数，以和分别代表上期收到第类或者审计意见并在本期变更审计师后收到的审计意见较上期缓和和严厉的上市公司数。二因果关系检验基于中国股票市场审计师变更与审计意见购买的实证分析各变量序列的单位根检验各变量的单位根检验结果简述如下为阶单整为阶单整。为阶单整。因此，对于双变量来说，与与与与之间由于单整阶数不同而不协整，从而这五组变量间不会存在因果关系，即收到第类审计意见不是上市公司变更审计师的原因，这类上市公司即使是变更审计师也不会使审计意见得到改善收到第类意见而变更审计师与变更后审计意见的改善及变糟之间也不存在必然的因果关系。因果关系检验以上平稳性检验时发现，与为平稳序列，与与与与与与与与为阶单整，因此这几组变量可能协整，于是分别对各组变量进行因果关系检验，结果如表所示。检验结果表明，与与与与与与存在因果关系，而与，与，与不存在因果关系，即上期收到第类审计意见并不会引起上市公司在本期变更审计师，而上期收到第类第类的审计意见与本期的审计师变更之间却存在因果关系而且，上市公司在收到第类审计意见后变更审计师，审计意见比变更前更为严厉，但若是收到第类或者是第类审计意见而变更审计师，那么变更后的审计意见将比变更前有所缓和。把全部非标准无保留审计意见作类考察时，并未发现上期收到非标准无保留审计意见会引起本期上市公司变更审计师，但在变更审计师后，审计意见将会得到改善。经以上的平稳性及因果关系检验时发现，上期收到第类与第类审计意见不是本期上市公司变更审检验的临界值是根据模拟所得到的临界值响应面函数计算而得。基于中国股票市场审计师变更与审计意见购买的实证分析计师的原因，只有在收到第类与第类审计意见会引起上市公司变更审计师，对于全部的非标准审计意见而言，收到非标准无保留审计意见并不是公司变更审计师的原因，即拒绝假设及，接受和但对于上市公司变更审计师对审计意见的影响，还得对公司在变更审计师前后的盈余管理是否存在差异才能得出最终结论。三审计师变更前后的盈余管理程度的差异检验以家上市公司为样本，将样本期间分为年与年两个子期间，利用面板数据模型估计公司特征参数和，并计算出相应的操控性应计利润是的原因是的原因是的原因不构成的原因注模型是结果变量的最优预测模型，模型是在模型的基础上引入了原因变量的最优预测模型模型中括号内的数值为统计量为修正的，，其中，为对数似然函数值分别为参数个数与有效样本容量。符号秩检验的结果表明，细分非标准无保留意见后，在的水平下，收到各类非标准无保留意见的上市公司的盈余操纵在变更审计师前后均无显著差异，但在的水平下，收到第类和第类意见公司在变更审计师前后的盈余管理程度显著不同在将全部非标准无保留意见作为大类时，即使是在的水平下，审计师变更前后的盈余操纵程度存在着显著差异。因此，根据双侧检验时所得到的值基于中国股票市场审计师变更与审计意见购买的实证分析建立单侧检验的原假设收到第类第类及类意见的公司在变更审计师后的盈余管理幅度大于变更前的盈余管理。根据双侧检验的值可算出单侧检验的值，结果发现，在很高的显著性水平下也不能拒绝原假设，因此认为收到第类第类及类意见的公司在变更审计师后盈余管理程度要比变更前大。表符号秩检验变更前的审计意见类类类类类观测单位数前文的检验结果与变更前相比，变更后的审计意见严厉不变缓和缓和不变符号秩检验值双侧检验结论不拒绝不拒绝不拒绝不拒绝拒绝不拒绝不拒绝拒。由于在当年发生审计师变更的上市公司中，有家缺少上年度的操控性应计利润而被删除，由剩下的观测单位组成盈余管理程度的检验样本，对变更前收到第类，第类，第类，第类和类的上市公司的操控性应计利润绝对值的增量进行检验。正态性检验结果发现，各类上市公司的操控性应计利润绝对值的增量都不服从正态分布，因此采用符号秩方法来检验上市公司变更审计师前后盈余管理程度的差异，检验结果如表所示。表基于模型的小样本因果关系检验序号配对变量模型结论不构成的原因这是由于斜率系数发生显著的结构变化，以年为结构突变点将样本期间分为年至年与年至年两个子期间。限于篇幅，未将操控性应计利润估计过程列示于此，有兴趣者可向作者索取。第类，第类，第类，第类和类正态性检验的值及值分